中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的實(shí)證分析

（中央財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，北京100081）

摘要：產(chǎn)出沖擊持久性影響的檢驗(yàn)和估計(jì)是國外研究的熱點(diǎn)。本文采集1952—2004年中國實(shí)際GDP數(shù)據(jù)，采用基于ARMA模型的脈沖反應(yīng)函數(shù)的方法估計(jì)了中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的衡量指數(shù)。結(jié)果表明，整個(gè)樣本期間產(chǎn)出沖擊持久性影響的衡量指數(shù)為0．959，改革前和改革后這一指數(shù)分別為0．754和3．314，說明沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響具有持久性，但整個(gè)樣本期間和改革前這種影響會(huì)被縮小，而改革后這種影響則會(huì)被放大。這些結(jié)果對(duì)宏觀調(diào)控政策的操作具有一定意義。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)出；沖擊；持久性影響

中圖分類號(hào)：F061．2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000176X（2007）05001004

一、引言

現(xiàn)實(shí)中產(chǎn)出會(huì)受到各種各樣沖擊的影響。這些沖擊影響的持續(xù)時(shí)間長短不一。若一個(gè)沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響會(huì)在未來一段時(shí)間內(nèi)消失，產(chǎn)出就會(huì)回歸到其以前趨勢(shì)水平上，則稱這個(gè)沖擊就是暫時(shí)性沖擊，其影響是暫時(shí)的，不具有持久性；相反，若一個(gè)沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響在未來一段時(shí)間內(nèi)不會(huì)消失，而且產(chǎn)出也不會(huì)表現(xiàn)出明顯的回歸到其以前趨勢(shì)水平上，則稱這個(gè)沖擊是持久性沖擊，其影響具有持久性。

傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為，產(chǎn)出中沖擊主要是暫時(shí)性沖擊，這些沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響會(huì)馬上消失，從而產(chǎn)出序列是平穩(wěn)的，其圍繞一個(gè)確定性趨勢(shì)發(fā)生暫時(shí)性波動(dòng)。自從Nelson和Plosser^［1］的奠基性發(fā)現(xiàn)之后，越來越多的研究認(rèn)為，產(chǎn)出存在具有持久性影響的沖擊，這些沖擊會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出中存在一個(gè)持久性影響的分量，從而產(chǎn)出序列應(yīng)該是非平穩(wěn)的（通常為一階的差分平穩(wěn)，即I(1)），其中的每一個(gè)持久沖擊都可以導(dǎo)致產(chǎn)出的增長路徑發(fā)生變化。在這種情況下，檢驗(yàn)產(chǎn)出序列中沖擊的持久性影響的大小就成為國外研究的熱點(diǎn)。

Campbell和Mankiw^［2］率先提出衡量沖擊持久性影響的方法，并應(yīng)用美國的時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，研究表明，沖擊不但對(duì)美國產(chǎn)出的影響具有持久性，而且沖擊的影響也被放大。后來，Campbell和Mankiw^［3］利用相同的方法對(duì)加拿大、法國、德國、意大利、日本和英國等6個(gè)國家的季度產(chǎn)出數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出沖擊持久性影響特征在除英國外的其他國家普遍存在，沖擊對(duì)產(chǎn)出存在持久放大的影響，而且這種影響在各國之間還存在較大差異。Cochrane^［4］對(duì)Campbell和Mankiw的方法提出了批評(píng)，并給出了衡量沖擊持久性影響的另一標(biāo)準(zhǔn)，但標(biāo)準(zhǔn)的不同并未改變沖擊對(duì)產(chǎn)出沖擊持久性影響的結(jié)論。Cogley^［5］遵循Cochrane的方法分析了澳大利亞等8個(gè)國家的時(shí)序數(shù)據(jù)，證實(shí)在這些國家中產(chǎn)出長期數(shù)據(jù)波動(dòng)很大，這一結(jié)論再次表明沖擊影響具有相當(dāng)?shù)某志眯浴：罄m(xù)的很多研究也直接或間接地證實(shí)了產(chǎn)出沖擊持久性影響的存在。

在國內(nèi)，現(xiàn)有研究多關(guān)注產(chǎn)出序列是否服從單位根過程，很少有人對(duì)產(chǎn)出沖擊的持久性影響做較為深入的經(jīng)驗(yàn)分析。黃賾琳和劉社建^［6］使用基于ARMA模型脈沖反應(yīng)的測(cè)度方法，從實(shí)際沖擊的角度對(duì)1978—2003年中國產(chǎn)出沖擊持久性影響特征做了深入分析和探討，并從沖擊的角度對(duì)這一特征加以解釋和驗(yàn)證。本文首先在1952—2006年這樣一個(gè)更長時(shí)間樣本下對(duì)中國產(chǎn)出沖擊持久性影響加以考察，并對(duì)比分析其改革前后變化。

二、方法選擇與說明

測(cè)度產(chǎn)出沖擊持久性影響的一個(gè)相對(duì)簡單的方法是根據(jù)自相關(guān)函數(shù)（autocorrelation function，簡寫為ACF）進(jìn)行判斷。一般地，產(chǎn)出序列的自相關(guān)程度越大，產(chǎn)出沖擊持久性影響就越強(qiáng)。特別地，當(dāng)產(chǎn)出序列的一階自相關(guān)為1時(shí)，序列就為單位根過程，沖擊的影響將長期存在下去。應(yīng)該說，ACF法只是一個(gè)經(jīng)驗(yàn)判斷方法，它只能對(duì)產(chǎn)出沖擊持久性影響進(jìn)行粗略判斷。為了準(zhǔn)確測(cè)度產(chǎn)出沖擊的持久性影響，還需要借助于一些計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型或一些統(tǒng)計(jì)量。常用的方法有兩種：一是Campbell和Mankiw提出的基于ARMA模型的脈沖反應(yīng)函數(shù)的測(cè)度方法；二是Cochrane提出的基于非參數(shù)統(tǒng)計(jì)量方差比率的測(cè)度方法。由于第二種方法獲取的僅僅是產(chǎn)出沖擊持久性影響的近似估計(jì)，而且這種估計(jì)還要求有大的標(biāo)準(zhǔn)差和窗口規(guī)模。所以，本文采用第一種測(cè)度方法。

基于ARMA模型的脈沖反應(yīng)函數(shù)的測(cè)度方法的基本思路如下：

一般地，產(chǎn)出序列都含有一單位根，其表達(dá)式為：

顯然，ψ(1)反映沖擊持久性影響的大小，是沖擊持久性影響的衡量指數(shù)。

盡管ψ(1)的含義十分明確，但由于其是一個(gè)無限和，需要估計(jì)一個(gè)無限和系數(shù)，因此很難直接估計(jì)ψ（1）。Campbell和Mankiw把沖擊持久性的思想與經(jīng)濟(jì)中不可預(yù)測(cè)沖擊影響的持續(xù)時(shí)間聯(lián)系起來。當(dāng)一個(gè)產(chǎn)出序列沖擊的影響比另一個(gè)產(chǎn)出序列的持續(xù)時(shí)間更長時(shí)，則該產(chǎn)出序列比另一個(gè)產(chǎn)出序列更具持久性。沖擊持久性的這種思想不但與產(chǎn)出序列單位根的存在性有關(guān)，而且還與產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)特性有關(guān)。Campbell和Mankiw通過一個(gè)有限階多項(xiàng)式的比率來近似估計(jì)沖擊持久性影響ψ（1），這個(gè)多項(xiàng)式就是差分后產(chǎn)出序列的節(jié)儉ARMA模型的MA表示式。

對(duì)一個(gè)差分后產(chǎn)出序列的動(dòng)態(tài)特征可以ARMA（p，q）模型如下描述：

這里，(L)和θ(L)分別為p階和q階滯后多項(xiàng)式。

根據(jù)Wold分解定理，（3）式可表示為Δyt的移動(dòng)平均形式，即沖擊的脈沖反應(yīng)形式：

這樣，就可得到產(chǎn)出沖擊持久性影響衡量指數(shù)ψ(1)的估計(jì)結(jié)果。

三、中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的經(jīng)驗(yàn)估計(jì)

（一）1952—2006年中國產(chǎn)出序列的單位根檢驗(yàn)

本文采集中國的產(chǎn)出序列為GDP序列，樣本區(qū)間為1952—2006年，其中，1993—2004年源自2004年全國經(jīng)濟(jì)普查修訂后公布的數(shù)據(jù)，2005年數(shù)據(jù)為最終核實(shí)數(shù)，2006年數(shù)據(jù)為初步核算數(shù)。為了剔除價(jià)格因素的影響，把GDP序列數(shù)據(jù)都轉(zhuǎn)換1978年的價(jià)格表示。同時(shí)，為了對(duì)比改革前后沖擊持久性影響的變化，還進(jìn)一步把整個(gè)樣本劃分為1952—1978年和1978—2004年兩個(gè)子樣本。

單位根檢驗(yàn)方法比較多，比較常用的單位根檢驗(yàn)方法有ADF法和PP法。本文使用ADF檢驗(yàn)法。在檢驗(yàn)前，一般要對(duì)檢驗(yàn)指標(biāo)序列進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，以減少異方差和數(shù)據(jù)量綱影響。記對(duì)數(shù)變換后中國實(shí)際GDP序列為 ，其差分序列為 。應(yīng)用EVIEWS5．0軟件對(duì)1952—2006年實(shí)際GDP序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如下：實(shí)際GDP的水平序列{yt}為單位根過程，即I(1)，說明產(chǎn)出沖擊的持久性影響可能存在；而實(shí)際GDP差分序列 為帶漂移的平穩(wěn)過程，即I(0)，因此，去除漂移后就可以使用有限階的平穩(wěn)的ARMA(p，q)模型估計(jì)。

（二）中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的ARMA模型估計(jì)

基于ARMA模型的中國產(chǎn)出沖擊持久性影響測(cè)度的基本過程是：首先，根據(jù)去除漂移后實(shí)際GDP差分序列的自相關(guān)圖和偏相關(guān)分析圖確定ARMA(p，q)模型的最大可能階數(shù)p*和q*在Campbell和Mankiw（1987）文章中，ARMA模型階數(shù)p和q的最大取值的上限為3。本文也沿用這一做法。。然后，在平穩(wěn)過程的要求下，根據(jù)調(diào)整后的R2值最大、AIC值和SC值最小的原則，確定關(guān)于序列最合適的ARMA(p，q)模型形式。最后，把ARMA(p，q)模型轉(zhuǎn)換為節(jié)儉的MA表示式，計(jì)算ψ(1)。按照這一過程，對(duì)三個(gè)不同長度樣本下的ARMA(p，q)模型和沖擊持久性影響衡量指數(shù)ψ(1)的結(jié)果報(bào)告如下：

1．整個(gè)樣本情形（1952—2004年）。在全樣本情形下，序列ARMA(p，q)模型的合適形式為：

當(dāng)樣本長度T較大時(shí)，其取值為T/10或T；當(dāng)樣本長度T較小時(shí)，其取值為T/4。。MA項(xiàng)的滯后多項(xiàng)式(L)＝0的倒數(shù)根為0．69和

3．子樣本二情形（1978—2004年）。在子樣本二情形下，ARMA（p，q）模型的合適形式為：

四、中國產(chǎn)出沖擊持久性影響估計(jì)的結(jié)果分析

一般而言，沖擊持久性影響衡量指數(shù)ψ(1)的取值為非負(fù)值，其大小能夠反映產(chǎn)出的時(shí)間序列特性。若ψ（1）=0，則說明產(chǎn)出序列為一個(gè)趨勢(shì)平穩(wěn)過程，沖擊對(duì)產(chǎn)出不存在持久性影響；若ψ（1）=1，則說明產(chǎn)出序列為一個(gè)隨機(jī)游走過程，沖擊會(huì)對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生等量的持久性影響；若0<ψ(1)<1，則產(chǎn)出序列為趨勢(shì)平穩(wěn)過程和差分平穩(wěn)過程的組合，沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響不僅具有持久性，而且沖擊的影響會(huì)被縮小；若ψ（1）>1，則產(chǎn)出序列為一個(gè)不同于隨機(jī)游走的差分平穩(wěn)過程，沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響不僅具有持久性，而且沖擊的影響被放大。

1952—2006年，中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的衡量指數(shù)為0．959。這說明整個(gè)樣本期間內(nèi)沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響不僅具有持久性，而且這種沖擊的持久性影響隨著時(shí)間的推進(jìn)會(huì)被縮小。同時(shí)，從指數(shù)數(shù)值大小判斷，產(chǎn)出序列更多表現(xiàn)為一種差分平穩(wěn)特征，但還可能具有部分的趨勢(shì)平穩(wěn)性質(zhì)。

為了更深入地印證上述結(jié)果，可以考察沖擊持久性影響特征以及產(chǎn)出時(shí)間序列性質(zhì)在改革前后的表現(xiàn)。在改革之前的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期即1952—1978年，中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的衡量指數(shù)只有0．754。這說明期間沖擊對(duì)產(chǎn)出具有持久性影響，但這種影響隨著時(shí)間的推進(jìn)會(huì)被縮小。在改革后的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期即1978—2004年，中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的衡量指數(shù)達(dá)到3．314，沖擊對(duì)中國產(chǎn)出不僅具有比較持久的影響，而且沖擊的影響隨著時(shí)間的推進(jìn)會(huì)被放大。其可能的解釋是：

1．改革前的產(chǎn)出序列性質(zhì)可能介于單位根過程和趨勢(shì)平穩(wěn)過程之間。產(chǎn)出中既有持久性沖擊，又有暫時(shí)性沖擊，前者對(duì)產(chǎn)出的影響具有持久性，后者對(duì)產(chǎn)出不具有持久性影響。從理論上講，產(chǎn)出中暫時(shí)性沖擊多源自投資、貨幣等需求方面，而持久性沖擊多是真實(shí)變量異常變化造成的供給沖擊，大致可以包括自然災(zāi)害、戰(zhàn)爭(zhēng)、政局振蕩、政策和體制變遷、技術(shù)創(chuàng)新等方面。在生產(chǎn)函數(shù)框架下，這五種沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響可以歸結(jié)為生產(chǎn)率的變化。在資本和勞動(dòng)既定的情況下，只要市場(chǎng)出清假設(shè)得到滿足，供給沖擊引起的生產(chǎn)率變化就必然對(duì)產(chǎn)出造成持久性的影響。^［7］

2．改革之后的產(chǎn)出序列更有可能是一個(gè)差分平穩(wěn)過程。在差分平穩(wěn)情況下，產(chǎn)出中沖擊更多是持久性的供給沖擊，這些沖擊對(duì)產(chǎn)出序列的影響將長期持續(xù)下去。產(chǎn)出中的這種持久沖擊已經(jīng)為實(shí)際僅經(jīng)濟(jì)周期（RBC）理論所支持，因此，從這一點(diǎn)上講，可以用RBC理論的一些觀點(diǎn)解釋改革開放后中國產(chǎn)出序列的增長路徑變化。

產(chǎn)出沖擊持久性影響大小不同，現(xiàn)實(shí)產(chǎn)出中暫時(shí)性需求沖擊和持久性供給沖擊的比重大小不同，宏觀調(diào)控政策的操作也不相同。對(duì)于暫時(shí)性的需求沖擊，政府可以通過“逆風(fēng)向”政策加以削弱甚至完全消除；對(duì)于持久性的供給沖擊，由于每個(gè)持久沖擊都可以決定一個(gè)新的產(chǎn)出增長路徑，或者說產(chǎn)出增長路徑本身在波動(dòng)，所以政府不應(yīng)該試圖熨平這樣的波動(dòng)——執(zhí)行穩(wěn)定化政策的福利成本會(huì)比被動(dòng)適應(yīng)沖擊更高昂。現(xiàn)實(shí)中的產(chǎn)出波動(dòng)是比重不同的暫時(shí)性的需求沖擊和持久性的供給沖擊共同作用的結(jié)果。這就意味著，政府在執(zhí)行穩(wěn)定化政策時(shí)面臨嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)——不是所有的波動(dòng)都需要熨平，是否需要穩(wěn)定化政策依賴于沖擊的性質(zhì)。政府必須甄別沖擊的來源，針對(duì)需求沖擊有所為，針對(duì)供給沖擊則有所不為。對(duì)于改革后穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)控操作來說，中國應(yīng)該少執(zhí)行一些“逆風(fēng)向”操作政策，多執(zhí)行一些發(fā)揮企業(yè)活力和活躍經(jīng)濟(jì)的供給方面政策，多執(zhí)行一些通貨膨脹目標(biāo)制貨幣政策規(guī)則的穩(wěn)定化政策。

五、結(jié)論

本文采用基于ARMA模型的脈沖反應(yīng)函數(shù)的方法估計(jì)了整個(gè)樣本1952—2006年以及改革前后兩個(gè)子樣本1952—1978年和1978—2006年中國產(chǎn)出序列中沖擊持久性影響的大小，得出的結(jié)論如下：

1.1952—2006年，中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的衡量指數(shù)為0．959，說明期間沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響具有持久性，而且這種沖擊的持久性影響會(huì)被縮小。從指數(shù)數(shù)值大小判斷，產(chǎn)出序列更多表現(xiàn)為一種差分平穩(wěn)特征，但還可能具有部分的趨勢(shì)平穩(wěn)性質(zhì)。

2.改革前的1952—1978年，中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的衡量指數(shù)只有0．754，說明期間產(chǎn)出中既有持久性的供給沖擊，又有暫時(shí)性的需求沖擊，這些沖擊對(duì)產(chǎn)出具有持久性影響，但這種影響會(huì)被縮小；產(chǎn)出序列性質(zhì)可能介于單位根過程和趨勢(shì)平穩(wěn)過程之間。

3.改革后的1978—2004年，中國產(chǎn)出沖擊持久性影響的衡量指數(shù)達(dá)到3．314，說明期間產(chǎn)出中的沖擊更多是持久性的供給沖擊，這種沖擊對(duì)中國產(chǎn)出不僅具有比較持久的影響，而且沖擊的影響會(huì)被放大；產(chǎn)出序列更有可能是一個(gè)差分平穩(wěn)過程。

4.產(chǎn)出沖擊持久性影響大小不同，現(xiàn)實(shí)產(chǎn)出中暫時(shí)性需求沖擊和持久性供給沖擊的比重大小不同，宏觀調(diào)控政策的操作也不相同。

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參考文獻(xiàn)：

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［2］ Campbell， J．Y．a(chǎn)nd Mankiw， N．G．Are Output Fluctuations Transitory?［J］．The Quarterly Journal of Economics，1982，102， No．4： 857－880．

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［6］ 黃賾琳，劉社建．實(shí)際沖擊與中國產(chǎn)出持久性影響的實(shí)證分析［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2004，(10)．

［7］ 袁志剛，宋錚．高級(jí)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］．上海：復(fù)旦大學(xué)出版社，2001．112-113．

An Empirical Analysis of the persistence effects of shocks to output in China

Lǔ Guang-ming

(School of statistics， Central University of Finance and Economics， Beijing 100081)[JZ）]

[WT5HZ]Abstract：It is a hotspot in the foreign research to test and estimate the persistence effects of shocks to output．The paper gathers china’s real GDP data from 1952 to 2006 and estimates the index of the persistence effects of shocks to output in China．The results indicate that the indexes are 0．959， 0．754 and 3．314 during the whole sample， before the reforms and after the reforms respectively and that the effects of shocks to output will last， but the effects during the whole sample or before the reforms will be reduced while the effects after the reforms will be magnified．These results have revelation significances for macro-control operation in china．

Key Words:Shocks; Persistence Effect

（責(zé)任編輯：韓淑麗）

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF閱讀原文”