中国经济周期波动的成因及潜在因素_经济周期论文

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经济周期波动是指国民经济运行中所呈现的一起一落、扩张与收缩不断交替的波浪式运动过程。对我国宏观经济的波动性，刘树成、张晓晶、张平(2005)的研究认为我国经济周期波动在改革开放前后呈现出不同的特点。改革开放前，其突出特点是“大起大落”，且表现为古典型周期(即在经济周期的下降阶段，GDP绝对下降，出现负增长)。改革开放后，我国经济周期波动的主要特点为波幅减缓，并由古典型转变为增长型(即在经济周期的下降阶段，GDP并不绝对下降，而是增长率下降)。总的来看，改革开放以来我国经济周期波动呈现出一种新态势：峰位降低、谷位上升、波幅缩小。

从改革开放以来我国经济发展的进程看，经济的长期走势是向上增长的，但是在短期内呈现的是周期性波动，且这种波动性在不断降低，尤其在1996年以后这种趋势更加明显。探讨这种波动性不断降低的成因有助于政策当局更好地把握宏观经济，避免经济波动大起大落，实现宏观经济“又好又快”地发展。在现有的文献中，研究主要集中在两方面。一方面从制度、体制等角度探究经济周期形成机制。张立群(2006)认为产生我国经济周期微波化趋势的原因主要有三方面：经济短缺现象消失、市场调节机制逐步完善以及宏观调控水平提高[1]；张连城(2006)认为经济周期性波动根源于经济制度本身，不同的经济制度或经济体制下，经济周期的形成机制是不同的[2]；陈磊(2006)认为我国投资增长波动是导致经济增长出现周期波动的核心因素，并借鉴动态非均衡理论中可解释投资波动的二阶加速数(SOA)模型，探讨我国投资波动的内在形成机制[3]：李斌、王小龙(2006)的研究发现在以地方向中央分权为重要内容的政府主导的市场化进程中，地方政府行为构成经济周期过热的重要力量[4]。另一方面从经济周期中的宏观变量入手，分析宏观变量之间的关系，寻找经济周期波动的来源。杜婷(2007)利用差分法、H-P滤波法以及Band-Pass滤波法对我国主要经济变量序列长期趋势项进行分解，采用时域分析方法和频域分析方法对我国经济周期波动的特征进行检验和分析，在此基础上总结了我国经济周期波动中的主要经济变量的一些典型化事实；梁琪、滕建州(2007)采用最新的随机游走滤波分析方法对我国1952～2003年间的13个宏观经济总量的波动特征、共动性和因果关系进行了经验分析，发现我国经济周期在改革开放以后呈现出更加明显的一般性周期特征；刘金全、刘志刚(2005)通过对实际产出各种构成成分变化的分析，得出我国产出波动性降低主要源于投资波动性、政府支出波动性和净出口波动性的降低，而消费波动性继续保持平稳态势。

实际产出的波动是对整体经济周期波动的替代度量，因此以实际产出的波动来描述经济周期波动。按照支出法国内生产总值，实际产出(支出法国内生产总值)由居民消费、政府消费、投资和净出口构成，这四种构成成分的波动性构成了实际产出波动性的主要来源。

目前，国内大多数研究经济周期波动的文献是基于全期样本的，不能体现宏观经济变量波动在不同时期的动态特征。在此，采用方差分解法，从全期样本和滚动样本两个方面分析改革开放以来我国经济周期波动性减弱的成因。

一、分析方法与数据来源

从现有的文献来看，大多数学者集中于研究波动分量的方差对总波动方差的影响，即波动分量自身对总波动的影响。然而一个波动分量对总波动的全部影响不仅仅是该波动分量自身对总波动的影响，该波动分量与其它波动分量共同作用对总波动的影响也应包括在内。方差分解法能有效的分解出某波动分量自身及该波动分量与其它波动分量共同作用对总波动的影响贡献度。

(一)分析方法

方差分解是波动分析中常用的方法[5]。假设总波动Y由n个波动分量构成，即，则总波动的方差可以分解为各波动分量的方差及协方差之和。从现有文献看，大多数学者集中于研究波动分量的方差对总波动方差的影响，即波动分量自身对总波动的影响。然而一个波动分量对总波动的全部影响不仅仅是该波动分量自身对总波动的影响，该波动分量与其他波动分量相互作用对总波动的影响也应包括在内。若定义一个波动分量与其他波动分量的协方差之和为该波动分量的协方差项，则这个波动分量的协方差项对总波动方差的影响正是表示了该波动分量与其他波动分量相互作用对总波动产生的影响。因此，通过分析各波动分量的方差项和协方差项在总波动方差中所占比例，确定波动的主要来源。

总贡献率(2)

公式(2)中总贡献率表示某波动分量对总波动的全部影响。若某波动分量的总贡献率为正，表示该波动分量能引起总波动，总贡献率越大引起的总波动也就越大；若波动分量的总贡献率为负，则表示该波动分量能减小总波动，总贡献率绝对值越大，减小的总波动越大。

波动分量的总贡献率又可分解为：

方差贡献率 (3)

协方差贡献率 (4)

其中，公式(3)中方差贡献率表示波动分量自身对总波动的影响。波动分量的方差贡献率始终为正，这意味着波动分量自身总能引起总波动。公式(4)中协方差贡献率则表示某波动分量与其他波动分量相互作用对总波动的影响。若波动分量的协方差贡献率为正，表示该波动分量与其他波动分量相互作用有放大总波动的作用：若波动分量的协方差贡献率为负，则表示该波动分量与其他波动分量相互作用有助于减小总波动。

运用方差分解法研究改革开放以来我国经济周期波动性减弱的成因时，应分离出实际产出及各构成成分的长期趋势项和波动项，而分离出的波动项就构成了方差分析和方差分解的原始数据。将各构成成分波动项的方差与实际产出波动项的方差之比作为各构成成分的方差贡献率，它反映了该构成成分自身的波动对实际产出波动的影响。将某构成成分波动项与其他构成成分波动项的协方差之和与实际产出波动项的方差之比作为该构成成分的协方差贡献率，它反映了该构成成分与其他构成成分的波动的共同作用对实际产出波动的影响。将某构成成分的方差贡献率与协方差贡献率作为该构成成分的总贡献率，它反映了由于该构成成分的波动而对实际产出波动产生的全部影响。

由于各构成成分在实际产出中所占比例不同，贡献率大的构成成分在动态水平上不一定是最大的波动因素，为了解决这个问题，在此引进影响弹性。影响弹性是通过模拟分析的方法比较分析各构成成分波动对实际产出波动的影响。实际产出的波动采用变异系数即实际产出波动项的标准差与实际产出均值的比例来表示，考察单个构成成分变动1％，实际产出的变异系数的变动情况，变异系数变化的百分数就是影响弹性。若某构成成分的影响弹性为正，则说明增加该构成成分会加大总波动；反之，若某构成成分的影响弹性为负，则说明增加该构成成分会减小总波动。

(二)样本及数据来源

所用的时间序列数据为1978～2005年的年度数据。用于实证分析的变量有：支出法国内生产总值、投资、居民消费、政府消费及净出口，原始数据均来自于《中国统计年鉴·2006》，所有变量均采用GDP平减指数消除价格因素。研究经济周期波动，最关键的是如何去除变量中趋势项。去除趋势项的方法有两种：一种是将数据变换为增长率，此时对应的周期波动称为“增长率周期波动”。容易证明对于很小的变化，变量的增长率相当于对变量作对数差分处理，这是一种常用的去除趋势的方法。另一种是拟合某种平滑函数作为数据中长期趋势的估计并加以剔除，此时对应的周期波动称为“增长周期波动”。增长率周期波动具有较直观的经济含义，且没有量纲便于各指标间的比较，然而基于增长率分析经济波动有两个很大的问题：一是增长率变换对原数据中的周期结构产生一定影响，主要表现为减少了相对较长的周期波动的波幅，同时加大了数据中随机或不规则成分的波幅。二是无法分离出经济指标中所包含的增长和波动成分，因而，不能反映经济变量围绕其长期趋势的上下波动。因此，使用“增长周期波动”的方法将长期趋势项和短期波动项完全分开，并基于此分析改革开放以来我国经济周期波动性减弱的成因。

分离经济时间序列中的长期趋势与波动成分的方法有很多，目前比较流行的方法是H-P滤波法。H-P滤波法通过构造最小化损失函数，分离出长期趋势与波动成分。H-P滤波法用公式表示为：

t=1，2…，T

(5)

公式(5)中，是时间序列中的趋势成分，λ是对趋势成分波动的惩罚因子。λ=0时，满足最小化问题的趋势成分等于；λ增加时，估计趋势中的变化总数相对于序列中的变化减少，即λ越大，估计趋势越光滑，λ趋于无穷大时，估计趋势将接近线性函数。因此，H-P滤波方法实际存在着权衡的问题，即要在趋势成分对实际序列的跟踪程度和趋势光滑度之间作一个选择，根据一般经验，年度数据取λ=100，季度数据取λ=1600，月度数据取λ=14400。

二、实证结果及分析

目前，国内大多数研究经济周期波动的文献是基于全期样本的，不能体现宏观经济变量波动在不同时期的动态特征。在此，应用方差分解法，从全期样本和滚动样本两个方面全面分析改革开放以来我国经济周期波动性减弱的成因。

(一)基于全期样本的分析

通过H-P滤波法分离出支出法国内生产总值、居民消费、政府消费、投资和净出口的波动项。设定实际产出(支出法国内生产总值)的波动项为，其构成成分(居民消费、政府消费、投资和净出口)的波动项为。经验证，实际产出波动项和其构成成分波动项满足：

(6)

表1 1978～2005年我国实际产出波动的方差分解表

居民消费

政府消费 投资 净出口

居民消费 42821.75

-2040.68-4264.95

7175.924

政府消费 -2040.68

7978.767-9223.22

-8824.54

投资-4264.95

-9223.22435411.4

31506.03

净出口

7175.924

-8824.5431506.03

75330.72

方差值

42821.75

7978.767435411.4

75330.72

方差贡 7.26

1.3573.77 12.76

献率(％)

协方差值

870.29

-20088.4418017.85

29857.41

协方差贡0.15 -3.403.05

5.06

献率(％)

总贡献率7.41 -2.05

76.82 17.82

(％)

影响弹性

-0.37 -0.17

0.38

0.16

(％)

公式(6)表明实际产出波动项与其构成成分波动项的总和相等。根据方差分解的原则，实际产出波动项的方差可以分解为各构成成分波动项的方差和协方差。通过分析各构成成分波动项的方差和协方差。可以计算出各构成成分的方差贡献率和协方差贡献率。进一步通过模拟分析的方法得出各构成成分波动对实际产出波动的影响弹性。

表1给出了1978～2005年我国实际产出波动的方差分解。方差分解结果显示，在总贡献率上，投资的总贡献率最大，贡献率为76.82％，而净出口、居民消费及政府消费的总贡献率依次为17.82％、7.41％、-2.05％，这表明改革开放以来实际产出波动主要来源于投资及净出口波动，而政府消费的波动有效地平抑了实际产出的波动。在方差贡献上，仍然是投资的方差贡献率最大，贡献率为73.77％，净出口、居民消费、政府消费的方差贡献率依次为12.76％、7.26％、1.35％，这表明1978～2005年间投资自身的波动对实际产出波动影响最大，投资自身的波动解释了73.77％的实际产出波动，而政府消费自身的波动对实际产出波动影响是最小的，政府消费自身的波动只引起了1.35％的实际产出波动。在协方差贡献率上，净出口波动的协方差贡献率高达5.06％，表明净出口波动与其他构成成分波动的共振现象最为明显，是引起实际产出波动的一大来源。投资波动的协方差贡献率为3.05％，主要来源于投资波动与净出口波动的协方差，这表明投资波动与净出口波动有较强的共振现象。而居民消费的协方差贡献率为0.15％，政府消费的协方差贡献率为-3.40％，这表明政府消费波动与其他构成成分波动相互作用时，有效减小了实际产出的波动。在影响弹性上，投资和净出口的影响弹性都为正值，表明增加投资和净出口会加剧实际产出波动，其中投资的影响弹性最大，为0.38％，即增加1％的投资，实际产出的变异系数将会增加0.38％；居民消费和政府消费的影响弹性为负值，说明增加居民消费和政府消费可以有效地减小实际产出波动，其中居民消费的影响弹性的绝对值最大，为-0.37％，即增加1％的居民消费，实际产出的变异系数将会减少0.37％。此外，影响弹性还显示出，若居民消费增长率等于投资增长率，几乎不会对实际产出波动产生影响；若居民消费增长率小于投资增长率，会加大实际产出波动；若居民消费增长率大于投资增长率，会减小实际产出波动。

(二)基于滚动样本的分析

通过方差分解分析了1978～2005年间居民消费、政府消费、投资及净出口波动对实际产出波动的静态影响。为描述产出构成成分波动对实际产出波动的动态影响，引进滚动方差分解。假设实际产出的时间序列为｛｝，t=1，…，T。在样本区间｛1，…，T｝上给定滚动窗口长度m，则t+[(m-1)/2]时的滚动方差分解定义为t时至t+m-1时m个样本的方差分解。滚动方差分解的一个关键问题就是滚动窗口长度的确定，现有文献普遍认为，我国改革开放以来的经济周期属于长度为7～11年的朱格拉周期，基于此，将滚动窗口长度定位为7年。

图一 我国实际产出波动的滚动方差分解——总贡献率变化趋势

图一给出了居民消费、政府消费、投资及净出口的总贡献率变化趋势。从居民消费来看，居民消费的总贡献率经历了一个由大到小，由正到负的过程。1996年以前居民消费的总贡献率均为正数，且波动幅度较大，1996年后居民消费的总贡献率基本为负数(1999年除外)，且波动幅度明显减小，这表明居民消费波动正逐渐成为平抑实际产出波动的重要因素。从政府消费来看，政府消费的总贡献率一直都比较平稳，1992年以后政府消费的总贡献率一直为负数。这表明从1992年建立社会主义市场经济体制并成功利用微调方式调整经济后，政府消费波动有效地抑制了实际产出波动，同时也说明我国政策当局采取的是反周期的经济政策并取得了良好的效果，当经济衰退时，中央政府扩大政府消费促进经济增长，而当经济扩张时，中央政府减少政府消费抑制经济过快增长。从投资来看，投资总贡献率波动的位势最高，说明改革开放以来我国实际产出波动的最主要来源一直是投资波动。刘树成、张晓晶、张平(2005)将改革开放以来我国消费结构和产业结构的升级划分为四个阶段，通过对比分析，发现改革开放以来投资总贡献率的四个波峰基本对应于消费结构和产业结构升级的四个阶段，这表明每一次消费结构和产业结构升级的背后都是投资的迅速增加，说明我国经济是属于投资驱动型。从净出口来看，1994年之前净出口的总贡献率为负数且波动幅度较大，1994年后净出口的总贡献率由负数变为正数且逐渐加大(2001年净出口总贡献率出现显著下降，但2002年迅速反弹)，这表明净出口波动正逐渐成为实际产出波动的一个重要来源。

图二 我国实际产出波动的滚动方差分解——方差贡献率变化趋势

图二给出了居民消费、政府消费、投资及净出口的方差贡献率变化趋势。从波动的幅度来看，投资的方差贡献率波动幅度最大，净出口和居民消费的方差贡献率次之，波动幅度最小的是政府消费的方差贡献率。从波动的位势来看，投资的方差贡献率波动位势最高，政府消费的方差贡献率波动位势最低，而居民消费方差贡献率的波动位势和净出口方差贡献率的波动位势变化过程如下：1984年以前净出口方差贡献率的波动位势高于居民消费方差贡献率，1985～1994年间净出口方差贡献的波动位势低于居民消费的方差贡献率，1994年后净出口方差贡献率的波动位势高于居民消费的方差贡献率。这表明投资自身的波动解释了改革开放以来我国实际产出的大部分波动，政府消费自身的波动对实际产出波动影响很小，居民消费和净出口自身的波动对实际产出波动的影响有明显的阶段性：1984年以前净出口自身的波动对实际产出波动的影响较大，1985～1994年间居民消费自身的波动对实际产出波动的影响较大，1996年后居民消费和净出口自身的波动对实际产出波动的影响明显降低，1998年后居民消费自身的波动对实际产出波动的影响已经非常小了。总的来看，1992年以前居民消费、投资及净出口的方差贡献率波动呈现出“大起大落”的态势，而这期间我国宏观经济也处于“大起大落”阶段，正是居民消费、投资及净出口的方差贡献率波动的“大起大落”导致了这期间我国宏观经济的“大起大落”。1993～1996年间投资方差贡献率的波动性较前一阶段有所降低，居民消费、政府消费及净出口的方差贡献率波动较为平稳且波动位势较低，而这期间正是我国宏观经济的“软着陆”阶段，投资方差贡献率波动性降低以及居民消费、政府消费及净出口的方差贡献率波动较为平稳且波动位势较低是我国宏观经济成功实现“软着陆”的关键。1996年我国宏观经济成功实现“软着陆”后，投资的方差贡献率波动性较前一阶段有所增强，居民消费、政府消费及净出口方差贡献率的波动性则显著下降且处于较低的波动位势，这段时期是我国经济周期波动性明显减弱的阶段，显然居民消费、政府消费及净出口方差贡献率波动性的显著下降且处于很低的波动位势是这阶段我国经济周期波动性明显减弱的主要原因，而投资方差贡献率波动性的增强则是影响我国经济平稳快速运行的一个潜在因素。

图三 我国实际产出波动的滚动方差分解——协方差贡献率变化趋势

图三(见下页)给出了居民消费、政府消费、投资及净出口的协方差贡献率变化趋势。从居民消费来看，1996年前居民消费的协方差贡献率基本为正数(1991年除外)，1996年后居民消费的协方差贡献率基本为负数(1999年除外)，这表明1996年前居民消费波动与其他构成成分波动相互作用时，有明显的共振现象；而1996年后居民消费波动与其他构成成分波动相互作用时，则有效地减小了实际产出的波动。从政府消费来看，1992年后政府消费的协方差贡献率一直为负数，这表明1992年后政府消费波动与其他构成成分相互作用时，在减小实际产出波动方面起了十分重要的作用。从投资来看，投资的协方差贡献率波动频率高、幅度大，正值、负值相互交替出现，且处于负值的年份大于处于正值的年份。这表明改革开放以来大部分年份的投资波动被其他构成成分的波动抵消了一部分，从而有效地减小了投资波动对实际产出波动的全部影响。究其原因有二：一是同一因素(如经济过热或经济过冷)对投资和其他构成成分的不同影响是导致投资与其他构成成分波动方向相背离的重要原因。如经济过热时，政策当局可能采取抑制投资而扩大消费的政策；二是由于投资增长过快，导致其他构成成分相对减小，从而使得其他构成成分波动方向与投资波动方向产生背离。从净出口来看，1998年以前净出口的协方差贡献率均为负数，1998年以后净出口的协方差贡献率基本为正数(2001年除外)。这表明随着1998年后净出口波动性的显著下降，净出口对经济增长的拉动作用逐渐凸显，同时净出口波动与其他构成成分波动产生了明显的共振，由于1998年后居民消费、政府消费和投资的协方差贡献率基本为负数，这种共振引起的波动被抵消了，并未对实际产出波动产生大的影响，但是这种情形应引起足够的重视。值得注意的是最后一期的居民消费、政府消费、投资及净出口的协方差贡献率均出现了较大幅度的上升，这可能会加大实际产出波动。

三、结论与对策建议

使用方差分解法，从全期样本和滚动样本两个方面探讨了改革开放以来尤其是1996年以后我国经济周期波动性减弱的成因，具体归纳为以下三点：

第一，从总贡献率的变动来看，1996年后居民消费的总贡献率为负数，1992年后政府消费的总贡献率为负数，居民消费和政府消费的波动有效地平抑了经济周期波动。

第二，从方差贡献率的变动来看，1996年后居民消费、政府消费及净出口方差贡献率的波动性显著下降且处于较低的波动位势是1996年以后我国经济周期波动性明显减弱的主要原因。

第三，从协方差贡献率的变动来看，1996年后居民消费，政府消费、投资与其他构成成分几乎没有共振现象，相反，它们与其他构成成分相互作用减小了经济周期波动。

通过对改革开放以来我国经济周期波动性减弱成因的分析，发现增强经济周期波动性的潜在因素正不断地显性化，经济周期波动可能有扩大的趋势。针对这些潜在因素提出以下对策建议：

第一，针对近年来投资增长率明显高于居民消费增长率，根据居民消费和投资的影响弹性，这可能会增强经济周期的波动性；最后一期的居民消费和政府消费的总贡献率均出现了较大的上升，平抑经济周期波动的作用明显减小，建议扩大居民消费，保持经济稳定快速增长；同时，继续保持政府消费波动对经济周期波动的平抑作用。

第二，针对1996年后投资方差贡献率波动性有所增强；1998年后净出口波动与其他构成成分波动开始出现明显的共振现象，建议防止投资波动扩大，保持宏观经济稳定；同时，要注意净出口波动与其他构成成分波动的协动，尤其是与投资波动的协动。

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