我國經(jīng)濟周期波動非對稱性分析
——基于MS-VAR模型

袁吉偉

(國家統(tǒng)計局中國經(jīng)濟景氣監(jiān)測中心，北京 100073)

一、引 言

經(jīng)濟周期表現(xiàn)為主要宏觀經(jīng)濟變量圍繞長期趨勢所呈現(xiàn)的擴張和收縮等周期性波動。學(xué)術(shù)界很早就注意到了經(jīng)濟周期的存在，并形成眾多經(jīng)濟周期理論，諸如農(nóng)業(yè)周期理論、存貨周期理論、純貨幣周期理論、真實經(jīng)濟周期理論、乘數(shù)-加速數(shù)周期理論，等等。研究學(xué)者試圖通過各種途徑解釋經(jīng)濟周期運行機制，以給予宏觀經(jīng)濟政策理論指導(dǎo)。20世紀(jì)80年代，經(jīng)濟周期的非對稱性研究取得突破，這其中Hamilton(1989)的二區(qū)制馬爾可夫轉(zhuǎn)移(Markov regime-Switching，MS)模型是具有代表性的研究成果，成為現(xiàn)今研究經(jīng)濟周期非對稱性的主流計量模型。大量實證研究表明，美、日、歐等發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟波動周期均存在非對稱性特點。

2000年以來，我國經(jīng)濟周期波動非對稱性研究不斷增多。劉金全和范劍青(2006)對主要宏觀經(jīng)濟變量序列進行隨機分解和相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資、財政政策和貨幣政策的非對稱性造成了我國經(jīng)濟周期的非對稱波動。陳浪南和劉宏偉(2007)利用MSMV(3)-AR(2)模型研究了1979年至2004年我國經(jīng)濟周期波動特征，認(rèn)為我國經(jīng)濟周期波動存在顯著的非對稱性和持續(xù)性，高增速階段持續(xù)期和穩(wěn)定性最高。劉金全和鄭挺國(2008)研究認(rèn)為，三區(qū)制門限自回歸模型較準(zhǔn)確地刻畫了我國經(jīng)濟增長所呈現(xiàn)出的低速增長—適速增長—高速增長—適速增長—低速增長周期規(guī)律。王成勇和艾春榮(2010)運用STAR模型理論研究認(rèn)為，我國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)緊縮、恢復(fù)和擴張三個機制的非線性動態(tài)結(jié)構(gòu)，擴張階段的持續(xù)性最強，恢復(fù)或衰退階段持續(xù)期短。

本文在借鑒現(xiàn)有研究成果基礎(chǔ)上，運用MSIH(3)-VAR(4)研究我國經(jīng)濟周期波動特征和經(jīng)濟增長態(tài)勢。

二、MS-VAR模型分析

向量自回歸模型(Vector Autoregression，VAR)對于相互聯(lián)系的時間序列變量系統(tǒng)是有效的預(yù)測模型，同時VAR模型也被頻繁地用于分析不同類型的隨機誤差項對系統(tǒng)變量的動態(tài)影響，其表達(dá)式為：

其中，yt、xt為n維時間序列向量，A、B為自回歸系數(shù)矩陣，ut為白噪聲向量過程。VAR模型的不足之處在于其只能夠刻畫變量之間的線性關(guān)系，不能夠考察結(jié)構(gòu)變化背景下變量之間的關(guān)系。

馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的向量自回歸模型(Markov regime-Switching Vector Autoregression，MS-VAR)能夠很好地分析變量之間的結(jié)構(gòu)變化，主要是通過引入狀態(tài)變量st來控制各種狀態(tài)間的轉(zhuǎn)移機制。MS-VAR模型的一般形式為：

其中，ν為常數(shù)項;st為不可觀察狀態(tài)變量，滿足一階馬爾科夫過程，也就是當(dāng)前狀態(tài)st僅依賴于前一期狀態(tài)st-1，這種馬爾科夫過程可表示為：

那么轉(zhuǎn)移概率矩陣P可表示為：

假設(shè)ξt代表M個不可觀測狀態(tài)集合，yt基于st和的條件密度可由向量ηt表示為：

在給定信息yτ集合情況下，處于狀態(tài)m的概率可由向量 ξmt│τ表示為：

最終不可觀察狀態(tài)和變量的概率分布可表示為：

基于MS-VAR模型還可以進行經(jīng)濟周期非對稱形態(tài)的檢驗，即經(jīng)濟周期尖度(sharpness)、深度(deepness)、陡峭度(steepness)。Clements和Krolzig(2001)建議使用Wald檢驗三種形態(tài)假設(shè)。依據(jù)其建議，對于深度假設(shè)而言，只有滿足變量不存在偏度的情況下，即E［(yt-μt)3］=0，才能表示經(jīng)濟周期不存在深度形態(tài)。對于陡峭度假設(shè)而言，只有滿足變量一階差分不存在偏度的情況下，即E［Δyt3］=0，才能認(rèn)為經(jīng)濟周期不存在陡峭度形態(tài)。對于尖度假設(shè)而言，當(dāng)且僅當(dāng)區(qū)制間轉(zhuǎn)移概率都相同的情況下，即pm1=pmM且p1m=pMm，m≠1，M，p1M=pM1，才能認(rèn)為經(jīng)濟周期不存在尖度形態(tài)。

三、實證研究

(一)數(shù)據(jù)分析和計量結(jié)果

本文主要基于實際GDP季度增速來研究我國經(jīng)濟周期波動特征，本文數(shù)據(jù)樣本期間為1992年一季度至2012年二季度，所有數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站及《中國統(tǒng)計年鑒(1996-2011)》，《中國經(jīng)濟景氣月報》。本文使用Oxmetrics進行數(shù)據(jù)處理和模型計量分析。

樣本數(shù)據(jù)中，季度 GDP增速最大值為16.8%，最小值為 6.6%，均值為 10.1%，中位數(shù)為9.7%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2369，偏度為 0.6591，峰度為2.9054，J-B 檢驗值為 5.9683。經(jīng)過 ADF 和PP兩種方法的單位根檢驗，結(jié)果表明數(shù)據(jù)樣本不存在單位根，數(shù)據(jù)序列呈現(xiàn)穩(wěn)定狀態(tài)。

模型區(qū)制劃分方面，國外研究多采用二區(qū)制馬爾科夫轉(zhuǎn)移模型來研究經(jīng)濟周期非對稱性，也就是將經(jīng)濟波動劃分為收縮和擴張兩個結(jié)構(gòu)狀態(tài)。由于我國正處于經(jīng)濟快速增長階段，并沒有經(jīng)歷國外的古典經(jīng)濟周期，使用二區(qū)制模型實證研究效果并不一定準(zhǔn)確。陳浪南和劉宏偉(2007)、王成勇和艾春榮(2010)實證研究表明，三區(qū)制馬爾科夫轉(zhuǎn)移模型能夠較好地刻畫中國經(jīng)濟周期波動性特征，因而本文使用三區(qū)制馬爾科夫轉(zhuǎn)移模型，三個區(qū)制分別為低速增長區(qū)制、適速增長區(qū)制和高速增長區(qū)制。

具體模型選擇方面，MS-VAR根據(jù)常數(shù)項、均值、方差的變動情況可進一步劃分為MSMVAR、MSI-VAR、MSIH-VAR、MSMH-VAR、MSIAH-VAR等不同類型。本文采用AIC、HQ、SC、LL四個統(tǒng)計指標(biāo)選擇最為合適的實證研究模型，見表1。根據(jù)統(tǒng)計分析，非線性模型MSVAR要優(yōu)于線性的VAR模型，表明我國經(jīng)濟周期波動存在非對稱性特征;同時相關(guān)統(tǒng)計值也表明MSIH模型要優(yōu)于其他模型，因而本文最終進行實證分析的模型為MSIH(3)-VAR(4)。

表1 計量模型比較分析

模型擬合結(jié)果表明，模型所估算的參數(shù)均通過顯著性檢驗;從相關(guān)圖看，模型殘差和模型預(yù)測誤差均不存在自相關(guān)和偏相關(guān)問題;從Q-Q圖看，模型殘差和模型預(yù)測誤差接受正態(tài)分布假設(shè)?？傮w看，模型擬合效果較好，MSIH(3)-VAR(4)很好地刻畫了我國經(jīng)濟周期的波動特征，見表2。擬合模型結(jié)果顯示，區(qū)制1的季度GDP增速平均為8.2%，區(qū)制2為9.8%，區(qū)制3為11.9%。由此可知，區(qū)制1、2、3分別代表我國經(jīng)濟周期中的低速增長階段、適速增長階段和高速增長階段，三個區(qū)制的劃分較為合理。

表2 MSIH(3)-VAR(4)模型擬合結(jié)果

(二)我國經(jīng)濟周期波動的非對稱特征分析

首先，我國經(jīng)濟周期呈現(xiàn)陡峭形態(tài)。對我國經(jīng)濟周期形態(tài)的非對稱性進行檢驗(見表3)發(fā)現(xiàn)，我國經(jīng)濟波動通過陡峭度檢驗，但是沒有通過深度和尖度檢驗。由于我國季度GDP增速偏度值為正，可以進一步確認(rèn)其分布右偏，表現(xiàn)為經(jīng)濟增速由低到高較快，但是經(jīng)濟增速由高到低較慢。綜合看，我國經(jīng)濟周期形態(tài)為漲快降緩的陡峭形態(tài)。值得注意的是，經(jīng)濟周期形態(tài)檢驗可能與數(shù)據(jù)樣本、區(qū)制劃分和模型選擇有一定關(guān)系。Clements和Krolzig(2001)使用不同時期的美國樣本數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增速發(fā)生的較大變化使得尖度檢驗存在不同結(jié)果，而且不同模型對于尖度檢驗的結(jié)果也存在一定差異，但是對于陡峭度檢驗?zāi)軌蛉〉靡恢陆Y(jié)果。一般認(rèn)為，陡峭度的存在是證明經(jīng)濟周期波動非對稱性的有力證據(jù)。

表3 我國經(jīng)濟周期波動形態(tài)檢驗分析

其次，我國三個經(jīng)濟增速區(qū)制的波動性、常數(shù)項以及轉(zhuǎn)移概率存在差異。實證研究表明，低增速階段、適速增長階段以及高增長階段的波動性存在較大差異，其標(biāo)準(zhǔn)差依次為 0.65772、0.19612和0.92376，這說明高速經(jīng)濟增長區(qū)制波動性最大，低速增長區(qū)制波動性其次，適速增長區(qū)制波動性最低。另外，三區(qū)制的常數(shù)項也不同，按照增速由低到高，其常數(shù)項也呈現(xiàn)由小到大的變化。區(qū)制間的轉(zhuǎn)移概率也不盡相同，低速增長區(qū)制轉(zhuǎn)向高速增長區(qū)制的概率高達(dá)0.3769，表明我國經(jīng)濟增速由低到高過渡的時間較短，諸如2009年金融危機后，我國實施了四萬億的經(jīng)濟刺激政策，使得經(jīng)濟增速實現(xiàn)了V型反轉(zhuǎn)。適速增長區(qū)制更可能轉(zhuǎn)向高速增長區(qū)制，概率為0.1729。高速增長區(qū)制更傾向于轉(zhuǎn)向適速增長區(qū)制，遠(yuǎn)比轉(zhuǎn)向低速增長區(qū)制的概率高，這說明我國經(jīng)濟高速增長回落的過程是一個比較緩和的過程，并沒有呈現(xiàn)快速下滑，這有利于實現(xiàn)經(jīng)濟軟著陸，與我國有效的宏觀經(jīng)濟調(diào)控有很大關(guān)系，見表4。

表4 區(qū)制間轉(zhuǎn)移概率分布

最后，經(jīng)濟增長區(qū)制具有一定持續(xù)性。實證研究結(jié)果顯示，低速增長、適速增長和高速增長區(qū)制的觀測值分別為21.2、31.7 和27.2 個，發(fā)生概率值分別為 0.2674、0.3931、0.3395，經(jīng)濟適速增長發(fā)生的概率較高，低速增長情況發(fā)生的概率較低。三個區(qū)制的持續(xù)期也有一定差異，適速增長區(qū)制的平均持續(xù)期為3.32個季度，持續(xù)期最長;低速增長區(qū)制平均持續(xù)期為2.65個季度;高速增長區(qū)制的平均持續(xù)期為2.01，持續(xù)期較短。

(三)我國經(jīng)濟增長周期分析

從三個區(qū)制平滑概率圖(見圖1)可以看出，我國經(jīng)歷了三次較為明顯的經(jīng)濟增長狀態(tài)變化，分別為1992年至2000年、2001年至2007年、2008年至今，基本呈現(xiàn)了劉金全和鄭挺國(2008)所認(rèn)為的低速增長—適速增長—高速增長—適速增長—低速增長周期規(guī)律。

1992年至2000年，我國經(jīng)濟呈現(xiàn)由高速增長向低速增長過渡的結(jié)構(gòu)變化。1992年至1996年這個階段，我國主要以適速和高速增長區(qū)制為主，只是在1994年二、三季度出現(xiàn)過兩個季度的低速增長區(qū)制。這主要是1992年鄧小平南巡講話后開啟了我國建立社會主義市場經(jīng)濟體制的重大改革，進一步釋放了經(jīng)濟增長潛力，開啟了新一輪經(jīng)濟繁榮時期。從1996年底至2000年底，這段時間主要以低速增長區(qū)制為主，曾連續(xù)四個季度處于低速增長區(qū)制，此階段經(jīng)濟增長潛力不足，而且還遭遇了亞洲金融危機，內(nèi)外部因素使得經(jīng)濟增長受到一定阻礙。

2001年至2007年，我國經(jīng)濟經(jīng)歷了由低速增長向高速增長轉(zhuǎn)變。此段時間，我國僅經(jīng)歷了一個季度的低速增長，高速增長區(qū)制曾連續(xù)持續(xù)8個季度，經(jīng)濟發(fā)展極為快速。這一時期我國經(jīng)濟高速增長的主要原因在于，2001年我國加入WTO，加強了與世界經(jīng)濟體系的往來和融合，出口成為拉動經(jīng)濟增長的新動力，同時合理的宏觀調(diào)控政策為經(jīng)濟增長提供了良好的外部環(huán)境。

2008年至今，經(jīng)濟轉(zhuǎn)換較為頻繁，整體呈現(xiàn)由高速增長向低速增長轉(zhuǎn)變態(tài)勢。2008年，受到國際金融危機的沖擊，內(nèi)外需低迷，經(jīng)濟增長動能不足，我國經(jīng)濟增速直接由高速增長區(qū)制切換至低速增長區(qū)制，這是比較少見的，也凸顯了我國經(jīng)濟受到?jīng)_擊之大。2009年第一季度GDP增速跌至6.1%的低水平，經(jīng)濟硬著陸風(fēng)險非常大。不過政府果斷實施四萬億經(jīng)濟刺激政策，我國經(jīng)濟增長實現(xiàn)了V型反彈，率先走出金融危機陰影，再次回到了高速增長區(qū)制。然而，受到歐債危機的拖累，全球經(jīng)濟增長放緩，同時我國內(nèi)部制約經(jīng)濟增長的因素增多，我國經(jīng)濟再次處于低增速區(qū)制。

圖1 我國經(jīng)濟周期三個區(qū)制概率分布圖

我國經(jīng)濟經(jīng)歷了2001年以來的高速增長后，經(jīng)濟潛力得到了較大釋放，有必要進行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，同時資源、生產(chǎn)要素的制約日漸突出，也不利于經(jīng)濟的較快增長。這就需要我國進行政治經(jīng)濟體制改革，解除束縛經(jīng)濟增長的制度、體制因素，進一步解放和發(fā)展生產(chǎn)力。有鑒于歷史經(jīng)驗，我國經(jīng)濟增速可能還要在低速增長區(qū)制維持2～3個季度后，逐步向適速增長區(qū)制轉(zhuǎn)換。

四、結(jié) 論

本文利用MS(3)-VAR(4)模型，分析了我國經(jīng)濟波動周期的特征，主要結(jié)論為：

第一，我國經(jīng)濟波動呈現(xiàn)非線性特征。通過模型檢驗發(fā)現(xiàn)，線性VAR模型并不能很好地刻畫我國經(jīng)濟波動周期，而MS(3)-VAR(4)能夠很好地擬合我國經(jīng)濟波動周期，模型參數(shù)通過顯著性檢驗。

第二，我國經(jīng)濟周期波動顯著分為三區(qū)制。經(jīng)濟波動周期的形態(tài)檢驗表明，我國經(jīng)濟周期呈現(xiàn)陡峭形態(tài)。我國經(jīng)濟周期具有明顯的三區(qū)制結(jié)構(gòu)變化，而且各區(qū)制間的波動性、常數(shù)項、轉(zhuǎn)移概率均存在差異。

第三，我國經(jīng)濟波動周期具有一定持續(xù)性。實證研究表明，經(jīng)濟增速的三個區(qū)制維持自身狀態(tài)的概率要高于向其他區(qū)制轉(zhuǎn)移的概率，而且適速增長區(qū)制持續(xù)期最長，低速增長區(qū)制其次，高速增長區(qū)制持續(xù)期最短。總體看，適速增長區(qū)制持續(xù)期、穩(wěn)定性最高。

第四，MS(3)-VAR(4)模型表明，1992年至2012年我國經(jīng)歷了三次較為明顯的增速結(jié)構(gòu)變化，基本呈現(xiàn)了低速增長—適速增長—高速增長—適速增長—低速增長周期規(guī)律。目前，我國經(jīng)濟處于低速增長區(qū)制，這種狀態(tài)有可能繼續(xù)維持2～3個季度。

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