我國宏觀經濟波動中的隨機沖擊效應:經驗事實與理論解讀

張 恒，王 彬

(1、西安交通大學經濟與金融學院，陜西西安710049;2、中國人民銀行天津分行，天津300040)

一、引 言

改革開放以來，伴隨著GDP的高速增長，我國經濟也經受了來自于不同領域、不同層面、不同時期的隨機沖擊，如社會技術進步、國際金融危機、貨幣政策調控、市場偏好改變、供給與需求作用、產出與成本變化、自然災害與戰(zhàn)爭、國家間政治因素等外生沖擊。毋庸置疑，這是引發(fā)我國宏觀經濟大幅波動及通貨膨脹等現(xiàn)象的多重誘因。為弱化沖擊因素對我國經濟波動的影響，穩(wěn)定和提高社會福利，我國十分重視宏觀經濟政策在經濟周期波動中的調控作用。事實上，縱觀全球經濟領域，世界各國政府也普遍通過中央銀行等宏觀調控部門，結合國際、國內錯綜復雜的政治與經濟形勢，制定和出臺適當?shù)慕洕邅碚{控宏觀經濟，以減小國家經濟的波動。

在關于宏觀經濟隨機沖擊因素的研究中，各個學派學者們從各自的視角給出了不同解釋。如凱恩斯主義、貨幣主義學派的Friedman提出產出短期波動的主要原因是需求的沖擊［1］，Prescott從實際經濟周期理論的角度提出技術沖擊是產出短期波動的主要因素［2］。新凱恩斯學派Gordon則將價格與工資黏性這類微觀基礎作為產出短期波動的誘因［3］?，F(xiàn)代計量經濟學家則使用應用數(shù)據分解技術等分析方法，對真實的產出序列進行分解，以證明需求或供給沖擊對產出波動的作用。經濟周期(Real Business Cycles)理論學者強調利用新古典增長模型，引入了實際沖擊(技術沖擊、政府采購等)證明經濟波動情況，認為貨幣沖擊無法解釋波動原因。反之，新凱恩斯主義理論的研究者強調貨幣沖擊是經濟波動的重要誘因。以Goodfriend等為代表的學者將以上兩種相悖的觀點融合為新興新古典綜合(New N neoclassical Synthesis)［4］。Cooley等通過假設消費行為受現(xiàn)金先行約束，即經濟主體先持有一定數(shù)量的貨幣才可進行消費［5］。Hairault，等在 RBC效用函數(shù)模型中融入貨幣因素，當隨機沖擊出現(xiàn)時，在貨幣先行模型中的通過新波動機制來預測未來的通貨膨脹，并通過減少勞動時間、降低產出、減少收入等來減少貨幣持有量，引起的新的經濟波動［6］。國內利用RBC理論研究貨幣沖擊影響中國經濟波動的有卜永祥等，他們通過建立一個固定勞動供給的RBC模型，驗證中國1980年至2001年的經濟波動特征，并引入貨幣沖擊因素，依據實際數(shù)據描述了統(tǒng)計特征［7］。胡永剛等在RBC模型中模擬了流動性約束對中國經濟波動的影響［8］。Beveridge＆Nelson在建立ARIMA模型分析的基礎上，將GNP分解為持久隨機趨勢與短期內平穩(wěn)的隨機過程求和［9］。Spencer研究提出供給和需求沖擊對美國的GDP及價格水平具有動態(tài)效應，分別指出需求沖擊長期正向作用于市場價格，而供給沖擊則存在長期的負向影響;需求沖擊對GDP具有短期的正向影響，而供給沖擊對GDP有長期的正向影響［10］。Michael以德國、美國和英國為研究對象，在利用分解方法研究后提出，國家經濟產出和通貨膨脹的波動主要原因是供給的沖擊;在研究日本、瑞典后提出，供給沖擊影響產出波動，而需求沖擊帶來通貨膨脹波動［11］。Mio在對1970年后日本通貨膨脹和產出的波動分解研究后提出，供給沖擊和需求沖擊是主要影響因素［12］。上述研究方法將隨機沖擊中的需求、供給沖擊分解，分別研究兩種沖擊對經濟波動影響的動態(tài)效應。但識別SVAR模型的前提條件是假定供給沖擊與需求沖擊不相關，但在實際經濟運行時，往往供給與需求相關，需調整分析的結果。Cover et al.利用AS-AD模型結合上述方法的研究中，淡化對供給沖擊和需求沖擊不相關的假定，發(fā)現(xiàn)二者密切相關，且需求沖擊更為重要［13］。Enders提出，制定通貨膨脹目標制的國家，供給與需求沖擊密切相關［14］。

在我國經濟研究的學術領域，劉樹成將隨機沖擊作為經濟波動與經濟周期產生的誘因［15］。趙留彥通過數(shù)據分析研究發(fā)現(xiàn)，需求沖擊對產出增長短期有正向影響，但產出波動主要由供給沖擊決定［16］。徐高對1978-2006年的年度數(shù)據研究提出，就通脹而言，供給沖擊產生正向效應，需求沖擊產生負向效應［17］。2008年，美國金融危機帶給我國出口型企業(yè)負向的需求沖擊，按照新凱恩斯學派的理論，企業(yè)面對負向需求沖擊，首當其沖的是降低產出，導致失業(yè)率上升，進而對總供給產生負向沖擊。

據此，本文在總結現(xiàn)有文獻研究的基礎上，結合結構向量自回歸模型(SVAR)和動態(tài)隨機一般均衡框架，從經驗事實到理論解讀逐次遞進，對我國宏觀經濟波動中存在的一些典型隨機沖擊因素這一問題進行詳細闡述。本文具體的安排如下:第二節(jié)基于SVAR考察隨機沖擊對我國宏觀經濟影響的經驗事實，結合 Blanchard and Quah 的研究方法［18］，分解出影響宏觀經濟波動的供給、需求和政策等結構性沖擊因素。第三節(jié)進一步建立一個包括多重隨機沖擊因素的新凱恩斯動態(tài)隨機一般均衡框架(Neo-Keynesian Dynamic Stochastic Equilibrium Model，NK-DSGE)，從理論層面研究隨機沖擊對我國宏觀經濟的作用機制和特征。在此基礎上，本文在最后一節(jié)給出了結論與政策建議。

二、隨機沖擊與宏觀經濟波動:基于SVAR模型的經驗事實

本節(jié)考察隨機沖擊對宏觀經濟波動影響的經驗事實?？紤]到普通VAR模型和協(xié)整方程無法對影響宏觀經濟的各種結構性沖擊進行識別和區(qū)分，我們首先構建一個施加長期約束的包含供給、需求以及貨幣政策的結構向量自回歸模型，然后基于Blanchard and Quah(1989)方法，解構出供給、需求和貨幣政策等因素對宏觀經濟波動的沖擊效應。其中，供給沖擊代表實際產出的長期增長，可以理解為技術進步、生產效率提高層面的沖擊，需求沖擊代表短期內消費、投資、政府支出方面的需求變化對宏觀經濟引起的波動效應，貨幣政策沖擊代表了貨幣供給層面變化對宏觀經濟的影響。

(一)SVAR模型的構建

本文首先構建結構化向量自回歸模型如下，

其中，rgdpt，cpt，rmt分別代表了同比實際產出增長率、消費者價格指數(shù)、貨幣供給增長率。Dij(L)是滯后算子，代表了各期內第j種結構化沖擊對第i個內生變量影響的累計情況。μrgdp，t，μcpi，t，μrm，t分別為結構化沖擊中的供給沖擊、需求沖擊和貨幣沖擊。上式可進一步寫為:

其中 Xt(rgdpt，cpit，rmt)′，μt(μrgdp，t，μcpi，t，μrm，t)′。設定結構化沖擊為互相之間不存在序列相關的白噪聲序列。

對于D(l)的估計，可以通過事先估算簡化的VAR方程計算得到。具體過程為，首先估計出滯后階數(shù)為p的簡化式VAR(q):

在VAR系統(tǒng)滿足平穩(wěn)性條件時可將其寫為無窮階的VMA(∞)形式:

C(L)=B(L)-1，C(L)=C0+C1L+C2L2+ …，C0=I3。因為(2)等于(4)，有C(L)εt=D(L)μt。又由于 C0=I3，因此 εt=D(0)μt，從而

同 時 E(εtε′t)=D(0)E(μtμ′t)D(0)′ =D(0)D(0)′=∑，εt的方差協(xié)方差矩陣。根據以上可以得到關于D(0)的10個方程?？紤]到D(0)中包含有9個未知數(shù)，尚需要6個約束條件。我們對上述(1)式施加了三個長期約束條件。長期來看，供給之外的沖擊都不會對實際產出構成影響，因此有:D12(L)，D13(L)=0。另外，貨幣供應量由中央銀行給定，在短期內貨幣供給會受到需求的影響，但從長期來看，由于需求存在著上下波動，因此對貨幣供應量的疊加效應長期累積應當為零，即D23(L)=0。由此，我們得到包含長期約束條件的結構向量自回歸模型如下:

據此，我們得到了關于D(0)的9個長期約束條件?？梢郧蠼獬鼍仃嘍(0)。我們在估計了施加長期約束的SVAR模型后，可以利用εt=D(0)μt求解出μt。根據 Xt=D(0)μt+D(1)μt-1+ … + … =D(L)μt，宏觀變量 xit可以寫為:

(二)SVAR模型的估計

1.數(shù)據的選取

在SVAR估計中，我們選取同比月度數(shù)據。根據數(shù)據的可得性，本節(jié)選取1996年1季度到2012年4季度的實際產出同比增長率(RGDP)、同比通貨膨脹率(CPI)、貨幣同比增長率(RM)作為模型估計所需要的變量。名義變量除以定基的CPI得到相應的實際值。數(shù)據來源為WIND數(shù)據庫。在估計之前，首先對變量平穩(wěn)性進行檢驗，表1的結果表明這些變量的檢驗結果。

表1 變量的ADF檢驗

根據AIC和SC原則，簡化式VAR最優(yōu)滯后階數(shù)為4階。在此基礎上估計施加了長期約束的SVAR模型，得到長期響應矩陣D(L)和矩陣A，B，限于篇幅正文沒有給出。

2.結構性沖擊的分解及其動態(tài)沖擊效應

在估計了施加長期約束的SVAR模型后，利用εt=D(0)μt求解出μt，此即我們所關注的結構性沖擊。根據(3)、(4)以及C(L)=B(L)-1，我們可以得到各變量對結構性沖擊的脈沖響應。關于結構性沖擊對通貨膨脹的脈沖效應。我們也可以看到，在供給層面的沖擊下，通貨膨脹的負向響應，在大約第5個季度時的響應最大，達到-3%，隨后開始逐漸趨于平穩(wěn)。供給層面的沖擊可以理解為技術進步、生產效率提高，這些因素的作用會減少通貨膨脹的上行壓力。從需求的層面來看，通貨膨脹會出現(xiàn)正向的脈沖相應，在第6個季度時達到最大，大約在3.5%左右，這說明需求沖擊對通貨膨脹具有明顯的推升作用。貨幣政策沖擊(數(shù)量型)對通貨膨脹具有正向推動作用，大約在9個季度左右達到4%的峰值，說明貨幣政策對通貨膨脹的作用時滯相對于供給、需求的沖擊較長。關于結構性沖擊對實際產出增長率的脈沖效應。從中我們還可以發(fā)現(xiàn)，供給需求沖擊對產出的作用最為顯著。相比于供給需求沖擊，貨幣政策的作用效果要小得多，貨幣政策沖擊的峰值效應大約在0.8%左右。這說明技術進步、生產效率提高以及需求擴張能夠顯著推動經濟增長，僅僅依靠政策調控對經濟增長的作用力度和空間都十分有限。

圖1-1 通貨膨脹對供給沖擊的脈沖響應

圖1-2 通貨膨脹對需求沖擊的脈沖響應

圖1-3 通貨膨脹對貨幣沖擊的脈沖響應

圖1-4 產出增長對供給沖擊的脈沖響應

圖1-5 產出增長對需求沖擊的脈沖響應

圖1-6 產出增長對貨幣沖擊的脈沖響應

三、隨機沖擊與宏觀經濟波動:基于NK-DSGE框架的理論解讀

上一節(jié)我們基于SVAR模型研究了隨機沖擊對我國宏觀經濟影響的經驗事實，分解出能夠影響產出增長和通貨膨脹波動的供給、需求、貨幣結構性沖擊因素。經驗事實研究不能夠對這一問題進行詳細的理論分析，結構性沖擊對宏觀經濟的傳導機制也不能得到充分體現(xiàn)。因此，為更深入理解蘊含在我國宏觀經濟波動中的隨機沖擊效應，我們構建一個新凱恩斯動態(tài)隨機一般均衡模型(NK-DSGE)，引入壟斷競爭和工資剛性來更好地刻畫中國經濟運行特征，通過該理論框架對上一節(jié)SVAR的經驗事實進行深度解讀。需要指出的是，中國經濟中存在大量壟斷競爭行業(yè)和寡頭壟斷行業(yè)，如電力、通訊、能源、交通，等行業(yè)。同時，不同行業(yè)和不同性質企業(yè)的工資調整是交錯的、非同步的，這使得工資表現(xiàn)出剛性特征。從定性角度看，壟斷競爭和工資剛性與中國現(xiàn)實經濟特點相一致，兩者在宏觀經濟運行中具有關鍵作用。

1.家庭

代表性家庭的效用函數(shù):

預算約束為:

其中，家庭持有債券Bj，t，該債券是只有一期的證券。當期收入和從債券獲得的收益可以用于消費和投資。Tj，t為一次性總稅收。

(1)消費、儲蓄行為與消費結構

根據家庭的目標函數(shù)和預算約束式，求得一階最優(yōu)條件為:

(2)勞動供給決策與工資設定方程

以上公式表明，每個家庭實際上都給出了相同的最優(yōu)工資，因此個人可以采用代替。假定工資在調整時，有(1-ξw)比例調整到最優(yōu)工資，有ξw比例不能達到最優(yōu)工資，只是根據Wj，t=(Pt-1/Pt-2)γwWj，t-1的工資演進方程進行變動，因此總的工資調整機制為:

(3)投資和資本積累

家庭將其擁有的資本積累出租給中間品生產廠商，其出租回報率為。事實上，家庭在資本形成方面的這兩種行為對于之前消費來看都會產生相應的成本。家庭通過選擇資本積累、投資和資本利用率來最大化自身的目標函數(shù)。資本積累方程為:

其中，It為總投資，τ為資本利用率，資本調整成本函數(shù)S(·)是一個關于投資的凸函數(shù)。當投資達到均衡穩(wěn)態(tài)時，資本調整成本函數(shù) S(·)=0。根據CEE(2001)，我們設定該調整成本函數(shù)在均衡附近的一階微分近似為零S′(·)。由此，成本調整函數(shù)在均衡附近的表達僅僅依賴于其二階微分S″(·)。在資本調整方程中，我們引入投資沖擊εI，t，該沖擊遵循一階自回歸過程，誤差項為白噪聲。

根據資本實際價值、投資和資本利用率的含義所得到一階相關條件分別為，其中Qt是資本品相對于消費品的價格:

2.最終品生產者

其中pj，t為j型中間產品的價格，Pt為最終產品的價格。在完全競爭的最終產品市場條件下，最終產品市場總體價格可以表示為:

3.中間品生產者

其中，At為技術水平，Wt為名義工資，Lt為勞動力市場需求，Rk，t為名義資本收益，Kt為資本存量。由此得到中間品生產者最優(yōu)決策的一階條件為:

按照Calvo的思路［25］，每期廠商j所生產的產品j的價格有ξp的概率維持上一期價格Pj，t-1不變，有1-ξp的概率調整到最優(yōu)價格。零售商j的利潤函數(shù)為:

式(11)表示零售商j通過最優(yōu)價格來最大化其利潤現(xiàn)值，式(12)為零售商j面臨的國內產品需求函數(shù)。由此t期零售商j的最優(yōu)價格一階條件為:

考慮到零售商產品雖然具有差異化，但同質性決定了所有產品零售價格均為，因此以上最優(yōu)一階條件可以進一步寫為:

由上式可知，當國內產品價格為靈活調整(flexible)時，ξp=0，實際邊際成本為mc=(ε-1)/ε。產品的總價格Pt調整機制為:

4.市場均衡

最終產品市場處于均衡的條件是:總供給等于家庭消費、投資和政府支出所組成的總需求:Yt=Ct+It+Gt

5.中央銀行貨幣政策

考慮到我國當前貨幣政策調控中數(shù)量型貨幣政策工具占有極為重要的地位和作用，我們在這里可以采用以麥克勒姆規(guī)則形式的貨幣政策機制來模擬中央銀行貨幣政策調控。按照麥克勒姆規(guī)則(Mc-Callum Rule)，我們設定貨幣供給根據通貨膨脹和實際產出增長進行逆向調整，同時具有很強的貨幣政策調控的平滑性。貨幣政策調控函數(shù)為:

其中，該貨幣政策規(guī)則表明政府的通貨膨脹目標是π*，產出目標是 Y*為一階自回歸形式的貨幣政策沖擊，隨機項ην，t服從均值為0正態(tài)分布。

6.模型經濟的沖擊

我們給出了經濟可能受到八種外生沖擊包括技術、偏好沖擊、投資、價格加成、工資加成、貨幣政策、財政政策，這些沖擊均遵循一階自回歸過程，代表了沖擊的持續(xù)性，隨機擾動項的先驗分布均服從Inv_Gamma的形式。關于模型的穩(wěn)態(tài)和對數(shù)線性化，限于篇幅沒有給出，可以向作者索要。

四、NK-DSGE模型的估計與脈沖響應模擬

(一)NK-DSGE模型的估計

本文所用到的七組可觀測變量中，采用國內生產總值、社會零售品銷售總額、城鎮(zhèn)固定資產投資、公共財政支出、環(huán)比CPI、貨幣供給M2、季度末就業(yè)人數(shù)分別作為產出y、消費c、投資i、財政支出g、通貨膨脹率CPI、貨幣供給增長率ω、勞動供給l的代理變量。季節(jié)調整后的產出、消費、投資、財政支出除以定基比的CPI得到相應的實際數(shù)據。所有數(shù)據來自Wind數(shù)據庫。根據數(shù)據的可得性，我們的數(shù)據選取區(qū)間為2002年2季度月到2012年4季度。其中的月度數(shù)據轉換為相應的季度數(shù)據。

本文運用貝葉斯估計方法(Bayesian Estimation)估計模型參數(shù)。對于貼現(xiàn)因子β、消費慣性系數(shù)h，國內產品零售商價格不變概率ξp，國內貨幣政策平滑因子ρR，價格與工資加成比率λp，λw，資本產出彈性α，勞動力產出彈性α2，資本折舊率δ，技術進步、財政支出的一階自回歸系數(shù)均處于0到1之間，其先驗概率分布可設定為Beta分布。根據Zhang的計算方法，得到其先驗分布的均值為0.9869［19］。消費慣性系數(shù)h代表了家庭之間的攀比效應(Catching up with Jones Effect)，Smets and Wouters、Christiano、Eichenbaum and Evans對這一系數(shù)在 0.5到0.8之間［20］，本文將其先驗分布設定為先驗均值等于0.6的beta分布。關于國內產品零售價格的粘性概率ξp，假定其價格每年進行一次調整，則季度調整的概率為0.25，不調整的概率為0.75。按照與價格粘性相同的假設，工資調整的粘性概率設為0.75。資本產出彈性α設為0.5。設每年資本折舊為10%，則季度折舊率δ為0.025。根據Smets and Wouters(2003)，價格與工資加成比率λp和λw均設為0.15。其他外生沖擊的一階自回歸系數(shù)均設為0.5。對于跨期替代彈性的倒數(shù)，即風險規(guī)避系數(shù)σ，勞動供給彈性的倒數(shù)φ，以及國內貨幣政策中對通貨膨脹預期的反應系數(shù)ΦR，π，對產出的反應系數(shù)ΦR，Y，對匯率反應系數(shù) ΦR，q的取值范圍在(0，∞］內，大多數(shù)國內外文獻認為，這類參數(shù)的可設置的先驗概率分布包括均勻分布、Beta分布、Gamma分布以及正態(tài)分布(Smets and Wouters;Negro and Schorfheide;劉斌，等)［21］，由于無法確定上述參數(shù)真實值與1的關系，排除均勻分布和Beta分布，而正態(tài)分布的取值范圍在(-∞，∞)，范圍過大，沒有充分利用參數(shù)的現(xiàn)有信息，影響貝葉斯估計的有效性，故確定上述參數(shù)的先驗概率分布為Gamma分布。關于跨期替代彈性倒數(shù)(風險厭惡系數(shù))，顧六寶和肖紅葉根據歐拉公式和Arrow-Pratt風險測度得到的結果分別為3.169和3.916，本文取兩者的均值為3.565［24］。動力供給對實際工資彈性倒數(shù)φ越小，表明勞動供給彈性越大，勞動供給對工資變化越敏感，Smets and Wouters取之為4、王君斌認為3 比較合理［25］，黃志剛給出的是 5［26］，本文取其平均值為4。l作為勞動力供給的替代彈性，劉斌、Zhang的取值為2，本文亦選取同樣數(shù)值。利用最小二乘法對國內貨幣政策反應函數(shù)方程進行回歸，得到相應參數(shù)的估計結果作為其對應的先驗均值分布。限于篇幅，參數(shù)的貝葉斯估計結果沒有給出，如有需要，可向作者索要。

圖2 通貨膨脹對外生沖擊的脈沖響應

圖3 產出增長對外生沖擊的脈沖響應

1.通貨膨脹對隨機沖擊的脈沖響應(見圖2)

限于篇幅，本文正文僅討論通脹和產出對隨機沖擊的脈沖響應。從圖2可以看到，技術沖擊使得通貨膨脹出現(xiàn)下降、產出上升。這一結果表明，技術沖擊作為宏觀經濟供給層面一個重要的沖擊因素，能夠顯著改變經濟體系中供給與需求之間力量的均衡，在供給增加的條件下導致了通貨膨脹下降和產出的上升。擴張性財政貨幣政策推高了產出和通貨膨脹，其中財政政策的作用力度更為顯著。價格加成和工資加成提高社會價格總水平和生產成本，對通脹有推動作用，但這些名義變量的上升會對產出施加緊縮作用。偏好、投資沖擊增加了消費與投資，需求加大導致通脹出現(xiàn)上升?？偟膩砜?，從外生沖擊對通貨膨脹、產出的影響力度來看，偏好與投資、財政政策、價格加成等需求層面的沖擊效應較大。說明來自需求層面的沖擊是我國宏觀經濟波動最重要的因素。這與之前SVAR的模擬結果基本一致。

2.產出增長對隨機沖擊的脈沖響應(見圖3)

圖4-2 外生沖擊對產出增長波動解釋程度的比較

(二)外生沖擊對通貨膨脹波動解釋程度的比較

圖4給出了外生沖擊下的通貨膨脹波動的方差分解?？梢钥吹?，各個外生沖擊對通貨膨脹解釋程度較為均衡，對產出增長的解釋程度則表現(xiàn)出明顯的差異性。具體來看，技術沖擊作為供給層面的沖擊，對產出波動的影響要顯著大于通貨膨脹，說明1992年以來社會主義市場經濟體制確立所帶來的制度紅利以及2001年我國加入世界貿易組織以后比較優(yōu)勢得以有效釋放等有利因素對我國經濟增長具有長期穩(wěn)定的支持效應，但對短期通貨膨脹波動的影響力度則明顯偏弱，說明通貨膨脹波動更多取決于供給沖擊以外的因素，特別是來自需求層面的沖擊。投資沖擊、偏好沖擊代表了需求層面的沖擊，其對經濟波動的解釋大于供給層面沖擊。這說明長期以來，特別是2008年金融危機以前，以消費、投資、貿易為代表的三大需求是我國經濟強勁增長的最主要的推動力量，我國經濟波動更多地受到需求層面的作用，這也迫使我國宏觀經濟政策在一段時期內密集調整以應對經濟過熱的局面。金融危機發(fā)生初期，我國宏觀經濟面臨嚴峻形勢，在2009年末我國大規(guī)模經濟政策實施后，經濟暫時企穩(wěn)回升，但隨后2010-2011年的通貨膨脹上行壓力又使得之前擴張的宏觀經濟政策不得不重新調整。2012年以來，經濟潛在增長率下滑倒逼中央政府下調經濟增長目標，政策效力邊際遞減的現(xiàn)實也使得繼續(xù)實行大規(guī)模經濟刺激的可操作空間大為縮減，由此造成目前我國宏觀經濟增速穩(wěn)中有降、宏觀調控政策整體上處于不松不緊的中性狀態(tài)。因此，正如圖4中所示，近期政策沖擊在我國經濟宏觀經濟特別是其中的產出增長波動中的作用正在逐步消退，以投資為代表的需求層面沖擊重新成為經濟增長的最主要推動力。關于我國宏觀經濟調控政策的沖擊效應，財政政策對經濟波動的解釋力度在多數(shù)時間高于貨幣政策，特別是在產出波動層面，說明財政政策是我國實現(xiàn)經濟增長最為重要的需求管理政策。財政政策作為我國最重要的需求管理政策工具，在我國宏觀調控中一直占據主動位置，且長期保持較為積極(擴張性)的政策導向，這對國內總需求和通貨膨脹具有明顯的拉動作用。一般情況下，為實現(xiàn)經濟增長和合理的通貨膨脹調控，我國貨幣政策調控則往往與財政政策形成合理搭配，依據宏觀經濟形勢進行相對靈活調整。因此，貨幣政策松緊的情勢變換頻率要遠大于財政政策，更多時候具有逆經濟周期、燙平經濟波動的特點，其對經濟增長的影響力相對有限。但貨幣政策沖擊對通貨膨脹中的作用則要顯著強于其對產出的影響，說明貨幣沖擊因素的變化更容易增大通貨膨脹的不確定性。一個明顯的例證，在2010-2011年之間，我國面臨較大的通貨膨脹上行壓力，這其中的一個重要原因在于，2009年以來我國推行的超常規(guī)寬松貨幣政策的通貨膨脹效應開始顯現(xiàn)出來。隨著之后我國貨幣政策調控重點轉向通貨膨脹調控，貨幣政策整體趨向從緊，其對通貨膨脹波動的作用也隨之逐漸收縮，消費、投資等需求沖擊成為近期通貨膨脹波動的最主要因素。

五、總結與建議

改革開放以來，隨著我國社會主義市場經濟體制的逐步確立，我國宏觀經濟運行越來越多地受到市場因素以及各種隨機沖擊因素的影響。理解各類隨機沖擊對我國宏觀經濟的影響特征、制定相應政策意義重大?？偟膩砜?，結合NK-DSGE模型框架中的隨機沖擊對我國宏觀經濟的作用特征以及這些隨機沖擊所體現(xiàn)出的經濟內在涵義，我們認為，應當準確理解和把握我國經濟發(fā)展所依靠的長期和短期因素，提高宏觀調控政策的針對性和有效性，妥善處理好經濟領域深化改革與需求管理政策之間的協(xié)調性，使得我國經濟能夠規(guī)避短期劇烈波動，實現(xiàn)經濟長期穩(wěn)定增長。

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