供給沖擊、財政沖擊、貨幣沖擊與中國經(jīng)濟波動＊——基于SVAR方法的分析

米詠梅，王憲勇

（1.東北財經(jīng)大學(xué) 社會與行為跨學(xué)科研究中心，遼寧 大連 116025；2.大通證券股份有限公司 資產(chǎn)管理部，遼寧 大連 116000）

一、引言

什么是導(dǎo)致中國經(jīng)濟波動最主要的原因？是供給沖擊還是需求沖擊？這是研究中國經(jīng)濟周期波動的非常重要的問題。在理論上，它可以作為標(biāo)準(zhǔn)之一來衡量RBC理論和凱恩斯理論在經(jīng)驗上哪個更接近中國現(xiàn)實，為建立反映中國經(jīng)濟周期特征的經(jīng)濟周期波動的理論模型提供一個方向或評價方式；在實踐上，它可以使人們根據(jù)不同沖擊對中國經(jīng)濟波動影響的相對重要性，選擇恰當(dāng)?shù)臅r機和力度來實施財政政策和貨幣政策，從而更有效地熨平經(jīng)濟波動。然而，對此問題學(xué)者們顯然沒有達成一致的意見。

很多學(xué)者認(rèn)為中國經(jīng)濟波動的主要原因來自總需求沖擊。Zhang和Wan［1］認(rèn)為，需求沖擊是導(dǎo)致中國經(jīng)濟波動的主要因素，而供給沖擊在一段時間后則顯示出更大的重要性；在不同時期，需求沖擊的不同部分對波動的貢獻率是不同的，在1985—1990年間，需求沖擊的推動力是消費和固定資產(chǎn)投資，但在1991—2000年間，推動力則是固定資產(chǎn)投資和世界需求，而宏觀經(jīng)濟政策在引發(fā)或阻礙周期性經(jīng)濟波動方面并沒有發(fā)揮重要作用。也就是說，固定資產(chǎn)投資一直在經(jīng)濟波動中起著重要的作用。這些觀點與Brandt和Zhu［2］的觀點類似，他們強調(diào)投資在中國經(jīng)濟波動中的重要作用。林毅夫和龔剛［3－4］認(rèn)為，過度投資引起了中國經(jīng)濟的波動。過度投資不僅在未建成生產(chǎn)能力前創(chuàng)造了過度需求，從而加速了通貨膨脹，而且在建成后突然增加了大量的生產(chǎn)能力，所以當(dāng)政府通過需求管理采取反通脹政策時，生產(chǎn)能力就會過剩，從而產(chǎn)生通貨緊縮。此外，劉金全、范劍青和劉志剛［5］－［7］以及郭慶旺和賈俊雪［8］等人也都認(rèn)為，中國經(jīng)濟波動與投資相關(guān)。宋國青［9－10］認(rèn)為，利率在解釋中國經(jīng)濟波動中起著至關(guān)重要的作用。中國宏觀經(jīng)濟波動的基本原因是對名義利率的控制導(dǎo)致真實利率的大幅波動，而中國的消費、投資和凈出口對利率的變動都很敏感，所以真實利率變動引起總需求的大幅變動，進而引起產(chǎn)出的波動。

還有很多學(xué)者認(rèn)為總供給沖擊才是中國經(jīng)濟波動的主要原因。龔剛［11］認(rèn)為，總需求沖擊可以在一定程度上解釋經(jīng)濟波動，但是更為重要的因素則是總供給沖擊。卜永祥和靳炎［12］的研究表明，技術(shù)沖擊可以解釋76％的中國經(jīng)濟波動。龔敏和李文溥［13］的經(jīng)驗研究表明，1996—2005年間驅(qū)動中國經(jīng)濟波動的主要力量是總供給。他們認(rèn)為，高儲蓄導(dǎo)致的快速資本深化，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整引發(fā)的微觀市場資源配置效率的提高，以及近年來針對生產(chǎn)者的一系列減稅政策產(chǎn)生的對高新技術(shù)企業(yè)和資本密集型企業(yè)的激勵等，是供給能力擴張的重要原因。劉瑞明和白永秀［14］研究發(fā)現(xiàn)，由于政府保持著經(jīng)濟的控制權(quán)，政府組織中晉升激勵體制的周期性和中央政府的宏觀調(diào)控共同構(gòu)成了中國經(jīng)濟周期性波動的主要成因，中國的經(jīng)濟周期本質(zhì)上是“晉升體制周期”和“宏觀調(diào)控”結(jié)合的產(chǎn)物。

已有的文獻對理解中國經(jīng)濟周期提供了不同的思路和起點。從理論上說，任何一種經(jīng)濟現(xiàn)象都可能存在多種對其進行解釋的內(nèi)部邏輯自洽的模型，這些模型在解釋經(jīng)濟現(xiàn)象時可能是互補的，也可能是相互排斥的，但重要的是能夠從中找到解釋力最強的模型和最重要的因素。如果某種理論并不能解釋相應(yīng)的經(jīng)濟現(xiàn)象，就應(yīng)當(dāng)進行修正或舍棄［15］。

本文使用結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）方法，該方法是在對Sims的向量自回歸（VAR）方法的批評的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的。SVAR方法通過使用經(jīng)濟理論對VAR模型施加約束來識別結(jié)構(gòu)沖擊，在國外被學(xué)者們廣泛地用于經(jīng)濟周期波動研究中，如Bernanke［16］、Blanchard和Quah［17］以及Gali［18］等等。我國學(xué)者Zhang和Wan［1］、龔敏和李文溥［13］以及徐高［19］都也使用SVAR方法來識別不同沖擊對中國宏觀經(jīng)濟波動影響的研究。本文的研究是對這些已有研究成果的繼承和發(fā)展。第一，本文識別了三類沖擊，分別為供給沖擊、貨幣沖擊和政府支出沖擊，而已有研究只識別了供給沖擊和需求沖擊。同時識別三種沖擊的好處在于可以更明確地區(qū)分財政政策和貨幣政策各自對經(jīng)濟波動的影響。第二，本文發(fā)現(xiàn)了中國經(jīng)濟波動中的“產(chǎn)出之謎”和“價格之謎”，并對此進行了初步解釋。第三，從研究方法的角度來看，本文不但對SVAR模型施加了與已有研究相同的長期約束，而且還同時使用了短期約束，這是對中國經(jīng)濟波動源識別方法的進一步完善。第四，本文使用中國2004年經(jīng)濟普查后經(jīng)過調(diào)整的季度數(shù)據(jù)，不僅數(shù)據(jù)更精確，而且比年度數(shù)據(jù)有更大的樣本容量，增加估計的準(zhǔn)確性。

二、模型

SVAR方法是在對VAR方法的批判性發(fā)展中建立起來的。VAR方法產(chǎn)生于Sims（1980）開創(chuàng)性的研究。VAR方法在建立之初主要用于預(yù)測，由于缺乏經(jīng)濟理論基礎(chǔ)，所以受到了 Cooley和LeRoy［20］等的很多批評。作為對這一批評的回應(yīng)，Sims、Bernanke［16］、Blanchard和 Watson［21］以及Blanchard和Quah［17］將VAR方法發(fā)展為結(jié)構(gòu)VAR方法，即SVAR方法。SVAR方法通過施加長短期約束來識別經(jīng)濟波動的不同沖擊源，并確定各個沖擊源的相對重要性。

本文在一個4變量的系統(tǒng)中研究4個不同沖擊對經(jīng)濟波動的影響，4個沖擊分別為技術(shù)沖擊、政府支出沖擊、貨幣供給沖擊和貨幣需求沖擊。變量的選擇遵循兩個標(biāo)準(zhǔn)：一是在多數(shù)宏觀經(jīng)濟模型中這些變量是內(nèi)生變量；二是要非常有助于識別結(jié)構(gòu)沖擊。

可以把包含上述4個沖擊的SVAR模型寫為：

其中，Zt=（yt，it，pt，mt）'為內(nèi)生變量的向量，變量yt、it、pt和mt分別表示產(chǎn)出、利率、價格水平和貨幣供給，A（L）是4×4的矩陣多項式，L為滯后算子，et為4×1的矩陣，包括4個不可觀察的結(jié)構(gòu)經(jīng)濟沖擊，e=（eas，ef，emd，ems），eas為技術(shù)沖擊，ef為政府支出沖擊，ems為貨幣供給沖擊，emd為貨幣需求沖擊。

假設(shè)4個結(jié)構(gòu)沖擊之間是獨立的和序列不相關(guān)的，et方差協(xié)方差陣為∑e。經(jīng)濟波動的原因可以通過估計et及其4個元素對產(chǎn)出和通脹的貢獻來獲得。

此模型也可以寫為：

其中，L為滯后算子。

為得到結(jié)構(gòu)沖擊et對Yt的影響，我們需要把SVAR轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的SMA形式：

其中，L為滯后算子，C（L）≡A（L）－1，C0=A0－1≠I。

在獲得SMA形式后，就可以求得1單位第i個沖擊eit變動對向量Zt中的某個變量yjt的動態(tài)影響Cs，計算公式為：

當(dāng)s=0時，C0表示1單位沖擊et對Yt的即期影響；當(dāng)s→∞時，Cs表示1單位沖擊et對Yt的長期影響。

但是，由于因變量的系數(shù)陣A0≠I，所以我們無法直接估計SVAR，也就無法寫出SMA形式，更無法求得沖擊ei對Yt的動態(tài)影響。我們可以直接估計的是VAR模型，因此我們通過估計VAR模型，并對估計結(jié)果施加一定的約束來獲得SVAR的表達式。

在（1）式的SVAR表達式兩邊同乘A0－1，可得一個SVAR的簡化式，即相應(yīng)的VAR形式：

其中，A0－1A1=B1，…，A0－1Ap=Bp，vt=A0－1et。

此時，由于A0－1Aj=Bj，j=1，2，…，p，如果已知Bj和A0，即可求得Aj；由于vt=A0－1et，如果我們已知vt和A0，就可求得et。在求得A1至Ap以及et后，我們就獲得了（1）式的SVAR表達式。為得到A1至Ap以及et，需要已知Bj、A0和vt的值，我們可以通過（5）式得到Bj和vt的值的一致估計值。因此，下一步就是要求得A0的值。

由于Eete't=I，vt=A0－1et，所以有：

由于方差協(xié)方差陣Ω為對稱陣，它只能為A0施加10個約束，A0中共有16個元素，所以還需要施加6個約束。

在使用SVAR方法的過程中，不同的學(xué)者往往使用不同經(jīng)濟理論對A0施加不同的約束。這些約束或是對A0施加零約束，或是對et中不同沖擊對zt中變量的不同長期影響施加約束。

為了識別總供給沖擊，我們使用Blanchard和 Quah［17］曾使用的長期約束。為了識別三種不同的總需求沖擊，即政府支出沖擊、貨幣供給沖擊和貨幣需求沖擊，同時借鑒Gali［18］等人的方法，對這個4變量系統(tǒng)又施加了短期約束。因此，本文同時使用了方法論部分提及的長期約束和短期約束，表1概括了這些約束。

表1 在SVAR模型中施加的結(jié)構(gòu)約束

為了將總供給沖擊與其他三種需求沖擊區(qū)分開來，我們施加了長期約束。長期約束表明，貨幣需求沖擊、貨幣供給沖擊和政府支出沖擊對產(chǎn)出沒有長期影響，只有總供給沖擊能夠?qū)DP產(chǎn)生長期影響，也就是說，總供給沖擊是使GDP具有單位根特征的惟一沖擊源。對此可能會存在一定爭議，一些增長模型表明，永久的政府支出沖擊對產(chǎn)出有長期效應(yīng)，因為它會影響到穩(wěn)態(tài)的資本存量。在存在通脹非中性（即Mundell－Tobin效應(yīng)）情況下，任何導(dǎo)致貨幣增長率永久性增加和通脹的沖擊都對產(chǎn)出有永久性影響。然而，即使這些效應(yīng)存在，相對于總供給沖擊，總需求沖擊對產(chǎn)出的影響也是很小的，因此也幾乎不能影響到模型的估計［17］。

因此，3個長期約束可表示為：

C12（1）=0，C13（1）=0，C14（1）=0

為了區(qū)分政府支出沖擊和兩種貨幣沖擊，施加的短期約束是兩種貨幣沖擊對產(chǎn)出沒有同期影響。在使用季度數(shù)據(jù)進行研究時，施加的約束是貨幣沖擊對產(chǎn)出的影響在1個季度后發(fā)生。這一約束的合理性在于：與政府支出沖擊相比，貨幣沖擊不會對商品和服務(wù)的需求產(chǎn)生直接影響，貨幣沖擊需要一定的傳導(dǎo)機制，即通過改變實際利率或?qū)嶋H匯率才能對總需求產(chǎn)生間接影響，所以貨幣沖擊對總需求的影響要慢于政府支出沖擊對總需求的影響。

為了區(qū)分貨幣供給沖擊和貨幣需求沖擊，我們施加了表1給出的3個短期約束。這3個假設(shè)成立的基本前提是：當(dāng)產(chǎn)出和通脹等宏觀變量發(fā)生變動時，由于信息滯后或決策時滯，貨幣當(dāng)局當(dāng)期不會系統(tǒng)地對所有變量的變動做出反應(yīng)。在第1個假設(shè)下，貨幣供給在幾個宏觀變量變動的當(dāng)期，可以對名義利率或GDP的變動做出反應(yīng)，但不會對價格水平的變動做出反應(yīng)。在第2個假設(shè)下，貨幣供給對價格水平和名義利率的變動做出反應(yīng)，而對GDP的變動沒有反應(yīng)。因此，兩個假設(shè)都使貨幣供給量隨名義利率而發(fā)生同期變動，這與向上傾斜的貨幣供給曲線（給定基礎(chǔ)貨幣）一致。在第3個假設(shè)下，給定利率和產(chǎn)出，對實際貨幣余額的需求不受價格同期變動的影響。

因此，所有的短期約束可以表示為：

S12=0，S13=0，A23（0）+A24（0）=0，A21（0）=0，A33（0）=0

其中，S=A－10，S12表示S中第1行第2列的元素，A23（0）表示位于矩陣A（0）中的第2行第3列的元素。

三、數(shù)據(jù)及其平穩(wěn)性檢驗

（一）數(shù)據(jù)來源及說明

本文使用利率R、CPI、GDP和廣義貨幣供給M2，采用1996年第1季度至2008年第3季度的季度數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

由于我國的利率是有管理的浮動利率制度，并未實現(xiàn)完全的利率市場化，也就不能反映貨幣市場的真實供求變化，因此，我們使用銀行間7天內(nèi)同業(yè)拆借加權(quán)平均利率作為市場化利率的代理變量，這種方法是許多學(xué)者研究利率市場化常常使用的方法，例如，謝平和羅雄［22］在研究中國貨幣政策是否遵循泰勒規(guī)則的過程中，使用上海銀行間同業(yè)拆借利率（SHIBOR）作為中國市場化利率的代理變量。本文沒有選取上海同業(yè)拆借市場利率而選用全國銀行間同業(yè)拆借利率（CHIBOR）的原因在于：全國銀行間同業(yè)拆借利率具有覆蓋面更廣泛的特點。

本文CPI采用同比生產(chǎn)者價格指數(shù)，同時將1995年第1季度作為基期，將此時的CPI定義為100，計算得到定基價格指數(shù)。我們使用定基價格指數(shù)對名義GDP進行平減，得到實際GDP。

我們選取M2的增長率反映貨幣供給，因為隨著金融創(chuàng)新的深入，M1只能反映部分貨幣供給，不能全面涵蓋基礎(chǔ)貨幣供給后貨幣乘數(shù)的全部作用。

所有變量在進行平穩(wěn)性檢驗前都取對數(shù)并使用X－11方法進行季節(jié)調(diào)整。

（二）單位根檢驗

變量的單整階數(shù)和變量間的協(xié)整關(guān)系對方差分解的結(jié)果有很大的影響。方差分解反映了總供給沖擊和總需求沖擊的相對重要性，因此必須對數(shù)據(jù)進行嚴(yán)格的平穩(wěn)性檢驗來確定單整階數(shù)和協(xié)整關(guān)系。

單位根檢驗方法很多，一般有DF、ADF檢驗和Philips的非參數(shù)檢驗（PP檢驗），其中Engle－Granger的基于殘差的ADF檢驗是最常用的檢驗方法。最大滯后長度（maxlag）選擇的根據(jù)是maxlag =int（12T/100）0.25。在使用ADF檢驗之前，還需要選定最優(yōu)滯后期，消除殘差的自相關(guān)性，以使殘差服從白噪聲過程。在確定系統(tǒng)的滯后長度的眾多方法中，AIC信息準(zhǔn)則、BIC信息準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則是最常用的確定最佳滯后期的方法。在本模型中，我們使用AIC信息準(zhǔn)則和BIC信息準(zhǔn)則，并權(quán)衡自由度進行滯后階數(shù)的選擇。

在ADF檢驗中還存在一個問題，即檢驗回歸中只包括常數(shù)，或同時包括常數(shù)和線性趨勢，或二者都不包括。本文選擇標(biāo)準(zhǔn)：通過變量的時序圖觀察，如果序列好像包含有趨勢（確定的或隨機的），序列回歸中應(yīng)既有常數(shù)又有趨勢；如果序列沒有表現(xiàn)任何趨勢且有非零均值，回歸中應(yīng)僅有常數(shù)；如果序列在零均值波動，檢驗回歸中應(yīng)既不含有常數(shù)又不含有趨勢。檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 單位根檢驗

（三）協(xié)整檢驗

對協(xié)整關(guān)系的檢驗有很多方法，如EG兩步法、Johansen極大似然法、頻域非參數(shù)譜回歸法和貝葉斯方法等。由于EG兩步法易于計算，因而在早期被廣泛采用，但其在小樣本下參數(shù)估計的誤差較大，而且分析結(jié)果不易解釋。經(jīng)模擬分析表明，Johansen極大似然法優(yōu)于EG兩步法。本文采用Johansen極大似然法來對協(xié)整關(guān)系進行檢驗。

協(xié)整檢驗對檢驗方程中差分項的滯后階數(shù)非常敏感，因此必須確定合理的滯后階數(shù)p。根據(jù)通常的做法，我們首先用不經(jīng)差分的數(shù)據(jù)估計1個VAR模型，然后運用與無約束VAR模型一樣的滯后長度檢驗方法，即AIC信息準(zhǔn)則和BIC信息準(zhǔn)則來確定最佳滯后長度。結(jié)果顯示，在無約束的VAR下，最佳滯后階數(shù)為2，因此檢驗方程中的差分項的滯后階數(shù)為2。

確定滯后階數(shù)后，還要確定數(shù)據(jù)中或協(xié)整方程中是否包含截距項或時間趨勢。按照是否包含截距項或時間趨勢，用于協(xié)整檢驗的模型基本可分為以下4類：第一，數(shù)據(jù)中無線性趨勢，協(xié)整方程中不包括截距項和趨勢項。第二，數(shù)據(jù)中無線性趨勢，協(xié)整方程中包括截距項，但不包括趨勢項。第三，數(shù)據(jù)中有線性趨定趨勢，協(xié)整方程中包括截距項，不包括趨勢項。第四，數(shù)據(jù)中有線性趨勢，協(xié)整方程中包括截距項和趨勢項。經(jīng)過觀察數(shù)據(jù)特征并進行假設(shè)檢驗，本文選擇第三種類型的模型進行協(xié)整檢驗，協(xié)整檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果

從結(jié)果中我們可以看到，在5％的顯著水平下，當(dāng)原假設(shè)為 r=0，λtrace值大于5％臨界值（63.2538＞47.8561），所以拒絕不存在協(xié)整的原假設(shè)；同時，當(dāng)原假設(shè)為r≤1，λtrace值也大于5％下的臨界值（32.5639＞29.7970），所以拒絕協(xié)整關(guān)系小于等于1的原假設(shè)；當(dāng)原假設(shè)為r≤2時，λtrace值也小于5％下的臨界值（9.4382＜15.4947），接受協(xié)整關(guān)系小于等于2的原假設(shè)。綜合以上分析，我們得到協(xié)整關(guān)系的個數(shù)為大于1且小于等于2，因此，協(xié)整關(guān)系的個數(shù)為2。λmax檢驗與λtrace值具有一致的結(jié)果。綜合以上兩種情況，我們可以得到結(jié)論：CPI與GDP、M2和利率之間存在協(xié)整關(guān)系，且協(xié)整關(guān)系的個數(shù)為2。

四、檢驗結(jié)果

（一）不同沖擊對宏觀經(jīng)濟的動態(tài)影響①由于篇幅所限，脈沖響應(yīng)函數(shù)圖備索。

1.供給沖擊

檢驗結(jié)果表明，1標(biāo)準(zhǔn)差的總供給沖擊對GDP的初始影響為0.1，超過了其他沖擊在同期對GDP的影響。對GDP的影響在第3期后達到最低點，在第10期后達到最高點，為0.13％，之后基本穩(wěn)定在這個水平。與多數(shù)模型的預(yù)測不同，供給沖擊在初期并沒有導(dǎo)致價格下降，而是增加了0.2％，在第2期迅速上升到觀察期內(nèi)的最高峰，影響達到1％。供給沖擊對通脹的影響在前5期內(nèi)經(jīng)歷了幾次大幅度的波動，然后影響逐漸消失。在結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)，供給沖擊引起了產(chǎn)出增加的同時，也引起了通脹的上升，而不是經(jīng)濟理論預(yù)測的通脹下降。

2.貨幣供給沖擊

1單位標(biāo)準(zhǔn)差的貨幣供給沖擊對GDP和通脹的影響都非常小，GDP變動幅度沒有超過0.0001％，通脹的變動沒有超過0.001％。而且對GDP如此小的影響在第10期后消失，對通脹的影響在第12期后消失。結(jié)果表明，擴張性的貨幣政策在短期內(nèi)（3個季度左右）引起了產(chǎn)出的下降、通脹的下降。這一現(xiàn)象與幾乎所有的宏觀經(jīng)濟理論的預(yù)測不一致，所以我們稱之為“產(chǎn)出之謎”和“價格之謎”。

3.貨幣需求沖擊

在考察一個正向的貨幣需求沖擊，即產(chǎn)出和利率保持不變時貨幣需求的意外增加對GDP和通脹的動態(tài)影響時，也產(chǎn)生了一個意外的結(jié)果，即貨幣需求并非貨幣供給的鏡像。如果把一個正向的貨幣需求沖擊看做一個負(fù)向的貨幣供給沖擊，那么結(jié)果顯然表明貨幣供給的擴張和貨幣供給的減少對經(jīng)濟的影響程度是不對稱的，貨幣供給對宏觀經(jīng)濟的影響小，對GDP的影響程度最大為0.0001％，對通脹的影響程度最大為0.001％。而貨幣供給的減少引起產(chǎn)出變動的最大幅度為0.02％，引起通脹變動的最大幅度為1％。

貨幣供給的增加與貨幣供給減少（貨幣需求增加）對產(chǎn)出和通脹影響的非對稱性與劉金全［23］和陳建斌［24］的研究結(jié)論是一致的。

事實上，這種非對稱性并非中國所獨有，是發(fā)達國家和發(fā)展中國家貨幣的產(chǎn)出效應(yīng)的共同特點。很多國外學(xué)者（如Cover［25］等）對日本和美國的貨幣政策效果的經(jīng)驗研究也表明了貨幣供給的緊縮和擴張對產(chǎn)出具有非對稱影響。

4.政府支出沖擊

1單位標(biāo)準(zhǔn)差的政府支出沖擊的動態(tài)影響與多數(shù)經(jīng)濟理論預(yù)測的相同。政府支出沖擊作為一種需求沖擊引起了通脹的上升，初期上升了0.4％，隨后這種影響迅速下降為0，第3期又上升到0.4％，直到第8期，政府支出沖擊對通脹的影響才趨于消失。

政府支出沖擊對GDP的初期影響與其他兩種需求沖擊，即貨幣供給沖擊和貨幣需求沖擊的影響類似，都引起了產(chǎn)出的下降，說明我國的政府支出存在著擠出效應(yīng)。但是無論與正向貨幣供給沖擊或負(fù)向貨幣供給沖擊（即貨幣需求沖擊）相比，政府支出沖擊其對產(chǎn)出的影響都大的多，最大的影響程度為0.04％。

（二）沖擊的相對重要性

從表4中可以看出，總供給沖擊對產(chǎn)出的影響在初期便已達到83.51％，并且隨著時間的推移而逐漸增加，在第18期達到了98.20％。貨幣供給沖擊對產(chǎn)出的影響最小，貨幣擴張對產(chǎn)出的影響是中性的。貨幣需求沖擊對產(chǎn)出的影響呈倒U型，在第5期到達最高峰，其貢獻率為1.63％，然后逐漸減少，在第25期的貢獻率為0.36％。政府支出沖擊在初期對產(chǎn)出的貢獻率為16.49％，隨后逐漸減少，在第25期已不足1％。政府支出沖擊在3種總需求沖擊中對產(chǎn)出的影響最大，其貢獻率占總需求沖擊總貢獻率的90％以上。

總體來說，總需求沖擊在中國產(chǎn)出波動中所起的作用非常有限，只有前兩期超過了10％。而總供給沖擊的貢獻率一直處于90％左右，所以要降低中國產(chǎn)出波動，應(yīng)該從降低總供給沖擊著手。

表5給出了通脹的方差分解。從表中可以看出，除了第1期外，從第2期開始，總供給沖擊對通脹的貢獻率為65.31％，雖然在第3期略有下降，但是以后各期基本穩(wěn)定在66％的水平上。表4反映出的總需求對產(chǎn)出變動的貢獻率只有10％左右，而表5表明總需求對通脹的貢獻則大的多，貢獻率為35％左右。其中，貨幣需求沖擊的貢獻率為20％左右，而政府支出沖擊的貢獻率則在15％左右。貨幣供給沖擊對通脹波動的貢獻非常之小，只有0.0001％。

表4 產(chǎn)出的方差分解 單位：％

表5 通脹的方差分解 單位：％

五、對結(jié)果的討論

（一）中國的供給沖擊

第四部分的檢驗結(jié)果顯示，供給沖擊是中國經(jīng)濟波動的主要原因，那么什么是中國的供給沖擊？

供給沖擊既包括自主研發(fā)的新技術(shù)，從國際貿(mào)易和FDI中引進吸收的國外先進技術(shù)，也包括從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的逐漸轉(zhuǎn)變這種制度變遷中生產(chǎn)要素有效配置得到的生產(chǎn)率的提升，在此過程中，資源在國有部門和非國有部門之間重新配置，由于國有經(jīng)濟和非國有經(jīng)濟的資源使用效率不同，這種資源調(diào)節(jié)就會影響整個經(jīng)濟的效率［26］。

供給沖擊還包括勞動力沖擊和能源沖擊。由于勞動力資源和價格的變動，數(shù)量眾多的農(nóng)民工從農(nóng)業(yè)進入工業(yè)，大大增加了勞動力的供給，而且其工資水平也較低，所以是一個正向供給沖擊，而勞動力價格上漲、“民工荒”的出現(xiàn)無疑是負(fù)向供給沖擊。另外，中國長期管制能源價格，如汽油、煤炭以及其他礦產(chǎn)資源，使其低于市場價格，這是正向供給沖擊；而隨著經(jīng)濟的發(fā)展，中國對世界市場的石油等大宗商品依存度逐漸提高，世界大宗商品價格上漲就會對中國經(jīng)濟形成很大的負(fù)向沖擊。

政府換屆也可以看做是一種供給沖擊。我國的市場化改革是政府主導(dǎo)的市場化改革，因此，政府換屆對經(jīng)濟波動有明顯的影響［27］。在1978—2003年，產(chǎn)出由下降轉(zhuǎn)為明顯上升的轉(zhuǎn)折點基本都發(fā)生在政府換屆期間，如1982年、1987年、1992年和2002年，只有1997年比較特殊。1997年爆發(fā)了亞洲金融危機，中央政府高度重視金融風(fēng)險，商業(yè)銀行普遍出現(xiàn)“惜貸”現(xiàn)象，政府換屆時拉升經(jīng)濟的大部分資金來源被切斷。因此，中國經(jīng)濟波動也具有政治經(jīng)濟周期的特點。

（二）政府支出的擠出效應(yīng)

從第三部分我們模擬得出的政府支出沖擊對產(chǎn)出影響的動態(tài)路徑可以看出，正向政府支出沖擊在短期引起產(chǎn)出的下降。這其中的原因在于政府支出在短期內(nèi)具有很大的擠出效應(yīng)。

政府支出所產(chǎn)生的擠出效應(yīng)或擠入效應(yīng)的大小，取決于其私人投資的邊際成本和邊際收益的影響，邊際成本的變動大于邊際收益的變動，產(chǎn)生擠出效應(yīng)；邊際成本的變動小于邊際收益的變動，產(chǎn)生擠入效應(yīng)。政府支出的融資方式和支出結(jié)構(gòu)都會對私人投資的邊際成本和邊際收益產(chǎn)生影響。政府支出的融資方式包括債務(wù)融資、稅費融資①包括稅收、行政事業(yè)性收費和國有企業(yè)的利潤分成。和發(fā)行貨幣。國債發(fā)行引起利率上升和稅收增加都會增加私人投資的邊際成本，大量的貨幣發(fā)行引起不穩(wěn)定高通脹，使私人的實際資本收益面臨不確定性，因此，無論采取何種方式融資，幾乎都會增加私人投資的邊際成本。而政府支出如果用于增加教育支出和醫(yī)療支出等人力資本支出或用于研發(fā)支出或用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，則就會增加私人資本的邊際收益；如果投入到私人投資競爭的領(lǐng)域，則會降低私人投資的邊際收益。

我們可以使用以上框架來分析我國政府支出的擠出效應(yīng)。在我國，政府支出采取債務(wù)融資是否會引起私人投資的減少需要進一步的分析，因為我國的利率并沒有實現(xiàn)完全的市場化，名義利率由中央銀行進行調(diào)整，因此政府債務(wù)融資不會改變名義利率。但是，由于我國的通脹是不穩(wěn)定的，從而實際利率是變動的，而且我國的投資對實際利率很敏感［10］，所以政府支出會通過利率渠道擠出投資，并影響總需求。事實上，經(jīng)驗研究［28］也支持了我們的理論預(yù)測，稅費收入（包括國有企業(yè)上繳利潤和行政事業(yè)性收費）和國債融資都對私人投資有擠出效應(yīng)。陳浪南和楊子暉［28］的經(jīng)驗研究表明，我國政府融資的方式（稅費收入、國債融資、貨幣融資）中，稅費收入和國債融資對私人投資都有擠出效應(yīng)，對私人投資的邊際影響分別為－2.922和－1.827，只有貨幣融資的方式對私人投資有擠進效應(yīng)，邊際影響為1.192，所以政府融資的凈效應(yīng)為擠出效應(yīng)。同時，政府支出的不同渠道對私人投資的凈效應(yīng)也是擠出效應(yīng)，公共投資、社會文教費、行政管理費對私人投資的邊際影響分別為2.393、9.774和－16.741。政府支出對消費的影響是引致還是擠出還存在爭論，但即使存在擠入效應(yīng)，根據(jù)經(jīng)驗研究，在1980—2004年間，1元政府支出最大只能增加2.837元的消費［29］，政府支出對凈出口有負(fù)面影響［30］。所以，我們可以看到政府支出沖擊的綜合效應(yīng)是引起產(chǎn)出下降。

（三）“產(chǎn)出之謎”和“價格之謎”

在第三部分，我們得到了一些與宏觀經(jīng)濟理論不一致或在中國的具體經(jīng)濟情況下不太可能出現(xiàn)的結(jié)果：第一，供給沖擊引起了通脹的上升。第二，正向貨幣供給沖擊在短期內(nèi)引起通脹的下降、產(chǎn)出的下降。這兩種情況在宏觀經(jīng)濟理論中沒有相關(guān)闡釋，我們可以把它們概括為“產(chǎn)出之謎”和“價格之謎”?！爱a(chǎn)出之謎”為正向總供給沖擊引起產(chǎn)出下降，正向貨幣供給沖擊引起產(chǎn)出下降；“價格之謎”為正向貨幣沖擊引起通脹下降。

徐高［19］在使用BQ方法進行的經(jīng)驗研究中也發(fā)現(xiàn)，供給沖擊造成了通脹的上升，而總需求沖擊引起通脹的下降。他認(rèn)為出現(xiàn)此問題的原因在于數(shù)據(jù)點較少，結(jié)果可能是不穩(wěn)健的；如果結(jié)果是穩(wěn)健的，也很難找到相關(guān)理論進行解釋。

我們使用季度數(shù)據(jù)，與徐高［19］的研究相比，本文使用的觀測點個數(shù)從29個增加到50個，但也不能排除結(jié)果不穩(wěn)健的可能。如果能夠使用月度數(shù)據(jù)進行研究，增加觀測點個數(shù)可能是個較好的方法。但是無法獲得公開發(fā)布的GDP月度數(shù)據(jù)，只能通過頻率轉(zhuǎn)化或其他估計方法來獲得，如何得到一個可信的月度數(shù)據(jù)還是一個值得繼續(xù)深入研究的問題。

如果數(shù)據(jù)沒有問題，也可能是識別約束存在問題，我們的理論約束假設(shè)共有6個，這可能有與中國的現(xiàn)實情況不一致之處。雖然這些假設(shè)基本都是所有宏觀理論所認(rèn)同的假設(shè)，但是是否與中國的現(xiàn)實一致，還需要通過大量的相關(guān)經(jīng)驗研究來證實或證偽。

如果數(shù)據(jù)和約束假設(shè)都沒有問題，那可能的情況就是中國經(jīng)濟波動中的沖擊傳導(dǎo)機制有其特殊性，這種特殊性可能源自目前我國與發(fā)達國家經(jīng)濟市場化程度之間的差異。那么，我們后續(xù)的研究工作就是建立能夠反映中國經(jīng)濟波動特征的經(jīng)濟波動模型?；诹忠惴颍?］為建立發(fā)展中國家宏觀經(jīng)濟理論框架所做出的開創(chuàng)性工作，我們認(rèn)為中國的技術(shù)進步與投資是緊密聯(lián)系在一起的，經(jīng)驗研究［31］表明，中國以設(shè)備形式體現(xiàn)的技術(shù)進步在1990—2005年間至少在5.1％—6.0％以上，還有經(jīng)驗研究表明，F(xiàn)DI為我國帶來了先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，所以持續(xù)的技術(shù)進步意味著投資的持續(xù)增加，而投資的增加會引起價格水平的上升，所以在現(xiàn)象上表現(xiàn)為正向技術(shù)沖擊引起價格水平的上升。

正向貨幣沖擊引起通脹的下降，我們沒有找到一個比較合理的解釋。但是如果可以確定正向貨幣供給沖擊引起了通脹的下降，那么由于中國名義利率基本不變，所以通脹下降引起實際利率的提高，由于中國的消費和投資對實際利率的變動都比較敏感［10］，所以實際利率的提高引起消費和投資的下降。因此，正向貨幣沖擊相當(dāng)于一個負(fù)向需求沖擊，引起產(chǎn)出的下降。

六、結(jié)論

在一個4變量SVAR系統(tǒng)中，我們使用Gali、Blanchard和Quah等人的研究方法，將1996年以來影響中國真實GDP和通脹的沖擊分解為供給沖擊、財政沖擊和貨幣沖擊。我們模擬了經(jīng)濟單獨受到某一種沖擊時的動態(tài)變化路徑，同時給出了不同沖擊對產(chǎn)出和通脹貢獻率的相對大小。

中國經(jīng)濟波動主要來源于供給沖擊?？偣┙o沖擊對產(chǎn)出波動的貢獻率為90％左右，對通脹波動的貢獻率為65％左右。因此，保持平穩(wěn)增長和平穩(wěn)的通脹，最有效的方法就是減少總供給沖擊，但是這要以犧牲高速增長為代價。我國計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)變中凸現(xiàn)的國有企業(yè)的巨額呆賬壞賬、提高國有企業(yè)效率引起的大量下崗工人和社會保障賬戶的空轉(zhuǎn)等問題，都需要高速的增長來解決和消化。

因此，在我國目前的情況下，減小經(jīng)濟波動的合理方式還是需要采取總需求管理的政策，即財政政策和貨幣政策。但是我們認(rèn)為，我國應(yīng)該采取總需求管理的政策不是基于凱恩斯主義所假設(shè)的總需求不足的基礎(chǔ)上，而是根據(jù)我國經(jīng)濟運行中所面臨的問題（如我們前文提到的失業(yè)和社會保障等問題）形成對宏觀經(jīng)濟政策調(diào)控的約束，因此，使用總供給管理政策來熨平經(jīng)濟波動的代價可能超過其得益。

由于貨幣供給沖擊效果的非對稱性，如果采用貨幣供給量作為貨幣政策工具來調(diào)控宏觀經(jīng)濟，在經(jīng)濟過熱時，采取緊縮性貨幣政策來抑制經(jīng)濟過熱是比較有效的；而在經(jīng)濟衰退期采取擴張性貨幣政策，效果可能就十分有限。

財政政策在短期內(nèi)可能存在比較大的擠出效應(yīng)，政府支出的增加在初期甚至引起產(chǎn)出的下降，同時引起通脹的迅速上升。因此，在衡量財政政策效果時，要特別重視時滯問題；否則，認(rèn)為財政政策無效，而加大政府支出力度，可能造成后期的高通脹。

檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，供給沖擊和貨幣沖擊對產(chǎn)出和通脹影響的動態(tài)路徑與已有宏觀經(jīng)濟理論的預(yù)測不一致，我們將此概括為“產(chǎn)出之謎”和“價格之謎”。“產(chǎn)出之謎”為正向總供給沖擊引起產(chǎn)出下降，正向貨幣供給沖擊引起產(chǎn)出下降；“價格之謎”為正向貨幣沖擊引起通脹下降。其中，“價格之謎”與徐高［19］的研究具有相似性，他的研究發(fā)現(xiàn)，正向的總需求沖擊引起了通脹的下降，但與此不同的是，由于我們研究了兩種需求沖擊對經(jīng)濟的影響，發(fā)現(xiàn)只有正向貨幣沖擊引起通脹的下降。而龔敏和李文溥的研究結(jié)果與主要宏觀經(jīng)濟理論的預(yù)測結(jié)果一致。所以，“產(chǎn)出之謎”和“價格之謎”是本文對中國經(jīng)濟波動現(xiàn)象的一個新發(fā)現(xiàn)。

對于“產(chǎn)出之謎”和“價格之謎”，我們只是進行了初步的解釋。后續(xù)的研究工作應(yīng)是對此結(jié)果的穩(wěn)健性進行深入的研究，如果此結(jié)果是穩(wěn)健的，則需要修正已有宏觀經(jīng)濟理論甚至重新建立一個完全不同于已有理論的宏觀經(jīng)濟理論，用于分析中國的宏觀經(jīng)濟波動。

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