我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)和金融總量增長(zhǎng)路徑的結(jié)構(gòu)變化研究

摘要：運(yùn)用Perron和Yabu（2009）提出的擬可行廣義最小二乘法（Quasi-FGLS），對(duì)我國(guó)有代表性的宏觀經(jīng)濟(jì)和金融總量的增長(zhǎng)路徑是否存在結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行檢驗(yàn)。實(shí)證表明，除銀行貸款外，其余9個(gè)總量（儲(chǔ)蓄存款余額、固定資產(chǎn)投資GDP、人均GDP、就業(yè)、消費(fèi)、進(jìn)出口、名義工資總額和實(shí)際工資總額）的增長(zhǎng)路徑均發(fā)生結(jié)構(gòu)變化，潛在增長(zhǎng)率在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)前后明顯改變，但這種變動(dòng)有增有減，其中就業(yè)和居民消費(fèi)的變化表現(xiàn)出明顯的同步性。區(qū)別于以往檢驗(yàn)方法，Quasi-FGLS結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)結(jié)果不受殘差平穩(wěn)性影響，因此結(jié)論更加穩(wěn)健。

關(guān)鍵詞：宏觀經(jīng)濟(jì)和金融總量；增長(zhǎng)路徑；結(jié)構(gòu)變化；擬可行廣義最小二乘法

中圖分類號(hào)：F222.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2013）04-0036-06

一、引言

20世紀(jì)90年代以來(lái)，我國(guó)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境出現(xiàn)了諸多新的變化，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行先后幾次在通貨膨脹和通貨緊縮之間轉(zhuǎn)換。為調(diào)控經(jīng)濟(jì)過(guò)熱和避免經(jīng)濟(jì)衰退，我國(guó)宏觀調(diào)控政策在從緊、適度從緊、適度寬松、穩(wěn)健和積極之間進(jìn)行了多次相機(jī)抉擇和組合。鑒于此現(xiàn)實(shí)，我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)和金融總量的走勢(shì)近年來(lái)很有可能發(fā)生結(jié)構(gòu)變化。因此，運(yùn)用一種科學(xué)準(zhǔn)確的結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)方法對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)和金融總量的增長(zhǎng)路徑進(jìn)行考察，對(duì)于研究我國(guó)宏觀調(diào)控的政策效果和經(jīng)濟(jì)各環(huán)節(jié)的內(nèi)在作用機(jī)理具有重要意義。

但是，在時(shí)序列的增長(zhǎng)路徑結(jié)構(gòu)變化的相關(guān)研究中，一個(gè)循環(huán)依存的問(wèn)題使得已有檢驗(yàn)結(jié)果值得商榷：一方面，趨勢(shì)方程中回歸殘差項(xiàng)是平穩(wěn)還是單整序列會(huì)直接影響結(jié)構(gòu)變化的檢驗(yàn)結(jié)果；另一方面，判斷時(shí)序列是否平穩(wěn)的單位根檢驗(yàn)又需要獲得結(jié)構(gòu)變化存在與否的信息。這樣，時(shí)序列的結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)與殘差單整性檢驗(yàn)互為條件，相互依賴。因而，準(zhǔn)確地判斷經(jīng)濟(jì)變量增長(zhǎng)趨勢(shì)是否發(fā)生變化，要求尋找一種不依賴回歸殘差平穩(wěn)性特征并具有良好功效的內(nèi)生結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)方法。

鑒于此問(wèn)題，Perron和Yabu（2009）[1]提出一種擬可行廣義最小二乘法（quasi-FGLS），由于該方法提出的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在殘差為I（0）和I（1）時(shí)的極限分布非常接近，使得檢驗(yàn)結(jié)果在殘差項(xiàng)自回歸形式和結(jié)構(gòu)變化同時(shí)未知的情況下仍然可信。

考慮到近十幾年來(lái)我國(guó)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境和宏觀調(diào)控政策的變化，本文運(yùn)用Perron和Yabu（2009）提出的quasi-FGLS方法對(duì)1995年以來(lái)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)和金融走勢(shì)的結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。與以往對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)變量結(jié)構(gòu)變化的諸多研究不同的是，大多數(shù)已有研究其基本出發(fā)點(diǎn)是應(yīng)用或者修正結(jié)構(gòu)突變單位根以檢驗(yàn)時(shí)序列的單整性，側(cè)重于把結(jié)構(gòu)變化作為單位根檢驗(yàn)的先決條件，對(duì)結(jié)構(gòu)變化的判定也依賴于回歸殘差的平穩(wěn)性這一問(wèn)題討論較少（例如，Li，2005[2]；欒惠德和張曉峒，2006[3]；滕建州，2006[4]；Liang和Teng，2006[5]；聶巧平和馮蕾，2008[6]），而本文對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)和金融走勢(shì)的結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果獨(dú)立于回歸殘差的是否平穩(wěn)的假定，克服了以往檢驗(yàn)中存在的回歸殘差平穩(wěn)性與結(jié)構(gòu)變化循環(huán)依賴的問(wèn)題，結(jié)論更穩(wěn)健。在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步結(jié)合現(xiàn)實(shí)對(duì)實(shí)證結(jié)果加以分析比較，從而闡釋經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的關(guān)鍵性決策和重大事件對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的沖擊作用，并對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的內(nèi)在作用機(jī)理進(jìn)行研究。

二、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定

隨機(jī)變量的生成過(guò)程如下：

yt=x′t？鬃+ut

ut=？琢ut-1+？淄t（1）

？淄t=d（L）et

令T表示樣本量，t=1，2，…T，et～iid（0，？滓2），解釋變量xt和待估參數(shù)？鬃為r×1向量，-1<？琢？燮1。當(dāng)-1<？琢<1時(shí)，ut～I(xiàn)（0），當(dāng)？琢=1時(shí)，ut～I(xiàn)（1）。

以下三種模型代表結(jié)構(gòu)變化的三種不同情況：

模型I：僅漂移項(xiàng)存在結(jié)構(gòu)變化。x=（1，DUt，t）′，？鬃=（？滋t，？滋1，？茁0）′，令T1表示結(jié)構(gòu)變化發(fā)生的時(shí)間，t？燮T1時(shí)，DUt=0，t>T1時(shí)，DUt=1。此時(shí)，檢驗(yàn)為H0∶？滋1=0；

模型II：僅趨勢(shì)項(xiàng)存在結(jié)構(gòu)變化。xt=（1，t，DTt）′，？鬃=（？滋0，？茁0，？茁1）′，t？燮T1時(shí)，DTt=0，t>T1時(shí)，DTt=t-T1，此時(shí)，檢驗(yàn)為H0∶？茁1=0；

模型III：漂移項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)同時(shí)發(fā)生結(jié)構(gòu)變化。xt=（1，DUt，t，DTt）′，？鬃=（？滋0，？滋1，？茁0，？茁1）′，此時(shí)，檢驗(yàn)為H0∶？滋1=？茁1=0。

三種模型的原假設(shè)可以統(tǒng)一表示為矩陣約束形式：H0∶R？鬃=？酌，R為q×r矩陣，？酌為q×1向量，q為約束個(gè)數(shù)。

？琢的估計(jì)值■可以通過(guò)如下回歸獲得：

■t=？琢■t-1+■？灼i？駐■t-1+eik（2）

滯后階數(shù)k根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定，然后進(jìn)行FGLS回歸：

（1-■L）yt=（1-■L）x′t？鬃+（1-■L）ut

由于？琢=1時(shí)，Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的極限分布不服從？字2分布，Perron和Yabu（2009）用如下方法構(gòu)建？琢的超有效估計(jì)量：

■=■ ifT1/2■-1>11 ifT1/2■-1？燮1（3）

用■S作為的估計(jì)值進(jìn)行FGLS回歸并可證明，三個(gè)模型的Wald統(tǒng)計(jì)量均服從？字2分布。

針對(duì)？琢的最小二乘估計(jì)量存在向下的偏誤問(wèn)題，Roy和Fuller（2001）提出如下偏誤修正估計(jì)量：

■M=■+C（■）■a（4）

C（■）=-■ ■>？子pctLPT-1■-（1+m）[■+？琢2（■+10）]-1 -10<■？燮？子pctLPT-1■-（1+m）■-1 -？琢11/2<■？燮-100 ■？燮-？琢11/2

其中，■？琢為■的標(biāo)準(zhǔn)差，■=（■-1）/■？琢，m是系數(shù)向量？鬃的行數(shù)，Lp=（p+1）/2，p為ut自回歸的階數(shù)，a1=（1+m）T，a2=[（1+m）T-？子2pct（Lp+T）][？子pct（10+？子pct）（Lp+T）-1]，？子pct為？琢=1時(shí)■的極限分布的分位數(shù)，在結(jié)構(gòu)變化位置已知（未知）時(shí)，??？子0.95（？子0.99）。

根據(jù)式（3），計(jì)算偏誤修正估計(jì)量■M的超有效估計(jì)量■MS，然后使用如下quasi-FGLS方法對(duì)？鬃進(jìn)行估計(jì)，在此基礎(chǔ)上計(jì)算Wald統(tǒng)計(jì)量WRQF（？姿1）。

最后，在結(jié)構(gòu)變化位置未知的情況下，按照Andrews（1993）[7]和Andrews和Ploberger（1994）[8]的做法，構(gòu)建結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

Exp-WRQF=logT-1■exp■WRQF（？姿1）（5）

？姿1=T1/T，？撰={？著？燮？姿1？燮1-？著}，？著=0.10。

Perron和Yabu給出了該統(tǒng)計(jì)量的臨界值，其在殘差項(xiàng)為I（0）和I（1）時(shí)非常接近，因此，根據(jù)該統(tǒng)計(jì)量得出的結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)結(jié)果不受殘差平穩(wěn)性的影響。

上述檢驗(yàn)可概括成如下步驟：

（1）對(duì)給定的結(jié)構(gòu)變化，通過(guò)最小二乘法進(jìn)行圍繞結(jié)構(gòu)變化的退勢(shì)處理，得到殘差■t。

（2）運(yùn)用最小二乘回歸估計(jì)式（2），得到？琢的估計(jì)值■并計(jì)算■=（■-1）/■？琢。

（3）根據(jù)式（4）對(duì)■值進(jìn)行修正，得到偏誤修正估計(jì)量■M。

（4）構(gòu)建？琢的超有效估計(jì)量■MS：

■MS=■M T1/2■M-1>11 T1/2■M-1？燮1

（5）運(yùn)用■MS進(jìn)行quasi-FGLS估計(jì)，得到系數(shù)估計(jì)向量■，根據(jù)不同模型和ut的不同形式構(gòu)建相應(yīng)的WRQF統(tǒng)計(jì)量。

（6）在結(jié)構(gòu)變化未知的情況下，對(duì)所有可能的結(jié)構(gòu)變化時(shí)點(diǎn)重復(fù)上述步驟，從而構(gòu)建Exp-WRQF統(tǒng)計(jì)量，對(duì)結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行判斷。

三、變量指標(biāo)、數(shù)據(jù)來(lái)源及實(shí)證檢驗(yàn)

（一）變量指標(biāo)及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取我國(guó)10個(gè)有代表性的宏觀經(jīng)濟(jì)和金融總量①，即：GDP、人均GDP、人民幣儲(chǔ)蓄存款余額、人民幣貸款余額、實(shí)際工資總額、居民消費(fèi)、固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口、名義工資總額和就業(yè)人數(shù)，運(yùn)用上述方法對(duì)這些變量在1995年第1季度至2010年第4季度期間②的結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行檢驗(yàn)。構(gòu)建指標(biāo)之前，先對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整：首先用X12方法對(duì)所有原始數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整；然后采用定基CPI指數(shù)對(duì)除名義工資總額外的其他季節(jié)調(diào)整數(shù)據(jù)進(jìn)行平減以獲得各變量的實(shí)際值，進(jìn)入模型分析的是各時(shí)序列的自然對(duì)數(shù)。

本文所使用的數(shù)據(jù)中，GDP、CPI、儲(chǔ)蓄存款余額及貸款余額來(lái)自各期《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》，最終消費(fèi)、固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口、就業(yè)人數(shù)和名義工資總額均來(lái)自高校財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫(kù)③。

（二）Quasi-FGLS結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)

首先在同時(shí)考慮均值漂移和趨勢(shì)變化的情況下（模型Ⅲ），對(duì)選取的10個(gè)變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)（見(jiàn)表1）。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，有8個(gè)變量的Exp-WRQF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量至少可以在1%的顯著性水平上拒絕不存在結(jié)構(gòu)變化的原假設(shè)，這8個(gè)變量分別是：GDP、人均GDP、就業(yè)人數(shù)、名義工資總額、實(shí)際工資總額、儲(chǔ)蓄存款余額、固定資產(chǎn)投資、最終消費(fèi)。表明這些變量的增長(zhǎng)路徑同時(shí)發(fā)生了均值漂移和趨勢(shì)變化。

對(duì)于在模型Ⅲ下不能拒絕原假設(shè)的其余兩個(gè)變量：貸款余額和進(jìn)出口，本文進(jìn)一步運(yùn)用模型Ⅱ進(jìn)行檢驗(yàn)（見(jiàn)表2）。其中，進(jìn)出口可以在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，意味著該變量的增長(zhǎng)路徑僅在趨勢(shì)項(xiàng)上發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。最后，使用模型Ⅰ對(duì)仍不顯著的貸款余額進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示不能拒絕原假設(shè)。因此實(shí)證表明，除貸款余額外，其余9個(gè)變量均在樣本期間內(nèi)發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。

對(duì)于存在結(jié)構(gòu)變化的自然對(duì)數(shù)值yt，可以通過(guò)下列回歸方程得到其擬合值并計(jì)算結(jié)構(gòu)變化前后的潛在增長(zhǎng)率（參見(jiàn)，Li，2005[2]；Perron和Yabu，2009[1]）：

yt=■+■t+■DUt+■DTt+■t=■t+■t（6）

■t即為yt的擬合值。結(jié)構(gòu)變化以前，yt的潛在增長(zhǎng)率為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)t的系數(shù)■，結(jié)構(gòu)變化后，潛在增長(zhǎng)率轉(zhuǎn)變?yōu)閠和DTt系數(shù)之■和■。表1和表2在給出結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)結(jié)果的同時(shí)，也給出了結(jié)構(gòu)變化前后相應(yīng)的潛在增長(zhǎng)率和平均增長(zhǎng)率。

四、結(jié)果分析

（一）儲(chǔ)蓄存款余額和貸款余額

儲(chǔ)蓄存款余額的結(jié)構(gòu)變化發(fā)生在1997年第4季度，觀察圖1，結(jié)構(gòu)變化發(fā)生前，我國(guó)儲(chǔ)蓄存款余額的年增長(zhǎng)率保持在25%以上，1994年更是高達(dá)41.5%；結(jié)構(gòu)變化之后，該增長(zhǎng)率出現(xiàn)明顯回落，除2008年，其他年份均低于20%。

理論研究中，很多學(xué)者通過(guò)動(dòng)態(tài)無(wú)效（Dynamic Inefficiency）理論對(duì)一國(guó)儲(chǔ)蓄的適度規(guī)模進(jìn)行考察，當(dāng)一國(guó)存在過(guò)度儲(chǔ)蓄，即儲(chǔ)蓄率超過(guò)了資本積累的黃金率（golden rule），經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是動(dòng)態(tài)無(wú)效的，不能實(shí)現(xiàn)帕累托最優(yōu)。改革開(kāi)放以來(lái)，伴隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國(guó)金融機(jī)構(gòu)的儲(chǔ)蓄存款也進(jìn)入前所未有的快速增長(zhǎng)時(shí)期，1980年至1997年，我國(guó)儲(chǔ)蓄存款的年均增長(zhǎng)率為32.91%，大大高于城鄉(xiāng)居民個(gè)人貨幣收入的遞增水平和GDP的增長(zhǎng)步伐。高儲(chǔ)蓄能為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供動(dòng)力，但巨額的儲(chǔ)蓄存款也會(huì)對(duì)消費(fèi)和投資造成擠占，制約經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)。袁志剛、何樟勇（2003）[9]運(yùn)用黃金率對(duì)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)效率進(jìn)行考察，實(shí)證結(jié)果表明，20世紀(jì)90年代，中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)處于動(dòng)態(tài)無(wú)效狀態(tài)。為減少過(guò)高儲(chǔ)蓄帶來(lái)的資源浪費(fèi)，使更多的資金流入投資領(lǐng)域，推動(dòng)資本市場(chǎng)發(fā)展，央行運(yùn)用利率杠桿以期分流儲(chǔ)蓄，于1996年下半年開(kāi)始了連續(xù)六年的降息。在這個(gè)過(guò)程中，政策效果逐步顯現(xiàn)，表現(xiàn)為自1997年年末開(kāi)始，我國(guó)儲(chǔ)蓄存款余額的路徑發(fā)生偏離，潛在增長(zhǎng)率由之前的5.37%降至3.14%，增速放緩。與儲(chǔ)蓄存款不同的是，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，我國(guó)貸款余額的增長(zhǎng)路徑自1995年以來(lái)并未發(fā)生，在此期間，無(wú)論是國(guó)內(nèi)的宏觀調(diào)控還是東南亞金融危機(jī)等外部因素，均未能改變其走勢(shì)，潛在增長(zhǎng)率在整個(gè)時(shí)期為3.12%。1997年之前，儲(chǔ)蓄存款的潛在增長(zhǎng)率（5.37%）高于貸款的潛在增長(zhǎng)率（3.12%），而結(jié)構(gòu)變化發(fā)生后，二者基本持平（3.14和3.12%），這表明，盡管以利率為調(diào)控工具的貨幣政策對(duì)銀行貸款的影響有限，但通過(guò)改變儲(chǔ)蓄存款的增長(zhǎng)路徑，使儲(chǔ)蓄存款與貸款處于一種相對(duì)平衡的增長(zhǎng)狀態(tài)。

（二）固定資產(chǎn)投資、GDP、人均GDP

高儲(chǔ)蓄率是決定高投資率的關(guān)鍵變量，儲(chǔ)蓄存款的持續(xù)增長(zhǎng)帶動(dòng)了投資規(guī)模的擴(kuò)大。我國(guó)固定資產(chǎn)投資的結(jié)構(gòu)變化出現(xiàn)在2000年第4季度。在經(jīng)歷了1994年到1996年典型的需求拉動(dòng)型通貨膨脹之后，在經(jīng)濟(jì)體制和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的深層次缺陷以及東南亞金融危機(jī)的影響下，我國(guó)由通貨膨脹向通貨緊縮轉(zhuǎn)變的跡象開(kāi)始顯露。為了保持經(jīng)濟(jì)較快增長(zhǎng)，我國(guó)于1998年開(kāi)始實(shí)行積極的財(cái)政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，增加基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出，并于1999年將促進(jìn)投資需求較快增長(zhǎng)作為五個(gè)重點(diǎn)經(jīng)濟(jì)工作之首。實(shí)證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)刺激政策使我國(guó)很快走出危機(jī)陰影，表現(xiàn)為自2000年第4季度起，固定資產(chǎn)投資的路徑變化，發(fā)生向上偏移。數(shù)據(jù)表明，2000年后我國(guó)固定資產(chǎn)投資的年增長(zhǎng)率由兩位數(shù)上升至三位數(shù)，到2003年下半年，固定資產(chǎn)投資出現(xiàn)增速過(guò)快問(wèn)題。投資的持續(xù)快速增長(zhǎng)也成為拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)的重要?jiǎng)右?。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，GDP的結(jié)構(gòu)變化出現(xiàn)在2005年3季度，結(jié)構(gòu)變化前，GDP指標(biāo)的季度潛在增長(zhǎng)率為2.06%，而此后該增長(zhǎng)率升至2.96%。與GDP相同，人均GDP的增長(zhǎng)路徑于2005年3季度發(fā)生水平跳躍，但是，通過(guò)計(jì)算發(fā)現(xiàn)，其潛在增長(zhǎng)率在結(jié)構(gòu)變化后不升反降，由之前的3.01%降為2.36%，增速放緩。我們認(rèn)為，盡管2003年以來(lái)我國(guó)就業(yè)人數(shù)保持持續(xù)增長(zhǎng)，但這種增長(zhǎng)一方面是生產(chǎn)發(fā)展的真實(shí)需求，另一方面也是國(guó)家政策導(dǎo)向的結(jié)果，人力資源未能充分轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的生產(chǎn)力，使本文中代表勞動(dòng)效率的人均GDP（GDP與就業(yè)人數(shù)的比值）的潛在增長(zhǎng)率在結(jié)構(gòu)變化后出現(xiàn)下降。同時(shí)GDP與人均GDP在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)前后潛在增長(zhǎng)率變化的非一致性也說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)目前仍是依靠增加勞動(dòng)投入的粗放型增長(zhǎng)而非依靠提高效率的集約型增長(zhǎng)。

（三）就業(yè)和消費(fèi)

就業(yè)人口和消費(fèi)的增長(zhǎng)路徑在2002年第4季度同時(shí)出現(xiàn)向上的結(jié)構(gòu)變化，二者的潛在增長(zhǎng)率分別由之前的-1.23%和2.08%上升至之后的1.76%和3.47%，而這種同步變化正是就業(yè)與消費(fèi)相互聯(lián)系相互作用的結(jié)果和表現(xiàn)形式。一方面，就業(yè)的增加導(dǎo)致人均收入水平的提高和收入分配狀況的改變，而這又將推動(dòng)消費(fèi)水平的提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化；另一方面，消費(fèi)水平的提高也會(huì)帶動(dòng)市場(chǎng)容量的擴(kuò)張，這種擴(kuò)張通常以勞動(dòng)力需求的增加來(lái)實(shí)現(xiàn)，從而創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。

由于城鄉(xiāng)分割就業(yè)體制的弊端在90年代后期逐漸顯露，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌就業(yè)政策于2000年應(yīng)運(yùn)而生并被明確納入“十五計(jì)劃綱要”，大量農(nóng)民工涌向城市，推動(dòng)了勞動(dòng)力資源的合理流動(dòng)，就業(yè)人口增加，也促進(jìn)了勞動(dòng)力市場(chǎng)的發(fā)育成熟，使勞動(dòng)力資源配置逐漸向市場(chǎng)化轉(zhuǎn)變。在就業(yè)改革措施的沖擊下，加之消費(fèi)需求持續(xù)增長(zhǎng)的有力保障，自2002年年底，就業(yè)人口的增長(zhǎng)路徑無(wú)論在水平截距上還是趨勢(shì)上均出現(xiàn)顯著提高，形成偏離原有走勢(shì)的新路徑。

1997年6月，東南亞金融危機(jī)爆發(fā)。10月，零售物價(jià)指數(shù)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行顯現(xiàn)出投資和消費(fèi)需求不足的趨勢(shì)，我國(guó)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行已由通貨膨脹開(kāi)始轉(zhuǎn)變?yōu)橥ㄘ浘o縮。為了走出通貨緊縮，保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)，1998年至2002年間，我國(guó)逐步形成了刺激消費(fèi)的政策，其核心是擴(kuò)大居民消費(fèi)需求，提升居民消費(fèi)傾向。圍繞這個(gè)目標(biāo)，我國(guó)政府出臺(tái)了多方面的政策組合，主要包括擴(kuò)大勞動(dòng)力市場(chǎng)容量，增加就業(yè)從而提高居民購(gòu)買(mǎi)能力和通過(guò)連續(xù)降低存貸款利率來(lái)鼓勵(lì)個(gè)人消費(fèi)信貸等政策。消費(fèi)刺激政策的實(shí)施有力地拉動(dòng)了消費(fèi)的增長(zhǎng)，并對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)起到了提振作用。盡管此后爆發(fā)的非典對(duì)第二季度的居民消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)面影響，但由于非典持續(xù)時(shí)間相對(duì)較短且政府及時(shí)采取了穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的舉措，損失有限。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，消費(fèi)刺激政策的效果在2002年第4季度集中顯現(xiàn)，使我國(guó)實(shí)際居民消費(fèi)的增長(zhǎng)路徑向上轉(zhuǎn)變，潛在增長(zhǎng)率由之前的2.08%上升至3.47%，此后的“非典”疫情爆發(fā)并未能改變這種新的增長(zhǎng)路徑，而僅使得居民消費(fèi)圍繞該路徑發(fā)生暫時(shí)性波動(dòng)。

（四）進(jìn)出口

東南亞金融危機(jī)的爆發(fā)后，我國(guó)做出人民幣不貶值的承諾，出口競(jìng)爭(zhēng)力受到一定沖擊，出口增速滑落。面對(duì)嚴(yán)峻的外貿(mào)形勢(shì)，我國(guó)加大對(duì)外貿(mào)易政策的調(diào)整力度，以維持和擴(kuò)大已有的市場(chǎng)份額。首先，在出口商品結(jié)構(gòu)上做出調(diào)整，實(shí)行“科技興貿(mào)”戰(zhàn)略，重點(diǎn)扶植高科技高附加值產(chǎn)品，機(jī)電和高新技術(shù)產(chǎn)品等重化工制成品在出口總額中的份額迅速上升。根據(jù)馬歇爾-勒納條件，一國(guó)貨幣貶值能否改善貿(mào)易條件取決于該國(guó)的進(jìn)出口產(chǎn)品是否具有足夠大的需求彈性，因此，貶值并不一定增加出口。出口商品結(jié)構(gòu)調(diào)整使我國(guó)出口產(chǎn)品中需求彈性小的高科技高附加值產(chǎn)品比例提高，一定程度上抵消了由出口相對(duì)價(jià)格提高帶來(lái)的負(fù)面影響。同時(shí)，提高出口退稅率，并進(jìn)行外貿(mào)體制改革，賦予各類企業(yè)進(jìn)出口權(quán)。1998年下半年，符合一定條件的私營(yíng)企業(yè)被允許從事自營(yíng)進(jìn)出口業(yè)務(wù)。由于私營(yíng)企業(yè)出口更富有活力，使我國(guó)出口增長(zhǎng)速度和出口競(jìng)爭(zhēng)能力得到提高。出口商品結(jié)構(gòu)的調(diào)整和外貿(mào)體制改革，給我國(guó)出口的恢復(fù)和增長(zhǎng)帶來(lái)契機(jī)，從本文的檢驗(yàn)結(jié)果可知，東南亞金融危機(jī)后我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的調(diào)整和外貿(mào)體制改革確實(shí)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響，表現(xiàn)為自1999年二季度起，實(shí)際進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)路徑發(fā)生改變，潛在增長(zhǎng)率由0.70%驟增至5.36%，而這種變化主要是出口增速提高的結(jié)果。

（五）名義工資總額與實(shí)際工資總額

名義工資總額的結(jié)構(gòu)變化出現(xiàn)在2001年第2季度，稍晚于實(shí)際工資總額的結(jié)構(gòu)變化時(shí)點(diǎn)2000年第3季度。結(jié)構(gòu)變化后，二者的潛在增長(zhǎng)率大幅提高，分別由之前的0.97%和0.82%上升至3.86%和3.16%。工資總額的這種變化，一方面是人民生活水平提高的要求，另一方面也是政策引導(dǎo)的結(jié)果，即深化工資貨幣化改革的結(jié)果。1992年，我國(guó)開(kāi)始進(jìn)行工資分配制度改革，中央于2000年要求進(jìn)一步深化工資制度改革，使職工收入更加貨幣化。這種深化改革是通過(guò)一系列政策來(lái)實(shí)現(xiàn)的，如住房補(bǔ)貼貨幣化，醫(yī)療保障貨幣化、職工補(bǔ)貼津貼貨幣化等，隱性工資逐步顯性化，使名義和實(shí)際職工工資總額的增長(zhǎng)路徑先后偏離原有的趨勢(shì)，增長(zhǎng)速度較先前出現(xiàn)顯著提高。

五、結(jié)論

考慮到近年來(lái)我國(guó)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化和宏觀經(jīng)濟(jì)政策多次調(diào)整的現(xiàn)實(shí)，本文采用Perron和Yabu （2009）提出的擬可行廣義最小二乘法，對(duì)我國(guó)1995年第1季度至2010年第4季度的10個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)和金融總量增長(zhǎng)路徑的結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明，除貸款余額外，GDP、人均GDP、儲(chǔ)蓄存款余額、貸款余額、實(shí)際工資總額、居民消費(fèi)、固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口、名義工資總額和就業(yè)人數(shù)的趨勢(shì)方程均存在結(jié)構(gòu)變化，潛在增長(zhǎng)率出現(xiàn)明顯改變，但這種變動(dòng)有增有減。

通過(guò)對(duì)結(jié)構(gòu)變化時(shí)間的分析和變化前后增長(zhǎng)率的比較，本研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)的就業(yè)制度改革，上世紀(jì)90年代末的消費(fèi)和投資刺激政策，工資貨幣化改革，外貿(mào)體制改革和科技興貿(mào)戰(zhàn)略對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)各方面產(chǎn)生了有力沖擊，使大多數(shù)經(jīng)濟(jì)和金融總量的增長(zhǎng)路徑發(fā)生偏移，從而出現(xiàn)結(jié)構(gòu)變化[10]。在這些變化中，就業(yè)和居民消費(fèi)的變化表現(xiàn)出明顯的同步性，因此在政策調(diào)控上應(yīng)注意二者的協(xié)調(diào)發(fā)展。檢驗(yàn)結(jié)果同時(shí)顯示，我國(guó)經(jīng)濟(jì)目前仍是依靠增加勞動(dòng)投入的粗放型增長(zhǎng)而非依靠提高效率的集約型增長(zhǎng)，由于近年來(lái)就業(yè)的持續(xù)增加是生產(chǎn)發(fā)展的真實(shí)需求和國(guó)家政策導(dǎo)向共同作用的結(jié)果，人力資源未能充分轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的生產(chǎn)力，使得就業(yè)人口人均GDP的增長(zhǎng)率在結(jié)構(gòu)變化后不升反降。

作為時(shí)序列的趨勢(shì)方程是否存在結(jié)構(gòu)變化的一種檢驗(yàn)方法，擬可行廣義最小二乘檢驗(yàn)法有其特有優(yōu)勢(shì)，該方法構(gòu)建的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在殘差為平穩(wěn)和單整序列時(shí)具有非常接近的極限分布，適用于在趨勢(shì)方程中殘差項(xiàng)自回歸形式和結(jié)構(gòu)變化同時(shí)未知的情況下的結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)，故本文得到的結(jié)論更加穩(wěn)健。

注釋：

①10個(gè)變量的選取參考梁琪和滕建州（2006）所使用的宏觀經(jīng)濟(jì)和金融指標(biāo)。

②由于名義工資總額在1995年第1季度至1996年第三季度的數(shù)據(jù)缺失，本文的名義工資和經(jīng)物價(jià)平減得到的實(shí)際工資的樣本數(shù)據(jù)為1996年第4季度到2010年第4季度。

③我們獲得的CPI數(shù)據(jù)是月度同比指數(shù)，月度定基CPI數(shù)據(jù)根據(jù)倒推環(huán)比法并使用月度同比指數(shù)以及來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站的2008年8月至2009年7月的月度環(huán)比指數(shù)得到，然后根據(jù)月度定基CPI計(jì)算季度CPI。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：艾 嵐