中國宏觀經(jīng)濟(jì)總量波動(dòng)趨勢(shì)檢驗(yàn)——基于結(jié)構(gòu)突變單位根理論的分析

任燕燕 袁麗娜

一、問題的提出

單位根理論的最主要的意義在于如果一個(gè)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列是含有單位根的,那么它的趨勢(shì)是隨機(jī)的,由隨機(jī)信息累加得到。每一個(gè)隨機(jī)信息對(duì)該序列的未來運(yùn)動(dòng)方向都具有持續(xù)的影響。即現(xiàn)實(shí)生活當(dāng)中任何沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)體系的影響都將是持久的,短時(shí)間之內(nèi)不能得以消除。而如果經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列不含單位根,則它的趨勢(shì)沿著確定性均衡路線上下隨機(jī)波動(dòng),外界的沖擊只是對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的局部產(chǎn)生短暫性影響,并不能對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期均衡路徑產(chǎn)生持久性沖擊。不同的結(jié)論對(duì)政府政策主導(dǎo)下的宏觀調(diào)控有著重要影響。因此,對(duì)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的研究和應(yīng)用首先要確定其是否含有單位根。

但是,常規(guī)的單位根檢驗(yàn)方法如ADF檢驗(yàn)法、PP檢驗(yàn)法等,并沒有考慮經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列受到重大沖擊發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的情況。目前,有關(guān)含有結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)的研究屬于新興領(lǐng)域,尤其是國內(nèi)的研究和應(yīng)用甚少。

二、國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)綜述

1.國外理論研究綜述

Nelson&Plosser(1982)①Nelson,C.R.,and Plosser,C.,“Trends and Random Walks inMacroeconomic Time Series:Some Evidence and Implications”,Journal ofM onetary Econom ics,1982(10):139-162.是較早對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)序列到底是帶有趨勢(shì)的平穩(wěn)波動(dòng)序列還是不帶確定性趨勢(shì)的非平穩(wěn)序列進(jìn)行研究的學(xué)者之一。他們分析了美國 14個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量,檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為除了失業(yè)率序列之外其他 13個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)序列都屬于差分平穩(wěn)過程,這也就意味著對(duì)于大多數(shù)的宏觀經(jīng)濟(jì)總量而言,當(dāng)前的沖擊對(duì)其長(zhǎng)期水平具有持久性的影響。

通過對(duì)美國經(jīng)濟(jì)發(fā)展史的深入研究,Perron(1989)①Perron,P.,“The great crash,the oil price shock,and the unit root hypothesis”,Econometrica,1989(57):1361-1401.認(rèn)為 1929年的經(jīng)濟(jì)大蕭條和 1973年的石油價(jià)格危機(jī)對(duì)經(jīng)濟(jì)總量產(chǎn)生了巨大影響。因此,他將上述事件作為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)納入單位根檢驗(yàn)體系,并建立了一個(gè)相對(duì)完備的理論體系,從而成為結(jié)構(gòu)突變單位根檢驗(yàn)的里程碑。Perron(1989)對(duì)Nelson&Plosser(1982)中的數(shù)據(jù)進(jìn)行了再次檢驗(yàn),認(rèn)為絕大多數(shù)的宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)并不具有單位根,在允許 1929年的截距變化和 1973年后的斜率變化的情況下,絕大多數(shù)的宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是分段趨勢(shì)平穩(wěn)的。

考慮到 Perron(1989)將結(jié)構(gòu)突變看作是外生的局限性,Zivot&Andrew(1992)②Zivot,E.,and Andrews,D.,“Further Evidence on the Great Crash,the Oil-Price Shock,and the Unit-Root Hypothesis”,Journal ofBusiness and Economic Statistics,1992(10):251-270.將 Perron(1989)有條件的單位根檢驗(yàn)擴(kuò)展為無條件的單位根檢驗(yàn),再次檢驗(yàn)了 Perron(1989)的樣本數(shù)據(jù)集,結(jié)果顯示:如果采用漸進(jìn)分布得到的臨界值,那么在 5%的顯著性水平上,Perron(1989)所認(rèn)為的可以拒絕單位根假設(shè)的 10個(gè)序列中有 4個(gè)序列是無法拒絕零假設(shè)的,而且在 5%或者 10%的顯著性水平上無法拒絕戰(zhàn)后真實(shí) GNP季度序列是含有單位根的;而如果采用有限樣本分布得到的臨界值,那么在 5%的顯著性水平上無法拒絕另外3個(gè)總量是含有單位根的③該結(jié)論也稱為“逆 Perron現(xiàn)象”。。

同時(shí)對(duì)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的外生假設(shè)提出質(zhì)疑的還有 Christiano(1992)④Christiano,L.,“Searching for a Break in GNP”,Journal of Business and Econom ic Statistics,1992(10):237-250.和 Banerjee、Lumsdaine&Stock (1992)⑤Banerjee,A.,Lumsdaine,R.,and Stock,J.,“Recursive and Sequential Testsof theUnit-Root and Trend-Break Hypotheses:Theory and International Evidence”,Journal of Business and Econom ic Statistics,1992(10):271-287.。Perron也意識(shí)到外生性假設(shè)的局限性,與 Vogelsang一起于 1992年⑥Perron,P.,and Vogelsan,T.,“Nonstationarity and Level Shiftswith an Application to Purchasing Power Parity”,Journal of Business and Econom ic Statistics,1992(10):301-320.放棄了之前的外生性假設(shè),對(duì)所有可能的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)進(jìn)行檢驗(yàn),認(rèn)為美國和英國、美國和荷蘭之間的真實(shí)匯率是含有截距突變的平穩(wěn)序列。但是,即使是采用結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)內(nèi)生決定的方式,Perron(1997)對(duì) 1989年研究中的宏觀經(jīng)濟(jì)序列進(jìn)行二次驗(yàn)證,結(jié)果仍然支持當(dāng)初的結(jié)論,他指出對(duì)數(shù)據(jù)處理方式、模型選擇以及滯后階數(shù)確定的差異是造成結(jié)果偏差的主要原因。

鑒于無法證明只包含一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)是否是宏觀經(jīng)濟(jì)總量動(dòng)態(tài)特征的最好描述,Lumsdaine&Papell (1997)⑦Lumsdaine,R.,Papell,D.,“Multiple Trend Breaks and the Unit-RootHypothesis”,The Review of Econom ics and Statistics,1999(79):212-218.將 Zivot&Andrew(1992)的方法延伸到了考慮兩個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),與 Zivot&Andrew (1992)的結(jié)論相比,更多的總量是分段趨勢(shì)平穩(wěn)的,但其數(shù)量要少于 Perron(1989)的結(jié)果。Lumsdaine& Papell(1997)與 Zivot&Andrew(1992)研究結(jié)果的差異說明了結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的個(gè)數(shù)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)總量動(dòng)態(tài)特征的驗(yàn)證結(jié)果有一定干擾性。

Sen(2000)⑧Sen,A.,“OnUnitRoot TestsWhen TheAlternative Is a Trend-Break Stationary Process”,working paper,Departmentof Economics,University of M issouri-Rolla,2000(21):1-45.指出如果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭型蛔冃问降脑O(shè)定與實(shí)際的數(shù)據(jù)生成過程不吻合,就會(huì)導(dǎo)致模型檢驗(yàn)功效的嚴(yán)重?fù)p失。故其建議在實(shí)際應(yīng)用過程中要遵循從一般到特殊的原則進(jìn)行試驗(yàn),最終確定結(jié)構(gòu)突變的形式。

2.國內(nèi)理論研究綜述

研究中國宏觀經(jīng)濟(jì)總量動(dòng)態(tài)特征的文章一般都是采用傳統(tǒng)的單位根檢驗(yàn),結(jié)果認(rèn)為總量變量是 I(1)或者差分平穩(wěn)的。考慮到中國經(jīng)濟(jì)在新中國成立之后經(jīng)歷了眾多大的變革,因此在總量上存在結(jié)構(gòu)變化的可能性很大。

Xiao-MingLi(2000,2005)對(duì)中國宏觀經(jīng)濟(jì)總量的結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行了一系列研究。Li(2000)⑨Li,X.M.,“The GreatLeap Forward,Economic Reform,and theUnitRootHypothesis:Testing forBreaking Trend Functions in China’s GDPData”,Journal of Comparative Econom ics,2000(28):814-827.利用中國1952-1998年的樣本數(shù)據(jù)對(duì)真實(shí) GDP和第一、二、三產(chǎn)業(yè)的真實(shí)產(chǎn)出等四個(gè)序列進(jìn)行了分析。在不考慮結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)時(shí),檢驗(yàn)結(jié)果顯示上述四個(gè)序列都是含有單位根的,第一、二、三產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出對(duì)數(shù)序列是差分平穩(wěn)的即 I(1),而 GDP是具有非線性時(shí)間趨勢(shì)的隨機(jī)游走過程。這與大多數(shù)沒有考慮結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的文獻(xiàn)分析結(jié)果是吻合的。但是考慮新中國成立以來歷史的巨大波動(dòng),忽略結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)是不合理的,因此他根據(jù)歷史事件對(duì)經(jīng)濟(jì)趨勢(shì)的改變程度,選擇了帶有兩個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的模型進(jìn)行分析,認(rèn)為上述四個(gè)序列是分段趨勢(shì)平穩(wěn)過程而不存在單位根。Li(2005)①Li,X.M.,“China’s Economic Growth:What doWe Learn from Multiple-break Unit Root Tests”,Scottish Journal of Political Economy,2005 (52):261-281.又對(duì)中國 1952-2002年間第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出和第二、三產(chǎn)業(yè)的職工人均產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)特征進(jìn)行了研究,結(jié)果顯示在考慮三個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的情況下所有的總量都是分段趨勢(shì)平穩(wěn)的。

Smyth&Inder(2004)②Smyth,R.,and InderB.,“Is Chinese Provincial Real GDP per capita Non-stationary?Evidence from Multiple Trend Break Unit Root Tests”, China Econom ic Review,2004(15):1-24.指出 Li(2000)所采用的 t統(tǒng)計(jì)量是 Perron(1997)只考慮一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)時(shí)的臨界值,但是模型卻是含有兩個(gè)突變點(diǎn)的,并不匹配。他們對(duì)中國 1952-1998年間 25個(gè)省、自治區(qū)和直轄市年度人均真實(shí) GDP進(jìn)行了研究。他們首先對(duì)樣本期間的人均真實(shí) GDP進(jìn)行了沒有結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)和含一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的分析,ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示大約有四分之三的省份的人均真實(shí) GDP是含有單位根的。ADF、PP、ERS(Elliot、Rothenberg&Stock,1996)檢驗(yàn)結(jié)果顯示在含有一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的情況下,25個(gè)省份中85%以上是具有單位根的。在考慮兩個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)時(shí),當(dāng)兩個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)同時(shí)出現(xiàn)在趨勢(shì)方程的斜率和截距項(xiàng)上時(shí)比結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)僅出現(xiàn)在趨勢(shì)方程的截距項(xiàng)上時(shí),單位根假設(shè)被拒絕的可能性增大。但是總體來說,在考慮兩個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)時(shí),大約有一半省份的人均真實(shí) GDP序列是分段趨勢(shì)平穩(wěn)的。

在Li(2000,2005)、Smyth&Inder(2004)的研究基礎(chǔ)上,梁琪、滕建州 (2006a)③梁琪、滕建州:《中國宏觀經(jīng)濟(jì)和金融總量結(jié)構(gòu)變化及因果關(guān)系研究》,《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第 1期。對(duì)包括反映總產(chǎn)出、生產(chǎn)要素、總需求和金融發(fā)展等在內(nèi)的10個(gè)中國宏觀經(jīng)濟(jì)和金融總量的動(dòng)態(tài)特征進(jìn)行了研究,并且在研究結(jié)果的基礎(chǔ)上對(duì)分段趨勢(shì)平穩(wěn)的總量進(jìn)行了消除趨勢(shì)的處理,存在兩個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的模型回歸結(jié)果表明 10個(gè)經(jīng)濟(jì)變量中有 6個(gè)是分段趨勢(shì)平穩(wěn)的。采用Lee&Strazicich(1999,2004)所提出的最小LM單位根檢驗(yàn)方法,梁琪、滕建州(2006b)④梁琪、滕建州:《我國總產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)特征研究——基于最小拉格朗日乘數(shù)單位根檢驗(yàn)的實(shí)證分析》,《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2006年第 6期。再次驗(yàn)證了我國名義 GDP、實(shí)際 GDP和實(shí)際人均 GDP是分段趨勢(shì)平穩(wěn)過程。

欒惠德、張曉峒(2006)⑤欒惠德、張曉峒:《中國人口時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn):基于結(jié)構(gòu)突變理論》,《經(jīng)濟(jì)學(xué)報(bào)》2006年第 2期。通過蒙特卡羅模擬討論了含有兩次內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷脑O(shè)定問題,并運(yùn)用這一模型對(duì)我國人口時(shí)間序列進(jìn)行了檢驗(yàn),得出結(jié)論認(rèn)為其服從含有兩次結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的趨勢(shì)平穩(wěn)過程。

三、我國宏觀經(jīng)濟(jì)總量波動(dòng)趨勢(shì)的實(shí)證檢驗(yàn)

1.變量的選擇、樣本區(qū)間和數(shù)據(jù)處理

為了探討中國宏觀經(jīng)濟(jì)總量的動(dòng)態(tài)特征,本文選取了名義 GDP、真實(shí) GDP、第一、二、三產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值、名義工資、實(shí)際工資、就業(yè)、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、金融機(jī)構(gòu)存款總額、貸款總額、固定投資、最終消費(fèi)、進(jìn)出口總額和外匯儲(chǔ)備等涵蓋經(jīng)濟(jì)發(fā)展各方面的 15個(gè)指標(biāo)進(jìn)行驗(yàn)證,同時(shí)考慮到人均經(jīng)濟(jì)變量中要使用人口總數(shù)進(jìn)行平減,故本文也將全國總?cè)丝诩{入驗(yàn)證的指標(biāo)范圍內(nèi)。各宏觀變量數(shù)據(jù)分別來源于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、2000-2007年各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中,除了進(jìn)出口總額序列時(shí)間跨度為 1950-2006年,全國總?cè)丝跁r(shí)間跨度為 1949-2006年,其余序列的時(shí)間跨度均為 1952-2004年。除外匯儲(chǔ)備序列⑥我國外匯儲(chǔ)備在 1980年曾為負(fù)值。之外所有序列取自然對(duì)數(shù)。真實(shí) GDP是名義 GDP經(jīng)過平減之后得到的。真實(shí) GDP即名義 GDP除以 1952年為基期的 GDP消減指數(shù)后的結(jié)果。第一、二、三產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值源于三大產(chǎn)業(yè)名義產(chǎn)出總量。名義工資源于全國職工工資總額。實(shí)際工資是以 1952年為基期的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)對(duì)名義工資進(jìn)行價(jià)格平減之后得到的。就業(yè)源于全國就業(yè)人員。消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)是對(duì)以 1950年為基期的指數(shù)的調(diào)整,最終確定為 1952年為基期,反映了 1952年以來物價(jià)水平的總體變動(dòng)。金融機(jī)構(gòu)存款總額和貸款總額在一定程度上反映我國金融發(fā)展的整體水平。固定投資、最終消費(fèi)、進(jìn)出口總額和外匯儲(chǔ)備均取名義量進(jìn)行驗(yàn)證。

2.不含結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行含有結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)之前,必須首先驗(yàn)證宏觀經(jīng)濟(jì)總量在整體樣本區(qū)間上不含結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)時(shí)的平穩(wěn)性。

本文采用ADF檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)以及 ERS檢驗(yàn)的兩種方法DF-GLS檢驗(yàn)和 PT檢驗(yàn)對(duì)上述16個(gè)宏觀變量進(jìn)行常規(guī)單位根檢驗(yàn)。在這 5種方法中,KPSS檢驗(yàn)的零假設(shè)為被檢驗(yàn)序列是趨勢(shì)平穩(wěn)變量,其余 4種方法的零假設(shè)均為被檢驗(yàn)序列是含有單位根的非平穩(wěn)時(shí)間序列。本文取 pmax=10。使用 Eviews 5.0軟件,基于 t-sig方法①t-sig方法的核心思想是對(duì)滯后階數(shù) p的選取依據(jù) t統(tǒng)計(jì)量的顯著性。即保證檢驗(yàn)式中最后一個(gè)自回歸滯后項(xiàng)系數(shù)的 t統(tǒng)計(jì)量是顯著的。選擇檢驗(yàn)式中的差分滯后階數(shù) p。對(duì)檢驗(yàn)式(1)的檢驗(yàn)結(jié)果見表 1。

其中:△yt=yt-yt-1為變量 yt的一階差分,

表1 不含結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表 1的檢驗(yàn)結(jié)果看出,對(duì)于名義 GDP、真實(shí) GDP、第一、二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、名義工資、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、金融機(jī)構(gòu)存款總量、固定投資、最終消費(fèi)、進(jìn)出口總額、外匯儲(chǔ)備和全國總?cè)丝谶@ 14個(gè)序列來說,無論是ADF檢驗(yàn)結(jié)果還是 KPSS、PP、ERS檢驗(yàn)結(jié)果均顯示它們是具有單位根的非平穩(wěn)序列。但第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、實(shí)際工資、就業(yè)、金融機(jī)構(gòu)貸款總量這 4個(gè)變量的ADF、KPSS、PP、ERS檢驗(yàn)結(jié)果并不完全吻合。ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示,序列第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和金融機(jī)構(gòu)貸款總量分別在 10%和 5%的顯著性水平下拒絕單位根假設(shè),而 KPSS、PP、ERS檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為這 2個(gè)序列是含有單位根。就業(yè)在 KPSS檢驗(yàn)中接受了原假設(shè),認(rèn)為序列本身是平穩(wěn)的,但是其它 4種檢驗(yàn)均推翻了 KPSS檢驗(yàn)的認(rèn)知。基于此,我們?nèi)耘f將第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)量、就業(yè)和金融機(jī)構(gòu)貸款總量作為非平穩(wěn)序列進(jìn)行更深入的研究。但是對(duì)于實(shí)際工資序列 KPSS、PP、DF-GLS和PT檢驗(yàn)等四種方法都拒絕了單位根假設(shè),故認(rèn)為該序列本身是平穩(wěn)的,不再進(jìn)行含有結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)。

3.含有一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)

在不含結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)過程中,如果檢驗(yàn)結(jié)果拒絕單位根過程,則可認(rèn)為該序列是平穩(wěn)序列;但若是非平穩(wěn)的,則還不能得出最終結(jié)論,因?yàn)闄z驗(yàn)研究的假設(shè)前提是序列的數(shù)據(jù)生成過程是無結(jié)構(gòu)變化的。而在現(xiàn)實(shí)情況中,由于受到劇烈的外生沖擊都可能導(dǎo)致序列的數(shù)據(jù)生成過程的結(jié)構(gòu)突變。如果在檢驗(yàn)過程中不考慮這種突變,直接采用單位根檢驗(yàn),則會(huì)把一個(gè)帶有水平突變或者趨勢(shì)突變的退勢(shì)平穩(wěn)過程誤判為隨機(jī)趨勢(shì)平穩(wěn)過程,造成“偽單位根”。因此,需要對(duì)不含結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)過程中接受單位根結(jié)論的序列進(jìn)行進(jìn)一步的加入結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根驗(yàn)證。

中國經(jīng)濟(jì)在新中國成立之后經(jīng)歷了諸多變革,因此在總量上存在結(jié)構(gòu)變化的可能性很大。在將經(jīng)濟(jì)中的結(jié)構(gòu)變化看作是內(nèi)生,并允許一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的情況下,本文采用 Zivot&Andrew(1992)的三模型來研究中國宏觀總量的波動(dòng)特征。

按照從一般到特殊的模型選擇原則,首先使用 Zivot&Andrew(1992)的模型 C進(jìn)行檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)式中表示截距突變和斜率突變的虛擬變量系數(shù)均顯著,則表明模型 C是合適的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?不再使用模型A或模型B檢驗(yàn);如果檢驗(yàn)式中表示截距突變或者斜率突變的某個(gè)虛擬變量系數(shù)不顯著,則對(duì)其進(jìn)行剔除,只保留顯著變量進(jìn)行模型A(如果斜率虛擬變量不顯著)或模型B(如果截距虛擬變量不顯著)檢驗(yàn)。

首先,模型 C檢驗(yàn)式如下: TB是結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的年份;變量DUt是表示截距突變的虛擬變量;變量 DTt是表示斜率突變的虛擬變量其中即原假設(shè)為序列是非平穩(wěn)的,備擇假設(shè)為序列是一個(gè)以 TB時(shí)刻為分界點(diǎn)的分段平穩(wěn)過程。

本文采用 t-min統(tǒng)計(jì)量方法①t-min統(tǒng)計(jì)量方法檢驗(yàn)功效高,對(duì)突變點(diǎn)的判斷簡(jiǎn)單準(zhǔn)確,是目前國際理論界使用頻率較高的方法。來確定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn),通過使用 Eviews 5.0編程,對(duì)(2)式在區(qū)間 (0.15T, 0.85T)內(nèi)進(jìn)行迭代回歸,序列中最小值對(duì)應(yīng)的年份 TB為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)出現(xiàn)的時(shí)間。模型 C檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表 2 含有一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的模型 C單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注:(1)p表示滯后階數(shù),根據(jù) t-sig方法確定;(2)＊＊＊、＊＊、＊分別表示在 1%、5%、10%的顯著水平上拒絕原假設(shè);(3)下同。

模型 C檢驗(yàn)結(jié)果顯示第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、名義工資、就業(yè)、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、進(jìn)出口總額和全國總?cè)丝诘?個(gè)序列中變量DU和DT的系數(shù)均顯著,說明這 6個(gè)序列是適合采用該模型的。其中名義工資和就業(yè) 2個(gè)序列在 1%的顯著水平上拒絕單位根零假設(shè),意味著這 2個(gè)序列是含有 1個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的分段趨勢(shì)平穩(wěn)過程。而第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、進(jìn)出口總額和全國總?cè)丝?4個(gè)序列在加入結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)之后依舊拒絕單位根零假設(shè),即含有一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示這 4個(gè)變量是非平穩(wěn)的。

表 2檢驗(yàn)結(jié)果顯示采用模型 C檢驗(yàn)的真實(shí) GDP序列中表示斜率突變的虛擬變量DT系數(shù)不顯著,表示截距突變的虛擬變量DU系數(shù)則在 1%的顯著水平下顯著,因此需要剔除斜率突變因素,只采用含有截距突變點(diǎn)的模型A檢驗(yàn)。模型A檢驗(yàn)式如式(3)所示。

TB是結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的年份;變量 DUt是表示截距突變的虛擬變量,其中,使用 Eviews 5.0編程對(duì)真實(shí) GDP序列進(jìn)行模型A檢驗(yàn),結(jié)果如表 3所示。

表 3 含有一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的模型 A單位根檢驗(yàn)結(jié)果

含有一個(gè)截距突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明真實(shí) GDP序列在 1%的顯著水平上拒絕單位根假設(shè),即結(jié)果顯示該序列是分段趨勢(shì)平穩(wěn)的。真實(shí) GDP序列在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn) 1960年附近有較大跳躍,但是增長(zhǎng)速度并沒有改變。

表 2檢驗(yàn)結(jié)果顯示采用模型 C檢驗(yàn)的名義 GDP、第一二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、金融機(jī)構(gòu)存貸款總量、固定投資、最終消費(fèi)和外匯儲(chǔ)備等 8個(gè)序列中表示截距突變的虛擬變量DU系數(shù)不顯著,而表示斜率突變的虛擬變量DT系數(shù)在至多是 10%的顯著水平下顯著,因此需要剔除截距突變因素,只采用含有斜率突變點(diǎn)的模型 B檢驗(yàn)。模型B檢驗(yàn)式如式(4)所示。TB是結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的年份;變量 DUt是表示斜率突變的虛擬變量,其中,使用 Eviews 5.0編程對(duì)上述 8個(gè)序列進(jìn)行模型B檢驗(yàn),結(jié)果如表 4所示。

表 4 含有一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的模型 B單位根檢驗(yàn)結(jié)果

外匯儲(chǔ)備 1998 0.25 0.27 - - 124.97 0.93 8

由表 4含有一個(gè)斜率突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出名義 GDP、第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、金融機(jī)構(gòu)存款總量和固定投資 4個(gè)序列分別在 10%、5%、10%和 10%的顯著水平上拒絕單位根假設(shè),同時(shí) DT系數(shù)顯著。金融機(jī)構(gòu)貸款總量雖然在 1%的顯著水平上拒絕單位根假設(shè),但是DT系數(shù)并不顯著。其他 3個(gè)序列如第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、最終消費(fèi)和外匯儲(chǔ)備并不能拒絕單位根假設(shè),因此含有一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)表明這 3個(gè)序列仍舊是非平穩(wěn)的。

四、我國宏觀經(jīng)濟(jì)總量波動(dòng)趨勢(shì)分析

對(duì)表 2到表 4檢驗(yàn)結(jié)果的匯總分析如表 5所示。通過加入一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ万?yàn)證表明,在常規(guī)單位根檢驗(yàn)情況下均呈現(xiàn)非平穩(wěn)狀態(tài)的 15個(gè)宏觀序列,在加入一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)時(shí)只有 7個(gè)序列仍舊接受單位根假設(shè),有 8個(gè)序列被證明是分段趨勢(shì)平穩(wěn)過程。

表5 模型A、B、C檢驗(yàn)結(jié)果匯總

其中,在加入一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)時(shí)拒絕單位根原假設(shè)的 8個(gè)序列的檢驗(yàn)參數(shù)詳見表 6。

表6 分段趨勢(shì)平穩(wěn)序列檢驗(yàn)結(jié)果匯總

含有一個(gè)結(jié)構(gòu)突變單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示表 6所示 8個(gè)序列的長(zhǎng)期增長(zhǎng)路徑是固定的,只有少數(shù)足夠大的沖擊才能夠改變其長(zhǎng)期增長(zhǎng)趨勢(shì)。對(duì)于這些序列來說,其波動(dòng)是圍繞長(zhǎng)期增長(zhǎng)路徑的上下浮動(dòng),在結(jié)構(gòu)突變出現(xiàn)之前,序列的波動(dòng)不會(huì)過大的偏離長(zhǎng)期增長(zhǎng)路徑。

對(duì)于名義工資序列來說,結(jié)構(gòu)突變發(fā)生在 1983年,說明改革開放四年的積累對(duì)名義工資的長(zhǎng)期增長(zhǎng)路徑產(chǎn)生了正向效應(yīng)。對(duì)于就業(yè)來說,結(jié)構(gòu)突變的時(shí)間出現(xiàn)在 1989年,結(jié)構(gòu)突變截距虛擬變量系數(shù)為正,斜率突變虛擬變量系數(shù)為負(fù)。通過對(duì)原始數(shù)據(jù)的觀察,發(fā)現(xiàn)就業(yè)在 1989年出現(xiàn)截距突變的原因是第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的快速增長(zhǎng),第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員在樣本期內(nèi)的平均增長(zhǎng)率是 1.53%,但是在 1989-1990年間增長(zhǎng)率高達(dá) 17.3%。而就業(yè)量增長(zhǎng)速度的減小則歸咎于工種和工種需求量的穩(wěn)定。剔除 GDP的消脹因素之后,真實(shí) GDP序列的結(jié)構(gòu)突變發(fā)生在 1960年,且截距突變虛擬變量為負(fù),說明 1958-1959年的大躍進(jìn)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了直接的負(fù)面影響,使得真實(shí) GDP較之前有明顯下降,但是大躍進(jìn)只是顯著的減少了我國真實(shí)GDP的存量,對(duì)其增長(zhǎng)速度并沒有產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。對(duì)于名義 GDP序列而言,1979年改革開放的作用要大于大躍進(jìn)的影響。改革開放對(duì)名義 GDP的顯著影響在于加速了名義 GDP的增長(zhǎng)速度,使其在現(xiàn)有存量的基礎(chǔ)上迅猛增長(zhǎng)。第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值和固定投資序列的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)分別出現(xiàn)在 1981和 1982年,結(jié)構(gòu)突變虛擬變量系數(shù)均為正,說明經(jīng)過 1979年改革開放的積累和助力,二者的增長(zhǎng)速度均有所提高。對(duì)于金融機(jī)構(gòu)存款總量和貸款總量?jī)蓚€(gè)序列來說,它們的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)都發(fā)生在 1978年,斜率突變虛擬變量系數(shù)分別為 0.03和 0.01,說明文革的結(jié)束和即將開始的改革開放對(duì)銀行存貸款產(chǎn)生了長(zhǎng)期的正面影響。

本文確定的結(jié)構(gòu)突變時(shí)刻主要有三個(gè):1960年、1979年前后和 1989年,其中結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)發(fā)生在 1979年前后的有名義工資、名義 GDP、第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、金融機(jī)構(gòu)存款和貸款總量以及固定投資等 6個(gè)序列,而且這 6個(gè)序列在檢驗(yàn)過程中的結(jié)構(gòu)突變虛擬變量系數(shù)均為正。這說明 1979年的改革開放是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上的重大舉措,對(duì)我國宏觀經(jīng)濟(jì)起到了舉足輕重的促進(jìn)作用。改革開放的開始改變了我國部分宏觀經(jīng)濟(jì)總量的長(zhǎng)期發(fā)展路徑。

宏觀經(jīng)濟(jì)總量是分段趨勢(shì)平穩(wěn)還是單位根過程的結(jié)論有著重要意義。一方面,如果宏觀經(jīng)濟(jì)序列是含有單位根的非平穩(wěn)過程,那么序列是圍繞一個(gè)隨機(jī)趨勢(shì)波動(dòng)的,外在的任何沖擊都可以改變總量的長(zhǎng)期增長(zhǎng)路徑;另一方面,序列到底是具有單位根的還是分段趨勢(shì)平穩(wěn)的結(jié)論對(duì)研究宏觀經(jīng)濟(jì)總量之間相互關(guān)系具有重大的影響。