供给冲击\财政冲击\货币冲击与中国经济波动

供给冲击财政冲击货币冲击与中国经济波动

收稿日期：2022-03-10

作者简介：米咏梅（1979-），女，山东烟台人，经济学博士，助理研究员，主要从事宏观经济学和经济思想史方面的研究。E-mail:miyongmEi@gmail.com 王宪勇（1980-），男，黑龙江林甸人，经济学博士，主要从事宏观经济学和资产定价方面的研究。E-mail: 〔摘 要〕本文使用同时带有长期约束和短期约束的SVAR方法，识别了中国经济波动的三种冲击源，即供给冲击、财政冲击和货币冲击。研究结果表明，中国经济波动的主要来源是供给冲击。总供给冲击对产出波动的贡献率为90%左右，对通胀波动的贡献率为65%左右。以财政冲击和货币冲击为代表的总需求冲击虽然不是经济波动的主要驱动力，但是我们发现了货币供给冲击在短期内产生产出下降和通胀下降的宏观经济异象。 〔关键词〕冲击；中国经济波动；SVAR方法 一、引 言 什么是导致中国经济波动最主要的原因？是供给冲击还是需求冲击？这是研究中国经济周期波动的非常重要的问题。在理论上，它可以作为标准之一来衡量RBC理论和凯恩斯理论在经验上哪个更接近中国现实，为建立反映中国经济周期特征的经济周期波动的理论模型提供一个方向或评价方式；在实践上，它可以使人们根据不同冲击对中国经济波动影响的相对重要性，选择恰当的时机和力度来实施财政政策和货币政策，从而更有效地熨平经济波动。然而，对此问题学者们显然没有达成一致的意见。 还有很多学者认为总供给冲击才是中国经济波动的主要原因。龚刚［11］认为，总需求冲击可以在一定程度上解释经济波动，但是更为重要的因素则是总供给冲击。卜永祥和靳炎［12］的研究表明，技术冲击可以解释76%的中国经济波动。龚敏和李文溥［13］的经验研究表明，1996—2022年间驱动中国经济波动的主要力量是总供给。他们认为，高储蓄导致的快速资本深化，经济结构调整引发的微观市场资源配置效率的提高，以及近年来针对生产者的一系列减税政策产生的对高新技术企业和资本密集型企业的激励等，是供给能力扩张的重要原因。刘瑞明和白永秀［14］研究发现，由于政府保持着经济的控制权，政府组织中晋升激励体制的周期性和中央政府的宏观调控共同构成了中国经济周期性波动的主要成因，中国的经济周期本质上是“晋升体制周期”和“宏观调控”结合的产物。 已有的文献对理解中国经济周期提供了不同的思路和起点。从理论上说，任何一种经济现象都可能存在多种对其进行解释的内部逻辑自洽的模型，这些模型在解释经济现象时可能是互补的，也可能是相互排斥的，但重要的是能够从中找到解释力最强的模型和最重要的因素。如果某种理论并不能解释相应的经济现象，就应当进行修正或舍弃［15］。

假设4个结构冲击之间是独立的和序列不相关的，et方差协方差阵为∑e。经济波动的原因可以通过估计et及其4个元素对产出和通胀的贡献来获得。

此模型也可以写为： A（L）Ztet（2） 其中，L为滞后算子。 为得到结构冲击et对Yt的影响，我们需要把SVAR转化为相应的SMA形式： ZtA（L）-1etC（L）et（3） 其中，L为滞后算子，C（L）≡A（L）-1，C0A-10≠I。 在获得SMA形式后，就可以求得1单位第i个冲击eit变动对向量Zt中的某个变量yjt的动态影响Cs，计算公式为： Cs（4） 当s0时，C0表示1单位冲击et对Yt的即期影响；当s→ Cs表示1单位冲击et对Yt的长期影响 但是，由于因变量的系数阵A0≠I，所以我们无法直接估计SVAR，也就无法写出SMA形式，更无法求得冲击ei对Yt的动态影响。我们可以直接估计的是VAR模型，因此我们通过估计VAR模型，并对估计结果施加一定的约束来获得SVAR的表达式。 在（1）式的SVAR表达式两边同乘A-10，可得一个SVAR的简化式，即相应的VAR形式: ZtA-10（A1Zt-1+…+ApZt-p+et）B1Zt-1+…+BpAtZt-p+vt（5） 其中，A-10A1B1，…，A-10ApBp，vtA-10et。 由于Eete′tI，vtA-10et，所以有： ΩEvtv′tE［（A-10et）·（A-10et）′］A-10（A-10）′（6） 由于方差协方差阵Ω为对称阵，它只能为A0施加10个约束，A0中共有16个元素，所以还需要施加6个约束。 在使用SVAR方法的过程中， 不同的学者往往使用不同经济理论对A0施加不同的约束。这些约束或是对A0施加零约束，或是对et中不同冲击对zt中变量的不同长期影响施加约束。 为了识别总供给冲击，我们使用Blanchard 和 Quah［17］曾使用的长期约束。为了识别三种不同的总需求冲击，即政府支出冲击、货币供给冲击和货币需求冲击，同时借鉴Gali［18］等人的方法，对这个4变量系统又施加了短期约束。因此，本文同时使用了方法论部分提及的长期约束和短期约束，表1概括了这些约束。 表1在SVAR模型中施加的结构约束 为了将总供给冲击与其他三种需求冲击区分开来，我们施加了长期约束。长期约束表明，货币需求冲击、货币供给冲击和政府支出冲击对产出没有长期影响，只有总供给冲击能够对GDP产生长期影响，也就是说，总供给冲击是使GDP具有单位根特征的惟一冲击源。对此可能会存在一定争议，一些增长模型表明，永久的政府支出冲击对产出有长期效应，因为它会影响到稳态的资本存量。在存在通胀非中性（即Mundell-Tobin效应）情况下，任何导致货币增长率永久性增加和通胀的冲击都对产出有永久性影响。然而，即使这些效应存在，相对于总供给冲击，总需求冲击对产出的影响也是很小的，因此也几乎不能影响到模型的估计［17］。 因此，3个长期约束可表示为： C12（1）0，C13（1）0，C14（1）0 为了区分政府支出冲击和两种货币冲击，施加的短期约束是两种货币冲击对产出没有同期影响。在使用季度数据进行研究时，施加的约束是货币冲击对产出的影响在1个季度后发生。这一约束的合理性在于：与政府支出冲击相比，货币冲击不会对商品和服务的需求产生直接影响，货币冲击需要一定的传导机制，即通过改变实际利率或实际汇率才能对总需求产生间接影响，所以货币冲击对总需求的影响要慢于政府支出冲击对总需求的影响。因此，所有的短期约束可以表示为： 其中，SA-10，S12表示S中第1行第2列的元素，A23（0）表示位于矩阵A（0）中的第2行第3列的元素。 三、数据及其平稳性检验 （一）数据来源及说明 由于我国的利率是有管理的浮动利率制度，并未实现完全的利率市场化，也就不能反映货币市场的真实供求变化，因此，我们使用银行间7天内同业拆借加权平均利率作为市场化利率的代理变量，这种方法是许多学者研究利率市场化常常使用的方法，例如，谢平和罗雄［22］在研究中国货币政策是否遵循泰勒规则的过程中，使用上海银行间同业拆借利率（SHIBOR）作为中国市场化利率的代理变量。本文没有选取上海同业拆借市场利率而选用全国银行间同业拆借利率（CHIBOR）的原因在于：全国银行间同业拆借利率具有覆盖面更广泛的特点。 本文CPI采用同比生产者价格指数，同时将1995年第1季度作为基期，将此时的CPI定义为100，计算得到定基价格指数。我们使用定基价格指数对名义GDP进行平减，得到实际GDP。 我们选取M2的增长率反映货币供给，因为随着金融创新的深入，M1只能反映部分货币供给，不能全面涵盖基础货币供给后货币乘数的全部作用。 所有变量在进行平稳性检验前都取对数并使用X-11方法进行季节调整。 （二）单位根检验 变量的单整阶数和变量间的协整关系对方差分解的结果有很大的影响。方差分解反映了总供给冲击和总需求冲击的相对重要性，因此必须对数据进行严格的平稳性检验来确定单整阶数和协整关系。 在ADF检验中还存在一个问题，即检验回归中只包括常数，或同时包括常数和线性趋势，或二者都不包括。本文选择标准：通过变量的时序图观察，如果序列好像包含有趋势（确定的或随机的），序列回归中应既有常数又有趋势；如果序列没有表现任何趋势且有非零均值，回归中应仅有常数；如果序列在零均值波动，检验回归中应既不含有常数又不含有趋势。检验结果如表2所示。 表2单位根检验 注：检验类型中括号中的c和t分别表示检验方程中是否包括截距和趋势，例如，c0表示不包括截距，t0表示不包括趋势。 （三）协整检验 对协整关系的检验有很多方法，如EG两步法、Johansen极大似然法、频域非参数谱回归法和贝叶斯方法等。由于EG两步法易于计算，因而在早期被广泛采用，但其在小样本下参数估计的误差较大，而且分析结果不易解释。经模拟分析表明，Johansen极大似然法优于EG两步法。本文采用Johansen极大似然法来对协整关系进行检验。 确定滞后阶数后，还要确定数据中或协整方程中是否包含截距项或时间趋势。按照是否包含截距项或时间趋势，用于协整检验的模型基本可分为以下4类：第一，数据中无线性趋势，协整方程中不包括截距项和趋势项。第二，数据中无线性趋势，协整方程中包括截距项，但不包括趋势项。第三，数据中有线性趋定趋势，协整方程中包括截距项，不包括趋势项。第四，数据中有线性趋势，协整方程中包括截距项和趋势项。经过观察数据特征并进行假设检验，本文选择第三种类型的模型进行协整检验，协整检验结果如表3所示。 表3协整检验结果 注：*表示在5%的显著水平下拒绝假设。 四、检验结果 （一）不同冲击对宏观经济的动态影响由于篇幅所限，脉冲响应函数图备索。 1. 供给冲击 2. 货币供给冲击 3. 货币需求冲击 货币供给的增加与货币供给减少（货币需求增加）对产出和通胀影响的非对称性与刘金全［23］和陈建斌［24］的研究结论是一致的。 事实上，这种非对称性并非中国所独有，是发达国家和发展中国家货币的产出效应的共同特点。很多国外学者（如Cover［25］等）对日本和美国的货币政策效果的经验研究也表明了货币供给的紧缩和扩张对产出具有非对称影响。 4.政府支出冲击 1单位标准差的政府支出冲击的动态影响与多数经济理论预测的相同。政府支出冲击作为一种需求冲击引起了通胀的上升，初期上升了0.4%，随后这种影响迅速下降为0，第3期又上升到0.4%，直到第8期，政府支出冲击对通胀的影响才趋于消失。 政府支出冲击对GDP的初期影响与其他两种需求冲击，即货币供给冲击和货币需求冲击的影响类似，都引起了产出的下降，说明我国的政府支出存在着挤出效应。但是无论与正向货币供给冲击或负向货币供给冲击（即货币需求冲击）相比，政府支出冲击其对产出的影响都大的多，最大的影响程度为0.04%。 （二）冲击的相对重要性 总体来说，总需求冲击在中国产出波动中所起的作用非常有限，只有前两期超过了10%。而总供给冲击的贡献率一直处于90%左右，所以要降低中国产出波动，应该从降低总供给冲击着手。 表4产出的方差分解单位：% 表5通胀的方差分解单位:% 五、对结果的讨论 （一）中国的供给冲击 第四部分的检验结果显示，供给冲击是中国经济波动的主要原因，那么什么是中国的供给冲击？ 供给冲击既包括自主研发的新技术，从国际贸易和FDI中引进吸收的国外先进技术，也包括从计划经济向市场经济的逐渐转变这种制度变迁中生产要素有效配置得到的生产率的提升，在此过程中，资源在国有部门和非国有部门之间重新配置，由于国有经济和非国有经济的资源使用效率不同，这种资源调节就会影响整个经济的效率［26］。 供给冲击还包括劳动力冲击和能源冲击。由于劳动力资源和价格的变动，数量众多的农民工从农业进入工业，大大增加了劳动力的供给，而且其工资水平也较低，所以是一个正向供给冲击，而劳动力价格上涨、“民工荒”的出现无疑是负向供给冲击。另外，中国长期管制能源价格，如汽油、煤炭以及其他矿产资源，使其低于市场价格，这是正向供给冲击；而随着经济的发展，中国对世界市场的石油等大宗商品依存度逐渐提高，世界大宗商品价格上涨就会对中国经济形成很大的负向冲击。 （二）政府支出的挤出效应 从第三部分我们模拟得出的政府支出冲击对产出影响的动态路径可以看出，正向政府支出冲击在短期引起产出的下降。这其中的原因在于政府支出在短期内具有很大的挤出效应。 政府支出所产生的挤出效应或挤入效应的大小，取决于其私人投资的边际成本和边际收益的影响，边际成本的变动大于边际收益的变动，产生挤出效应；边际成本的变动小于边际收益的变动，产生挤入效应。政府支出的融资方式和支出结构都会对私人投资的边际成本和边际收益产生影响。政府支出的融资方式包括债务融资、税费融资包括税收、行政事业性收费和国有企业的利润分成。和发行货币。国债发行引起利率上升和税收增加都会增加私人投资的边际成本，大量的货币发行引起不稳定高通胀，使私人的实际资本收益面临不确定性，因此，无论采取何种方式融资，几乎都会增加私人投资的边际成本。而政府支出如果用于增加教育支出和医疗支出等人力资本支出或用于研发支出或用于基础设施建设，则就会增加私人资本的边际收益；如果投入到私人投资竞争的领域，则会降低私人投资的边际收益。 （三）“产出之谜”和“价格之谜” 在第三部分，我们得到了一些与宏观经济理论不一致或在中国的具体经济情况下不太可能出现的结果：第一，供给冲击引起了通胀的上升。第二，正向货币供给冲击在短期内引起通胀的下降、产出的下降。这两种情况在宏观经济理论中没有相关阐释，我们可以把它们概括为“产出之谜”和“价格之谜”。“产出之谜”为正向总供给冲击引起产出下降，正向货币供给冲击引起产出下降；“价格之谜”为正向货币冲击引起通胀下降。 徐高［19］在使用BQ方法进行的经验研究中也发现，供给冲击造成了通胀的上升，而总需求冲击引起通胀的下降。他认为出现此问题的原因在于数据点较少，结果可能是不稳健的；如果结果是稳健的，也很难找到相关理论进行解释。

如果数据没有问题，也可能是识别约束存在问题，我们的理论约束假设共有6个，这可能有与中国的现实情况不一致之处。虽然这些假设基本都是所有宏观理论所认同的假设，但是是否与中国的现实一致，还需要通过大量的相关经验研究来证实或证伪。 正向货币冲击引起通胀的下降，我们没有找到一个比较合理的解释。但是如果可以确定正向货币供给冲击引起了通胀的下降，那么由于中国名义利率基本不变，所以通胀下降引起实际利率的提高，由于中国的消费和投资对实际利率的变动都比较敏感［10］，所以实际利率的提高引起消费和投资的下降。因此，正向货币冲击相当于一个负向需求冲击，引起产出的下降。

六、结 论 在一个4变量SVAR系统中，我们使用Gali、 Blanchard 和 Quah等人的研究方法，将1996年以来影响中国真实GDP和通胀的冲击分解为供给冲击、财政冲击和货币冲击。我们模拟了经济单独受到某一种冲击时的动态变化路径，同时给出了不同冲击对产出和通胀贡献率的相对大小。 中国经济波动主要来源于供给冲击。总供给冲击对产出波动的贡献率为90%左右，对通胀波动的贡献率为65%左右。因此，保持平稳增长和平稳的通胀，最有效的方法就是减少总供给冲击，但是这要以牺牲高速增长为代价。我国计划经济向市场经济转变中凸现的国有企业的巨额呆账坏账、提高国有企业效率引起的大量下岗工人和社会保障账户的空转等问题，都需要高速的增长来解决和消化。 因此，在我国目前的情况下，减小经济波动的合理方式还是需要采取总需求管理的政策，即财政政策和货币政策。但是我们认为，我国应该采取总需求管理的政策不是基于凯恩斯主义所假设的总需求不足的基础上，而是根据我国经济运行中所面临的问题（如我们前文提到的失业和社会保障等问题）形成对宏观经济政策调控的约束，因此，使用总供给管理政策来熨平经济波动的代价可能超过其得益。 由于货币供给冲击效果的非对称性，如果采用货币供给量作为货币政策工具来调控宏观经济，在经济过热时，采取紧缩性货币政策来抑制经济过热是比较有效的；而在经济衰退期采取扩张性货币政策，效果可能就十分有限。 财政政策在短期内可能存在比较大的挤出效应，政府支出的增加在初期甚至引起产出的下降，同时引起通胀的迅速上升。因此，在衡量财政政策效果时，要特别重视时滞问题；否则，认为财政政策无效，而加大政府支出力度，可能造成后期的高通胀。 检验结果发现，供给冲击和货币冲击对产出和通胀影响的动态路径与已有宏观经济理论的预测不一致，我们将此概括为“产出之谜”和“价格之谜”。“产出之谜”为正向总供给冲击引起产出下降，正向货币供给冲击引起产出下降；“价格之谜”为正向货币冲击引起通胀下降。其中，“价格之谜”与徐高［19］的研究具有相似性，他的研究发现，正向的总需求冲击引起了通胀的下降，但与此不同的是，由于我们研究了两种需求冲击对经济的影响，发现只有正向货币冲击引起通胀的下降。而龚敏和李文溥的研究结果与主要宏观经济理论的预测结果一致。所以，“产出之谜”和“价格之谜”是本文对中国经济波动现象的一个新发现。 对于“产出之谜”和“价格之谜”，我们只是进行了初步的解释。后续的研究工作应是对此结果的稳健性进行深入的研究，如果此结果是稳健的，则需要修正已有宏观经济理论甚至重新建立一个完全不同于已有理论的宏观经济理论，用于分析中国的宏观经济波动。 参考文献： ［2］ Brandt，L.，Zhu，X.Redistribution in a Decentralize Economy: Gro［J］.Journal of Political Economy， 2022，（108），422-439. ［3］ 林毅夫.潮涌现象与发展中国家宏观经济理论的重新构建［J］.经济研究，2022，（7）:126-131. ［4］ 林毅夫，龚刚.过度反应：中国经济“缩长”之解释［J］.经济研究，2022，（4）:53-66. ［6］ 刘金全.投资波动与经济周期之间的关联性分析［J］.中国软科学，2022，（4）:30-35. ［7］ 刘金全，刘志刚，我国经济周期波动中实际产出波动性的动态模式与成因分析［J］.经济研究，2022，（3）:26-35. ［8］ 郭庆旺，贾俊雪.中国经济波动的解释：投资冲击与全要素生产率冲击［J］.管理世界，2022，（7）:22-28. ［9］ 宋国青.利率至关重要［A］. 海闻，卢锋.中国：经济转型与经济政策［C］.北京：北京大学出版社，2022. ［11］ 龚刚.破解“缩长”之谜［J］.研究动态，2022，（127）. ［13］ 龚敏，李文溥.中国经济波动的总供给与总需求冲击作用分析［J］.经济研究，2022，（11）:32-44. ［15］ 林毅夫. 论经济学方法［M］.北京:北京大学出版社，2022.［21］ Blanchard， O. J.， erican Business Cycle［C］.NBER and University of Chicago Press，1986.123-156. ［22］ 谢平，罗雄.泰勒规则及其在中国货币政策中的检验［J］.经济研究，2022，（3）:3-12. ［23］ 刘金全.货币政策作用的有效性和非对称性研究［J］.管理世界，2022，（3）:43-59. ［24］ 陈建斌.政策方向、经济周期与货币政策效力非对称性研究［J］.管理世界，2022，（9）:6-12. ［26］ Brandt，L.， Zhu，X.Soft Budget Constraint and Inflation Cycles：A Positive Model of the Macro-Dynamics in China during Transstion［J］.Journal of Development Economics， 2022，（64）:437-457. ［27］ 李斌，王小龙.体制转轨、经济周期与宏观经济运行［A］.刘树成.中国经济周期研究报告［C］.北京：社会科学文献出版社，2022. ［28］ 陈浪南，杨子晖.中国政府支出和融资对私人投资挤出效应的经验研究［J］.世界经济，2022，（1）:49-59. ［29］ 张治觉，吴定玉.我国政府支出对居民消费产生引致还是挤出效应［J］.数量经济技术经济研究，2022，（5）:53-61. ［30］ 欧阳志刚.我国政府支出对经济增长贡献的经验研究［J］.数量经济技术经济研究，2022，（5）:5-10. （责任编辑：韩淑丽）