中國宏觀經(jīng)濟周期波動的協(xié)動性與非對稱性研究

唐曉彬，向蓉美

（1.成都信息工程學(xué)院統(tǒng)計學(xué)院，成都 610103；2.國家統(tǒng)計局統(tǒng)計信息技術(shù)與數(shù)據(jù)挖掘重點開發(fā)實驗室，成都 610103；3.西南財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院，成都 610074）

0 引言

長期以來，宏觀經(jīng)濟周期波動特征研究一直是學(xué)術(shù)界研究的重要領(lǐng)域，其主要集中在二個方面：一是經(jīng)濟周期波動非對稱性，即經(jīng)濟擴張階段與經(jīng)濟收縮階段的不對稱性，其主要的研究方法為Hamiltion(1989)的Markov機制轉(zhuǎn)換模型；二是經(jīng)濟周期波動的協(xié)動性，即各種經(jīng)濟活動一起上升或一起下降，通常表現(xiàn)為宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的投資、消費、出口與就業(yè)等經(jīng)濟變量的同步變動，其主要的研究方法為Stock和Watson(1989)的動態(tài)因子模型。近來，Diebold、Rudebusch(1996)和Kim、Nelson(1999)分別利用多變量動態(tài)Markov機制轉(zhuǎn)換的狀態(tài)空間模型將經(jīng)濟周期波動的非對稱性與協(xié)動性融合一起分析研究，更好地反應(yīng)經(jīng)濟周期波動特征，為經(jīng)濟周期波動特征的實證研究開辟了新的研究方法。

本文利用多變量動態(tài)的Markov機制轉(zhuǎn)換的狀態(tài)空間模型，結(jié)合中國1992第1季度至2009年第2季度的宏觀季度數(shù)據(jù)對中國經(jīng)濟周期波動的非對性與協(xié)動性融合一起進行分析研究，進而揭示出中國經(jīng)濟周期波動的特征與運行規(guī)律。

1 模型的設(shè)定

本文利用多變量動態(tài)Markov機制轉(zhuǎn)換的狀態(tài)空間模型對我國經(jīng)濟周期波動的協(xié)動性與非對稱性進行分析研究，并構(gòu)建出我國經(jīng)濟周期的計量模型。其模型由下列幾個公式構(gòu)成：

ΔYit(i=1,2,3,4,...,n)為第i個經(jīng)濟變量自然對數(shù)的一階差分，即該經(jīng)濟變量的增長率，λi(L)、ψi(L)與?(L)為滯后算子多項式。ΔCt為同步指數(shù)的增長率，為ΔYit的公因子成分，即各經(jīng)濟變量增長率的非觀測共同因子成分。Di+eit為第i宏觀指標(biāo)的異質(zhì)成分，其中Di為常數(shù)，eit為隨機變量。wt為擾動項且假定與εit相互獨立，δ為常數(shù)且決定同步指數(shù)的長期增長率，μSt為當(dāng)經(jīng)濟處于擴張狀態(tài)或收縮狀態(tài)時，同步指數(shù)增長率偏離其長期增長率的程度。St為狀態(tài)轉(zhuǎn)換變量，當(dāng)St＝0時，表明經(jīng)濟處于收縮狀態(tài)；當(dāng)St＝1時，表明經(jīng)濟處于擴張狀態(tài)。St的轉(zhuǎn)移概率矩陣為：

其中，p為收縮轉(zhuǎn)換概率，即經(jīng)濟前期處于收縮狀態(tài)時，當(dāng)期仍處于收縮狀態(tài)的概率，經(jīng)濟處于收縮狀態(tài)的平均持續(xù)期為1/(1-p)；q為擴張轉(zhuǎn)換概率，即經(jīng)濟前期處于擴張狀態(tài)時，當(dāng)前仍處于擴張狀態(tài)的概率，經(jīng)濟處于擴張狀態(tài)的平均持續(xù)期為1/(1-q)。

有（1）式，我們可以得出下列公式：

由于上式（6）中的參數(shù)Di，i=1,2,3,4,...,n,和δ過參數(shù)化，使得上述模型無法識別，因此，我們需要對各經(jīng)濟變量進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。設(shè) Δyit=(ΔYit-ΔYˉit)/std(ΔYit-ΔYˉit)，其中，ΔYˉit為 ΔYit的均值，std(ΔYit-ΔYˉit)為(ΔYit-ΔYˉit)的標(biāo)準(zhǔn)差。則上述模型中的（1）式和（3）式變?yōu)椋?/p>

其中，Δct=ΔCt-δ。

2 數(shù)據(jù)及實證分析

2.1 數(shù)據(jù)

多變量動態(tài)Markov機制轉(zhuǎn)換的狀態(tài)空間模型對經(jīng)濟周期的非對稱性與協(xié)動性的分析，首先需要選取一組宏觀經(jīng)濟指標(biāo)，選取的指標(biāo)要相互獨立且具有一定的代表性。由于投資、消費和出口是拉動經(jīng)濟增長的“三架馬車”，就業(yè)對經(jīng)濟增長起著至關(guān)重要的作用，為此，本文選取了固定資產(chǎn)投資完成額、社會消費品零售總額、出口額和城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員數(shù)的季度數(shù)據(jù)①數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)（www.cei.gov.cn），分別從投資、消費、出口、就業(yè)四個方面反映經(jīng)濟領(lǐng)域的變動情況。樣本期為1992年第1季度到2009年第2季度，共70個樣本數(shù)據(jù)，并利用1995年為基期的不變價格剔除價格影響因素。由于原始數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，為此采用Census X-12方法進行了季節(jié)調(diào)整，以剔除掉季節(jié)因素和不規(guī)則成分。

2.2 實證分析

對于模型中的滯后算子，即λi(L)、ψi(L)（i=1,2,3,4）和?(L)的確定，由于我們的樣本量較為有限且根據(jù)目前已有研究的通常做法，我們假定ψi(L)和?(L)為二階滯后，即ψi(L)=1-ψi1L-ψi2L2（i=1,2,3,4）和?(L)=1-?1L-?2L2。對于λi(L)，就固定資產(chǎn)投資完成額、社會消費品零售總額和出口額方程而言，我們假設(shè)λi(L)=λi（i=1,2,3），而城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員數(shù)，由于勞動力市場剛性，就業(yè)人數(shù)變化往往要略滯后于非觀測共同因素的變化(Stock and Watson，1989），所以我們假設(shè)λi(L)=λ4+λ41L+λ42L2+λ43L3（i=4）。由此，我們可以將上述模型用下面狀態(tài)空間的形式表示出來。

（1）測量方程：

（Δyt=HStβt+et）其中，y*it=yit-φi1yi,t-1-φi2yi,t-2,(i=1,2,3,4)；λ*41=-λ4φ41+λ41；λ*42=-λ4φ42-λ41φ41+λ42；

λ*43=-λ41φ42-λ42φ41+λ43；λ*44=-λ42φ42-λ43φ41；λ*45=-λ43φ42。（2）狀態(tài)方程：

其中，?(L)μSt=μSt-?1μSt-1-?2μSt-2。

將固定資產(chǎn)投資完成額、社會消費品零售總額、出口額和城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員數(shù)的季度數(shù)據(jù)分別代入上述模型，使用的是GAUSS9.0計量軟件，采用Gibbs抽樣方法對模型中的未知參數(shù)進行估計，具體計算時，我們共進行了10000次抽樣，為了提高估計的準(zhǔn)確度，我們舍棄了前2000次抽樣結(jié)果，只取最后8000次抽樣結(jié)果，最終的參數(shù)估計結(jié)果見表1。從表1中我們可以看出，各參數(shù)的估計均值均落在95%的后驗概率區(qū)間,這說明所有參數(shù)的估計是可靠的，模型估計的整體效果很好，充分支持了我們前面對模型的設(shè)定。

從表1中的緊縮轉(zhuǎn)換概率p＝0.5069,由此可得，從1992年第1季度到2009年第2季度，我國經(jīng)濟處于緊縮狀態(tài)的平均持續(xù)時間為1/(1-p)＝2.028個季度；擴張轉(zhuǎn)換概率q＝0.4799，由此可得，在此期間，我國經(jīng)濟處于擴張狀態(tài)的平均持續(xù)時間為1/(1-q)＝1.923個季度。經(jīng)濟處于緊縮狀態(tài)的平均持續(xù)時間要略低于經(jīng)濟處于擴張狀態(tài)的平均持續(xù)時間。經(jīng)濟緊縮轉(zhuǎn)換概率要略小于經(jīng)濟擴張轉(zhuǎn)換概率，表明此期間我國經(jīng)濟波動產(chǎn)生擴張效應(yīng)的可能性要小于產(chǎn)生經(jīng)濟收縮效應(yīng)的可能性。δ＝0.0293表明，在此期間，我國經(jīng)濟同步指數(shù)每個季度以0.0293%的速度增長。μ0＝-0.2300表明經(jīng)濟處于緊縮狀態(tài)時，同步指數(shù)增長率平均低于其長期增長率0.2300個百分點;μ0+μ1＝0.1371表明經(jīng)濟處于擴張狀態(tài)時，同步指數(shù)增長率平均高于其長期增長率的0.1371個百分點。但從μ0和μ0+μ1的標(biāo)準(zhǔn)差可以看出，μ0和μ0+μ1不為零在統(tǒng)計上并不顯著。這意味著，在此期間，我國經(jīng)濟周期的變化并不能明顯地分為兩個過程，即經(jīng)濟周期拐點處并不存在明顯的機制轉(zhuǎn)換。

表1 模型參數(shù)估計結(jié)果

圖1 我國經(jīng)濟處于緊縮狀態(tài)的概率

圖2 我國經(jīng)濟同步指數(shù)的趨勢變化圖

在模型參數(shù)估計的基礎(chǔ)上，我們可以推導(dǎo)出我國經(jīng)濟處于緊縮狀態(tài)的概率圖1和我國經(jīng)濟同步指數(shù)的趨勢變化圖2。從圖1,我們可以看出，1993年第2季度到2009年第2季度，我國經(jīng)濟處于緊縮狀態(tài)的概率基本上都在0.45～0.55的區(qū)間內(nèi)變化，這表明在此期間，我國宏觀經(jīng)濟整體運行較為平穩(wěn)，波動性不大。在此期間，我國經(jīng)濟周期的處于擴張狀態(tài)與緊縮狀態(tài)的時期及其我國經(jīng)濟周期的拐點分布情況(見表2)。

表2 1993年第2季度至2009年第2季度我國經(jīng)濟周期的劃分及其拐點

1992年以來，我國經(jīng)濟周期波動呈現(xiàn)上述特征的主要原因是：1992年以后，隨著我國市場經(jīng)濟地位的確立，改革力度進一步加大，使得經(jīng)濟快速增長。之后，政府為了防止經(jīng)濟過熱，采取了一系列緊縮的政策，使得我國經(jīng)濟在1996年以后實現(xiàn)了“軟著陸”。1997年以后，我國政府為了應(yīng)對亞洲金融危機給我國帶來的經(jīng)濟不景氣的影響，出臺了一系列積極的財政政策，使得我國經(jīng)濟于2004年第1季度步入擴張階段，持續(xù)到2008年第1季度。由于近來我國受到美國次債危機的影響，出口大量減少，使得我國經(jīng)濟從2008年第2季度步入緊縮狀態(tài)，且下一個擴張狀態(tài)的拐點到目前為止并未出現(xiàn)。

3 結(jié)論

通過上述對我國經(jīng)濟周期波動的協(xié)動性與非對稱性的分析，我們可以得出以下主要結(jié)論：

（1）1992年以來，我國經(jīng)濟周期波動的協(xié)動性顯著，非對稱性不明顯，經(jīng)濟總體運行較為平穩(wěn)。我國經(jīng)濟周期波動呈現(xiàn)此類特征與運行特點主要是由于我國政府宏觀調(diào)控政策的運用日趨合理，經(jīng)濟波動克服了過去反復(fù)出現(xiàn)的“大起大落”而進入相對平穩(wěn)的增長態(tài)勢。

（2）當(dāng)前我國經(jīng)濟仍處于收縮狀態(tài)，擴張狀態(tài)的拐點并未出現(xiàn)，經(jīng)濟周期波動呈現(xiàn)此類特征為政府宏觀調(diào)控政策的制度給予重要的啟示，對提高宏觀調(diào)控政策的針對性和有效性意義重大。目前，中國深受世界經(jīng)濟危機的影響，使得我國出口大量減少。出口在拉動經(jīng)濟增長作用減弱的情況下，政府應(yīng)在投資與消費的“二架馬車”上下功夫，加大投資力度，努力提高居民的消費水平，用投資和消費來推動經(jīng)濟的增長。把擴大國內(nèi)有效需求特別是消費需求作為經(jīng)濟增長的基本立足點。

[1] Diebold,F.X.,G.Rudebusch.Measuring Business Cycles:A Model Per?spective[J].The Review of Economics and Statistics,1996,(78).

[2] Hamilton,James D.A New Approach to the Economic Analysis of Non?stationary Time Series and Business Cycle[J].Econometrical,1989,(57).

[3] Hamilton,James D.Time Series Analysis[M].New Jersey:Princeton University Press,1994.

[4] Kim,Chang-Jin.Dynamic Linear Models with Markov-switching[J].Journal of Econometrics,1994,(60).

[5] Kim,C.,Nelson,C.R.State Space Models with Markov Switching-Classical and Gibbs Sampling Approach with Applications[M].Massa?chusetts:MIT Press,1999.

[6] Lam,Pok-sang.The Hamilton Model with a General Autoregressive Component:Estimation and Comparison with other Models of Econom?ic Time Series[J].Journal of Monetary Economic Review,1990,(26).

[7] Stock.J.H.,M.W.Waston.New Indexes of Coincident and Leading Eco?nomic Indicators[A].In O.Blanchard and Fischer(eds.).NEBR Macro?economics,Annual[M].Cambridge,MA:MIT Press,1989.

[8] 郭慶旺,賈俊雪,楊運杰.中國經(jīng)濟周期運行特點及拐點識別分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2007,(6).

[9] 劉金全,范劍青.中國經(jīng)濟周期的非對稱性和相關(guān)性研究[J].經(jīng)濟研究,2001,(5).

[10] 鐘偉,覃東海.商業(yè)周期理論的協(xié)動性和非對性綜述.世界經(jīng)濟,2003,(1).