经济增长波动（精选十篇）
经济增长波动 篇1
一、 经济增长影响股市波动的理论分析
股票市场的产生是经济发展的产物,它的发展不是一蹴而就的,而是受到经济发展的制约。经济发展的初期,人均财富和人均收入都很低, 人们没有闲置资金, 或者由于交易成本太高而使大部分人都被挡在了门槛之外,人们也就因为缺乏激励而较少地利用股票市场和金融中介, 市场对金融服务没有需要,金融供给也无从谈起。但是随着经济的不断发展, 人们手头有了闲置资金,就会自动寻求金融服务,金融市场也会应运而生。并且随着收入水平的不断上升, 对金融的需求越来越多, 金融市场会因此得以发展和完善。由此可见,股市是经济发展到一定阶段的产物, 经济越发达金融市场也会越完善。
现实生活中, 我们通常用股指来描述股票市场的波动, 经济增长水平对股指波动的影响很大。在成熟的证券市场中,这种影响尤其明显,正因如此, 投资者会通过对经济形势的预期来决定是否进入证券市场。
经济增长对股价指数的影响是整体性的: 宏观经济的整体走势会影响大部分公司的经营情况, 而公司的良好运营是股价涨势的内在动力, 一般经营业绩好的公司会具有较高的投资回报率和收益。在宏观经济走势向上的环境下, 大多数公司的股票价格会上涨, 最终使股价指数整体上涨。反之,股价指数下跌。
此外, 股市波动与经济周期也有直接的联系。从理论上说,股票市场的长期波动是由经济周期决定的。虽然在某些阶段, 股票市场和经济的走势并不一致, 比如股市波动的周期比经济波动的周期时间早, 或者股市波动的幅度比经济波动的幅度大。但是从长期走势来看, 股市波动和经济周期的趋势是一致的。经济周期之所以会引起股市周期性的波动, 是因为能够引起股市波动的基础和股市的投资价值的大小和变化都是与经济周期密切相关的。经济繁荣时,市场需求旺盛,为满足市场需要, 企业会扩大生产从而提高盈利能 力使公司发展 势头良好,公司股票的投资价值提升,股票价格就会上涨;经济衰退时,市场的需求也会降低, 包括上市公司在内的企业就会缩小生产规模, 公司盈利水平下降,股票的投资价值降低,股票价格自然也会下跌。因此,在经济周期的不同阶段,同样的股市波动,会出现不同的价格。
当经济从萧条走向复苏时, 从投资者方面来看,经过一段时间低谷,人们压抑的投资需求正在慢慢释放,并且会对市场抱有希望, 因此会普遍看好未来市场,对市场充满信心。另一方面,从政府角度出发,管理层也会采取扩大政府投资、降低利率等措施来刺激经济增长, 政府采取的这些措施也会增强投资者的信心, 在投资者普遍对股市看好的前提下, 股市会比经济提前复苏。
当经济进入上升阶段的初期,由于经济形势良好, 企业会扩大生产规模,利率也会逐渐提高,但此时投资者仍然对市场抱着积极的态度, 股票价格会持续上涨。到了复苏的中期,利率上涨的会更快, 使企业的筹资成本变得更高, 但由于前期经济形势的良好势头, 人们还是对股票市场充满信心的,股价仍会上涨。经济复苏的末期,银根会因为经济过热而紧缩, 利率已经处在一个很高的位置, 此时预期股利不会上升, 相反很多公司因为成本上升导致公司的收益相对下降, 所以经济复苏的末期, 股价的涨势已经停止,股价就先行下降了。
当经济进入下降阶段时, 股价开始急剧下跌,股市收益率也会下降,甚至出现较大的亏损, 投资者在股市遭受打击之后会纷纷逃离股市, 股价一路下跌。当经济处于低谷阶段时,股市会由于投资者的预期提前进入萧条,处于低谷阶段的股市混乱不堪, 股价的走势不一致。
因为影响股市波动的因素复杂多变, 股指的走势会出现与宏观经济走势相背离的现象, 但这种现象都是短暂的。总体来说,两者的大趋势基本一致。从宏观上看,经济增长是股票指数上涨的前提条件, 只有经济发展了才能支持股市的稳定向上。在一个国家的经济长期处于低迷阶段时, 股票市场是不可能实现持续上涨的。但是,这并不是说经济发展的好就一定会带来股市的繁荣, 股市要保持上涨还取决于很多其他因素。
二、 股票市场作用于经济增长的理论分析
关于股票市场能否对经济增长起促进作用这一话题, 国内外很多的研究文献已经给出了肯定的回答。对于股市对经济增长的作用机制, 最具有代表性的是1993年Pagano在内生增长理论的基础上建立的模型。
内生增长模型最简单的形式如下:
其中,Y代表经济的总产出、A是系数、K代表资本。这种生产函数可通过两种形式生成:一种是Kt,是物质和人力资本的结合, 且这两种资本都会以相同的技术再被生产; 另一种是具有外部竞争, 假定生产率是资本存量Kt的增函数, 每个厂商面对的都是一种规模不变的技术。
为了使问题简化, 我们假设人口规模是固定不变的, 经济体系中仅生产一种产品, 并且此商品可用于消费或投资, 假设用于投资的折旧比率为β,则总投资为:
一个封闭的经济体系, 在没有政府的干预下,当总储蓄等于总投资时,资本市场达到均衡。假设在融资过程中有1-a的比例会流失:
结合公式 (1),t+1期的增长率等于Kt+1/(Kt-1),再通过公式 (2), 稳定状态下的增长率可表示为:
通过公式(4)我们可以清楚地看到, 股票市场对经济增长起促进作用可以通过以下三个方面实现: 一是通过改变私人储蓄S; 二是通过改变资本的边际社会生产率A; 三是通过改变储蓄被转化成投资的比例β。下面分别对这三个机制进行分析。
(一)股市通过促进储蓄转化为投资,从而促进经济增长
从本质上讲,资本来源于储蓄,因为任何一个企业的经营和发展都需要一定量的货币资金作为基础。一般来说,企业会通过两种渠道向外筹资:其一是通过在股票市场上发行股票直接向社会筹资; 其二是向以银行为代表的金融机构借款或发行债券。在这个过程当中, 金融体系的正常运转需要吸收一部分资产, 所以一个单位的储蓄带来的投资一定会小于一个单位。其差额1-a会以手续费和佣金的形式流向券商和证券经纪人, 以存贷利差的形式流向银行等金融机构。一方面因为高收益的投资回报使资本需求者形成对资本的长期需求; 另一方面失去对自己储蓄的控制权对资本的所有者来说又是难以接受的, 两者之间存在长久的矛盾。股市的出现能够解决这种矛盾, 它使资本所有者拥有对资产的所有权(即股权),并可以根据自己的投资策略对资产进行整合, 使承担的风险更小,获得的收益更多;而资本的需求者也是受益方, 其能够通过发行股票获得永久性的资本融资。供需双方的矛盾得以解决的同时, 股市还能够降低转移储蓄的成本。所以,股市的发展和完善有利于期限长和收益高的投资, 以此扩大投资和储蓄的规模,从而促进经济增长。
也就是说, 从股票市场上筹资能够克服发行债券和从银行借款所存在的到期需要还本付息、利率高、成本大等缺点, 由于发行股权筹资不需要归还本金、筹资成本低、使用期限长,更能够满足企业长期生产发展的需要。企业、个人购买股票的行为也能直接起到促进储蓄向投资转化的作用。股市所提供的投融资渠道具有便捷高效的特点, 使它更具有将储蓄向社会投资转化的功能。
马克思曾经说过:“假如必须等待积累去使某些单个资本增长到能够修建铁路的程度, 那么恐怕今天世界上还没有铁路, 但是通过股份公司转瞬之间就可以把这件事情完成了。”正是有了股票市场等金融机构的开拓和完善才能使经济更快的发展, 一方面它使广大的人民群众直接参与到企业的投资当中, 增加了居民投资理财的渠道; 另一方面, 增加了企业的融资渠道, 并让广大股东有权监督企业的经营运作, 能够使企业转变管理和经营机制,使企业更高效、更合理地发展,这必将会促使全社会储蓄向投资的转化,从而促进经济发展。
(二)股市通过改变国民储蓄率来影响经济增长
储蓄占国民收入的比例就是我们通常说的储蓄率, 泛指一个经济主体(如居民、企业、政府乃至一个国家 ),在一定时期内从可支配收入中扣除消费后的余额。
通过改变储蓄率的方式, 股票市场能够对经济增长起到促进作用,但是这种影响经济增长的关系是不确定的。这是因为,股票市场的发展不仅可以提高储蓄率还可以降低储蓄率,因此, 股市发展和经济增长之间的关系也就具有不确定性。其作用过程主要包括以下几个方面:第一,股市的发展和保险市场的建立具有很大的相关关系, 保险市场的存在会减少人们的储蓄, 它的出现会使人们因预防性动机而进行的储蓄大大减少。在储蓄率和经济增长率之间是正相关关系的前提下, 储蓄率下降会使经济增长率随之下降。第二,随着股市的发展和完善,它会吸引更多资金流入股市, 进而流入产业资本循环中, 国民储蓄率水平的相对值会下降, 但是国民储蓄的绝对值是不断增长的, 这也会促进经济的快速增长。第三,股票市场的发展和完善会使资金能在股市中获得高额回报率, 资金的逐利性会使其源源不断地注入到股票市场中, 资金在股市中不断循环, 居民把闲置资金投入股市从而使储蓄倾向降低, 产业投资率也降低,从而减缓经济增长。第四,储蓄率与经济增长之间关系的不确定性还体现在利率效应对储蓄的不确定上。一直以来传统金融发展理论就认为,低利率会造成低储蓄, 然而新金融发展理论有了新的发现, 利率对储蓄率的影响是不明确的, 实证研究也没有证明储蓄率和利率之间的关系。因此,股票市场对经济增长的影响是不确定的,但达到一定条件时,也是能够对经济增长起到促进作用的。
(三 )股市使资本配置效率提高 ,从而促进经济增长
股票市场是资本交易的场所,它可以把社会多方面的储蓄汇聚起来形成强大的资金, 资金具有天生的逐利性,因此对价格信号异常敏感,这会驱使资金流向最有效率的部门以获得较高的资本回报, 以此来实现资源的最优配置。股票市场主要通过三种途径将资金配置到资本边际效率最高的项目中。一是能够促进创新活动;二是提供风险分担, 以此来促使个人投资者投资于高风险但是生产效率更高的技术;三是收集信息,评估各种可以选择的投资项目,以提高生产效率。
在格林伍德和约万诺维奇的模型中,资本可以投资于两种渠道:一种是收益低的安全技术, 另一种是收益高的风险技术。风险技术的收益受总体冲击和项目特定冲击的影响, 与单个投资者相比, 拥有大量资产组合的股市可以化解大部分总体冲击的影响,从而提高资本配置效率。
汇率波动与亚洲的经济增长 篇2
附图图1 亚洲各经济体的经济增长与衰退的同步现象（1990-年）
资料来源：The World Economic Outlook (WEO)Database April 1999；国际货币基金组织主页，www.imf.org/external/pubs/ft/weo/1999/01/data/#2。
由出口带动或是由外资流入引起的经济增长会产生本币升值的压力。亚洲新兴市场经济由于本币钉住美元，在经济增长的高峰期都出现了本币升值的压力。按照Balassa-Samuelson效应，这些经济体内相对于世界平均水平的贸易品劳动生产率增长要快于非贸易品劳动生产率增长，但同时经济体内的非贸易商品的物价水平也相应抬高。
与劳动生产力同步提高的工资水平是无可非议的.，但与劳动生产力提高无关的工资上涨却拖累了各经济体。最典型的是日本，贸易与非贸易部门的劳动生产率差异高达73.2%（美国是13.2%,Krugman and Obstfeld,)。除此之外，为了抑制经济发展过热，当时泰国等一些国家提高了利率。利率的提高产生了两种现象：短期外资的大量流入，本国企业筹措资金的“外债化”（因为境外利率低，企业不是向国内银行举债，而是直接向境外筹措）。伴随着1995年后较长时期的美元升值，亚洲一些经济体的名义汇率都有明显的提高（见表1）。
表1 1970-2000年亚洲各经济体GDP增长与货币汇率的相关性
名义汇率 实际汇率 19人均国
民收入（美元）
新加坡0.351076696 0.401379798 26300
香港特区 0.364264368 0.149986998 25100
日本 0.495270508 0.269414233 23100
中国台湾 0.362602952 -0.104025631 16500
韩国 -0.433910518 0.038399868 12600
马来西亚 -0.564034784 0.056595968 10300
泰国 -0.608576891 -0.009916242 6100
中国 0.187831613 -0.428633353 3600
菲律宾 -0.338179495 0.073377773 3500
印度尼西亚 -0.75387025 0.029684452 2830
印度 0.218499454 0.206986168 1720
资料来源：www.nso.go.kr/cgi-bin/SWS-1021.cgi;
intl.econ.cuhk.edu.hk/exchange_rate_regime/index;
www.jeico.co.kr/cnc_old.html;research.stlouisfed.org/fred2/series/EXBZUS/13.
从总体上看，虽然表1的相关系数很低，但是系数的正负符号可以表示出一种趋势。负号（在直接标价法下）表明该经济体的货币有升值的趋势。在名义汇率栏中有负号的经济体经济增长大都依赖于外资。在经济火热的时候，外资大量
经济增长波动 篇3
关键词：经济波动；经济增长；熊彼特；经济周期理论；内生增长理论；多项分布滞后分析；动态时滞效应；区域借鉴
中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2016）06-0106-06
一、文献综述
经济波动与经济增长的问题早在熊彼特创新理论里就有相关论述，但长期以来传统的宏观经济理论一直是对二者分别进行单独的研究，直到20世纪80年代真实经济周期理论与内生增长理论的提出，开始逐步将二者结合起来探讨短期的经济波动和经济增长的长期关系。目前，虽国外已有较多的文献对波动和增长间的关系进行研究，但却一直没有较为一致的结论。如Mirman（1971）认为，为了预防经济周期和波动的存在，人们会有更高的预防性储蓄和投资，从而有更高的经济增长[1]；Black（1987）也认为国家可以在高风险、高预期回报的技术和低风险、低预期回报的技术之间进行选择，希望投资于具有更高风险技术的投资者预期得到更高的收益，足以弥补可能的风险，因此，经济波动程度高的国家也应该有高的平均增长率[2]。但也有许多学者认为经济波动对经济增长有负面影响，如Ramey和Ramey（1991）等认为投资的不可逆性意味着波动加剧会减少投资支出。因为如果企业对其产品的未来需求具有不确定性，他们就不会投资于新工厂和新设备，产出波动越剧烈，产品未来需求不确定性越大，企业也就越不可能投资，波动和投资之间的负相关或许会导致波动和增长之间的负相关关系[3]。Martin和Roger（1997）认为经济波动会影响企业的物质资本投资、人力资本投资、研发投资活动，进而影响了这些投资的回报，使得经济波动通过这个渠道来影响经济增长，从而得出波动和增长之间存在负相关的结论[4]。但这些结论的得出均与不同国家的制度环境和结构特征有着十分密切的关系，当研究区间发生变化或者样本国家不同时，便会得出不同甚至相反的结论。因此，对我国经济波动与经济增长的借鉴意义有限，还需要具体针对我国具体现状进行研究才更有意义。
目前，国内已有少数学者对经济波动和经济增长间的关系进行了相关实证研究和分析。如刘金全和张鹤（2003）、李永友（2006）等使用全国总量时间序列数据进行了研究[5][6]，Wu Yanrui（2006）使用跨地区数据进行了研究[7]。但是这些研究存在的很大不足就是，没有考虑到我国改革开放这一重要制度环境因素对二者关系可能造成的影响，也没考虑到不同的地区制度环境的差异而可能使得波动和增长间关系存在的异质性。为此，卢二坡（2007）对1953—2004年我国27个省级地区经济波动和增长的面板数据研究发现，改革开放以前我国各地区短期波动对长期增长具有相同的负面效应；然而，改革开放以后，各地区短期波动对长期增长的效应具有异质性，有的地区该效应为正，有的地区为负[8]。董冠鹏等（2010）在国内外研究的基础上对导致不同区域异质性的原因进行了深入的探索性分析，认为不同区域总体发展水平、金融深化程度、对外联系水平的差异，直接影响着区域经济波动对经济增长的作用方向和强度[9]。
现实中经济波动对经济增长的影响是一个动态的变化过程，在许多情况下是不会瞬间发生的，需要一定时间来逐步显现其作用，因此就必然会产生时滞。但综观已有文献，很少学者对经济波动与经济增长影响的时滞效应进行专门的分析和探讨，因此本文拟从时滞性这一角度切入来分析二者的关系。关于时滞性的考察，学术界通常是采用的分析方法大致有Granger因果关系检验、ADF平稳性检验、协整关系检验与ECM模型分析、做投资波动与两者关联性的分析这四种方法，但这些时滞模型的分析大多较为简单，分析结果不够完善，只能反映两变量之间的因果关系，普遍忽略了变量长期时滞作用及其负效应的研究。所以，本文试图通过建立多项式分布滞后模型来分析不同区域经济波动对经济增长的滞后影响，以对经济增长率与经济波动滞后的复杂关系进行初步的探索性研究，然后进一步通过Granger因果关系检验对模型结果的稳健性予以分析讨论。
二、经济波动对经济增长的影响机理分析
对于经济波动与经济增长之间的影响机理的研究，现有的文献主要是从二者所呈现的正向、负向、无关三个角度进行分析的。
（一）正相关关系
Schumpeter（1934）认为经济波动可以降低企业投资于改进生产率的机会成本，进而促进企业的效率，改善社会的资源配置，从而达到提高经济长期增长水平的目的[10]。但在Schumpeter的研究中，它所研究的经济波动可以提高企业资源的使用效率主要是针对经济衰退而言的，并不是真正意义上的经济波动，因为经济波动不仅发生在经济衰退时期，也发生在经济的高涨时期。所以，之后Sandmo（1970）和Mirman（1971）从储蓄和投资的角度出发，认为由于较高的经济波动会导致较高的收入波动，收入波动会使社会的预防性储蓄上升，进而使社会的储蓄率上升，储蓄率的上升预示着投资率的上升[1][11]；根据Solow的新古典增长模型，经济的均衡增长路径会上升到一个更高的水平。但这个理论的一个重要缺陷就是假定储蓄都能完全转化成投资，显然这种假定是否成立需要一定的条件。另外，Black（1987）从风险与收益匹配的角度也作了相关的解释，认为首先经济波动使得投资的风险较高，这样企业只有预期到能获得足够的风险补偿才会投资[12]。也就是经济波动产生的风险会使社会投资更多地转向具有较高风险收益的高科技领域，从而促进了经济的发展。他的研究结论在后来也一直被称为Black假说。
（二）负相关关系
这种结论最早是由Keynes（1936）提出的，他认为经济波动增加了企业投资的未来风险，当投资者考虑到投资未来回报的风险时，将会降低投资的需求，经济波动越高，这种投资项目的未来风险就越大，投资需求不足的可能性就越高[13]。Bernanke（1983）和Pindyck（1991）从企业投资的滞留成本角度也提出了同样的结论，他们认为由于企业投资具有较长的时滞效应和较强的不可逆性，这样企业的投资回报因经济波动而变得更加不确定，这一过程将使社会投资往往低于社会的有效投资水平；不确定性越高，两者的差距就会越大[14][15]。Galindev（2005）通过按照传播机制将“干中学”对增长的影响分成两个不同的方面，即内生和外生，对经济波动增长效应进行的研究得出了类似的结论[16]。
（三）不存在显著关系
Friedman（1968）认为，产出围绕自然增长率的波动独立于产出的增长，而产出之所以发生围绕一个非随机趋势的波动，主要是由于货币冲击造成的价格误置引起的[17]。即产出增长率是由经济活动中的真实因素决定的，而经济波动是由外生冲击造成的，两者具有不同的决定因素。实际上这种认识主要还是受新古典增长模型的影响。
三、模型方法与数据
（一）模型设定和估计方法
解释变量同因变量之间的因果关系在许多情况下是不会瞬间发生作用的，其作用过程往往存在着一定的时间滞后现象，即需要一段时间解释变量才能完全作用于被解释变量。尤其是在经济活动中，因变量既会受到自身过去变量的影响，也可能受其他经济变量过去值的影响，滞后现象较为常见。一般在通过回归分析讨论滞后现象时，不得不引入较多的滞后变量，但是这一定程度上造成了观察数自由度的损失。为此，Amlon提出了多项式分布滞后模型（Polynomialdistributedlag，PDL）。对于滞后长度为k的有限分布滞后模型：
yt=α+β0xt+β1xt-1+β2xt-2+…βkxt-k+μt（1）
式（1）中，诸系数β可以用适当的多项式来逼近，即：
βi=α0+α1i+α2i3+…αmim（2）
式（2）中，m是多项式的最高次数，且假定m小于最大滞后长度k。利用式（2）对式（1）进行整理，得到下式：
yt=α+α0z0 t+α1z1 t+α2z2 t+…+αmzmt+μt（3）
近端约束是指解释变量x对y的一期前导作用为0，即
β-1=α0-α1+α2+…（-1）mαm=0（4）
远端约束是指超过滞后期k后，解释变量x对y的作用为0，即
βk+1=α0+α1（k+1）+α2（k+1）2+…am（k+1）m=0（5）
多项式分布滞后模型估计需要确定两个因素：滞后项数k，多项式次数m。其中，滞后项数可以根据AIC准则和SC准则来确定，即选择使AIC和SC最小的滞后项数k。而多项式次数一般可以选择二次或者三次。
（二）变量和数据说明
经济波动是指经济增长速度在不同的年份之间出现明显的差异，既包括正的增长也包括负的增长，经济繁荣与经济萧条轮换发生。对于经济波动的度量，多数研究通常采用某段时期内样本人均GDP增长率的标准差，但这样严重地减少了样本观察值数目，而且不能反映波动时间性的变化趋势。另外，变量标准差的大小通常与变量自身均值有关，所以直接利用经济增长率的标准差来度量经济波动是欠妥的。本文借鉴Blanchard和Simon（2001）在其滚动标准差的基础上，采用标准差系数来反映经济波动，从而消除了变量均值的影响[18]。由于我国经济周期长度一般是5～6年，所以文中采用7年滚动平均值。
首先使用1992年不变价对各省人均GDP值进行平减，然后计算各省1992—2011年各年度的七年期中心化移动平均增长率，计算公式如下：
式（8）中，GRVi，t 为标准差系数，用来反映经济波动程度。
文中包括中国大陆30个省级区域1992—2011年的人均GDP数据（因重庆1997以前的相关数据的缺失，所以予以忽略）。所有的数据均来自《中国统计年鉴》（1993—2012）。所涉及变量包括各区域的经济增长率与经济波动。
四、计量结果及分析
（一）实证结果与时滞性分析
1. 国内经济波动滞后性分析
运用上文所述多项分布滞后模型，本文运用Eviews6.0软件对全国1992—2011年的滞后模型予以建立。依据经济波动与经济增长二者的交叉相关系数图，选择交叉系数大于0.5所对应的滞后长度，得出最优滞后长度为3。为了选取合适的模型，本文分别建立滞后长度为2及3时所对应的模型，其中多项式次数必须小于滞后长度。
从表1所估计模型的R2、AIC、SC相关值的比较可以判断，模型滞后长度为3且多项式次数为2时的模型与其他相比较优。其次，为了进一步分析经济波动对经济增长的影响期限，需要对经济波动变量的近端与远端效应分别予以考虑。本文就各种情况建立模型如表2，以求提高模型建立的准确性。
依据表2，在施加近端、远端约束时，经济波动滞后一期对经济增长的影响均不显著，且模型的拟合优度也普遍较低，在50%左右。尤其是在同时施加近端与远端约束时，拟合优度R2与D.W统计量较其他3种模型均有了显著的下降，表示经济波动的一期先导作用为零，且对滞后长度以外的经济增长没有影响。所以本文选择无约束时的分布滞后模型。
从全国层面上看，经济波动的滞后期为3年，在当期与滞后一期对经济增长呈现正的作用，从第2年开始抑制经济增长，且在滞后期内对经济增长的总的影响为1.9，即经济波动每增加1个百分点，共会带来1.9个单位的经济增长。从各期影响看，在当期会带来2.89个单位的经济增长，1年后对经济的正向促进作用有所减弱，为1.06个单位，2年后对经济起抑制作用-1.61，且逐渐减弱，3年后减为-0.44个单位。
2. 各区域经济波动滞后性分析
与全国的经济波动滞后分析类似，采用相同方法分别对国内四大区域经济波动对经济增长的时滞性予以考察，进行比较后得出各自模型（表3）。
从滞后期看，东部经济波动滞后期最短，为2年；西部最长，为5年；中部与东北地区均为3年。
总体上看，东部与东北地区经济波动对经济呈促进作用，平均可以带来0.26个和1.14个单位的经济增长。而中部与西部对经济增长起抑制作用，分别可以抑制3.37个和1.92个单位的经济增长。其中，东北地区的促进作用与中部的抑制作用表现最为明显。
就各期的影响来分析，东部在当期与1年后对经济呈正向作用，在滞后2年时表现为负的影响。西部与东北地区均在当期与滞后2年的时间里一直体现为促进当地区域经济的发展，但作用逐步减小，直到第3年开始抑制经济发展，且西部的抑制作用持续时间较长，直到5年末减损效应不再显著。而中部地区对经济波动的承受能力有限，在当期便表现为对经济的抑制作用，且在滞后期间里表现为先逐步增大后逐步减小的情形。
（二）结果稳健性分析
上文通过多项分布滞后模型对我国不同区域经济波动与经济增长间的滞后关系进行了相关讨论，得出了一些结论。但为了验证上文结论的准确性，有必要进一步做相关稳健性的讨论。下面，本文仍然采用先前对于经济波动与经济增长的测算方法，通过格兰杰因果检验来重新考察区域经济波动对经济增长的滞后性关系以进行稳健性的检验（见表4）。
根据表4中各阶滞后情况下的显著水平可知，全国、东部、中部、西部、东北地区的经济波动对经济增长的作用期限分别是3年、3年、4年、4年、3年，与上文中多项分布滞后模型得出的结论基本吻合，说明前文估计结果是稳健可靠的。
五、结论及政策建议
本文在对经济波动对经济增长的影响机理阐述后，通过建立多项分布滞后模型，认为全国、东部、中部、西部、东北地区的经济波动对经济增长的作用期限分别是3年、2年、3年、5年、3年，且对经济增长作用分别表现为促进、促进、抑制、抑制、促进。从各期影响来看，除中部是一直表现为抑制经济发展外，其他地区普遍表现为从滞后2年后对经济的作用，开始由促进转变为抑制，然后效应逐渐减弱。文中最后通过Granger对二者在不同时滞期限下的因果关系进行了相关检验，结果基本与前述模型的滞后长度吻合，在一定程度上证明了文中结论的可靠性。基于上述结论，本文主张充分利用不同区域间时滞的间隔期限，从以下几个方面做好应对经济波动的准备，促进当地经济又好又快发展。
首先，基于各地区的经济波动对经济增长区域效应，与经济波动对经济发展的正向或负向作用，中部与西部应该努力控制经济波动，减少波动所带来的减损效应。而东部与东北地区在享受经济波动给当地所带来的正向促进作用的同时，也不能盲目乐观置波动于不顾，波动对经济的正向促进作用也是在一定的波动程度而言的，所以应该适当控制波动范围，增强风险预警机制。
其次，中部与西部地区应该反思为什么东部与东北地区经济波动对经济发展的影响为正向作用，而自身是负的作用。这些与其较为完善的金融深化程度、市场化体制与其较高水平的区域发展程度有关，所以中、西部要想长期扭转经济波动对长期增长的负面影响，必须进一步推进市场化进程，深化区域金融改革。
再次，不同区域之间应该加强沟通、交流，尤其是滞后期限较长区域中部、西部应充分利用相比东部地区较长的滞后期，吸取东部的经验，适当控制不同滞后时段的经济波动程度。特别是在滞后2年后，要抓紧时间完善自身的产业结构、市场化程度、加强对外开放程度与金融发展程度，减小经济波动程度，尽量避免经济波动给区域发展所带来的抑制效应。
最后，政府实施必要的宏观调控，除了自身应持续深化市场经济体制改革与扩大对外开放，有效控制经济增长的波动程度，提高长期增长水平，进而提高社会福利外，还应为不同区域发展提供适时的市场信息，搭建区域间交流、沟通的有效平台，在必要的时候为不同区域提供适当的政策性引导。
参考文献：
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Analysis on China's Regional Economic Fluctuation and Time-lag Effect of Economic Growth
An Shuwei1， Zhang Jinjin2， Wang Yanfei3
（1.College for Urban Economics and Public Administration， Capital University of Economics and Business， Beijing， 100070；
2. Municipal Party School of The Communist Party of China Jincheng Shanxi， Jincheng， Shanxi， 048000；
3. Hainan Supply and Marketing Daji Shareholding Co.， Ltd， Haikou， Hainan， 570100）
Abstract： For a clear understanding of the dynamic effect process and mechanism of economic fluctuations， the lag period of economic growth in different regions in China is analyzed by establishing a polynomial distributed lags model. The results show that the effect on economic growth period under economic fluctuation in the whole nation， the east， the middle， the west and the north-east is respectively 3 years， 2 years， 3 years， 5 years and 3 years， and the effect on economic growth is to accelerate， accelerate， restrain， restrain and accelerate. Taking the effect of various stages into consideration， the other regions are transforming from accelerating to restraining after the lag of 2 years， then the effect gradually weakened， besides the middle has always been restraining. Therefore， different regions should make full use of the time difference between each others' periods of economic fluctuations， make corresponding preparations and strive to overcome the impairment effect.
我国股市波动与经济增长关系研究 篇4
股票市场常被誉为国民经济的“晴雨表”, 这既说明证券市场是宏观经济运行的先行指标, 也表明宏观经济的走向决定了证券市场的长期趋势, 股市和国民经济之间这种互为因果的关系在成熟市场中的表现是明显的。但在新兴市场中, 股市又扮演着怎样的角色呢?它的建立与发展是否能促进国民经济的健康发展?是否能使资源得到有效的配置, 从而促进产业结构的优化与调整?这一系列的问题都有待于我们进行更深入的研究。
与国外成熟的证券市场相比, 我国股票市场由于成立时间较短, 尚有许多不完善的地方。这些问题的存在使得股票市场经常呈现出大起大落的现象, 股价波动已成为股票市场上最明显的特征。从长期来看, 证券市场的发展和完善有利于微观资源配置和宏观经济的长期增长。但不可否认的是, 证券市场的不规范、不完善以及市场制度的缺陷却大大加剧了市场波动的频率和程度, 股价波动已经开始表现出不符合一般规律的宏观效果。这导致了市场的失灵和混乱, 股票价格的波动已不是宏观经济发展状况的一个很好的指标, 并且它的异常波动会对宏观经济增长产生严重的负面影响。事实上, 在任何一个健康、成熟的证券投资市场中, 波动是证券市场运行的基本表现形式, 是各类投资者在市场中博弈的结果, 也是市场发挥功能的根本途径。只有部分非市场因素或市场中的非理性因素所引起的股价异常波动和过度波动才是制约股市对宏观经济发挥积极作用的影响因素。
二、国内外研究文献综述
随着股票市场的发展, 股市与经济增长的关系备受经济学家的广泛关注, 国内外文献中关于股市波动与经济增长关系理论和实证研究的结论不尽相同。从相关研究可以发现, 股市与宏观经济之间是否存在着密切的联系依然存在争议, 但越来越多的实证研究和理论文献都认为:股票市场的建立与完善促进了经济增长。股市波动性与经济增长关系乃是属于股票市场与经济增长关系的一个方面, 它只是该研究领域一个不断细分的发展过程, 其中后者又属于金融与经济增长关系研究的范畴。
(一) 国外研究综述。对股价波动理论的研究始于1930 年的费雪的相关研究, 此后以研究股票为主的资产价格波动问题的理论开始络绎不绝的出现。凯恩斯在1937 年的《通论》中表示, 证券市场在长期内能保持理性这一观点是不容乐观的。凯恩斯和凯恩斯主义经济学家们虽然承认证券市场的“微观有效性”, 但是却认为资产价格波动和资本市场的“宏观无效”论断, 该观点认为:高效率运作的发达资本主义国家的股票市场和资产价格的波动并不代表它反映的就是其本身真实的价值。
进入20 世纪80 年代以来, 在股票市场波动与经济增长之间关系的研究方面, 产生的分歧仍然很大。认为股市波动与经济增长之间存在相关关系的有以下文献:Fama (198l) 通过研究认为, 股票价格和实际经济增长之间存在着正相关的关系, 并且它是股票市场波动性的代表指标。Tirole (1985) 剖析了在经济动态无效的情况下, 股票等资产价格对实体经济的影响。Tirole认为, 如果经济是动态无效的, 资产价格的波动可以抵消经济的无效性, 它是通过对微观经济主体的行为产生减少过度的积累、增加消费支出的实际影响来实现的。Shcwert (1989) 对美国股票市场进行了研究, 美国股市的当前波动性基本不受工业生产的历史波动的影响, 但是股市的波动性能够很强地预测工业生产的波动性。Fama (1990) 对影响美国股市收益的诸多因素进行了研究, 选取1953~1987 年为研究区间, 发现对于未来的工业生产增长率, 可以通过股票收益进行解释。At.je和Jovanovic (1993) 以40 个国家 (包括发达和发展中国家在内) 为样本, 利用GJ模型很好地验证了股市与经济有明显的相关关系。Domian和Louton (1997) 分析了美国股市1947 年1 月至1992 年12 月间的资料, 通过实证研究表明:股票收益是一个领先经济的指标, 当股市处于下跌阶段时, 它的预测效果会更迅速、更显著。Levine和Zervos (1998) 用多个指标 (包括股市交易规模、成交量、交易率、经济一体化水平和股市波动率) 等来衡量股市发展水平, 并与经济增长和资本形成率等指标进行回归分析, 发现股市与宏观经济之间存在显著的正相关关系。Caporale, G.M., Spagnolo, (2003) 以东亚国家为例进行的实证研究也表明, 资产价格的变动会导致产出增长波动。
而以下文献认为股市与经济增长之间不存在相关关系:Harris (1997) 采用二阶最小次幂方法对选择的49 个国家进行检验, 发现提高股市的流动性能够促进风险分散和交易成本降低, 但这也会促进资产二级市场活动水平, 从而促使投资者拿新增资本去购买即有资产的, 而并没有促进新的资本形成, 这种储蓄转流的形式会成为经济增长的极大阻力, 所以股市发展和经济增长之间的关系较弱, 而且在统计上不显著, 这种表现在欠发达国家尤其显著, 股市发展与宏观经济关系非常弱。Arestis和Demetriades (1997) 以德国和美国为样本, 对它们的金融体系和股票市场进行了回归分析和协整检验。他们认为, 即使是发育较完善的股票市场, 也很难对经济增长发挥应有的作用, 这是因为股票市场缺乏效率, 其接管和定价的机制并不能很好地发挥作用。
(二) 国内研究综述。国内关于股市波动与经济增长关系的研究起步较晚, 并且大多数研究以我国股票市场为研究对象, 而由于研究方法、研究对象和指标的选取不同, 得到的结论存在着较大的差异。
认为股市是国民经济的“晴雨表”, 股市波动与经济增长之间存在相关关系的代表性文献如下:俞桥 (1994) 、清风 (1998) 等对市场结构性因素和市场制度是如何影响股价的波动进行了研究, 得出市场制度和市场结构性因素是影响股价波动的原因等结论。马洪潮 (2001) 、宋军和吴冲锋 (2001) 、孙培源和施东辉 (2002) 通过不同的角度和方法解释股价波动中的异常波动对经济所造成的破坏作用, 并重点研究了证券市场交易主体的非理性行为等因素。杨云红、邹恒甫 (2001) 运用了非期望效用函数进行分析, 指出证券市场资产价格的波动会产生财富效应, 而财富效应不仅仅表现为收益的增长, 同时也使资产持有者的社会地位上升, 这将有利于经济的长期增长。王春峰 (2003) 经研究发现, 股市波动只对部分指标的未来波动如物价指数、出口额增长率、进口额增长率等有显著的解释能力, 对描述实体经济运行的主要指标———工业生产总值增长率等宏观经济指标的未来波动并没有明显的预测能力。位志宇、杨忠直 (2007) 以香港市场的数据为样本, 通过建立股价变动与经济增长相互作用机制模型, 并利用协整检验等计量经济学研究方法对结论进行了论证, 探讨了股价与经济增长的内在关联机制。结果表明, 股价指数与经济增长存在较强的相互促进的关系, 股票市场收益率的提高可以促进经济增长, 经济增长率的提高也会增加股票市场收益率。刘家树 (2008) 以1991 年以来上证指数和国内生产总值增长率的季度数据为研究对象, 运用时间数列和计量分析方法以及格兰杰检验等计量经济方法分析了我国股市波动和经济增长之间的关系。研究结论如下:股价波动与经济景气从长期看存在正相关关系, 股价波动的一个显著影响因素是经济增长的变化。周丹、郭万山 (2011) 对我国金融发展和经济增长的关系进行了相关研究, 基于股市波动条件下利用标准实证增长模型进行了实证分析。研究发现:正常的股市波动是能够推动经济增长的, 因为正常波动更有利于金融发展, 促进投资;而受到非市场因素冲击下的股市波动则会限制资本形成, 阻碍金融发展, 使经济发展遭受损失。
而以下研究文献则认为股市波动与经济增长之间的关系很弱甚至是完全没有关系的:叶青 (1999) 在研究股市波动与经济增长之间的关系时, 运用了Granger因果检验和协整检验, 研究结果表明, 股市波动和经济增长之间不存在长期均衡, 并且股市波动存在自相关性。朱东辰、余津津 (2003) 在将中国股市分为三阶段的基础之上, 采用了协整的方法研究股市波动与经济增长的相关关系, 研究指出我国股市的股价指数和实体经济活动在长期内不存在均衡走势。申小刚 (2010) 对股市波动与国内生产总值之间的长期关系进行实证检验, 研究结果表明中国股市与经济增长之间不存在协整关系, 也就是中国股市并不具备促进经济增长的作用。许人杰 (2012) 通过理论分析与实证检验研究得出以下结论: (1) 上证A股指数存在弱式的长期均衡; (2) 影响股市波动的主要因素是自身因素, 其次是受通货膨胀预期影响; (3) 中国股市依然是政策市, 但受政策的影响程度正趋于弱化。
三、研究样本的选取
(一) 研究对象。纵观目前对各国股市波动的研究, 大多是选取各国有代表性的股价指数以及其他相关指标如成交量和收益率等为研究对象。股价指数用来衡量整个股票市场价格的变化趋势, 股指波动能综合反映股票市场的变化, 股市波动即由股指波动反映出来。而经济增长一般用国内生产总值GDP表示, 国内生产总值是衡量经济总量最常用的指标, 数据可以从中国统计年鉴等资料中查阅。
对于实证分析而言, 采用人们熟悉的概念和普遍使用的指数来研究市场的行为是合理且易于为人们所接受的。因此, 本文选取股票市场价格指数这一指标作为研究股市波动的变量, 用GDP作为经济增长的指标。
本文结合我国股票市场的实际情况对股市波动与经济增长之间的关系进行实证分析, 分析股市波动与经济增长之间是否存在相关关系。若存在相关关系, 则分析他们之间是如何影响的以及在多大程度上对其做出了贡献, 因此本文把股价指数和经济增长作为研究对象并构建模型, 研究两者之间的因果关系, 并对实证结果进行深入分析。
(二) 数据来源和分析时段的选择。本文的研究数据是通过Wind数据库和同花顺股票交易软件等工具进行查阅的。由于本文是研究两组变量之间的因果关系, 所以选取的研究样本数越多越具有说服力, 本文选取的是季度数据。在研究区间上, 是从1994 年第1 季度至2013 年第4 季度。
四、我国股市波动与经济增长关系实证研究
由于本文的研究对象———股票市场价格指数和国内生产总值都属于时间序列数据, 因此我们采用动态时间序列模型进行分析, 分析的步骤主要包括:平稳性检验———协整检验——误差修正模型——Granger因果检验。
(一) 平稳性检验。一般传统的回归方程式, 需要假设变量为平稳的序列、残差项平均数为零并且变异数为常数等条件。当变量为非平稳序列时, 用传统的回归方法分析可能会出现伪回归。所以, 我们先利用平稳性检验研究数据是否为平稳序列。
检查序列平稳性的标准方法是单位根检验, 本文所用的是Augmented Dickey-Fuller test (ADF) 检验, 检验模型如下:
式 (1) 中, εt为白噪声, △为差分算子, t为时间趋势项。原假设H0为 β=0, 即yt有一个单位根, 也就是非平稳的。在此选择AIC标准来决定m, 衡量股市波动的股价指数为RT, 进行单位根检验, 结果如表1、表2 所示。 (表1、表2)
对两个序列取对数, 是为了减少可能存在的异方差性和自相关性影响, 取对数的两个序列分别命名为LNGDP和LNRT。由表1 可知, 在1%和5%的显著性水平下, 各变量都是一阶单整的, 也就是序列LNGDP~I (1) , 序列LNRT~I (1) , 满足协整检验的前提条件, 因此我们可以用处理非平稳序列的方法进行协整检验。
(二) 协整检验。协整关系建立和检验模型的基本出发点是一种经济变量被另一种经济变量联系在一起, 并且从长远来看这些变量应该具有均衡关系。基本思想如下:在经济生活中, 对于每一个序列单独来说可能是非平稳的, 但如果它们的某种线性组合却表现出平稳性, 就说明这些变量之间存在长期稳定关系, 也就是协整关系。协整关系检验的方法主要有两种, 一种是基于回归系数的检验, 也就是Johansen检验, Johansen检验通常用于检验多个变量之间的协整关系;另一种是基于回归残差的检验, 即E-G两步协整检验法, E-G两步协整检验通常用于检验两个变量之间的协整关系。由于本文涉及的变量有两个, 因此采用的是E-G两步法。学者通过对国外成熟股票市场的研究发现, 宏观经济和股市之间存在密切的关系, 在成熟的证券市场上, 这种关系尤其显著。
下面对变量GDP和RT进行协整关系检验, 首先进行国内生产总值和股票市场价格指数两个变量之间的回归, 然后再检验回归残差的平稳性, 进而确定股市波动与经济增长之间是否存在协整关系。首先建立回归模型:
ln GDPt=β0+β1ln RTt+εt (2)
生成残差序列E, 再对残差进行单位根检验, 检验的结果如表3 所示。 (表3) 可以看出, 残差序列E是非平稳序列, 在1%的显著性水平下, 说明中国股市波动与经济增长之间不存在长期均衡关系。
(三) 格兰杰因果检验。格兰杰因果检验是描述两个变量之间因果关系的检验, 是检验经济变量之间的关系时常用的一种计量经济方法, 该方法是由Granger于1969 年提出的, Sim在1972 年推广应用。它的本质是通过条件概率来定义因果关系。Granger提出, 如果利用X和Y的滞后值对Y进行预测比只用Y的滞后值进行预测所产生的预测误差要小, 就称X是Y的格兰杰原因。
注:1.LNGDP和LNRT分别表示GDP和RT的自然对数;2.每个序列的检验模型是经过多种形式模型的比较得出的最优检验模型, 其中用到的主要判别标准是AIC和SC最小原则。
注:E代表股票市场和经济增长之间两个变量之间的回归残差
格兰杰因果检验的实现过程如下:
对X是否是Y的格兰杰原因的检验为:
零假设为:H0:βj=0, j=1, 2, …n, 接受原假设意味着X不是Y的格兰杰原因, 方程 (3) 就变为:
在式 (4) 中, X和Y分别代表两个不同的变量, 在式 (3) 中, 假设Y与X的过去值和其自身有关, 如果估计结果表明X项的系数显著不等于零, 则说明X到Y有单向因果关系。格兰杰因果检验结果如表4 所示。 (表4) 表4 中的P值越小, 说明自变量对因变量的预测能力越强。从上述检验结果可知, 我国的经济增长不是股市波动的原因, 同时股市波动也不是经济增长的原因, 即股票市场对经济增长的影响是极其微弱的, 或者说经济增长的指标不受股票市场的影响。
(四) 研究结论。以上分别采用了ADF稳定性检验、协整检验和格兰杰因果检验等处理非平稳时间序列的分析方法对我国股市波动与经济增长之间的关系进行了实证分析, 通过实证结果, 主要得到以下结论:
1、对我国的GDP和代表股市的股价指数RT进行ADF单位根检验, 检验结果表明变量构成的时间序列是非平稳的。进行一阶差分后的单位根检验结果表明是平稳的, 即是一阶单整变量。这说明在某种情况下, 我国的股票市场是弱式有效的。
2、通过E-G两步法对GDP变量和RT变量进行协整检验, 发现我国的股市波动与经济增长之间不存在长期均衡关系, 说明我国的股票市场波动和经济增长之间不具备稳定的内在影响机制。
3、格兰杰因果检验的结果表明, 在经济增长对股市波动的影响方面来说, 经济增长对股市波动的作用不明显, 同时股市波动对经济增长的作用也不明显。这说明我国股票市场中存在的非市场因素较多, 这些因素往往对市场整个走势有较大影响, 使股市不能充分发挥“晴雨表”的作用, 这在一个成熟的证券市场上是不该出现的, 充分说明了我国股市并不完善, 还有许多问题需要解决。
五、股市波动与经济增长关系探讨
股票市场是经济发展到一定阶段的产物, 是金融市场的重要组成部分, 经济和金融市场越发达, 股市所发挥的作用也就越大。随着通信技术和金融工具创新等因素在世界各国融资体系中占据越来越重要的地位, 股票市场不仅仅承担着融资和优化资源配置的传统职能, 更是发挥着价值发现和经济预测的功能, 因此被称为国民经济的晴雨表。
通过以上的计量经济实证检验的结果可以看出:我国股市波动和经济增长之间不存在长期均衡的关系, 之前学者对我国股市与经济增长之间的关系进行研究, 得出的结论大都是我国股市是弱式有效的, 与本文的研究结论基本吻合。不存在长期均衡的结论也和我国股市的实际运行情况一致, 因为从2008年以来, 我国经济一直保持在7%以上的增长速度, 但是股市却一直处于较低迷的状态。
对于我国股市表现出的与经济增长背离方面的原因是多方面的, 有些是新兴证券市场在发展过程中难以避免的, 有些则是由特有的国情和体制所决定的。主要体现在以下方面: (1) 证券市场产生之初就受到经济基础的制约, 中国的证券市场是为了服务于效率低下的国有企业设立的; (2) 股票市场的微观基础太过薄弱。上市公司在上市之前往往为了达到上市标准而层层包装, 但上市之后的监管匮乏; (3) 立法滞后于证券市场发展的法制要求。市场经济的良好运行离不开规范的法制, 但事实是一些保护中小投资者利益的法律仍然不能令人满意。
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经济增长波动 篇5
关键词 价格贸易条件；波动性；经济增长
中图分类号 F740.6 文献标识码 A
Empirical Study on Effect of China’s TOT
and Its Volatility on Economic Growth
ZHANG Xin1 ， CUI Riming2
（1. International Business College of Dalian Nationalities University， Dalian， Liaoning 116600，China；
2. Economics College of Liaoning University， Shenyang， Liaoning 110036，China）
Abstract This article examined the effect of China’s TOT and its volatility on economic growth during 1980—2010 period. The results show that not only mean value but also volatility of TOT play positive role in promoting China’s economic growth. There exists an obvious positive relation between TOT volatility and economic growth. This result is in sharp contrast to the previous one that “TOT volatility has a negative relation with economic growth” based on cross country data and analysis， which reminds us that during the management and intervening of TOT， we should not ignore the positive effect of TOT volatility on China’s economic growth.
Key words TOT； volatility； economic growth
1 引 言
价格贸易条件是国际贸易领域中最重要的相对价格之一.从某种意义上来讲，价格贸易条件均值变化代表了一国生产率的高与低 （Kehoe和Ruhl，2008）[1]，其波动性变化代表了一国所面临贸易风险的大与小 （Islam，2004）[2].因此，价格贸易条件均值水平及其波动性会对一国经济增长产生重要影响，尤其是在全球经济一体化和世界出口价格水平趋异化的背景下，研判一国经济增长对价格贸易条件均值及波动性变化的反应模式具有重要意义.
长期以来，学术界围绕价格贸易条件均值及其波动性与经济增长之间的影响关系问题展开了广泛的研究，产生了一批颇具代表性的成果.例如Bleaney和Greenaway （2001）[3] 使用14个撒哈拉以南的非洲国家数据考察了价格贸易条件对经济增长的影响.结果表明，这些国家的价格贸易条件改善能够较好的促进经济增长.
Turnovsky和Chattopadhyay （2003）[4] 采用年度数据考察了各种波动性 （产出波动、价格贸易条件波动、政府支出波动和金融波动） 对1975至1992年61个欠发达国家经济增长的影响.他们将样本分成31个高波动性国家和30个低波动性国家.发现价格贸易条件改善对经济增长有微弱的影响，政府支出或是货币增长对经济增长影响的证据不明显.而价格贸易条件波动、政府支出波动和金融波动却对经济增长有着强烈的负向影响.
Blattman等 （2007）[5] 分析了1870至1938年间35个国家 （19个核心国家和16个外围国家） 数据，发现价格贸易条件对经济增长具有显著的正向影响.并且，价格贸易条件对外围国家经济增长的影响要大于对核心国家的影响.即在核心国家和外围国家之间价格贸易条件对经济增长的影响存在着显著的非对称性.价格贸易条件波动性对经济增长的影响却存在相反的效果.尽管中心国家的价格贸易条件波动与外围国家一样高，但价格贸易条件波动性对中心国家的经济增长似乎没什么影响，对外围国家经济增长的负向影响作用较大.
Eicher等 （2008）[6] 使用一个跨期模型考察了发展中国家的价格贸易条件恶化对自身当前账户和实际产出的影响.研究结果表明：发展中国家的价格贸易条件恶化会对收入和福利水平产生负面效应.但从长期来看，一国的价格贸易条件恶化将最终导致本国债务水平的同比例下降，而实际产出、资本存量和借贷水平等宏观经济变量则不发生变化.因此，价格贸易条件的变化只会在短期内影响经济增长.
需要指出的是，上述研究的实证结论均是基于跨国样本情形下得到的，从时间序列视角考察某一个具体国家的价格贸易条件及其波动性对经济增长影响的实证研究和经验证据相对不足.鉴于此，我们采用1980～2010年间的时间序列数据考察了我国的价格贸易条件均值水平及其波动性对经济增长的影响.
2 变量说明与研究方法
2.1 变量说明
本文的研究包括7个变量，分别是：人均实际GDP、劳动、资本、价格贸易条件均值水平、价格贸易条件波动性、石油价格和金融发展.选择石油价格变量是因为，一方面越来越多的研究表明石油价格变化与宏观经济增长表现密切相关 （Barsky和Kilian，2004）[7].另一方面，有研究表明：石油价格变动对价格贸易条件变动具有解释能力 （Backus和Crucini，2000）[8]，同样的，金融发展与经济增长也具备相当强的关联性，一个健全的金融体系对经济增长尤为重要 （Ang和Mckibbin，2007）[9].此外，金融发展与价格贸易条件冲击也具有内在关联性，健全、良好的金融体系能够较好地平滑国内居民消费路径，吸收消化价格贸易条件冲击.
为了便于识别价格贸易条件均值水平和波动性对经济增长的不同影响，把上述7个变量分成了两组：第一组 （Group1） 包括：人均实际GDP、劳动、资本、价格贸易条件、石油价格和金融发展.第二组 （Group2） 包括：人均实际GDP、劳动、资本、价格贸易条件波动性、石油价格和金融发展.
2.2 研究方法
本文采用协整检验方法来研究两组变量的长期影响关系.协整检验方法提出了两个似然比统计量来检测系统中协整向量的个数，即最大特征值
表3的结果显示：资本和劳动对人均实际GDP均具有正向影响，这与经典的经济理论所预期的相同.价格贸易条件均值水平与经济增长之间也存在者显著的正相关关系，即价格贸易条件改善有助于推动我国的经济持续增长.但需要特别强调的是，价格贸易条件波动性与经济增长之间影响关系的估计结果与前人的实证研究结论有所不同.以往的研究文献发现，价格贸易条件波动性对经济增长的影响是负向的，即价格贸易条件波动性增强会导致经济增长水平降低.而表3的估计结果发现，我国价格贸易条件波动性与人均实际GDP之间存在正相关关系，即价格贸易条件波动性增强反而能促进我国经济增长.这一新的研究结论可基于Mendoza （1997）[11] 的理论研究进行解释，Mendoza （1997） 研究显示，与价格贸易条件均值水平一样，价格贸易条件的波动同样也会影响储蓄率和增长，但其效应可正可负，这主要取决于一国的风险厌恶程度.若风险厌恶程度较低，则增长的价格贸易条件波动会阻碍经济增长.若风险厌恶程度高，则增长的价格贸易条件波动依然会促进经济增长.有研究表明，经济转轨时期受计划经济体制影响，我国无论是投资者还是消费者都表现出较强的风险厌恶特征 （张兴发，2008；王晟和蔡明超，2011）[12，13]，这意味着我国价格贸易条件波动与经济增长之间的正向关联关系为Mendoza （1997） 的理论研究提供了经验证据.
另外，石油价格变动对我国价格贸易条件均值水平具有负向影响，对价格贸易条件波动性具有正向影响.值得注意的是，从理论上讲金融发展应该对经济增长有着正向影响，但研究发现，金融发展对我国经济增长具有负向影响.对此给予的解释是，金融发展会为资金资源从储蓄者流向借贷者提供便利渠道.但如果这些资金资源不能被充分使用，便不会对经济增长做出显著的贡献.因此金融发展只是经济增长的必要而不是充分条件.图1～图2给出了我国人均实际GDP对价格贸易条件均值水平和波动性变化的脉冲响应模式.
表4的预测误差方差分解结果表明.价格贸易条件波动性对人均实际GDP的预测误差方差的贡献明显大于价格贸易条件均值水平对人均实际GDP的预测误差方差的贡献.这与图1至图2脉冲反应模式的研究结论基本吻合.
时间/年
4 主要结论与政策启示
本文从时间序列视角考察了1980年～2010年间我国价格贸易条件均值水平和波动性对经济增长的影响程度和作用方向.来自协整检验、脉冲反应函数和预测误差方差分解方法的实证结果表明：价格贸易条件均值水平对我国经济增长具有正向影响，价格贸易条件改善对我国经济增长的边际推动作用为0.065.更为重要的发现是，价格贸易条件波动性对经济增长也具有同样的正向影响，即价格贸易条件波动性增强反而能够促进我国的经济增长，这一新发现与来自跨国实证研究所得出的“价格贸易条件波动性与经济增长之间负相关”的经验结论截然不同.
这一新结论为Mendoza （1997） 的理论研究提供了经验证据.Mendoza （1997） 认为价格贸易条件的波动对经济增长的影响可正可负，这主要取决于经济体的风险厌恶程度.若风险厌恶程度较高，则高的价格贸易条件波动依然会推动较快的经济增长.有研究表明，经济转轨时期受计划经济体制影响，我国无论是投资者还是消费者都表现出较强的风险厌恶特征（张兴发，2008；王晟和蔡明超，2011）.这意味着，继Mendoza （1997） 的理论研究之后，本文从实证视角验证了适度的价格贸易条件波动对于风险厌恶程度较高国家的经济增长来讲是有益的.此外，国际石油价格与我国价格贸易条件均值水平负相关，但与价格贸易条件波动性正相关，这说明国际石油价格上涨不仅会恶化我国的价格贸易条件，而且还会造成我国价格贸易条件的波动性增强.
本文的研究结论对经济全球化新形势下，我国管理和干预价格贸易条件变动具有重要的政策启示意义.一方面，我国应继续采取推进对外贸易产业结构升级、加快对外贸易发展方式转变和提升我国对外贸易新型竞争力等长远措施来改善我国价格贸易条件持续恶化的被动局面；另一方面要正确认识适度的价格贸易条件波动性对经济增长的正向影响和积极作用，把价格贸易条件波动范围控制在合理的区间内，充分释放价格贸易条件波动所引致的经济活力.使得不断改善的价格贸易条件和适度变动的价格贸易条件波动性成为我国经济持续强劲增长的双重助推器.
参考文献
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经济增长波动 篇6
一、构建模型
本文主要参考了DSGE (新凯恩斯) 模型, 并在此基础上, 从政府部门、企业部门以及家庭部门出发, 构建了该模型, 但是本文中的模型与DSGE模型相比还存在很大的不同。首先, 本文采取的财政政策函数和货币政策与DSGE模型不同;其次, 本文中的模型启用了不同的“家庭效用函数”;再次, 加入了“环境政策函数”;最后, 还把空气污染排放量纳入了模型中。
(一) 政府部门
制定环境政策、货币政策, 公共支出和税收等是政府在本文中体现的主要功能。
1. 环境政策
本文主要涉及到“无政策”“强目标制政策”“排放税政策”以及“总量限额排放政策”这四类环境政策。其中“无政策”主要是指, 对于企业而言在碳的排放上是没有任何成本的 (Pz, t=0) , 而且这种环境政策没有让企业减少碳排放的动力 (Lt=0) 。“强目标制政策”指的是, 政府根据不同的单位制定排放碳的上限v, 也就是Zt<v Yt, 并且政府要向相应的企业发放排放碳的许可证。“排放税政策”指的是政府规定相应的税率水平T, 然后根据此税率水平向相关企业进行征税, 也就是给碳制定了一个排放价格, 并且给企业发放排放许可证, 这样才能让企业在碳的排放上维持一个常数。“总量限额排放政策”指的是, 政府固定碳的总排放量Zt, 然后政府根据市场中排放碳的价格 (Pz, t) 向相应的企业出售许可证, 只有取得许可证的企业才可以排放碳。[4]
2. 财政政策
政府部门根据“Tt+Pz, tZt=PtGt”来进行财政预算, 该公式中, 公共消费用Gt来表示, 而环境政策带来的收益用Zt和Pz, t来表示, 而收益主要包括政府出售的排放碳的许可证和关于排放碳的税收。[5]本文在建模的过程中, 假设政府的消费是随机的, 符合下列公式:“ln (Gt) = (1-ρg) ln (G) +ρgln (Gt-1+εg, t”, 在该公式中, 政府消费的稳态值用G来表示, 该公式中ρg介于0到1之间, 而εg, t服从正态分布, 而且序列之间不存在相关关系。
3. 货币政策
本文中的货币政策根据“ln (rt/r) =ρrln (rt-1/r) +ρyln (yt/y) +ρπln (πt/π) +εr, t”公式来制定货币政策。[6]通货膨胀、产出、利率分别用π、y、r来表示;利率的平滑性用0≤ρr<1来表示, 利率对产出的反应系数用ρy>0表示;利率对通货膨胀产生的反应系数用ρπ>0表示;其中序列之间并不存在相关关系, 而且服从正态分布。 (一) 企业部门最终品生产和中间品生产部门构成了企业部门, 这是根据一般的动态均衡模型和DSGE模型来设定的。1.中间品生产企业本研究中假设的模型与DSGE模型类似, 具体的函数为“Yt (i) =AtHi (i) ”, 在该公式中, 生产冲击也就是技术冲击用Ai来表示, 而这个公式服从ln (At) = (1-ρA) ln (A) +ρAln (At-1) +εA, t的回归过程。中间品的生产企业用Ht (i) 来表示, 而雇佣的劳动者创造的劳动量用i来表示。该公式中, 稳态的生产力冲击或者技术冲击用A>1来表示, 而ρA介于0到1之间, 整个序列服从正态分布, 而且所有的系列之间不存在相关关系。εA, t表示随机扰动项中尚未预料到的外生因素。在该公式中还应该作为“外生因素”而存在的技术冲击。而本文中还涉及到了很多未预期的冲击, 主要有“财政支出冲击”和“货币政策冲击”, 分别用εg, t和εr, t表示。[7]
但是, 企业在实际生产活动中肯定会产生碳, 因此很多企业都针对碳排放进行了经济学分析, 而本文中也对此进行了分析, 主要制定了以下假设:“Zt (i) = (1-Lt (i) ) χYt (i) ”。在该公式中, 如果企业没有采取任何措施来降低碳的排放量时, 就用X>0来表示。
而且, 企业在降低碳排放的过程中, 必然会产生费用, 而减排成本不仅会影响整个企业的收益, 还会降低企业关于减排的积极性。而本文针对企业产生了减排成本制定了进行了如下建模。即减排成本:“Qt (i) =φ1φ2Lt (i) 2-1”。在该公式中, 减排成本用和来表示, 而Pz, t表示企业排放单位面积的碳产生的成本, 那么根据该公式, 从最大化降低企业成本的角度来制定了优化企业减排碳的努力程度的方程:“χ (pz, t/Pi (i) ) =φ1φ2Lt (i) φ2-1”, 该公式意味着, 企业在降低企业的减排成本的时候, 也等于增加了企业的收益。而企业具体的收入, 可以用以下公式来体现:
2.最终品生产企业
在每个固定的时期里, 企业都会根据一定的规模来生产一定的最终产品, 其中用来体现。该公式中, 中间商品用Yt (i) 来表示, 而这些中间商品的弹性用θ来表示。[8]假设用Pt (i) 来表示中间产品的单位价格, 而Pt表示最终商品的价格, 从而企业在一定时间内, 通过合理选取中间品, 从而制造最终产品来实现企业的最大利润, 具体可以根据以下公式来表现:
最终品生产企业的一阶优化条件为:
从该公式中可以发现, i用来表示对中间品的需求情况, 当商品在竞争市场中, 如果没有利润的时候, 价格就会达到均衡水平, 用来表示。
(三) 家庭部门
在一定时间之内, “代表性家庭”向“中间品的生产企业”提供一定数量和Hi单位的劳动力, 从而从“中间品生产企业”得到分红Dt和工资Wt, 同时, 这部分家庭还可以购买该单位的债券, 当然这部分债券是没有风险的, 当作投资, 购买的价格为1/rt, 而这部分家庭消费用的商品用Pt的价格向企业购买, 且购买的数量用Ct表示。而且“代表性家庭”需要向政府交纳Tt的税收。根据这些数据, 采用下面的公式来进行预算进行约束, 从该公式中可以发现, “代表性家庭”购买的债券用Bt-1来表示。
根据本文的研究内容, 再结合经典的模式, 本文进行了假设:从消费中“代表性家庭”会得到正向的效益, 而从空气环境和劳动供给中会得到负面的效益, 并且设定了一定的函数来表示“代表性家庭”的效用:
从该公式中, 一定时间内家庭的期望算值用Et来表示, 常数折现因子用来表示, “供给弹性倒数”用η>0来表示, 一定时间内的污染量为Zt, 外部空气污染和劳动供给带来的负效用权重用μz>0和μH>0来表示。
二、模型稳态值选取和参数校准
(一) 模型参数值选取
本文主要通过估计法和校准法来选取模型的参数值。国内宏观数据值选择20.9;2.8和0.185位减排技术参数;劳动负效用权重为1.弹性倒数位1.97;折现因子为0.98;技术冲击位0.95;政府消费支出冲击位0.97;0.45被选为单位产出排放系数;中间产品测度为6.5;利率平滑系数、通货膨胀缺口系数和产出缺口系数分别选取0.7, , 15和0.01。经过参数校准之后, 所有的参数可以从图1中看出:
(二) 模型稳态值选取
根据图1选定的模型参数值, 本文对于模型的稳态值进行了界定, 其中从图2可以看出:
结合我国“十二五”规划中的要求, 本文提出的三种政策都是为了达到17%的减排目标, 从而最终达到0.3735的污染排放水平, 该水平是没有采取环境政策情况时的83%。因此, 本文中的“强度目标政策”采取的排放系数为0.382, 而且为了让这三种政策之间具有可比性, 选择的稳态值都是相同的。
三、模型分析
(一) 理论矩阵分析
本文根据三种不同类型的环境政策进行了分析, 并分析了这几种环境政策下, 经济变量变化的情况, 具体情况如图3所示:
从上图可以发现, 消费水平和产出水平会因为环境政策的实施而降低, 不过, 如果要达到相同的目标, “污染排放税政策”对消费水平和产出水平带来的影响比较小, 而且不会造成消费水平和产出水平的波动。在实现“十二五”规划中降低17%的排放目标时, “限额排放政策”顺利实现了该目标, 而且同时还降低了消费和产出水平两者的波动性;而“强度目标制政策”虽然实现了该目标, 也降低了消费水平和产出水平, 但是却给消费和产出造成了较大的波动。此外, 从图3中还可以发现, 不管是哪种环境政策, 消费水平和产出水平的波动性都会随着价格粘性的增大而变大。
(二) 不确定因素
本文根据以上的模型, 从货币政策、政府支出以及技术创新等因此的共同作用下来进行了理论矩阵分析, 但是这种分析却忽略了不确定因素, 但是在实际情况中, 不确定因素是客观存在的, 因此, 对于不确定因素的分析也非常重要。图4是本文进行不确定因素分析时的图, 从中可以看出消费均值、方差和产出均值、方差。
首先, 从图4中可以看出, 技术创新作为不确定因素的时候, 实现既定的减排目标时, 这三种政策在消费水平和产出水平上都是同等水平, 但是都比不采取环境政策时的经济增长水平低;三种环境政策却会造成不同的经济波动。无政策和“污染排放税制度”的经济波动性基本持平;“强目标制政策”比无政策的波动性要高;而“限额排放政策”比无政策时的经济波动性低。
其次, 从图4中还可以发现, 政府消费支出成为不确定因素的时候, “强度目标制政策”和“限额排放政策”的消费均值方差和产出均值方差都一样, 而且都比没有政策的时候低。但是“污染排放税政策”却使得消费和产出的均值和标准差呈现一定程度的波动性。
最后, 当货币政策冲击成为不确定因素的时候, 不管是哪种环境政策, 消费均值、方差以及产出均值和方差几乎没有太大的差距。
四、结论
本文从经济波动和增长的视角出发, 分析了污染排放税、强度目标以及限额排放等三种环境制度, 从而得出了以下几点结论:
首先, 如果要实现同样的减排目标, 那么采用“限额排放政策”不仅能够有效地降低经济波动, 而且还能降低消费水平和产出水平。且在该前提条件下, 如果采用“强制目标政策”, 就会降低消费水平和产出水平, 而且还会在很大程度上增加经济波动性;而“污染排放税政策”能够降低消费水平和产出水平, 但是在经济波动方面却没有显著的影响。
其次, 在选择环境政策的时候, 价格粘性会带来很大的影响。经济波动性会受到价格粘性的影响, 如果价格粘性太高就会加大经济的波动性, 如此一来, 还会对环境政策的选择和实施产生潜在影响, 从而对环境政策的制定和实施带来很大的干扰。
最后, 在环境政策的选择、制定和实施中, 不同的不确定因素会带来不同的影响, 如果技术创新为不确定因素的时候, “限额排放政策”就会体现出它的优势, 因为这种环境政策带来的经济波动比较小。而如果“货币政策调控”, 或者是“政府消费支出”成为不确定因素的时候, 那么这三种环境政策则没有太大的差距, 基本上都能达到同等效果。
五、结语
政府在选择环境政策和实施的过程中, 一定要充分考虑宏观经济的目标和发展现状, 要把握好波动性。如果政府想以保护为重点, 则应该优先考虑选择“污染排放税”制度, 从而更好地保护环境, 降低环境受到的伤害;如果政府想降低经济的波动, 让经济平稳增长, 那么政府则应该优先选择“限额排放政策”, 只有这样才能在降低经济波动性的同时还能保护环境。
此外, 政府部门在选择环境制度的时候, 还要综合考虑各种不确定因素, 对于当前存在的价格粘性程度要进行准确的识别。如果当前价格的粘性比较高, 那么政府应该降低经济的波动性, 从而启用“限额排放政策”。此外, 政府还要重视各种不确定因素给政策选择带来的影响, 当技术创新成为不确定因素的时候, 政府一定要制定降低经济波动和减少污染排放这两个目标, 从而选择“限额排放政策”;而货币政策调控成为不确定因素的时候, 从经济波动和增长的角度而言, 这三种政策基本没有太大差异, 此时, 政府部门就可以根据偏好来选择一种环境政策, 也可以选择两种或者把三种政策进行搭配使用。
总之, 政府部门在选择和实施环境政策的时候, 一定要从全局出发, 综合考虑各种因素的影响, 从而才能让环境政策达到高效性, 才能真正实现经济效益和社会效益。
参考文献
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经济增长波动 篇7
经济增长和物价稳定是各国宏观经济政策调控的双重目标, 两者之间既相互依存又相互制约。物价波动呈现出一种有波峰、波谷的如正弦波状的分布, 而经济增长也有规律地交替出现繁荣、衰退、萧条、复苏的循环。一般情况下, 两者会随着时间的推移而周而复始地变化, 除非是遭遇非人力所为的外部因素作用, 不再沿着原来的轨迹运行下去。但是一旦恢复到正常状态时, 这种有规则的运动又会重新循环起来。然而, 物价波动和经济增长除了在一般情况下各自进行周期运动外, 它们之间还耦合成某种关系而随时间运动, 或者说它们之间是以一种特定规律而随时间运动着的。
我国在经济快速增长的同时, 1996年实现经济软着陆后, 1997年下半年到2002年出现了历史性的通货紧缩, 2003年以后物价水平出现了回升, 但是2007年以来物价水平又出现显著的上涨, 引起了越来越广泛的关注。因此, 深入分析物价波动与经济增长的关系, 具有很强的现实指导意义。
2 相关文献回顾
目前, 对我国物价波动与经济增长关系的研究文献较少, 有代表性的为:
孙建书 (2000) 建立物价波动经济增长模型对我国物价波动与经济增长的长期运动趋势、政策效应进行了分析[1]。张志柏等 (2001) 在凯恩斯货币政策理论框架下, 探讨了我国近几年物价变化、经济增长与货币政策三者之间的关系, 指出通货紧缩本质上是由实体经济引起的, 是实体经济运行不畅通的货币表现[2]。杨美莲 (2002) 认为我国要实现经济增长和物价稳定的双重目标, 要求将经济增长与物价稳定的目标设计在一个合理的波动范围内, 选择总量有增有减、结构优化的协调运作的经济政策体系;财政、货币政策的运用除了要协调配合外还应立足于长远, 要把宏观调控和技术创新结合起来[3]。刘金全, 王大勇 (2003) 从经济周期波动性和经济增长阶段性等角度出发, 分析我国经济增长过程的基本脉络和实现预期目标的具体途径, 并以此探讨以需求管理为主的经济政策导向, 并判断当前阶段的经济周期和经济增长特征[4]。杨海平 (2006) 分析了中国现阶段经济增长方式的主要特征, 然后通过两部类模型的方法阐述了经济增长方式影响价格的基理, 最后阐明了经济增长方式与物价波动的相互关系[5]。蒲艳萍、张翼 (2007) 对1978～2005年我国货币供应量、国内生产总值和物价水平的时间序列数据进行指数化处理, 并构建了一个关于货币供应量的计量模型, 运用协整理论和误差修正模型来分析货币供给对产出、物价的影响, 最后在计量结论的基础上为货币政策的制定提出政策建议[6]。
综合研究文献, 主要存在以下不足: (1) 对物价水平与经济增长关系的研究往往是结合其它因素来进行, 对两者关系的深入研究较少; (2) 物价波动和经济增长之间是不是存在经济上的因果关系, 并没有进行论证。本文针对上述不足, 力争做出进一步的探讨和研究。
3 数据与变量
本文所有的样本取自1978～2006年度的数据 (来源于历年《中国统计年鉴》) , 用价格指数来反映物价波动的情况, 用宏观经济指标——GDP增长率来反映经济增长。由于主要的价格指数的统计范围在1985年前后发生了重大的变动, 从指数的完备性和研究的现实意义出发, 本文实证研究选取了1985～2006年价格指数 (居民消费价格指数CPI、商品零售价格指数RPI、工业品出厂价格指数EFPI) 和GDP指数的时间序列数据, 描述性统计分析和相关关系分析;选取了1978-2006年的商品零售价格指数 (RPI) 和GDP指数的时间序列, 进行协整分析和格兰杰因果检验分析。
根据经济学的观点, 应当以按年度计算的居民消费价格指数 (CPI) 作为反映物价波动程度的指标, 但在2000年11月以前, 我国价格指数的测定是以商品零售价格指数 (RPI) 为主的。由于居民消费价格指数和商品零售价格指数之间具有极为高度的相关性, 因此, 从统计指标的一致性和格兰杰检验对样本数据的要求出发, 选取1978～2006年的商品零售价格指数 (RPI) 和GDP指数的时间序列为数据, 进一步的检验分析。
4 实证分析与结果
4.1 描述性统计分析
我国1985～2006年定基的各主要物价指数和GDP指数 (设定基期为1985年, 基期指数为100) 的定基变动关系和环比变动关系分别如图1和图2所示:
从图1和图2的描述性统计结果中可以看出:
(1) 我国物价变动基本平稳, 但有两个时期存在较高的增长率水平, 1987-1989年期间和1992-1994年期间。
(2) 我国经济发展保持较高的增长率, 且波动相对较小。
(3) 物价的波动明显滞后于经济波动, 这意味着价格粘性的存在, 即价格在短期的变动相对滞后, 由前期的经济运行状况决定。
由菲利普斯曲线亦可以得出, 价格对总需求变化的反映有时滞胀, 因为通胀率只与前期的GDP缺口有关, 与本期的产出水平无关。我国物价波动与经济增长的运行状况基本体现了这一经济学规律。但从图中可以看出, 物价波动与经济增长的表现明显不同, 价格调整在我国宏观经济运行中不具有主导地位, 这表明我国的市场化程度相对不高这一事实的存在。
4.2 相关关系分析
由相关性检验 (Correlations) 可得出各变量的相关系数矩阵, 从矩阵中看变量间的相关关系就非常清楚。采用Pearson相关系数的计算公式:
上式中r表示变量x和y的相关系数, r的取值范围是-1到1。r的绝对值越接近1, 证明两个序列的相关性越强;r大于零表示正相关, 小于零表示负相关。计算1985-2006年我国的居民消费价格指数 (CPI) 、商品零售价格指数 (RPI) 、工业品出厂价格指数 (EFPI) 和国内生产总值 (GDP) 指数 (统指环比指数) 之间的相关关系, 结果如表1所示。
注:表中“**”表示的是在1%的显著性水平下显著 (双尾检验) 。
由表中的数据可以看出CPI、RPI与 EFPI三者之间存在高度的相关关系。所以在后面的协整分析中, 就依据数据的可得性选择其中之一的商品零售价格指数和GDP指数进行分析。
经济时间序列经常表现出相关关系, 为了避免“虚假回归”的出现, 找到变量之间的真实稳定的数量关系, 我们需要考虑序列的平稳性, 在不平稳的条件下就要考虑运用另一数量分析方法——“协整检验”进行分析。
4.3 协整分析
4.3.1 序列的平稳性检验
由上述内容我们知道, 在进行时间序列分析时, 传统上要求所用的时间序列必须是平稳的, 否则, 将会产生“伪回归”问题。检验序列的平稳性即是要检验序列存在单位根与否, 单位根检验有多种不同的方法, 如DF检验法、ADF检验法、PP检验法。本文采用ADF法, 检验定基RPIt和GDPt指数序列的单整阶数。1978～2006年定基 (以1978年为基期, 1978年指数为100) 商品零售价格指数 (RPI) 和GDP指数的时间序列数据如表2所示。
单位根检验就是用来检验时间序列是否为平稳的过程, 并推断单整的阶数。在进行协整检验之前, 必须先确认各个变量都是同阶单整变量, 否则, 协整检验可能发生错误。如果商品零售价格指数 (RPI) 和GDP指数都是平稳时间序列, 即他们都是零阶单整的, 则没有必要作进一步的检验, 因为平稳时间序列满足古典线性回归模型的要求, 可以直接用最小二乘法估计参数;如果商品零售价格指数 (RPI) 和GDP指数的时间序列不是同阶单整的, 这二者之间肯定不存在长期均衡关系, 即不存在协整关系。单位根检验结果如表3所示。
注: (1) 检验形式中的c和t表示带有常数项和趋势项, k表示滞后阶数; (2) 滞后期k的选择标准是以AIC (和SC值) 最小为准则。
从表3可以看出, 变量RPIt、GDPt指数的ADF检验统计量的值在5%的显著性水平下大于所对应的临界值, 而D (RPIt) 、D (GDPt指数) 的ADF统计量是显著的。也就是说商品零售价格指数 (RPI) 序列和GDP指数序列是不平稳的, 存在一个单位根, 即都是一阶单整序列, 记为I (1) 。由于非平稳时间序列不能使用传统的经济计量学理论来构建模型, 同时也可以预测, 两者之间可能存在显著的协整关系, 或存在长期的动态均衡关系, 所以需要通过协整检验进一步检验变量间的这种均衡关系。
4.3.2 协整检验
单位根过程本身不可能描述长期稳定关系。一般地, 只要若干个服从I (d) 过程的变量的某一线性组合能使d减小, 则称这一线性组合为协整关系。它描述了这些变量之间的长期稳定关系, 刻画了这个系统的稳定特征[7]。
因为RPI和GDP指数都是一阶单整变量, 所以可进行协整检验以验证两变量是否存在协整关系。本文使用Johansen-Juselius (即极大似然迹检验或最大特征根检验) 法进行协整检验, 检验结果如表4所示:
注: (1) 协整关系的滞后阶数是1; (2) 临界值来自软件EVIEWS5.0。
协整检验从检验不存在协整关系这一零假设开始逐步检验。从原假设开始, 迹检验统计量的值为33.41822, 大于5%显著性水平的临界值25.87211, 表明应拒绝原假设, 认为r≠0 (r表示协整关系的个数) ;从而接受备择假设, 认为r≥1。在接下来的检验中, 原假设在5%的显著性水平上被接受, 因为迹检验统计量的值为7.177301, 小于5%显著性水平的临界值12.51798。同理可得出结论:在5%的显著性水平上, 变量间存在协整关系, 而且仅有一个协整关系。由此可见, 在95%的概率度下可以确信商品零售价格指数 (RPI) 序列和国内生产总值GDP指数序列之间存在长期均衡关系。进一步对误差序列进行单位根检验, 检验的结果表明, ADF检验统计量在5%显著性水平上小于临界值, 这说明了误差序列已是平稳序列。协整分析反映了商品零售价格指数 (RPI) 序列和国内生产总值GDP指数之间存在长期均衡关系。
4.3.3 误差修正模型
协整关系只是反映了变量之间的长期均衡关系, 误差修正模型 (ECM) 的使用就是为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足。它既能反映不同的时间序列间的长期均衡关系, 又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制, ECM模型可很好地消除伪回归。根据Granger协整表述定理, 任何协整关系都可由误差修正模型 (Error Correction Model, 简称ECM) 表出[8]。
在确定了协整向量之后, 就可以对误差修正模型进行估计。从而得到商品零售价格指数 (RPI) 序列和国内生产总值GDP指数的误差修正模型如下:
RPI=1.1443RPIt-1+0.4512GDP-0.5568ecmt-1
(24.6988) (2.2077) (-2.3671)
GDP=1.1606GDPt-1+0.3741RPI-0.5020ecmt-1
(54.5292) (2.2077) (-2.6274)
ecmt-1表示滞后一期的误差修正项, 前面的系数包含着变量的过去值对现在值影响的信息。如果这一系数显著, 则说明上期的均衡误差修正项在决定变量的当前增长中起重要作用, 各解释变量差分项前的系数表示模型的短期动态性质。
从上述模型中可以得知, RPI和GDP指数的误差修正项的系数都是显著的, 这说明从长期来看, GDP指数和零售物价指数是相互影响的, 即互为因果关系:一方面说明物价波动影响着经济增长, 另一方面也说明经济增长也影响着物价波动。
虽然从长期来看物价波动和经济增长之间相互影响, 互为因果, 但是二者影响对方的程度不尽相同。误差修正模型表明, 在短期内来说, 中国的GDP指数和商品零售价格指数不仅受到了自身滞后值的影响, 而且还受到了对方的影响, 但是从系数的大小可以看出双方互相影响的程度不同, GDP指数对商品零售价格指数的影响大于商品零售价格指数对GDP指数的影响, 即说明经济增长对物价波动的影响大于后者对前者的影响。所以还需要进一步进行格兰杰因果性检验, 以确定其因果关系。
4.3.4 格兰杰因果性检验
所谓格兰杰因果检验 (Granger Causality Test) 指的是, 每个经济变量对各变量的各期滞后值进行回归, 通过检验各滞后值的系数的显著性和整个检验的拟合效果来确定单向或双向因果关系。所谓的格兰杰因果性是指:如果利用过去的X和Y的值一起对Y进行预测比单用Y的过去值来进行预测所产生的预测误差更小的话, 就存在着从X到Y的因果关系。由于格兰杰因果检验要求被检验的时间序列必须是平稳的, 所以我们对各个变量进行单位根检验以判断它们是否平稳。单位根检验得出GDP指数为一阶单整, 商品零售价格指数 (RPI) 亦为一阶单整, 因此, 对一阶差分后的商品零售价格指数D (RPI) 和国内生产总值指数D (GDP指数) 之间的格兰杰因果关系进行检验, 检验结果如表5所示。
注: (1) 滞后阶数是1; (2) 临界值来自软件EVIEWS5.0。
由表6的检验结果可知, 在0.05的显著水平下不能拒绝原假设“GDP指数不是RPI的格兰杰原因”, 从而认为, 在短期内, 我国国内生产总值指数不是商品零售价格指数格兰杰原因;同样, 在0.05的显著水平下可以拒绝原假设“RPI不是GDP指数的格兰杰原因”, 认为短期内商品零售价格指数是国内生产总值指数的格兰杰原因。所以, 我们说至少在95%的置信水平上, 认为RPI是GDP指数的格兰杰原因。即认为短期内, 经济增长不是物价波动的格兰杰原因, 而物价波动则是经济增长的格兰杰原因。
5 主要结论
综合实证分析部分的分析结论, 可以归纳出以下几点:
(1) 虽然商品零售价格指数和国内生产总值指数时间序列都是非平稳的, 但是两者之间存在着唯一长期稳定的动态均衡关系, 即协整关系。也可以说这两个时间序列从长期来看, 他们的变化趋势是一致的, 甚至可以相互解释, 相互促进。
(2) 长期均衡关系对商品零售价格指数和国内生产总值指数的影响都是显著的, 说明两者长期互相影响、互相反映。商品零售价格上涨从一定角度反映了经济的增长, 同时, 经济增长又反过来影响着商品零售价格上涨。但是两者相互影响的程度是不同的, 国内生产总值指数对商品零售价格指数的影响大于商品零售价格指数对经济增长的影响。这说明, 在长期内经济增长对物价波动的影响大于物价波动对经济的影响。
(3) 在短期内, 商品零售价格指数是国内生产总值指数的格兰杰原因, 然而国内生产总值指数不是商品零售价格指数的格兰杰原因。我国价格波动和经济增长关系的作用机制复杂, 虽然不可能用简单的经济因果关系来对两者之间的作用机制予以描述, 但从实证结果来看两者之间又存在着短期的影响与被影响关系。值得注意的是, 本文的结论与以前别人在此方面所得出的结果正好相反, 所以统计上的因果关系不能完全解释价格指数和国内生产总值指数之间的经济关系, 因此不能简单地说:经济增长导致物价波动的加剧或者相反。但在经济实践中, 正确认识物价波动和经济增长的格兰杰关系亦是十分重要的。关于两者之间长期的作用传导机制问题, 普遍的观点是“工资-价格”螺旋上升的观点;而在短期内, 我国国内生产总值指数要受到商品零售价格指数的影响, 一个解释就是只有在价格稳步提升, 经济运行过程中不存在局部过热或过冷的良好情况下经济才能较高的增长。
参考文献
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经济增长波动 篇8
1 产业结构变迁中的要素投入和要素配置
改革开放以来, 生产要素投入对中国的经济发展以及经济增长速度都有影响。按照帕西内蒂的理论, 经济中生产要素的投入主要通过两个方面影响经济增长。第一, 通过数量效应来影响经济的发展的直接路径, 例如:劳动力、土地、资本的投入数量等, 这种方式主要是改革开放以来促进中国经济发展的主要原因。第二, 间接路径, 将产业结构充分放置在市场环境中, 从而进行结构的调整, 使生产要素从自由流动或是从生产率慢的行业向生产率快的行业逐步转变, 利用市场进行产业结构要素间的配置。
1.1 劳动力的重新配置
我国作为传统的农业国家, 农业人口占据重要比重。因此, 长久以来活动在第一产业的劳动力人数比重较大。第一产业的边际产出值在较长一段时间内出现负值状态。改革开放后, 中国的市场体制的改革深入人心。主要体现在以下两个方面:第一, 第一产业 (农业) 随着农业现代化进程的加速, 逐渐解放劳动力, 释放出来大量的剩余劳动力, 经营到个体经济中来。人们的经济收入来源形成多样化的渠道, 剩余劳动力的解放促进了多种经济结构的形成, 使人们的生活变得多样化。第二, 改革开放以来, 东部沿海地区对外开放的格局形成, 当地快速发展的经济吸引了广大内地充足的劳动力, 源源不断地涌入沿海地区。自由流动的劳动力促进了沿海地区就业结构的灵活性, 并和其他生产要素相结合时, 逐渐促进生产要素的配置效率不断改进, 从而极大地促进加工业、旅游业的发展。
1.2 资本流动效率的变化
随着各个地区产业结构的调整, 经济快速发展, 从而也剩余了大量资金。在过去一段时间内, 农业收入的增加, 将农业收入的比重投入了第二产业, 土生土长的企业发展得到了回流资金。同时, 第二产业在经营的过程中, 也将资金融入到自己的体制之内, 只留下仅有的一小部分投入第三产业的经营中。改革开放之后, 面对资金短缺的经济问题, 工业投资逐渐加大, 这与外资在投资过程中能获取较高的回报率是相关的。资金的缺乏与其他各种生产要素相结合, 逐步地加快了我国的工业化与城市化的步伐, 也为中国创造了丰厚的社会财富。在大量财富的积累下, 第三产业也迅速发展起来, 并占有重要比重, 成为未来积累社会财富的主要途径。
1.3 资源配置不合理
当前, 资源配置效率的落差是经济发展的主要问题, 这也与我国的体制建设有紧密的联系。主要原因有两方面:第一, 城乡之间形成的二元结构差异是导致形成鲜明落差的原因。我国地大物博, 城乡二元的经济结构模式普遍存在。在农村, 剩余劳动力人数逐年上升, 出现过剩的状态, 引起劳动价格由于供过于求而导致较低价格。与此同时, 经济发展中的社会需求受到了人民平均收入的限制, 导致增长缓慢。在劳动力过剩的条件下, 加快人均工资大幅度上升实属不易。因此不改变就业结构, 很难促进城市化。第二, 市场化改革的进程是长期的, 不能求之过急。只有循序渐进地改革, 才会让市场机制更好地释放出作用。改革初期阶段时, 放开产品市场、要素市场, 只有这样才会使市场发挥出优化配置的功能。
1.4 产业结构的内在机制
从现代经济增长的数据上来看, 影响经济增长的因素中, 资本积累与劳动投入是重要因素。但经济投入的产出效益取决于产业结构的状态。产业结构不仅是当前经济运行的具体表现, 而且更是各种资源配置的深层反映。通过产业结构的调整和变迁来促进经济增长。首先, 现代经济增长与科技创新紧密相连。技术创新是具体的, 与特定产业的经济部门相联系的。其次, 现代经济增长主要是企业的主导产业部门相互配合的过程。各部门间都有若干个与之相应的主导产业, 它率先采用新技术, 成为新的增长点, 带动其他部门, 最终带动整个经济的发展。最后, 引进新技术以及技术创新是产业经济结构之间相互作用, 更是产业结构升级的结果。通过产业结构的调整以及产业结构优化, 带动经济的增长, 己成为当今社会财富积累以及经济发展的新趋势。
2 产业结构变迁的影响
2.1 产业结构变迁对经济增长的影响
在经济发展过程中, 产业结构的变迁不仅在产业结构的合理化, 而且在产业结构的高级化方面都经历了几次波动。在几次波动的变化中, 可以看出这些与中国改革开放过程中的经济改革是紧密相连的, 表现出明显的时段性。在不同阶段中, 产业结构的合理化或者产业结构高级化都或多或少地对经济增长有着明显的影响, 但这也是在各种时期都是有差异的。产业结构合理性与否对经济增长的影响, 不仅表现在产业结构合理性本身, 而且与经济发展的速度紧密相连。当经济增长率呈现缓慢的趋势时, 在一定程度上, 产业结构不合理还能维持经济的增长。但是当经济增长呈现较快的趋势时, 产业结构的不合理就会很明显地抑制经济的增长, 甚至导致经济的衰退。
2.2 产业结构变迁对经济波动的影响
按照经济周期的理论, 产业结构的变迁对经济增长产生影响, 更会对经济波动产生影响。经济的波动可以分为两个方面的波动, 即含趋势波动与周期波动。产业结构的变迁不仅对经济波动具有明显影响, 而且对整个经济的波动、趋势的波动以及周期的波动都会或多或少地产生影响。这种波动与产业结构合理化与产业结构高级化的变化正好相反。但因为有众多因素的制约, 产业的结构变迁对经济的波动是很难预料的。
2.3 产业结构合理化对经济增长的影响
产业结构的合理化对经济增长有重要影响, 这种影响也具有阶段性的特征。这种影响不是仅仅随着时间的推移而变化的, 而是二者之间具有较平稳的关系。与此同时, 产业结构的高级化也是经济发展的另一主要因素。促进经济增长的因素中, 不仅只有产业结构合理化的因素, 还与经济发展的速度息息相关。因为产业结构的合理化和经济的增长二者间的关系较稳定;产业结构的高级化则与经济增长间的关系是不确定的。分析这些因素, 从长远的发展来看, 产业结构的合理化对经济增长的激进作用比产业结构的高级化能更快地促进经济的发展。这一结论虽然短期中看不到巨大的效果, 因为短期内的产业结构高级化也可能会出现抑制经济成长的表现, 然而, 产业结构合理化就不会出现这一现象。
2.4 产业结构调整对经济波动的影响
不论是从产业结构对经济增长还是对经济波动的影响来看, 都可以得出一个与政策相关的结论, 政府的调控作用是不容忽视的。政府这只“无形的手”对产业结构的调整应该较多地重视产业结构合理化这一方面, 关注产出结构和要素结构二者之间的相互协调关系, 以及产业结构之间的聚合关系。不应该一味地追求产业结构的高级化, 一意孤行地加大经济的服务化功能。长此以往, 不仅可以为经济发展带来新的动力, 而且还能避免产业结构的高级化所带来的抑制经济增长的不利因素, 又可以减少产业结构的高级化对经济增长造成的一系列的波动。
3 结语
总的来说, 将发展技术与改善产业结构从要素生产率中逐渐分解出来, 产业结构的变迁可以从要素投入和要素配置等方面入手。改革开放以来, 产业结构变迁对中国经济增长的影响成果显著。产业结构变迁对中国经济增长的贡献并不是单一的。而是若干发展因素和制度因素等共同导致的结果。这些因素也表示中国的市场机制有待于完善。
摘要：当前中国经济的一个重大的问题是对产业结构进行的新一轮的调整。产业结构的调整对经济增长具有重大意义。改革开放以来, 随着产业结构的演变所产生的结构效应以及相应的要素重置, 不仅提高了效率而且带动了经济的快速增长。在产业结构合理化进一步提高的同时, 产业中要素重置效率在经济增长的贡献率的比例中逐渐呈递减趋势。针对这一现象, 本文主要从深化经济体制改革、推进要素市场化改革以及提高创新驱动能力等方面, 探讨中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响, 未来产业结构的合理化将对中国经济发展做出贡献。
关键词：产业结构,经济增长,经济波动
参考文献
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经济增长波动 篇9
关键词：汇率波动,经济增长,进出口,FDI
1 引言
自2005年7月21日起, 人民币汇率不再盯住单一的美元, 我国也开始实行有管理的浮动汇率制度, 这表示我国已经从固定汇率制度中退出, 并准备建立更富有弹性的人民币汇率机制。自改革开放以来, 我国的经济整体呈现平稳上升态势, 但仍存在一些比较突出的问题, 如国际收支双顺差和外汇储备不断刷高。这些情况的存在, 使得学术界对人民币汇率问题的讨论十分激烈。
随着西部大开发战略的提出, 云南省的生产总值得到不断提高、外贸出口额保持较快增长、外贸依存度也在不断加大。本文运用云南省1986~2012年的数据, 进行汇率波动对云南省经济增长影响的实证分析, 为云南省的经济增长提供一些决策依据。本文的结构安排如下:第二部分为文献综述, 阐述国内相关学者的理论观点;第三部分进行相关理论分析;第四部分是实证分析;第五部分是结论及政策建议。
2 国内研究现状
汇率, 作为一国经济的重要指标, 自我国的汇率制度改革后, 得到越来越多学者的关注。近几年国内学者在汇率波动对经济增长问题上的研究成果丰富。本文对这些研究进行梳理, 为以后的研究提供参考。目前学术界还未形成一致看法。综合来看, 主要研究结论有以下两种。
第一, 汇率波动对经济有影响。魏巍贤 (2006) 通过建立可计算一般模型定量研究表明, 汇率波动与GDP增长之间并没有呈现线性变化。数据显示, 汇率的大幅波动对我国经济整体不利, 而小幅波动的影响甚微。赵西亮 (2008) 通过对1975~2005年9个发展中国家和11个发达国家的面板数据进行实证分析, 得出以下结论, 汇率升值对经济增长的作用在发达国家是扩张性的, 在发展中国家是紧缩的。李星、李玉双 (2009) 从理论和实证角度同时分析了汇率波动对经济增长的影响, 结果表明, 预期到的和未预期到的汇率波动都不利于经济增长。
第二, 汇率波动对经济影响有限。廖国民、郑东 (2006) 通过实证研究表明, 汇率在短期内小范围的波动对经济增长不会造成大的影响。瞿科 (2006) 通过实证分析, 结果表明, 人民币实际有效汇率与经济增长之间并没有明显的相关关系。卢万青、陈建梁 (2007) 通过构建相关宏观经济模型, 得出以下结论:人民币汇率小幅波动并不会对我国经济产生太大的影响。陈石清、谢璐 (2008) 通过计量统计层面分析, 显示汇率的波动虽然可以在一定程度上带动我国经济的发展, 但其影响程度有限。
3 汇率波动对经济增长影响的理论分析
汇率的变动首先是通过影响净出口与外商直接投资来引起生产总值的变动, 其次则是通过经济变量间的相互作用来进一步引起生产总值的变动。
汇率变动引起生产总值变动的两个方面在经济学上具体来说表现为两个效应, 即乘数效应 (Multiplier Effect) 和反馈效应 (Feed Back Effect) 。乘数效应表现为, 国内生产总值 (GDP) 的初始变动会直接影响消费者的消费情况和进口情况, 而消费和进口情况的变化则通过乘数效应来引起国内生产总值 (GDP) 的进一步变化。反馈效应表现为, 国内生产总值 (GDP) 的初始变动会直接影响进口, 进口的变动通过反馈效应影响汇率变动, 而汇率变动又会通过净出口和外商直接投资引起国内生产总值 (GDP) 的进一步变动。
3.1 汇率变动通过进出口途径影响经济增长
当本币升值而其他因素不变时, 出口商若想要获取同以前一样的利润水平, 那么他们就必须提高本国出口商品的价格, 而出口商品价格的上升会削弱商品出口的竞争力, 使得国外对我国的进口需求减少。若汇率向下波动, 则净出口额会增加, 从而可以扩大本国的税收并增加居民的收入和投资水平, 而储蓄额的增加、投资和消费水平的上升均会带来GDP的增长。若汇率向上波动, 则净出口额会减少, 从而减少国家税收和居民收入, 进而使得投资水平与消费水平下降, 最终影响本国的经济增长。需要说明的是, 本国贸易乘数的大小决定着进出口变化对经济增长的影响程度。
3.2 汇率变动通过外商投资途径影响经济增长
现阶段, 我国对人民币在资本项目下的自由兑换这一目标还没有实现, 所以目前国际资本流入中国仍是依靠外商直接投资这一主要渠道。若本币升值, 则外商会觉得投资所经营的企业会增加利润, 因此他们愿意增加投资额。此外, 本币的升值会使得以本币计算的同量的外币投资数额减少, 这会使得外商在省内的投资减少。从以上分析可知, 汇率的变动对外商直接投资影响的结果并不明确, 还需要进一步的实证研究。
3.3 汇率变动通过其他途径影响经济增长
若本币升值, 一是出口产品的价格和进口产品的价格均会下降, 在非贸易产品价格不变的情况下, 相对于本国产品, 居民会更倾向于进口产品的购买。二是国内的出口企业同样也会倾向于向国内市场出售一部分用于出口的产品, 而为了获得更多的利润, 这些出口企业也会选择投资于非贸易部门, 这一行为会通过贸易乘数对经济的增长产生更大的影响。
4 实证分析
数据说明:1986~2012年云南省的净出口额、外商直接投资及生产总值数据均来自于云南省统计年鉴。本文中所采用的汇率数据, 来源于中国国家统计局, 文中采用的是1美元兑换的人民币数值, 汇率上升表示人民币贬值, 汇率下降代表人民币升值。
4.1 汇率对进出口的影响
国内已经做过汇率对进出口影响的研究, 从这些研究中可以得出一些结论, 我们认为汇率与进出口之间存在一定的相关性。本文运用云南省的数据建立如下模型:
式中, NX为云南省的净出口额, Y为省内生产总值, E为美元兑人民币的汇率, u为随机误差项, a、b、c为待估参数。
首先对数据进行平稳检验。通过ADF方法进行单位根的检验, 结果显示:序列ln NX、ln Y、ln E、ln FDI均是非平稳的, 一阶差分后均是平稳的。由此可认为它们均是I (1) 序列。
第二步进行协整检验。运用最小二乘法 (OLS) 建立云南省净出口额与省内生产总值和人民币汇率的回归方程, 回归后的结果如下:
对回归方程的残差项进行单位根检验, 发现残差项是平稳的, 则变量之间存在协整关系。
从分析结果上看, 人民币汇率波动对云南省的净出口额影响很不显著。产生这一结果可能与云南省出口的产品类型有一定相关性, 云南省的出口商品以初级产品为主, 而初级产品的需求弹性较小, 因此人民币汇率波动对云南省的净出口额影响较小。另一个原因则可能是云南省的外贸活动不够发达, 外贸依存度较小。
4.2 汇率对外商直接投资的影响
外商直接投资借鉴前人的研究成果, 并在其研究基础上进行适当的修改, 考察云南省汇率波动是否与外商直接投资具有相关性。本文运用云南省的数据建立如下模型:
式中, FDI为外商直接投资, Y为云南省省内生产总值, E为美元兑人民币的汇率, u为随机误差项, a、b、c为待估参数。
数据的处理方式如上, 用OLS方法构建云南省外商直接投资额与省内生产总值和人民币汇率的回归方程, 回归后的结果如下:
结果表明, 云南省外商直接投资额与省内生产总值和人民币汇率成正相关关系。其中外商直接投资与省内生产总值和人民币汇率变动方向相同。本文剔除了政策变动等因素, 主要考察了人民币汇率波动和生产总值对吸引外资的影响。
从以上结果可以看出, 云南省进出口的变化与国际收支弹性论并不一致。国际收支弹性论认为:若本国货币贬值, 则本国产品在国外市场上变得相对便宜, 而外国产品在本国市场上变得相对昂贵, 进而本国的出口需求会增加而进口需求则会减少。然而, 云南省的实际情况则是:货币贬值并不影响进出口。不管汇率如何变化, 人民币升值还是贬值, 云南省的进口额与出口额均处于持续增长的状态。原因可能是除了汇率以外, 还有其他影响进出口的因素, 并且除汇率以外的其他因素起主导作用。省内的需求会影响进口, 国外的需求会影响云南省的出口, 国外的需求增加, 则出口会一直增加, 汇率的上升或下降只有延缓或促进变化趋势的作用。
虽然实证结果显示:货币贬值并不影响进出口, 但汇率与云南省进出口间并非没有丝毫关系。经过进一步分析可知, 当汇率上升时, 进口额与出口额均显现出增长速度放缓的迹象;当汇率下降时, 进口额与出口额均显现出增长速度加快的迹象。
5 结论及政策建议
实证结果表明, 人民币有效汇率波动对云南省净出口额的影响非常小, 而云南省外商直接投资额与汇率及省内生产总值具有正相关性。与之前不同的是, 自2005年以后, 人民币不单是实行与美元挂钩的汇率制度, 而是建立了更富有弹性的人民币汇率机制——以市场供求为基础、参考一揽子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。而在市场化的浮动汇率制度下, 我们需谨慎面对市场可能带来的各种冲击, 尽量避免大幅度波动, 从而干扰到经济的稳定发展。
综上所述, 汇率波动对云南省的进出口影响不大。但随着经济的发展、汇率的市场化, 云南省对外贸易活动会进一步加大, 汇率对云南省的经济增长将会产生更大的影响。因此, 云南省现阶段应加快产业结构的调整、加大新产品的研发力度、鼓励创新以增强云南省的产品市场竞争力, 积极开展各类进口业务, 扩大市场, 与外界建立广泛的联系, 才能更好地适应未来的汇率形势, 降低汇率波动对省内经济的冲击。
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经济复苏与进口波动 篇10
表面上看，解释2009 年贸易盈余收缩的一个非常方便的备选理论是，2009年全球经济出现了此前几十年未见的剧烈收缩。这样的解释可能是部分正确的，但与其他时期的历史经验似乎缺乏一致性。观察全球OECD国家工业增长率的历史波动情况可以看到，2008年下半年以来全球经济的收缩非常猛烈，这一收缩似乎可以通过出口渠道对中国贸易盈余发挥很大的影响。
研究过去十余年全球经济增长与中国的贸易盈余正反两方面的事实提醒我们，理解中国贸易盈余在2009年的收缩是一个迄今为止在大量讨论中没有引起充分注意、但是本身具有一定复杂性的题目。理清这一收缩过程的关键原因，对于我们理解未来几年经济和市场的基本趋势具有非常重要的价值。
全球过剩产能向中国的出口
导致2009年贸易盈余下降
首先，我们将贸易盈余按照初级产品和工业制成品进行分解。分解后，2009年贸易盈余的下降主要来自于中国在工业制品领域出现了非常大的贸易盈余收缩。由于国际初级产品价格在2009年的大幅下跌，初级产品的顺差占比实际上是在改善的。那么，为什么2009年中国的制成品贸易盈余会出现这么大的收缩呢？我们提出的解释是：2009年全球主要的发达经济体由于需求的崩溃，出现了相当严重的产能过剩；全球的过剩产能被集中出口到中国市场，从而形成了中国进口上升和贸易盈余下降的局面。
首先，全球的过剩产能向中国出口这一局面之所以在2001年没有出现，原因也许是，当年全球的过剩产能可能主要集中在与IT 和半导体技术相关的领域，这与当时中国经济的需求结构并不匹配，从而很难向中国市场出口。
那么，在2009年这一出口实现的背后，可能有两个关键的原因：一是2001年中国加入WTO以后，中国经济开始越来越快速和更深刻地融入全球经济体系；二是2002年以后全球经济和中国经济的扩张都是建立在房地产市场繁荣和房地产市场泡沫化的基础上，这使得经济结构至少在增量意义上越来越趋同，因此当美国的房地产市场崩溃以后，在房地产及其相关领域的过剩产能就有可能大量地向中国市场出口，这类出口造成的压力就产生了中国贸易盈余非常大的收缩。
全球同步去产能化的影响
如果上述解释大体正确，那么由此可以形成以下几个推断：
第一，如果全球经济在2009年没有出现如此剧烈的收缩，中国贸易盈余的下降幅度将会小得多，中国经济2009年的增长率就会更高一些，也许不会低于10%。在这一意义上来讲，应该说中国内需增长在2009年是相当强劲的。
第二，如果我们认为中国经济基本面的健康程度和复苏进程会比全球其他经济体更快一些，那么2010年中国贸易盈余很可能会继续收缩，尽管收缩的幅度不会像2009年那么大，毕竟全球经济产能过剩的程度总体上来说处于缓解趋势中。笔者个人倾向性的看法是，2010年贸易盈余的规模在2009年的基础上继续下降20%应该是可以想象的。
第三，如果我们前述的解释是成立的，这将意味着中国经济的去产能化过程已经成为全球经济去产能化过程的一部分。这一基本事实在历史上的其他时期是没有出现过的。
换个角度来讲，中国经济这一轮的去产能化过程难度可能会更大。即使自身的产能过剩消除了，如果没有全球经济的强劲和可持续的恢复，那么全球大量的过剩产能仍然可以向中国出口。这进一步表明：
第一，中国与产能过剩相联系的系统性通货膨胀压力是全球通货膨胀压力波动过程的一部分。如果经济自身的去产能化导致了通货膨胀压力的上升，这将很快地通过进口的扩大而得到熨平，从而使得中国的系统性通货膨胀起伏更紧密地成为全球通货膨胀起伏的一部分。
第二，在全球的去产能化有较大进展之前，在非常广泛的领域内中国私人部门固定资产投资意愿的较大扩张是不太容易实现的。如果澳大利亚的煤炭有非常大的过剩，中国煤炭行业的价格和盈利能力都会始终受到很强的约束，这一约束会妨碍企业去扩张固定资产投资的愿望。
第三，中国经济政策的去刺激化和正常化，将成为全球经济政策正常化进程的一部分，脱离全球经济的恢复进程实现去刺激化不易。
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