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宏觀經濟波動范文1
關鍵詞：財政規則；政府支出；經濟波動；DSGE模型；貝葉斯估計
一、學術綜述
政府支出作為一項重要的宏觀調節手段，在熨平經濟周期波動、保持經濟平穩增長等方面發揮著重要作用，因而日益受到理論界和實務界的高度關注。
關于政府支出的宏觀效應，國內外學者進行了大量研究，從現有研究文獻來看，主要表現在兩個方面：一是探討政府支出對總產出或經濟增長的影響，二是研究政府支出對居民消費的影響。從政府支出與經濟增長的關系來看，研究結論存在一定分歧，部分學者認為政府支出擴張能顯著推動經濟增長（龔六堂 等，2001）；而另一些學者則認為公共支出調整成本的急劇上升將使得公共支出對經濟增長的總體效應下降，甚至產生負面影響（郭慶旺 等，2003）。
這些研究大多是采用局部均衡分析框架，受累于“盧卡斯批判”，研究結論顯然會低估或高估政府支出對實體經濟的影響，要全面綜合判斷政府支出的宏觀效應，必須考慮進行一般均衡分析。盡管國內已有學者在新古典一般均衡分析框架下對政府支出的宏觀效應進行了相關研究，如黃賾琳（2005）等，但這些研究均未考慮名義剛性對宏觀經濟的影響。本文不同于現有研究的特色之處在于運用新凱恩斯主義分析框架，通過引入價格和工資的名義剛性，構建了一個包含政府部門的DSGE模型，從而分析在一定財政規則下我國政府支出擴張對宏觀經濟的影響。
二、典型事實
確定經濟波動的典型化事實，既有助于說明經濟波動的總體特征，又能為經濟波動模型的構建提供經驗參考。基于此，本文采用我國1978～2012年的宏觀經濟數據，對中國實際的經濟波動進行特征事實描述，數據來源于相應各年的《中國統計年鑒》。選取的變量包括GDP、消費、投資、政府支出和就業①，在對原始變量進行對數化處理后，采用HP濾波法，剔除了序列中的趨勢成分，僅保留序列的波動成分進行分析。具體結果如表1和圖1所示。
上述分析結果表明，1978～2012年間中國實際經濟波動的主要特征有，從波動幅度來看，投資的波動幅度大于產出的波動幅度，而居民消費、政府支出以及居民就業的波動幅度均小于產出的波動幅度。其中，消費的標準差為7.5780%，與國內總產出的標準差7.7094%比較接近。從與產出的同期相關性來看，消費波動、投資波動以及政府支出波動均表現出順周期性，而就業波動則表現出逆周期性。其中，消費波動與產出波動的相關度最大，而就業波動與產出波動的相關度最小且為負相關。
二、理論模型
為從理論上闡述政府支出的宏觀效應及其作用機制，本部分將構建一個具有名義剛性的新凱恩斯動態隨機一般均衡模型，模型主要基于楚爾鳴等（2012）的前期研究框架。模型的主要特點有：一是通過在消費和投資函數中分別引入消費習慣偏好和投資調整成本等因素，說明消費和投資對外生沖擊是否能產生駝峰形反應；二是借鑒Muscatelli等（2005）的研究思路，將政府購買性支出設定為關于滯后產出及滯后通貨膨脹的反應函數；三是運用Calvo（1983）的方法，在模型中引入“價格黏性”和“工資黏性”，進而構建一個包含政府部門的動態一般均衡分析框架，分析在一定財政規則下政府支出擴張對實體經濟的影響。具體內容如下：
（一）家庭部門
假設經濟由眾多的、永久性的、同質的家庭組成，每個家庭j（j∈[0，1]）的目的是通過選擇消費序列{Cjt}t=1∞和勞動供給序列{Ljt}t=1∞使如下的預期效用和最大化：
根據上述各式，我們可以得到基于新凱恩斯主義分析框架的一般均衡經濟系統。首先，利用狀態-空間模型求解該非線性經濟系統的穩態值，然后圍繞穩態值進行對數線性化，得到一個包含14個動態方程的線性系統；其次，求解該線性系統，得到穩態條件下各變量的波動（Blanchard et al，1980）。本文通過分析該系統的脈沖響應圖，研究在一定的財政規則下政府支出擴張對產出和消費等宏觀變量的影響？以及實體經濟對需求沖擊（利率沖擊、政府支出沖擊）和供給沖擊（技術沖擊）等不同外部沖擊的動態響應是否存在顯著差異？
三、模型估計與結果分析
（一）數據來源及處理
本文采用我國1999年～2011年的宏觀季度數據對上述模型進行估計，數據均來源于中經網數據庫，包括：GDP、消費、就業量、CPI和利率。其中，用全社會零售品銷售總額衡量居民消費，用城鎮居民就業人數衡量就業量，利率采用銀行間同業拆借加權平均利率。為得到各變量的波動序列：首先，利用X-11方法對所有變量進行季節調整；其次，對各變量序列取對數；再次，采用HP濾波法對取過對數的變量序列進行趨勢分離，從而得到本文所需要的波動序列。
（二）參數的校準與貝葉斯估計
模型中的參數按照劉斌（2008）所采用的規則進行賦值，即：一般靜態參數用校準的方法進行賦值，動態參數用貝葉斯估計的方法進行估計。模型中需要校準的參數包括：資本收入份額α，資本折舊率δ，跨期貼現率β，以及投資產出比和消費產出比。校準參數主要采用先前文獻估計和普遍采用的校準值。例如，本文選取時間偏好率β=0.9926，即穩態下年利率為3%；設定δ=0.025，即資本的年折舊率為1%；根據李浩等（2007）的估計，設定α=0.651；根據李雪松等（2011）的估計，將投資產出比和消費產出比分別賦值0.43和0.42。
模型中其它參數，則采用貝葉斯技術進行估計。表2顯示了結構性參數先驗分布和后驗分布的均值，標準差以及95%的置信區間。
（三）脈沖響應分析
宏觀經濟波動范文2
3．1 企業債務的”實際增長“
通常我們從統計數字中看到的企業間債務的增長，包含著通貨膨脹的。其中最主要的是中間產品（生產資料）價格上漲因素的影響，因為企業間相互拖欠主要是由于中間產品的交易引起的。
企業間債務的增長，由于擴大了企業的實際購買力，增加了中交易手段的總額，本身可能就是導致物價總水平上漲的因素（有人認為在獨聯體國家，企業間債務的增長是通貨膨脹的主要原因，見Rostowski，1994）。特別是經濟高增長時期（繁榮時期或”過熱“時期）企業間債務的增長，會影響到以后物價水平的上漲。但在有些時期，企業間債務的增長主要受前期通貨膨脹引起的生產資料價格上漲的影響，導致同一生產資料的交易款項因價格上漲而較前期增多（我國1993－1995年期間可以認為在很大程度上屬于這種情況）。
人們一般用國民生產總值的平減指數來企業間的”實際債務“（Rostowski，1994），我們也按照這種辦法進行了（見表2）。但是需要指出的是，由于在體制轉軌經濟中，經濟結構一般距均衡點較遠，不同市場上物價變動幅度相差較遠，用物價總水平的變化率（國民生產總值平減指數）計算并不能準確地說明主要由生產資料（中間產品）交易引起的企業間債務。比如，在最近的一次周期性波動中，1992－1993年生產資料價格指數（Producerindex）有較大幅度的提高，而消費品價格指數增幅不大；而當開始實行宏觀緊縮政策之后，生產資料價格開始下跌，而消費品價格在1993年下半年以后因成本上漲而大幅度上漲（見表4，各種價格指數之間的關系）。在這種情況下，更詳細的分析還應計算以生產資料價格指數為平減指數的企業間實際債務，從而對企業間債務的實際增長率有一較清楚的認識。例如，在1993年，生產資料價格上漲幅度較大，以此計算的債務實際增長率就小于用GNP平減指數計算的債務實際增長率；而在1994年，由于生產資料價格趨于穩定，以此計算的債務實際增長率就高于用GNP平減指數計算的增長率（見表4）。
3．2 企業間債務的”增長“
除了物價水平的上漲會引起企業債務增長之外，經濟的增長、經濟活動規模的擴大，本身也會引起企業間債務的”自然增長“－－生產的東西多了，每一筆交易的數量大了，企業間相互欠債的規模自然也會加大。當然，我們很難確切地知道什么樣的實際債務增長率是”自然的“。一個復雜的因素是：經濟增長率維持在較高的水平，可能正是與企業間債務的過分增長相關（見后面的分析），但是，為了近似地說明問題，我們不妨假定與經濟增長率，總產值（工業企業的總交易量）增長率相等的債務增長，為企業間債務的”自然增長率“。
問題的復雜性在于，由于宏觀經濟波動的原因，有的年份（比如1994年）企業間債務大規模增加，大大超出正常增長的范圍，導致下一年的債務增量雖然絕對值也很大，但與前一年的總量相比增長率卻較小甚至出現增長率下降（比如1995年）。處理這個問題的一個辦法是：以貨幣緊縮政策實施以前的債務增量為基數，乘以各年的工業總產值的增長率，得出一個乘積，可視為”企業實際間債務自然增量“；然后各年實際債務增量與這一”自然增量“的關系，可得出一個債務增長是否正常的概念。
3．3 企業間債務的”超常增長“
我們在現實中直接觀察到的是企業間債務的名義增長率，用d表示；而要得到需要我們著重研究的”實際債務的過度增長率“（用d′表示），需要從d中”減去“以下因素：
通貨膨脹率，用p表示；經濟增長率（工業總產值增長率），用g表示；
即：d′≈d－p－g
（此外，還有在前面第2．1小節分析過的企業間債務”體制性增長“的因素。由于統計上存在的困難，我們在對近年債務增長的分析中對其忽略不計）。
舉例來說，1994年37萬家工業企業間債務的名義增長率（d）約為82.65％，通貨膨脹率（GDP平減指數）為18.6％；工業總產值增長率為26.8％；我們所能得到的”企業間實際債務過度增長率“（d′）約為37.97％。這一數字比我們直接觀察到的名義增長率要小許多，這也許更能說明問題。
3．4 當前間債務的嚴重性
盡管我們指出了企業間債務的增長在一定程度上是正常的或”的“，但仍然不能否定我國近年來債務問題的嚴重性。這可以由以下幾個指標看出：
－－連續3年超正常增長。在減去了通貨膨脹的因素和增長的因素之后，我們看到企業間債務從1993年開始連續以較大幅度”超正常“增長，1993年為69.6％，1994年為38％；1995年初步估計還會達到近20％的水平（見表2）；
－－企業間債務與增加值（相當于工業GDP）的比重，1994年已達到43％，已超過發達市場經濟國家的平均水平，僅低于日本（英國為20％，美國為17％，法國為38％，日本為59％）；
－－企業間債務的平？quot；周轉天數”（表明人欠債務與總產值即總交易量的比重的指標），已經達到114天，超過西方主要發達國家的水平（法國為110天），甚至越過了俄羅斯、波蘭等國家經濟轉軌初期（1992）的水平；
－－企業間債務與銀行（工業）貸款的平均比率，已提高至67％，個案調查中發現有些企業該比率已接近于一甚至大于一，接近發達國家的平均水平（一般為一左右）；考慮到我國企業的銀行負債率本身較高，從整體看67％這個水平也已經很高了。
四、宏觀波動與企業間債務行為
從前面的統計中我們可以看出：第一，企業間債務自1985年以來一直在增長，但經濟高漲時期的增長率和經濟緊縮時期的增長率是有差異的，特別是80年代末以來兩次宏觀調控的初期，企業間債務都出現了突發性的高增長；第二，企業債務與工業產值的比率以及企業債務與銀行貸款（貨幣供給）之間的比率，在經濟波動的不同時間是不同的，也出現了較大的波動。
同時，在現實中，人們對企業間債務問題的嚴重性的感覺，在宏觀波動的不同時期也是不同的，在緊縮時期企業拖欠的問題變得十分嚴重，而在高漲時期，盡管企業間債務也在增長，但人們似乎感覺不到，也并不引起實際的經濟問題。這表明企業債務的相對規模和作用也是受宏觀經濟的。因此，我們有必要從宏觀上對企業債務問題進行分析。
4．1 高漲時期的企業債務
經濟高漲時期，企業間債務也會增長。從1985年以來，國有企業的“應收款”一直呈增長的趨勢，包括1985－1988年的經濟高漲期，和1992－1993年的經濟高漲時期。但是，經濟高漲期的企業債務變動，相對于緊縮時期，有以下幾個特點：
第一，增長率相對較低。1985年12月至1988年6月緊縮之前，企業名義債務的增長率沒有超過35％；1992年經濟逐步復蘇之后，名義債務增長率從40％以上降至20％左右，1993年1－6月則是近10年來企業債務增長率最低的時期，最高的月增長率為11.8％（1993年6月），最低只有2.6％（1993年1月）。
80年代后期，企業債務在經濟增長過程中增長幅度較高①，其原因之一是經濟“信用化”。1985年開始搞企業改革，擴大企業自主權，改革原有的中央計劃體制，企業間的橫向經濟聯系擴大，企業間債務從無到有，開始增加。這首先可以從企業間債務與工業貸款的比率中看出。在1986－1988年9月的長時間里，4000家主要大中型國有企業應收預付貨款與工業貸款總額（全部企業）的比率只有7％－9％，沒有超過10％；而在1992年底這一比率已達到17％。從企業債務與工業總產值的比率來看，1985年12月只是3％，1987年12月只有4％；而到了1992年底，已達到7％?？傊诮洕鲩L時期企業間債務的增長，有一部分屬于正常增長。
第二，企業債務與工業凈產值的比率相對較低。1985－1988年經濟高漲期，這一比率在3％－5％之間，而1989－1991年的緊縮期達到19.2％，而在1992年經濟高漲期中這一比率基本沒有發生變化。
第三，企業債務的“平均周轉天數”相對較短?？偟膩碚f，企業債務的周轉天數這些年來具有逐步增長的趨勢，但是1989年以前只有18.78天，而1989年實行緊縮后突增到32.68天，1990年底進一步增加到44.53天。而在1992年底，周轉天數回落到26.57天，1993年中，實行緊縮政策后，年底平均拖欠時間增至78.32天，1994年底則增至114.43天。
從邏輯上說，在高漲時期，間債務的增長是必然的。一方面，由于經濟高漲，大家對未來還款的信心都比較強，相互間欠債的發生也就較為容易；另一方面，高漲時期的總需求因貨幣量的增大和貨幣流通速度的加快而增長較快，實際的貨幣購買力較大，企業債務的償還事實上也較有保證。如果將“經濟信用化”的因素剔除，在經濟高漲時期，企業間債務可以因貨幣量的增長和貨幣流通速度的加快有很大幅度的增長，而且可能在債務增長的同時，出現債務／貸款比率的下降和債務／產值比率的下降。
4．2 緊縮時期的債務增長
企業債務一般來說是隨著經濟的增長，經濟信用化程度的提高而增長；在企業預算軟約束的特殊體制下，企業債務的規模和比重會更大一些。但企業債務的突發性、大幅度的迅速增長，主要是宏觀經濟方面的原因，取決于宏觀貨幣政策與宏觀經濟波動的狀況。
80年代后期以來，經歷了兩次經濟波動，而企業拖欠債務的兩次突發性大幅度增長，都發生在經濟過熱之后的兩？quot；宏觀調控“的初期。一次是1988年中期，6月份的企業名義債務同比增長率，一下子從上月的27％增至38.8％，然后繼續攀升，12月達到80.2％。最近一次，在1993年7月中央政府實行宏觀調控政策之后，8月份的企業債務名義增長率，一下子從上月的11.76％猛增至104.9％，然后繼續攀升，12月底達到214.5％，1994年6月份最高峰達到241.8％。
緊縮時期企業間債務猛增的基本原因是貨幣供給量的突然緊縮而企業的經濟活動沒有相應的減少。貨幣量減少導致企業支付手段緊缺；大量原先在高漲時期預期可以還上的債務現在因資金緊張而無法償還；已經上馬的項目還想繼續進行下去，于是又欠下大量新債。這一基本因果關系表現在：
第一，債務周轉天數迅速延長，比如1989年的債務周轉天數從1988年的18.78天猛增至32.68天；1993年的債務周轉天數從上一年的26.16天猛增至78.32天。
第二，企業欠債總額與貸款（貨幣供給）的比率，迅速攀升。1988年6月（4000家重點企業）的企業債務與全部貸款的比率為0.88％，銀根緊縮后迅速上升，1989年6月已升至13.76％；1993年6月該比率為17％，宏觀緊縮后1993年12月底猛升至36.86％。企業債務增量與工業貸款的比率也同樣迅速增長。
第三，企業債務總額、企業債務增量與凈產值的比重，也在緊縮初期迅速升高（見表3）。
所有這些都表明，從宏觀的角度看，企業間債務，是作為貨幣（國家法定信用）的替代物，在緊縮時期中介著交易活動，是在貨幣量增長速度放慢，而企業又要繼續按原有速度擴大生產，進行投資活動的情況下產生的。
企業間債務的增長有許多體制上的原因，這在前段已經過了。在一定的體制基礎上，企業間負債會逐步增長，無論在經濟高漲時期還是在緊縮期，都是這樣。這種基于體制原因的債務增長可以說是一種體制（包括所有制關系、法制、信用制度、銀行結算制度等等）條件下經濟體系中的一個”常數“。而債務增長率？quot；波動”，或者說，那部分“額外的”增加，卻有其宏觀經濟運動的原因，與宏觀經濟政策的變化相聯系。因此，我們必須將企業間債務突發性的、大幅度的超常增長，作為一個宏觀經濟加以對待并由此出發尋找解決問題的對策。
4．3 最終需求即“投資項目拖欠”的決定性作用
中國歷次經濟過熱，都以固定資產投資的膨脹為起點，特別是以國有部門固定資產投資的膨脹為起點。各地方、企業出于各自的利益，用各種辦法擴大投資規模，其中辦法之一就是“投資超概算”。據國家計委的統計，1983年以來全國投資項目實際投資平均超概算32.6％。1990年國有、集體單位投資共3477億元，而資金到位只有2965億元，存在512億元“缺口”（見周正慶1990）；1994年，據有關部門統計，投資項目的資金到位率也只有70％左右。這超出的部分本身造成企業間相互拖欠。并都期待銀行多發貸款來“補足”。也正因如此，每次“宏觀調控”也必然首先從“壓縮投資規模”為起點。迄今為止，相應的政策措施主要有兩個：一是行政措施，通過各級政府部門采取相應的手段，壓縮建設項目，包括停建、緩建已上馬的項目和停止批準新項目上馬；其二就是貨幣政策，壓縮貸款規模，從支付手段上進行控制，減少投資支出。
在傳統的行政計劃體制下，行政手段本身具有較大的權威性，能較為有效而迅速地壓縮投資規模。在這種情況下，宏觀緊縮之后由于項目下馬，不再發生新的購買行為，債務不會發生很大的變化，大幅度超常增長的時間也不會很長。而在改革開放之后，由于行政分權，地方政府和國有企業的自主權擴大，導致中央的宏觀投資政策的有效性大大減弱；在地方、部門和企業利益的驅使下，人們往往會對中央壓縮投資規模的政策采取抵制的態度。這一方面使中央政府在越來越大的程度上依賴于貨幣政策即對信貸規模的控制，另一方面，中央整個壓縮投資政策的有效性會越來越弱，地方和企業會想盡各種辦法避開中央宏觀政策的，使自己的投資項目以及地方增長計劃繼續進行下去。所謂“各種辦法”，歸根到底就是在缺乏貨幣交易手段的情況下，用欠債、賒賬、不還舊帳等辦法，得以繼續獲得投資物品，維持項目進行。正是對投資資金供給的壓縮和地方企業繼續維持投資規模的各種辦法，導致了企業間拖欠債務的增加。
不僅如此，投資項目和投資物品（主要是建筑材料、機電產品、車輛工具等）貨款拖欠造成的企業間債務，在中還是整個企業債務鏈的“源頭”或“牛鼻子”（周正慶，1991）。總產品可分為最終產品和中間產品兩類；中間產品的需求取決于最終產品的需求；而最終產品的需求又分成消費需求與投資需求，其大小取決于消費品購買力與投資品購買力。在宏觀調控初期，消費購買力并不發生緊縮，相反，由于經濟過熱，物價已開始上漲，通貨膨脹預期加大，人們的消費需求會加大。而宏觀緊縮政策的主要作用方向就是壓縮投資需求。投資品購買力因貨幣供給的緊縮而下降，與此同時投資項目拖欠款增加，構成企業債務大量增加的初始點。
投資項目拖欠，導致投資品生產者“人欠款”增多，流動資金開始緊張，本身無力支付購買原材料的款項，于是也開始“欠人”，即欠中間產品制造廠家的貨款；接下去位居生產流程“下游”的中間產品制造廠家因周轉不靈，開始拖欠“中、上游”中間產品制造者的貨款，于是企業拖欠一環環擴展開去，向整個經濟蔓延。
如果我們假定由于企業拖欠，使投資活動與其他生產活動的水平（增長速度）保持不變，同時工資支出（用現金）與生產保持同步增長，那么消費需求也就可以保持不變。這說明，上完全可以僅僅因為投資項目拖欠而造成整個經濟中企業間債務的增加。在現實中，1993年以來宏觀調控期間，消費品需求基本上保持了過去的增長勢頭，消費品生產經過前幾年的結構調整，供銷銜接也基本上處于良好狀態；企業債務的增長，主要是由于投資項目拖欠和投資品需求缺乏資金保證所引發的。據在東北三省的調查，企業欠人款總數的25％是投資項目欠款；而這25％的欠款，又直接引發“上游”產業的欠款，加起來能占欠人款總額的75％（周正慶，1993）。關于湖北鋼絲廠的案例表明，貨運汽車這一最終產品（投資品）生產廠家的拖欠，引起了“上游”一大片企業拖欠的愈演愈烈。這一提醒我們充分注意“最終產品需求”這一重要環節。
當然，宏觀貨幣緊縮政策一般也會引起企業流動資金的普遍緊張，從而在一些中間產品生產環節上加劇企業拖欠的發生。比如1995年山西流動資金貸款規模比上一年少增加2000萬元，而同期生產增長了17.1％，但是，無論如何，如果最終產品需求是有資金保證的，一切中間產品的購買最終也會有支付手段與其相對應。在宏觀經濟理論中，總需求說到底是對最終產品的需求；我們事實上可以將貨幣供給量減少引起的購買力（有效需求）的減少，全部歸結為最終產品購買力的減少。同時，還要注意到的一個事實是：固定資產投資項目資金不足，企業通常的一個對策就是“挪用”流動資金，這是造成所謂流動資金不足的一個重要原因。最近的二個實例是山西某化學工業集團1995年動用6000萬元流動資金投入到因資金不足而不能完工的投資項目上去；山西某液壓件廠動用2000萬元流動資金投入到投資項目上去，流動資金一下子減少20％。
總之，把握間債務的增加與最終需求減少的關系，對于理解企業間債務這一現象與宏觀運行的關系以及解決債務的有效手段等問題，具有十分關鍵的意義。
4．4 不同的宏觀政策與不同的“債務鏈”傳導過程
雖然從基本經濟關系上看企業間債務的突發性大幅度增長可以歸結為最終需求的緊縮，但債務增長過程中的“傳導”過程，可以因宏觀政策的不同以及操作方式的差別而有所不同。這可以由1989－1990年和1993－1994年兩次宏觀調控過程中出現的不同情況中看出。
1989年實行宏觀調控時起主要作用的首先是壓縮投資規模，減少投資貸款。這首先導致投資項目欠款增長，然后，因此為“源頭”，債務鏈一環一環的傳導下去，整個經濟發生“市場疲軟”，并使企業間債務逐步增大；企業間債務的增長由最終需求規模縮減所決定這一關系也就表現得較為明顯。
而1993年實行緊縮時首先起到決定作用的政策是“抽回貸款”，也就是緊縮貨幣，而且力度較大。因此，這時出現的情況是所有環節上都發生“資金緊張”，并導致所有環節、所有部門的企業間債務突然增大。然后，隨著債務周轉天數以及債務的進一步增加，投資項目拖欠的決定性作用才逐步明顯起來（由于缺乏不同部門的數據，因此無法在此對這一問題作進一步的定量，但以上的說明是對于我們個案調查與各方面情況反映的概括）。
4．5 企業間債務拖欠與宏觀政策效果的減弱
企業間相互拖欠債務的突發性增加，是在緊縮貨幣供給，而企業又沒有相應地縮減投資與生產的條件下形成的，企業間債務的這種增長，其宏觀效果就在于“抵消”或“瓦解”了中央貨幣政策的效力。在宏觀貨幣緊縮的背景下，大量增加的企業間債務相當于企業用相互之間給予的信用，代替減少了的國家法定信用（貨幣），作為流通手段，實現了產品的購買，維持了較高的經濟增長速度。
本文前面給出的公式（1）（見第一節）表明，在一定時期，若PT為一定（增長速度為一定 ），V不變（假定），M減少或增長速度下降，必然是因為D，即企業間債務增量增加。這一關系體現為企業間債務與貸款量（M）的比率，與總產值（PT）的比率增加。
1993－1994年的經濟緊縮時期，上述關系表現得特別明顯。1993年7月之后貨幣供給量的增幅速度下降，而企業間債務猛增。經濟增長率、工業增長率在相當長的時間內居高不下，GDP在30個月內仍保持在10％以上的增長速度，企業間債務增加是其中一個重要的原因。
與此同時，企業間債務的增加還是通貨膨脹率長期居高不下的原因之一（當然不是唯一原因，關于1993－1994年通貨膨脹原因的分析，參見樊綱1994、1995）。宏觀調控政策的首要目標是通過對貨幣供給量的控制來控制通貨膨脹。但是，企業間用相互欠債的方式來中介其投資物品和中間產品的交易，就使得有限的、甚至是相對減少了的貨幣量得以“節省出來”用于其他物品特別是消費品的交易，使得工資性支出和消費品市場上的購買力仍能持續增長，從而使得以消費物價指數表示的通貨膨脹率（這是這些年來政府與民眾主要關注的指標）在實行貨幣緊縮政策之后的相當長一段時間里居高不下，延緩了通貨膨脹率下降的過程。這一關系在1993－1994年的宏觀調控時期表現得最為明顯。
4．6 產成品積壓、“資金占用”與企業債務
在經濟緊縮時期可以觀察到的一個普遍現象是企業產成品庫存增加，個別企業資金“被占用”或被“套住”。由于這一現象往往與“資金緊張”和“企業間債務增加”共同發生，于是經常聽到人們說“庫存積壓引起資金緊張”，或者“企業債務拖欠引起庫存積壓”。這些觀念似是而非。
首先，是因為沒有人買或人們買不起，即沒有資金來購買產成品，才發生了庫存積壓。如果以前在正常情況下產品賣得出去，現在因貨幣緊縮而發生庫存增加，則說明是“資金緊張”造成了庫存積壓而不是相反。從個別企業的角度看，當然可以說是產品賣不出去，占用了資金，資金回不來，無錢買東西發工資，也不能還別人的債；但是，從全的角度看，資金是流通的，不是在A的手中使用，就是在B的手中使用（當然流通速度會發生變化）；產成品積壓是因為“別人”資金缺乏不來買你的產品，而不是因為你的產品積壓而導致社會的“資金緊張”。
其次，產品積壓，沒賣出去，說明就這些產品來說沒有交易發生，即沒有貨幣中介的交易，也沒發生由間債務為中介的交易，也就根本沒有引起什么企業間債務的增長?！跋掠纹髽I”在“最下游企業”拖欠債務而沒有購買“上游企業”的產品，是由于“最下游企業”缺乏購買手段，既沒有貨幣，也無法再用制造企業間債務實現購買，總之是因為有人盲目生產，又沒發生企業間的債務，才形成了庫存積壓，而不是相反，是庫存積壓導致了企業間債務。
有的企業產品老化，沒有市場，但又繼續購入原材料進行生產，結果是產品積壓，欠的債還不上。這種“壞債”，當然是當中的一種微觀的或結構性的隱患（只能用停產、破產、改革等方式解決）。但是，即使在這種情況中，我們也要一下：第一，這些企業在經濟高漲時期賣得出東西，而現在賣不出去，這是因為宏觀經濟條件發生了變化；第二，假設這些企？quot；改好了“，生產對路了，產品賣出去了，如果經濟的總體規模沒有變，總需求還是那么大，那么人們買了這個企業的東西，一定少買了另一些企業的東西，這個企業不欠帳了，另一些企業卻會增加欠債。這說明，微觀的”生產不對路“、市場競爭問題，與宏觀的總需求縮減問題是不同的，是可以分別加以分析的，也是需要由不同的對策加以解決的。
當庫存積壓發生，我們首先要問的是”為什么沒有人有錢來買東西“？就微觀問題或結構問題來說，是因為產品”不對路“或質量太差而沒人要；就宏觀問題來說，則是因為人們缺乏購買手段，或是缺乏貨幣，或是無法繼續增加企業間債務（不能？quot；賒賣”），而不存在相反的因果關系。就宏觀問題而言，是“資金緊張”（這件事的發生可以是因為必要的緊縮政策）引起“庫存積壓”和“企業拖欠”這兩個后果，而不是相反；同時，也不是“庫存積壓”引起“企業拖欠”。
五、各種“清欠”方式及其效果
5．1 我們面臨的特殊問題
企業間債務不能無止境地擴大下去，問題到一定程度，產生了如何解決的問題。
如果企業是“預算硬約束”的，自己的債務要由自己負責，還不上債要受到的制裁，直至破產倒閉，由債權人對其進行清償或強迫還債。那么，一方面，企業間債務的極限會很快達到，另一方面，企業間自己會采取各種方式及時償債，因而會在市場經濟中存在一種企業間自己自動或被迫清債的機制。企業清債的措施包括：第一，減少自己本來的資金儲備？quot；閑置資金“；第二，出售或抵押一部分自有資產，包括拍賣一部分別人欠它的債務或自己欠人的債務（這需要存在一個商業票據交易機制，而賣出債務的價格顯然要依當時的經濟形勢與企業的市場前景、還債能力等所決定而打一折扣）。在較為成熟的市場經濟中，債務長期不還的最終后果便是破產，這當然是信用狀況徹底惡化的苦果。
但是，我們面臨的問題卻是企業預算軟約束，欠債可以一直拖下去不還，也不會受到什么懲罰，至少不會破產。在這種情況下，一方面企業間債務量會無限增長，另一方面也不會？quot；自發的還帳機制”，再加上市場體制還不健全（比如說還不存在債務轉讓或拍賣的市場），信用制度與體系（執法）不完善，在這種情況下，如何對待和處理企業間債務問題？
5．2 一些“清欠”措施的局限性
解決企業間債務增長的根本性措施當然是要進行制度的改革，最終實現企業的預算硬約束。但體制改革是一件長期的事情，不可能一時奏效，在此過程中債務還在增長。因此，問題便歸結為在中、短期內，如何緩解這一問題？這一直是困擾人們的難題。以往解決這一問題的辦法主要有三：第一，銀？quot；注資清欠“；第二，債務各方”多方磨債“，即相互抵銷一部分債務；第三，”三不原則“，主要就是不還舊債、不付貨款、不發新貨，以此來逐步減少債務。
以往的經驗已經證明用銀行注資清欠的辦法不能解決問題，反倒會前清后欠，越欠越多。同時，由銀行出面注入資金統一清欠的作法還是屬于一種”一刀切“的計劃經濟作法，而不能使市場的優勝劣汰選擇機制發揮作用。企業與企業是不同的；不同企業欠下的債務的性質與質量從而其債務的”市場價值“也是不同的；有的企業產品有銷路，經營狀況也好，一時由于其他企業拖欠而欠下債務，從長遠看是能夠還上的，因而其市場價值就高些；而有的企業屬于該破產、被淘汰之列，所欠債務本身就屬于不良債務，不值什么錢，銀行幫它還債，實際是高估了其價值，使它占了好企業的便宜，并助長了不良企業靠在國家與好企業身上而不思進取的惡習，因此，屬？quot；劣幣驅逐良幣”的作法。在向市場機制過渡過程中，這種作法應盡量減少與避免。
間實行的所謂“磨債”，即多方債務人與債權人走到一起，將相互之間可以抵銷的債務沖抵掉，這種辦法當然有助于削減一部分債務，但也有其局限性，難以普遍實行。這是因為第一，根據與實例，由于企業債務？quot；源頭“是投資資金和最終需求增長速度下降，而在投資項目還未完成投產之前，債務鏈不會是”閉路“的，大量債務無法通過企業磨債加以處理（無論是銀行組織還是企業自己進行）。第二，在”實物償債“的場合，這顯然受到實物交換本身的限制，受到實物的”通用性“的局限。如果是象能源、基本原材料這種通用性較強的部門欠債，情況會好些，但恰恰是這些處在生產環節的最上游的部門企業被人欠最多（最下游的債務最終都會遞推到這些最上游部門）。這些部門的債至少是無法用磨債的解決。
”三不原則“是在企業間拖欠到一定極限條件下不得不采取的較為嚴厲的措施，也是有利于打消人們無限借債預期的較為有效的措施。事實上，1993年以來，出于宏觀調控、抑制過熱和通貨膨脹的需要，中央貨幣當局自己一直在采取一種不妥協原則，即一直不搞”注資清欠“。在這種情況下，一些產業已經被巨額拖欠首先逼到了”極限“，到了再沒有現金收入就難以為繼（發不出工資）的地步。于是我們看到了煤炭、電力、冶金等”最上游“部門最先搞起了”三不主義“，以改善自己的經濟狀況?！比辉瓌t“是有效的。1995年上半年，在全國企業間債務繼續增長15％左右的情況下，煤炭行業人欠款下降了16.2％；冶金行業下降8.3％。事實上，在各行各業，只要欠債總量增長到一定程度使企業難以為繼下去，都會或多或少地采取”三不原則“，有的更嚴厲些，有的則采取”至少付50％現款“或至少還20％才發新貨的辦法，等等。對個別企業來說，實行三不原則的界限在于它是處在生產流程和債務鏈條的哪一環節上。上游企業人欠大于欠人，三不原則就可以較為嚴格，因為不必擔心別人也對它實行三不原則；而對另一些處在”下游產業“的企業來說，實行”三不原則“就較為”心虛“，因為當它們對別人實行”三不原則“的時候，要面臨別人也對它們實行同樣的”三不“，結果可能使它們境況更加惡化。此外，如果企業一直采取嚴格的”三不原則“，還可能妨礙企業間合理的商業信用關系的發展。
從宏觀角度看，當企業間債務已經達到相當高的水平，以往一段時間是靠著較高的債務增量來使經濟增長保持在較高水平的情況下，大家都真正實行”三不原則“可能導致交易量和增長率的猛然下降和失業率的猛然上升。由于前一階段企業債務的增加在一定程度上抵消和”瓦解“了緊縮性貨幣政策的作用，迫使中央貨幣當局在延長緊縮時間和緊縮力度上，不可避免地采取了”過猛“的方式（如1994年末以來的實際情況）；當企業開始被迫采取”三不原則“，企業間債務停止增長的時候（D＝0），如果沒有一定程度的擴張性的貨幣政策或財政政策（也就是說，使M有較多的增長），則經濟的失業率將會達到難以忍受的程度。這里的悖論在于：如果要求企業實行三不原則減少債務而無適當的貨幣擴張，失業率會猛升，而若同時采取增大貨幣供給的措施，又可能使企業因資金寬裕而放棄實行三不原則，使企業間債務又重新增長，對政府的”軟約束預期“提高，經濟再度進入過熱狀態。看來，采取怎樣的一種有效政策組合，是解決企業間債務及其連帶問題的一個關鍵。
六、對策思考：調節總需求
與降低債務／產值比率
6．1 長期出路：通過基本體制的改革，”硬化“債務人的預算約束
從微觀層次上看，企業間債務拖欠情況惡化最根本地出于兩個基本的原因：一是國有企業靠在國家信用”背景“上，欠債人并不能在事實上對自己的債務負責任，欠多少債也能生存，花多少錢也不會破產；二是整個信用制度缺乏有效的保障，債權人利益得不到保障，拖欠者得不到應有的、有效的處罰，結果形成了”欠得越多越占便宜“的”欠債文化“。如果這兩方面的制度（國有企業與法律制度）得不到有效的改革，企業拖欠問題就不會得到根治，良好的信用關系不可能建立起來。
產權關系改革（包括非國有的）、改革、銀行制度的改革、破產制度的建立、制度的完善，等等，都是硬化債務人預算約束的必要前提。
這些制度的改革，都是需要相當長時期才能實現并見效的，因此，我們還必須考慮在這些基本制度要素尚未改變的情況下，在中短期采取可能使情況有所改善或得到控制的對策。
6．2 中期改進：加強銀行對企業債務的監控，發展商業票據交易與結算機制
企業間債務的過度增長，較為具體的一個體制上的原因是由于市場不健全，銀行部門沒有嚴格履行對企業信用狀況的監督，防止企業間債務惡性膨脹；另一方面，企業間債務之所以能在較大程度上抵消和瓦解宏觀貨幣政策的作用，原因之一則在于企業債務不能與貨幣（貸款和現金）更緊密地”掛勾“，企業大量拖欠，并不妨礙其繼續獲得貸款，繼續大量申請貸款，甚至可以在銀行有存款仍然拖著債不還；企業債務本身也不能通過某種市場機制進行”貨幣的評估“。
銀行對企業債務往來應實行更加嚴格的監控，將其與銀行貸款聯系起來，實行”債貸掛勾“。比如，當企業欠人債款達到某一規模（比例）時對企業貸款實行一定百分比的”清債預留“；達到某一更大規模時停止銀行貸款，以此從貸款與債務的關系上降低企業的”拖欠極限“。
商業票據交易機制是資金市場一個重要組成部分。企業間債務的憑證即商業票據的可交易、可轉讓、可抵押、可兌現，是對企業信用狀況、負債狀況以及經營狀況進行市場評估的重要機制。在這樣一種機制下，”好帳“與”壞帳“可以通過票據的轉讓價格顯示出來；也可使企業通過這樣一種競爭性機制獲得更多的公開信息，也使較好的企業獲得應有的流動性。票據市場本質上也是企業間多頭”磨債“的一種機制，但由于信息的公開性和更多企業的加入，它可以突破少數相關企業”磨債“在信息和交易手段上的局限性。
發展商業票據結算市場需要一個過程，但應結合《票據法》的實施，盡早開始，逐步完善。
6．3 短期對策：”三不原則“加宏觀政策的調整
體制改革、市場發育都是中長期才能奏效的解決的途徑。面對大量現存的、并且還在繼續增長的企業間債務，我們還必須在現有的體制條件下，制定短期的政策加以緩解，以使好的企業擺脫債務拖欠困擾，保持經濟的增長與穩定。
根據前面的一系列，我們知道，第一，企業間債務的過度增長在一定程度上是一種宏觀現象，是與壓縮最終需求特別是投資需求相關聯的。第二，以往用在中間環節上增加流動資金貸款（”清欠資金“只是一種增加流動資金貸款的具體形式）的辦法，放松銀根、緩解企業間拖欠問題，由于并沒有解決最終需求不足的問題，結果只能造成前清后欠及企業庫存增加，還能造成好債壞債一鍋煮，企業更加放心大膽地拖欠的不良后果。第三，如果企業拖欠問題進一步惡化到極限程度，迫使更多的部門和企業實行”三不原則“，企業間信用突然緊縮，又會導致宏觀經濟過度滑波。
根據這些分析，我們建議在情況下，即在1993年7月開始實行緊縮政策30個月之后，在通貨膨脹率已經下降到10％、經濟增長率下降到10％左右、宏觀調控目標已基本實現的情況下，采取以下的綜合治理措施：
－－進一步明確宣布今后不再搞注資清債；
－－鼓勵企業之間自行”磨債“，銀行適當幫助提供信息，為企業”搭橋“（但銀行本身不負責清欠）；
－－在人欠大于欠人的行業繼續鼓勵企業實行”三不原則“；
－－在實行以上政策的前提下，適當增加基礎設施項目的投資規模，通過國家開發銀行，向在建和一些新建項目發放投資貸款，在投資資金這個與最終需求直接相關的環節上向經濟中注入資金，緩解企業資金不足的境況，壓縮企業間債務。
－－對一些技術水平較高、產品能夠出口或實現進口替代的企業，適當增加流動資金貸款（增加國內最終需求和減少”對國外的最終需求“，而不是”擠掉“另一部分國內需求）；但要明確不能再普遍追加流動資金貸款；
這樣做的好處在于：
第一，在最終需求環節上注入銀行貸款，增加了貨幣供給，可以在宏觀調控目標基本達到的情況下實現宏觀貨幣政策的調整。僅僅在的中間環節上增加流動資金供給而不擴大最終總需求，不可能實現此目的，而只能增加庫存。
第二，用這種方式增加貨幣供給量，然后逐步流通到整個經濟，可以通過經濟內部的選擇與競爭機制（我們或多或少已經有了一定的競爭機制），讓去自行解開債務鏈，使好的企業獲得更多的流通手段，差的企業獲得較少的補貼（情況下還不可能完全取消），而不象”注資清欠“或普遍增加流動資金貸款那樣抹殺”好債“與”壞債“的差別。
第三，基礎設施建設投資，一般地說總是政府應該履行的公共職能；在目前能源、、城市基礎設施仍大量不足的情況下，增加這些領域里的投資，既可以擴大總需求，增加就業并更充分地利用目前已出現閑置的生產資料生產能力，又能緩？quot；基礎瓶頸”，釋放出過去被瓶頸壓抑的大量生產能力，增加總供給，緩解總供求之間的矛盾，實現持續的經濟增長，具有一箭雙雕的作用。同時，在目前地區間差異較為突出的情況下，適當增加對內陸欠發達地區的基礎設施投資，又可緩解這方面的矛盾。
當然，應該注意到的是，政府出面增加基礎設施投資，本質上屬于“財政政策”的范疇；而在目前情況下，由于缺乏完善的貨幣市場和政府？quot；公開市場業務“機制，我們執行這種財政政策，事實上還不得不通過直接由銀行增加政策性長期貸款的方式進行，并不是一種理想的方式，也會造成一定的扭曲（當然比單純增加流動資金貸款所造成的扭曲要?。?。這是需要通過各方面的體制改革，逐步創造條件加以扭轉的。
6．4 當前考慮宏觀對策時應注意把握的幾個原則
在當前制定解決企業間債務的對策時，要注意把握以下一些基本原則：
第一，要注意區分”短期“與”長期問題“，區分宏觀問題與體制問題、微觀問題、結構問題，以便真正能對癥下藥。象企業經營缺乏效率、產品不對路、經濟結構不合理？quot；預算軟約束”、法制不嚴等等，這些問題無疑都是與企業間債務增長相關的，但是這些問題是無法在近期內解決的；要想在近期內緩解企業間債務問題，只能在給定的企業行為、經濟體制、經濟結構的前提下用宏觀政策（宏觀政策本質上是“短期的”）加以解決。
宏觀經濟波動范文3
關鍵詞：均等性轉移支付；宏觀經濟波動；地方財政
中圖分類號：F8104 文獻標識碼：A
文章編號：1000176X（2016）01007206
一、引 言
分稅制改革以來，中央政府的均等性轉移支付已成為地方政府的重要收入來源，一方面，均等性轉移支付促進了地區之間的財力均等化；另一方面，均等性轉移支付也是中央政府調節經濟的重要政策工具。現有的研究成果較好地考察了均等性轉移支付對宏觀經濟的影響。馬拴友和于紅霞[1]分析了1994 年財稅體制改革以后轉移支付與地區經濟收斂的關系， 發現轉移支付總體上沒有達到縮小地區差距的效果。尹恒等[2]的研究發現，上級財政均等性轉移支付不但沒有起到均等縣級財力的作用，反而拉大了財力差異，特別是在分稅制改革后，轉移支付造成了近一半的縣級財力差異。Huang 和Chen[3]的研究也發現，中央轉移支付并沒有實現地區之間的財力均等化。郭慶旺和賈俊雪[4]認為，中央財政轉移支付有助于中國省級公共醫療衛生服務的均等化，但抑制了其發展；促進了公共交通基礎設施服務發展，但加劇了省級差異；對公共基礎教育服務則不具有顯著影響。李永友和沈玉平[5]的研究表明，地方財政收支決策對大規模轉移支付的反應存在明顯差異，支出決策反應顯著高于收入決策；地方財政支出決策對大規模轉移支付的周期變化反應并不對稱，支出決策對轉移支付增加的反應要弱于對轉移支付減少的反應。范子英和張軍[6-7]的研究發現，轉移支付比重每增加1個百分點，將使得地方經濟的長期增長率降低003個百分點， 這種無效率的水平在西部地區更是達到037個百分點。付文林[8]的研究發現，轉移支付影響了地方政府征稅的積極性，也導致了欠發達地區財政支出偏向行政性支出。范子英和張軍[6]利用1995―2005 年中國省級面板數據研究發現，轉移支付能夠顯著促進國內市場整合，且三大轉移支付中的專項轉移支付的作用最顯著，而財力性轉移支付和稅收返還的作用并不明顯。另外，解堊[9]考察了轉移支付對公共品均等化的影響，研究發現轉移支付對各地城鄉公共品差距的縮小作用不大。付文林和沈坤榮[10]考察了轉移支付對地方不同類型財政支出結構的影響，研究發現中國目前的轉移支付制度不僅會帶來粘蠅紙效應，而且會產生可替換效應。
宏觀經濟波動會帶來社會福利損失，如何減少宏觀經濟波動是政策制定者和學術界關注的重要問題。當前，均等性轉移支付已成為地方政府的重要收入來源，其又會通過影響地方政府行為直接或間接地影響宏觀經濟波動。例如，中央政府均等性轉移支付越多，地方政府財力越充足，地方政府越有可能實施積極的財政政策，增加基礎設施投資、教育支出等以對經濟增長和經濟波動產生影響。再如，中央政府均等性轉移支付越多，地方政府對轄區內稅費的依賴程度越低，這會影響地方政府征稅的積極性，從而影響經濟波動。需要說明的是，已有研究主要考察技術沖擊、金融發展、產業結構升級、財政分權和預期等對經濟波動的影響，據筆者所知，尚沒有文獻考察均等性轉移支付對經濟波動的影響，為此，本文擬補充和完善這方面的工作。
本文運用1995―2012年中國31個省份的數據，通過面板數據模型考察均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響，研究發現，均等性轉移支付規模越大，宏觀經濟波動越小，且這一結論是穩健的。這可能是因為，無論是出于政績考慮，還是處于改善轄區內居民的福利考慮，地方政府有激勵維持轄區內的宏觀經濟穩定。均等性轉移支付放松了地方政府的預算約束，使地方政府維持宏觀經濟穩定的能力增強，從而有利于宏觀經濟穩定?？紤]到中國東部沿海地區和中西部地區經濟發展水平差別較大，對均等性轉移支付的依賴程度也差別較大，本文以東部沿海地區和中西部地區為樣本，分別考察了均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響，研究發現，在東部沿海地區和中西部地區，均等性轉移支付都有利于減少宏觀經濟波動?？紤]到2002年所得稅分享制度改革之前，中國均等性轉移支付以稅收返還為主，2002年之后稅收返還減少，而主要以專項均等性轉移支付和一般性均等性轉移支付為主，本文分別以1995―2002年和2003―2012年為兩個時間段做以考察，研究發現，在這兩個區間內均等性轉移支付都有利于減少宏觀經濟波動。
二、中國均等性轉移支付特征事實
根據《中國財政年鑒》公布的數據，中國均等性轉移支付的總額逐年增加，從1995年的025億元增加到2012年的454億元；均等性轉移支付占中央財政支出的比重從1995年的5595%下降到2000年的4580%，而后又上升到2012年的7074%，即中央政府財政支出中70%以上都是對地方政府的均等性轉移支付。均等性轉移支付占地方財政收入的比重一直保持在40%以上（某些年份甚至超過50%）說明均等性轉移支付是地方政府的重要收入來源。
均等性轉移支付主要包括稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付。稅收返還是1994年分稅制財政管理體制改革和2002年所得稅收入分享改革時，為保護地方既得利益，將原屬于地方政府的收入劃為中央固定收入或共享收入后，給予地方政府的補償。一般性轉移支付是指為彌補財政實力薄弱地區的財力缺口，均衡地區間財力差距，實現地區間基本公共服務能力的均等化，中央財政安排給地方財政的補助支出，由地方政府統籌安排。目前，一般性轉移支付包括均衡性轉移支付和民族地區轉移支付等。專項轉移支付是指中央財政為實現特定的宏觀政策及事業發展戰略目標，以及對委托地方政府的一些事務或對中央地方共同承擔事務進行補償而設立的補助資金，需按規定用途使用。專項轉移支付重點用于教育、醫療衛生、社會保障、支農等公共服務領域。本文分別用稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付占均等性轉移支付總額的比重表示均等性轉移支付結構。根據《中國財政年鑒》公布的數據，一般性轉移支付占均等性轉移支付的比重從1995年的115%增加到2012年的4720%；專項轉移支付占轉移支付的比重從1995年的1480%增加到2012年的4150%；稅收返還占均等性轉移支付的比重從1995年的7370%下降到2012年的1130%，即中國均等性轉移支付結構已經由稅收返還為主向一般性轉移支付和專項轉移支付為主調整。
表1給出了2012年中國31個省份的均等性轉移支付總額、人均均等性轉移支付值以及均等性轉移支付占地方財政支出的比重。從表1中可以看出，四川和河南獲得的均等性轉移支付最多，分別為2 91562億元和2 82417億元；天津、上海和北京獲得的均等性轉移支付最少，分別為36978億元、43065億元和51231億元。總體而言，西部地區省份人均均等性轉移支付值和均等性轉移支付占財政支出的比重高，而東部沿海地區省份的人均均等性轉移支付值以及均等性轉移支付占財政支出的比重較低。例如，人均均等性轉移支付值最高的3個省份是、青海和寧夏，分別為26 13907元、14 64330元和8 32167元；人均均等性轉移支付最低的3個省份是廣東、江蘇和浙江，分別為1 15481元、1 43931元和1 51309元。均等性轉移支付占財政支出比重最高的3個省份是、甘肅和青海，分別是8882%、7304%和7241%；均等性轉移支付占財政支出比重最低的3個省份是上海、北京和江蘇，分別是1029%、1390%和1622%。通過上述數據可以看出，中國不同地區對均等性轉移支付的依賴程度差別較大，中西部地區財政支出主要依賴于均等性轉移支付，而東部經濟發達省份對均等性轉移支付的依賴程度較低。
中國不同省份對中央均等性轉移支付依賴程度的變化趨勢也差別較大。本文用各省份2012年均等性轉移支付占地方財政支出的比重減去1995年均等性轉移支付占地方財政支出的比重，衡量從1995―2012年地方政府對中央政府均等性轉移支付依賴程度的變化趨勢。我們發現，11個省份對均等性轉移支付的依賴程度在下降，20個省份對均等性轉移支付的依賴程度在增加。對均等性轉移支付依賴程度下降的省份主要集中在東部沿海地區，其中，北京對均等性轉移支付的依賴程度下降最大，而對均等性轉移支付依賴程度增加的省份幾乎都是中西部省份。
三、模型設定和指標選取
（一）模型設定
本文通過構建回歸方程考察均等性轉移支付對中國經濟波動的影響，方程如下：
Volatilityit=α+βTransferit+∑Nj=1γjXjit+εit（1）
其中，Volatilityit表示第i省份第t年的經濟波動；Transferit表示第i省份第t年的均等性轉移支付；Xit表示對經濟波動有影響的其他變量，根據通常的設定，這里主要包括政府規模、技術創新、金融發展水平、產業結構變遷和開放性程度等指標；εit表示隨機擾動項。
（二）指標選取
本文關注的被解釋變量是經濟波動?，F有研究通常用經濟增長率的標準差來表示經濟波動，一些學者認為經濟增長標準差不能有效反映經濟波動，Tang等[11]以標準差衡量經濟波動時，選取樣本期間內經濟波動差別很大，標準差值只能反映整體情況，并不能反映全部樣本期間內經濟波動路徑的差異，也有研究通過HP濾波來計算經濟波動。本文結合以上兩種思路，通過兩種方法來衡量經濟波動。
本文通過HP濾波來估算經濟波動。借鑒干春暉等[12]的方法，通過如下的方法估計經濟波動：
Volatilityit，t+T=∑Tt=1lnyit-lnyit2+λ∑T-1t=2[lnyit+1-lnyit-lnyit-lnyit-1]2（2）
其中，lnyit表示實際GDP取自然對數；lnyit表示潛在產出，即增長的趨勢成分；lnyit-lnyit為產出缺口，表示經濟增長的周期成分；λ表示趨勢成分波動的懲罰因子，由于是年度數據，借鑒Ravn 和Uhlig[13]的研究成果，本文取λ值為100。
借鑒Ramey 和Ramey[14]、周業安和章泉[15]的思路，本文用經濟增長率的標準差表示經濟波動。將1995―2012年劃分為3個時間段：1995―2000年、2001―2006年、2007―2012年，每個時段跨度為6年，計算6年人均GDP增長率的標準誤用以表示經濟波動。
借鑒付文林和沈坤榮[10]的思路，本文用地方得到的中央補助收入減去地方上解中央支出得到中央對地方的凈均等性轉移支付，再用凈均等性轉移支付除以地方財政支出表示均等性轉移支付規模，這反映了地方政府對均等性轉移支付的依賴程度。該值越大，表明地方政府對均等性轉移支付的依賴程度越高。根據通常的設定，用政府支出除以GDP表示政府規模；用進出口總額除以GDP表示開放性水平；用每萬人的專利申請數表示技術創新；用第三產業增加值除以GDP表示產業發展水平；用金融機構貸款余額除以GDP表示金融發展水平。均等性轉移支付數據根據歷年《中國財政年鑒》各省份公共財政預算收支決算總表中提供的數據整理計算而得；其他數據根據歷年《中國統計年鑒》提供的原始數據整理計算而得。基于數據的可得性，本文選取的樣本區間是1995―2012年。
四、經驗分析與結果
由于是面板數據模型，本文分別通過固定效應方法和隨機效應方法進行分析，結果如表2中的回歸（1）和回歸（2）所示。可以看出，均等性轉移支付對應的系數顯著為負，這說明均等性轉移支付對經濟波動始終具有負向影響。可能的原因是，地方政府出于政績考核或是維護社會穩定的考慮，其有激勵動機維持轄區內宏觀經濟穩定；均等性轉移支付放松了地方政府的預算約束，使地方政府維持宏觀經濟穩定的能力增強，地方政府會采取一系列措施維持宏觀經濟穩定。例如，當經濟衰退時，均等性轉移支付使地方政府有充足的財力，可以實施擴張性財政政策以應對經濟衰退，減緩經濟下行給社會帶來的負面沖擊，熨平經濟波動。為考察均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響是否穩?。≧obust），本文用經濟
增長率的標準差表示經濟波動，進行穩健性
分析，結果如表2中的回歸（3）和回歸（4）所示?？梢钥闯?，均等性轉移支付對應的系數仍顯著為負，即均等性轉移支付規模越大，經濟波動越小，這說明本文的結論是穩健的。
不同省份經濟發展水平差別較大，地方政府對政府均等性轉移支付的依賴程度也差別較大。Checherita-Westphal和Rother[16]以及Devarajan等[17]的研究都發現，財政政策對經濟增長的影響和經濟發展程度密切相關。一個重要的問題是，均等性轉移支付對中國經濟波動的影響在不同地區之間是否差別較大？為此本文區分了東部沿海地區和中西部地區，分別考察均等性轉移支付對東部沿海地區和中西部地區宏觀經濟波動的影響。其中，東部沿海地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中西部地區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。如表3的回歸（1）―回歸（4）所示，無論是東部地區還是中西部地區，均等性轉移支付對應的系數均顯著為負，這說明均等性轉移支付對經濟波動有抑制作用。
付文林和沈坤榮[10]的研究表明，在2002 年所得稅分享制度改革之前，以稅收返還為主的轉移支付制度傾向于保護各地區既得的財政利益，總體上中央對地方的均等性轉移支付規模較為有限，2002年之后隨著一般性均等性轉移支付的不斷增加，均等性轉移支付在平衡不同地區之間財力均衡時發揮了重要作用。這里的問題是，維護地方既得利益為主的均等性轉移支付和協調地區財力均衡為主的均等性轉移支付對經濟波動的影響是否存在差異？本文將樣本區間劃分為1995―2002年和2003―2012年兩個時間段，分別考察兩個樣本時間段內均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響，結果如表3的回歸（5）―回歸（8）所示?？梢钥闯鰞蓚€樣本區間內均等性轉移支付的系數都顯著為負，即均等性轉移支付有利于減緩宏觀經濟波動。需要說明的是，現有的研究大多發現均等性轉移支付沒有實現預期設定的目標。例如，馬拴友和于紅霞[1]發現均等性轉移支付不利于地區之間的經濟收斂，尹恒等[2]發現均等性轉移支付不利于地區之間的財力均等化，范子英和張軍[6-7]發現均等性轉移支付并沒有達到促進經濟發展的目的，而本文的研究發現均等性轉移支付有利于減緩宏觀經濟波動，這為均等性轉移支付的合理化提供了一個可能的解釋和依據。
五、結 語
分稅制改革后，中央政府和地方政府的財權和事權發生了較大的調整，中央政府通過對地方政府均等性轉移支付協調中央和地方之間事權和財權的不匹配問題。中央政府的均等性轉移支付已成為地方政府財政收入的重要組成部分。一方面，均等性轉移支付有利于平衡地區之間的財力不均衡；另一方面，其也是財政政策的體現，對整個經濟有系統性的影響。通過數據分析發現，東部沿海地區省份對均等性轉移支付的依賴程度較低，而中西部省份對均等性轉移支付的依賴程度較高。本文運用1995―2012年中國31個省份的數據考察了均等性轉移支付對宏觀經濟波動的影響。研究發現，均等性轉移支付占財政支出的比重越高，宏觀經濟波動越小，這說明均等性轉移支付有利于平抑宏觀經濟波動。可能的原因是，地方政府有激勵維持轄區內的宏觀經濟穩定，均等性轉移支付放松了地方政府的預算約束，使地方政府維持宏觀經濟穩定的能力增強，熨平了宏觀經濟波動。分區域的回歸結果表明，無論是東部沿海地區還是中西部地區，均等性轉移支付均有利于抑制經濟波動。分時間段的分析表明，1995―2002年的樣本區間和2003―2012年的樣本區間，均等性轉移支付均有利于減緩宏觀經濟波動。
本文的政策建議包括如下三個方面：第一，改變以GDP、經濟增長、財政收入為主的地方政府官員績效考核體系，加強對維持轄區內宏觀經濟穩定的考核，使得地方政府有足夠的激勵和動力維持轄區的宏觀經濟穩定。第二，增加中央政府對地方政府的均等性轉移支付力度，尤其是對中西部地區均等性轉移支付的力度，以更好地實現不同地區之間的財力均等化和區域協調發展，減緩宏觀經濟波動。第三，通過立法、行政等手段，監督和約束地方政府，提高均等性轉移支付資金使用效率。
本文還存在一些可能的拓展：第一，均等性轉移支付包括稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付，在數據可得的前提下，可以運用省級層面的數據考察不同類型轉移支付對經濟波動的影響。第二，本文主要運用了靜態面板數據模型，現實經濟中宏觀經濟波動具有持續性，可以將本文的模型拓展為動態面板數據模型，運用系統廣義矩（GMM）方法考察均等性轉移支付對經濟波動的影響。第三，本文主要考察了均等性轉移支付對宏觀經濟波動影響效果，進一步的研究可以通過考察均等性轉移支付對全要素生產率、投資率、人力資本水平、產業結構和通貨膨脹率等宏觀指標的影響，進而探討均等性轉移支付影響經濟波動的傳導機制。第四，本文主要運用中國數據做了實證分析，進一步的研究可以通過構建與中國現實經濟相一致的動態隨機一般均衡模型（DSGE），在現實經濟的參數環境下，數值模擬轉移支付的宏觀經濟效應。
參考文獻：
[1] 馬拴友， 于紅霞轉移支付與地區經濟收斂[J] 經濟研究， 2003， （3）：26-33
[2] 尹恒， 康琳琳， 王麗娟 政府間轉移支付的財力均等化效應――基于中國縣級數據的研究[J] 管理世界， 2007， （1）：48-55
[3] Huang， B， Chen， K Are Intergovernmental Transfers in China Equalizing？ [J] China Economic Review， 2012， 23 （3）： 534-551
[4] 郭慶旺， 賈俊雪 中央財政轉移支付與地方公共服務提供[J] 世界經濟， 2008， （9）：74-84
[5] 李永友， 沈玉平轉移支付與地方財政收支決策――基于省級面板數據的實證研究[J] 管理世界， 2009， （11）：41-53
[6] 范子英， 張軍 財政分權、轉移支付與國內市場整合[J] 經濟研究， 2010， （3）：53-64
[7] 范子英， 張軍 中國如何在平衡中犧牲了效率：轉移支付的視角[J] 中國經濟學， 2010， （6）：117-138
[8] 付文林 均等化轉移支付與地方財政行為激勵初探[J] 財貿經濟， 2010， （11）：58-62
[9] 解堊轉移支付與公共品均等化分析[J] 統計研究， 2007， （6）：63-66
[10] 付文林， 沈坤榮均等化轉移支付與地方財政支出結構[J] 經濟研究， 2012， （5）：45-57
[11] Tang， S， Groenewold， N， Leung， C The Link between Institutions， Technology Change and Macroeconomic Volatility [J] Journal of Macroeconomics， 2008， 30 （4）： 1520-1549
[12] 干春暉， 鄭若谷， 余典范 中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響[J] 經濟研究， 2011， （5）：4-16
[13] Ravn， M， Uhlig， H On Adjusting the Hodrick-Prescott Filter for the Frequency of Observations [J] Review of Economics and Statistics， 2002， 84 （2）： 371-380
[14] Ramey， G， Ramey， V Cross Country Evidence on the Link between Volatility and Growth [J]The American Economic Review， 1995， 85 （5）： 1138-1151
[15] 周業安， 章泉 財政分權、經濟增長和波動[J] 管理世界， 2008， （3）：6-15
宏觀經濟波動范文4
關鍵詞：金融加速器；金融杠桿；利率市場化；貨幣政策；動態隨機一般均衡
中圖分類號：F8315；F8220文獻標志碼：A文章編號：
10085831（2017）03002312
一、研究背景與問題
金融與經濟的聯系日益緊密，金融領域發生的危機可能造成世界性的經濟沖擊。近年來，美國金融危機和歐洲債務危機沖擊，和與之伴隨的全球股市價格的震蕩，以及國際原油價格和重要原材料價格的劇烈波動，給中國經濟穩定的發展造成巨大的沖擊。此外，外部沖擊導致的匯率變動也將影響貨幣政策的實施效果。在國內，股票市場價格暴漲暴跌現象屢見不鮮，房地產也呈現急劇震蕩態勢，直接危及金融市場和經濟穩健發展[1]。資產價格波動會對貨幣供應產生結構性影響，改變貨幣政策的傳導機制，尤其是金融資產價格泡沫破裂，對實體經濟會產生嚴重沖擊，從而影響貨幣政策最終目標的實現[2]。
金融助推經濟發展的金融加速器作用機制可以解釋很多經濟現象，相關文獻也十分豐富。金融加速器（Financial accelerator）是指金融市場中的各種狀態如信息不對稱、成本會放大經濟沖擊的一種現象，根本原因在于金融市場不完備、金融摩擦和外部融資溢價。它的提出可以追溯到Bernanke，Gertler，Gilchrist[3-4]，他們首次將動態均衡模型的分析方法引入金融加速器中，以便更好地分析市場摩擦對經濟波動的影響。此后，學者對此深入研究，逐漸擴大應用范圍。Claudia和Pierdzioch[5]指出，金融市場越發達，經濟波動程度越小，造成經濟波動加大的主因是金融摩擦。Gilchrist[6]建立兩國一般均衡模型分析金融摩擦的國際傳導機制，發現發展中國家金融市場信息不對稱程度相對嚴重，金融摩擦導致經濟波動的程度較發達國家也相對嚴重。Gertler，Gilchrist和Natalucci [7]研究了金融加速器機制和匯率制度之間的關系，發現固定匯率制較浮動匯率制而言，金融加速器的傳導效應更大。其他相關研究還從不同行業角度分析金融加速器效應。如Aoki等[8]從金融加速器角度研究了英國房地產融資對實體經濟的影響，發現英國房地產投資與房價具有周期性波動特征；鄭忠華、邸俊鵬[9]在包含金融加速器機制的DSGE模型中模擬了房地產借貸對經濟波動影響；劉蘭鳳、袁申國[10]以BGG模型為基礎，研究了貨幣政策沖擊對住房價格與住房投資及消費的影響，結果發現金融加速器機制下貨幣政策沖擊放大了對三者的作用；劉蘭鳳、袁申國[11]通過構建三部門的DSGE模型，從微觀角度證實了中國金融加速器效應的存在，并進一步驗證了金融加速器機制能提高解釋周期波動的能力。
金融市場沖擊對經濟波動影響顯著，并在全球范圍內傳導。2008年以來，美國為應對次貸危機引發的流動性驟減，多次實施了“量化寬松”貨幣政策，造成全球經濟的巨大流動性沖擊。2013年以來，美聯儲的“量化寬松”退出，全球經濟再次受到影響，導致中國資本外流、匯率貶值等一系列問題。面對經濟下行壓力，新一屆政府進行了卓有成效的改革，其中去杠桿化、利率市場化等都牽涉到金融穩定的核心領域。在金融加速器機制作用下，經濟、金融領域的微小變動可能形成“蝴蝶效應”，因此，χ泄金融加速器的傳導機理、作用效果等的全面深入分析研究，不僅能夠豐富中國金融加速器傳導機制的理論研究，而且還有助于通過實證模擬為制定和實施宏觀調控政策提供參考，具有重要的理論和現實意義。論文安排如下：第二部分較為詳細地描述了基于金融加速器機制的DSGE模型；第三部分對DSGE模型進行貝葉斯估計和實證模擬，側重分析了金融杠桿化、利率市場化對經濟的影響；第四部分給出了結論并提出了四個政策建議，以穩增長、促改革、調結構、惠民生。
三、模型估計和實證分析
（一）參數校準和貝葉斯估計
上述DSGE模型參數之多，依靠有限的時間樣本數據顯然無法擬合得到各個參數，需通過校準（calibration）即根據現實得到一些參數的值，然后根據模型擬合，比較模型與現實的擬合程度[14]。
結合中國實際經濟情況，表1給出模型各個參數的先驗分布、均值和標準差。符合AR（1）以及MA（1）過程的參數均為05，獨立擾動項標準差均為01。得到投資調整成本φ（4）、消費替代彈性σ（15）、消費偏好h（07）、工資的卡爾沃調整系數ξw（05）、勞動供給彈性σL（2）、價格的卡爾沃調整系數ξp（05）、工資指數Iw（05）、價格指數Ip（05）、穩態時的資本利用率zk（05）、生產固定成本φp（125）?；谥袊泿耪邔嵭?，貨幣政策對通脹的系數小于1，名義利率對通貨膨脹ρπ、產出（缺口）ρy以及產出增長率變化ρdy的系數分別為08、0125和0125。近10年，中國年均通脹率約3%、名義利率約4%、經濟增長率約8%，所以有季度穩態通脹率π（075）、穩態名義利率r（1）、增長率trend（2）。資本份額在經濟中獲益很大，α為06，杠桿比lev為22014年4月博鰲論壇，央行行長周小川直言，中國的企業部門或者公司部門杠桿率偏高。在5月17日的新供給經濟學50人論壇“新供給金融圓桌”首期會議上，中國人民銀行調查統計司副司長徐諾金給出的測算結果是：2012年中國非金融類企業部門的杠桿率為106%，2013年進一步增至1096%，分別對應本文杠桿比206和2096。因此，杠桿比lev定為2是合理的。，金融費用彈性為005。
為防止先驗分布帶來的誤差，在金融加速器存在與否兩種情況下，結合貝葉斯方法的后驗估計，結果如表1所示?？傮w而言，估計結果差別并不大，均圍繞先驗分布的均值波動，但是標準差存在較大差異，側面表明使用貝葉斯方法的合理性，可以防止人為設定先驗分布帶來的誤差。
（二）數據描述與處理
采用2001年第一季度至2013年第四季度數據，它們分別是實際產出GDP、通脹CPI、社會消費C、社會投資I、就業人口LAB、總人口N、工資W、利率R、融資利差S。利率以七天銀行間同業拆借市場利率替代，因為央行關注同業拆借市場進行公開市場操作，同時它也是目前中國利率市場化程度最高的地方。融資利差S代表金融擴散沖擊，如果經濟運行總體平穩，融資利差應該不大且較為穩定，反之，經濟受到較大沖擊，融資利差就會劇烈波動。借鑒利率期限結構，采用銀行間拆借市場利率的月度數據與年度數據之差替代。所有序列以2005年作為基準。為研究波動性，對數據進行差分處理。數據來源中國國家統計局數據庫、中國人民銀行數據庫以及wind數據庫，論文對數據進行了整理和季節調整。dy、dc、dinve、labobs、pinfobs、dw、robs、sobs分別表示季度GDP、人均消費額、投資、勞動供給、通貨膨脹、工資的差分以及利率和融資利差。
（三）金融參與對經濟的影響
通過比較金融加速器機制存在與否可以分別研究和分析對經濟的影響。當金融加速器存在時，即金融費用彈性ω不為零，杠桿率lev不為1，以及金融擴散效應存在。圖1- 4刻畫了存在（右側）和不存在（左側）金融加速器情況下，各種沖擊對產出、投資、消費和通脹的影響。顯然，存在金融加速器時，外生擾動沖擊放大了經濟擾動效應。
由表2方差分解結果可知，一旦金融加速器進入一般均衡方程中，金融擴散沖擊解釋了內生量擾動的絕大部分信息，貢獻度大多在90%以上，而其他沖擊對內生變量擾動的影響則顯得微乎其微。金融擴散沖擊對經濟影響顯著的政策意義在于，央行必須密切關注市場融資利差所反映的信息，必要時采取宏觀調控，引導預期，確保經濟平穩運行。
從歷史分解角度分析。以產出和投資為例，分析金融加速器存在與否兩種情況下的歷史分解，圖5-6顯示，貨幣政策沖擊在存在金融加速器作用下效應顯著提升。主要原因在于，金融杠桿對金融市場中的諸如信息不對稱等摩擦具有放大效應，但央行的宗旨在于糾正這些市場非理。央行負有維持經濟平穩發展的重任，當面臨能威脅經濟、金融穩定的外生沖擊時，應迅速甄別沖擊來源和原因，果斷采取措施，利用其在金融市場中的特殊地位，綜合運用各種政策指導和貨幣政策，力保經濟、金融平穩健康發展。
（四）杠桿率對經濟的影響
為研究不同杠桿率下不同外生沖擊對經濟的影響，分別以高中低三種杠桿率為研究對象，側重分析不同沖擊對產出、消費、投資和通脹的影響（圖7-10）。
通過比較不同杠桿率下各種沖擊對產出、消費、投資和通貨膨脹的影響，發現當杠桿率為2時，外生沖擊對經濟的影響最大，而當杠桿率為15或是25時，各種沖擊對經濟的影響反而較小。主要原因在于，當杠桿率較低時，金融體制不完善導致沖擊傳導機制不通暢，客觀上起到了抗風險的作用，如1997年亞洲經濟危機，當時中國沒有完全開放外匯市場，客觀上阻礙了危機的傳導；而當杠桿率較高時，完善的金融體制又具有一定的自我穩定能力，提高了抵御沖擊的能力。就政策而言，為防止去杠桿化帶來的風險，政府需有充足準備，避免造成經濟過度波動。
表3是在杠桿率為15和25時的方差分解（杠桿率為2的方差分解見表2右側）。一個最大的區別在于當杠桿率為2時，金融擴散沖擊解釋了諸多內生變量波動的主要部分，而當杠桿率為15和25時，金融擴散沖擊對內生變量擾動的貢獻力度十分有限。當杠桿率過高或過低時，貨幣政策對內生變量的貢獻力度會提高。聯系實際，當面對中國經濟下行壓力時，總理提出要去杠桿化（作為克強經濟Likonomics的重要內容之一），降低金融風險，則在此過程中，央行的貨幣政策須十分謹慎，避免給經濟帶來過度干擾。
（五）利率市場化對經濟的影響
與杠桿率直接進入動態隨機一般均衡模型中不同，利率市場化并不直接進入模型，但這并不影響對利率市場化的分析。所謂的利率市場化就是把利率的決策權交由金融機構，由金融機構根據自己的資金狀況和金融市場動態判斷自主調節利率水平。如果央行全面放開利率政策，利率波動隨著市場供求狀況而加大。模型中，利率市場化主要帶來兩方面的間接影響：貨幣政策執行過程中的沖擊（em）和用融資利率替代的金融擴散沖擊（eb）加劇。
貨幣政策沖擊給所有內生變量造成類似駝峰狀的軌跡。其中，勞動供給和投資受到沖擊最大，一個百分點的貨幣政策沖擊導致勞動供給瞬間下降12個百分點，8個季度下降45個百分點后，起止回升。因為貨幣政策沖擊影響人們預期行為，以至于就業壓力在較長時期內存在。投資一直是中國經濟增長的驅動力，它受到貨幣政策沖擊有一個先下降23個百分點，后逐漸回歸至穩態的動態路徑，歷時12個季度左右。因為正向貨幣政策沖擊引起名義利率上升，投資成本隨之升高，壓縮凈收益空間，導致部分經營效率不高的企業逐漸退出投資領域。因此，央行改革利率市場化過程中，需密切關注就業市場和投資領域的影響。
金融擴散沖擊對產出、消費、投資和勞動供給影響較大。一個百分點的金融擴散沖擊瞬間引起產出增加，然后逐漸回落，歷時12個季度左右。對消費而言，金融擴散沖擊的作用較為溫和，經歷3個百分點下降后逐漸回歸穩態。投資的軌跡正好與消費相反，從3個百分點的正沖擊逐漸回歸穩態。而勞動供給的軌跡呈現發散狀態。如果融資利差變大，在長期融資成本不變的情況下，市場對短期資本需求增加，提高短期融資成本，造成利率上升的替代效應大于收入效應，此時消費減少，勞動供給增加。因此，金融加速器效應得以體現?？v觀世界發達國家，資本市場的任何風吹草動都可能引發一系列較為嚴重的經濟問題。因而，處在改革開放進程中的中國，政府要對逐漸放開利率市場化引起的金融擴散沖擊帶來的經濟沖擊影響有清醒的認識，做好應對準備，防止經濟出現“過山車式”的大起大落。
四、結論和政策建議
本文在金融加速器機制下，運用中國2001年第一季度至2013年第四季度的經濟數據，使用貝葉斯技術，通過動態隨機一般均衡模型估計，分析了金融杠桿、利率市場化對經濟的影響，得到以下幾個結論。
第一，與不存在金融加速器情形不同，存在金融加速器機制時，沖擊擴大了對經濟的影響。主要是存在金融加速器機制時，各種經濟變量之間的關系更加密切，彼此受到的影響也會增加。從方差分解結果看，金融擴散沖擊解釋了大部分內生變量擾動信息。
第二，存在金融加速機制時，不同杠桿率水平下，外生沖擊對經濟的影響效應不同。實證結果證實，當杠桿率為2時，外生沖擊對經濟的影響最大，當杠桿率為15或是25時，各種沖擊對經濟的影響反而較小。方差分解進一步表明，當杠桿率為2時，金融擴散沖擊解釋了諸多內生變量波動的主要部分，而當杠桿率為15和25時，金融擴散沖擊對內生變量擾動的貢獻力度十分有限。
第三，利率市場化進程中，形成貨幣政策沖擊和金融擴散沖擊的間接影響。對貨幣政策沖擊而言，所有內生變量都遵循類似駝峰狀的動態軌跡，其中影響最大的是勞動供給和投資。對金融擴散沖擊而言，對產出、消費、投資和勞動供給影響較大。
鑒于此，為保障經濟、金融健康穩定發展，提出以下幾點政策建議。
第一，去杠桿化過程要有一定的緩沖期，以穩增長、促改革、調結構、惠民生為主要目的。去杠桿化需要一個過程，需要給企業一個消化時間，提高金融資源配置效率。事實上，去杠桿化的目的是要防范高杠桿率帶來的金融風險，而不是讓去杠桿化成為影響穩增長、控通脹、調結構新的不穩定源。
第二，不斷深化和穩步推進利率市場化改革。利率市場化改革的宗旨不是調節利率水平，而是改革利率的形成機制，使之成為反映宏觀經濟運行狀態的準確價格信號。利率市場化也是各國經濟持續發展的必由之路，穩步推行改革方式將是可操作的最佳做法。
第三，實行穩健的貨幣政策以應對各種外部沖擊。綜合運用多種貨幣政策工具，采取微{的操作模式，提高信息溝通，增強預期管理，維護經濟增長處于穩定區間內，防止通貨膨脹突破上限。
第四，實行適當積極的財政政策。適當擴大財政赤字和國債規模，進一步完善結構性減稅政策和調整財政支出結構，著力保障和改善民生，進一步深化財稅改革，促進經濟轉型升級，增強經濟內生增長動力。參考文獻：
[1]朱培金.擴展的泰勒規則及其在中國的適用性研究[D].長春：吉林大學，2013.
[2]趙進文，高輝.資產價格波動對中國貨幣政策的影響――基于1994-2006年季度數據的實證分析[J].中國社會科學，2009（2）：98-114.
[3]BERNANKE B，GERTLER M，GILCHRIST S.The financial accelerator and the flight to quality[J].The Review of Economics and Statistics，1996，78（1）：1-15.
[4]BERNANKE B，GERTLER M，GILCHRIST S.The financial accelerator in a quantitative business cycle framework[M]// Taylor J B，WOODFORD M.Handbook of Macroeconomics.Edition 1，Vol.1.North Holland：Elsevier，1999：1341-1393.
[5]BUCH C M，PIERDZIOCH C.The integration of imperfect financial markets： Implications for business cycle volatility [J].Journal of Policy Modeling，2005，27（7）：789-804.
[6]GILCHRIST S.Financial markets and financial leverage in a twocountry world economy[C]//AHUMADA L A，FUENTES J R.Series on Central Banking，Analysis and Economic Policies，Vol VII： Banking Market Structure and Monetary Policy.Central Bank of Chile，2004.
[7]GERTLER M，GILCHRIST S，NATALUCCI F M.External constraints on monetary policy and the financial accelerator[J].Journal of Money Credit and Banking，2007，39（2/3）：295-330.
[8]AOKI K，PROUDMAN J，VLIEGHE G.House prices，consumption，and monetary policy：A financial accelerator approach [J].Journal of Financial Intermediation，2004，13（4）：414-435.
[9]鄭忠華，邸俊鵬.房地產借貸、金融加速器和經濟波動――一個貝葉斯估計的DSGE模擬研究[J].經濟評論，2012（6）：25-35.
[10]劉蘭鳳，袁申國.住房價格、住房投資、消費與貨幣政策――基于金融加速器效應的DSGE模型研究[J].廣東金融學院學報，2011（3）：3-15.
[11]劉蘭鳳，袁申國.中國經濟金融加速器效應的DSGE模型分析[J].南方經濟，2012（8）：102-114.
[12]MEROLA R.The role of financial frictions during the crisis： An estimated DSGE model[J].Economic Modelling，2015，48：70-82.
宏觀經濟波動范文5
關鍵詞:房地產價格;宏觀經濟;實證研究;文獻綜述
中圖分類號:F293.3文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2009)29-0086-03
一、引言
2008年,隨著雷曼兄弟破產、“兩房”被政府接管等一系列事件的發生,美國次貸危機進一步深化成金融風暴波及全球,宏觀經濟出現劇烈波動。在此國際背景下,國內經濟亦不容樂觀,現在金融危機也已經開始逐漸滲透到實體經濟領域,直接導致了外貿出口下滑,外貿順差減少,與國內房地產周期演變重疊,從而影響工業和投資下降的結果,造成經濟迅速下行趨勢,2008年第三季度GDP增幅回落至9%。為了穩定經濟,我國政府決定采取擴大內需為主和穩定外需相結合的方式,采取更強有力的措施擴大國內需求特別是擴大消費需求,以拉動經濟增長。長期以來,投資、消費、出口是拉動我國經濟增長的“三駕馬車”,在國內消費不振、外貿出口急劇下降的形勢下,政府出臺了旨在擴大內需的四萬億刺激計劃,其中32%與房地產行業直接相關,包括廉租房、保障性住房等措施。
從2008年10月下旬開始,政府連續出臺救市政策,這不僅為購房者提供了更多的利好,最為重要的是從一定程度上改變了購房者的市場預期,這對于促進樓市的回暖具有積極作用。2008年11月份,土地成交量出現回暖跡象,比2007年同期分別增加了8.3%和159%,比上月成交土地面積也增加了37.8%。同時,伴隨著商品房住宅量的成交量、成交面積的增加,經濟適用房、限價性住房等保障性住房成交套數增加了46.2%,成交面積增加了49.3%。目前,市場上房地產開發土地供給依然充足,房地產開發投資增長在穩步回升;房地產供給將出現結構性差異,商業地產出現過剩,保障性住房供給力度不斷加大;房地產價格持續調整;房地產市場體系將逐步完善。
由此可見,宏觀經濟的波動對房地產價格有著重要影響,而房地產投資作為固定資產投資的重要組成部分,房地產價格的變化勢必對宏觀經濟的運行產生重要影響。雖然從理論上,對房地產價格和宏觀經濟波動關系進行分析的文獻很多,但從實證角度具體檢驗房地產價格和宏觀經濟波動關系的文獻還不是很成熟。本文將從國內外兩個方面對研究房地產價格與宏觀經濟波動的文獻進行綜述,以期進一步探討影響房地產和宏觀經濟波動的實際因素,同時對相關文獻所采用的模型進行歸納、整理,期望能對進一步的研究提供有益的視角。
二、房地產價格與宏觀經濟關系的實證研究
房地產價格是指房地產市場上供需雙方所形成的價格。從各國房地產價格的波動情況來看,房地產價格一般具有階段性、城市差異性與協同性、泡沫性三個特點。就階段性而言,房地產價格的階段性或周期性與宏觀經濟波動是密切相關的,有時宏觀經濟波動表現為房地產價格波動,同時又會引起宏觀經濟波動。根據經濟周期理論,房地產價格與宏觀經濟基本變量存在互動關系,主要表現為宏觀經濟的一個或多個經濟變量會引起房地產價格的變動,同時房地產行業的變化也會引起宏觀經濟的波動,在變化過程中兩者形成相互加強的互動機制。從各國相關文獻資料來看,影響房地產價格的宏觀經濟基本變量主要包括收入、消費、利率、就業率、通貨膨脹率、建筑成本、房地產供給等基本變量。
房地產價格與宏觀經濟的關系包括兩個方面,一是宏觀經濟變化對房地產價格波動的影響,宏觀經濟變化對房地產價格的影響主要是通過對房地產供給和需求的影響來實現的;二是房地產價格波動對宏觀經濟的影響,在這方面,已有的研究表明,學者們主要是從房地產價格是否影響總消費和總投資兩個角度進行分析的。
(一)國外的相關研究
房地產業在國外許多國家已是成熟的產業,有關房地產業的地位作用已有了明確的認識。從國外的文獻來看,大部分的經濟學者對于房地產價格與宏觀經濟關系的實證研究,主要側重于從均衡理論的角度出發,在傳統的回歸分析模型的基礎上,更多地運用獨立線性系統、數量經濟模型、技術經濟評估模型等來進行數據分析。
首先,宏觀經濟運行的基本面會影響投資需求,進而通過利率影響房地產的供給,而經濟增長會影響居民收入進而影響對房地產的需求,根據均衡理論,市場競爭機制最終會通過房地產價格出清市場。Clapp和Giaccotto(1994)利用簡單回歸分析,認為宏觀經濟的變化對于房地產價格有著很好的預測能力,不符合有效市場的假說。而Quigley(1999)采用供求平衡確定價格的模型,對美國1986―1994年41個都市區域的年度數據進行研究,認為對住宅價格的解釋能力在12%～30%之間,各變量的顯著水平超過了99%,說明美國經濟基本面可以解釋美國房地產價格的變化。同時,Iacoviello(2002)通過建立SVAR模型研究來6個歐洲國家(法國、德國、意大利、西班牙、瑞典和英國)過去25年的影響房地產價格波動的宏觀經濟因素,研究發現在利率上調之后,各國的房地產價格會出現不同程度的下跌。Miki Seko(2003)通過利用SVAR模型分析出日本各地區的住宅價格和經濟基本面有著比較強的相關性,可以預測房地產市場的發展。同時,房地產價格的變化是影響宏觀經濟運行的重要因素。Chirinko,DeHaant和Sterken(2004)運用SVAR模型對13個國家進行研究,研究了13個發達國家的情況,發現對一國而言,房屋比股票對消費、產出等實際經濟有更大的作用,房價上漲1%之后,消費上漲0.75%,房價上漲1.5%之后,GDP上漲0.4%。
其次,對房地產的需求而言,受經濟增長影響的居民收入是主要影響因素,而根據不同經濟理論對收入度量是此類文獻關注的主要內容,如永久收入假說。Geoffrey Meen(2002)通過對英國、美國住宅價格的時間序列分析發現,無論是暫時性收入還是持久性收入,對房價的彈性都很大,尤其是在美國對于供給彈性欠佳的市場上,長期收入的彈性更高。而GcofKenny(1999)利用協整技術,利用VECM模型,來對愛爾蘭住宅市場供給和需求兩方面建模,他的研究表明,持久收入增加會引起房地產價格的上漲,并對住宅的需求有一定比例的增加。同時,Abrahma和Hendershott(1996)利用了一個考慮滯后過程在內的住宅價格變化模型,該模型提示了住宅價格上漲與住宅建設成本、就業率和收入直接相關,住宅價格上漲幅度和利率上升成負相關。
最后,對房地產的供給方面而言,宏觀經濟的變動通過對利率的影響進一步影響實際的房地產投資。在這一方面,Giulindori(2005)通過建立一系列VAR模型,研究發現利率上調之后,9個歐洲國家(比利時、芬蘭、法國、愛爾蘭、意大利、荷蘭、西班牙、瑞典和英國)的房地產價格會出現不同程度的下降。同時,Case和Robert(2003)驗證了房地產價格與投資回報存在正的自相關。房地產價格和回報的高度自相關會產生正反饋交易行為, 并推動房地產價格向預期的方向發展,在上升過程中可能會形成價格泡沫。
基于上面的分析,我們可以發現國外文獻主要基于均衡理論、收入假說等經濟理論構建模型,如SVAR模型。采用的數據主要采用橫截面數據和時間序列數據,從而具體的計量模型主要集中在傳統的OLS回歸、SVAR模型、協整分析等。
(二)國內的相關研究
我國房地產市場相對國外來說,雖然起步比較晚,但伴隨著我國經濟的迅速發展,房地產行業也呈現出良好的發展態勢。房價問題不僅關系到城市的發展和金融的安全,更關系到普通老百姓的生活成本。房價問題的重要性和房地產價格的敏感性吸引了國內大量學者和公眾的廣泛關注。從國內的文獻來看,國內學者對于房地產價格與宏觀經濟關系,大都從理論上來進行分析,進行實證研究的文章比較少,并主要集中在以下幾個方面。
首先,鑒于宏觀經濟基本面對房地產價格的重要影響,采用合適的數據、模型對二者關系的研究一直以來都是大家關注的重點。沈悅,劉洪玉(2004)利用1995―2002年我國14城市的中房住宅價格指數與宏觀經濟基本面相關變量的平行數據,運用混合樣本回歸以及添加城市、年度啞變量等分析方法,對住宅價格與經濟基本面的關系進行實證研究。研究結果表明,經濟基本面對住宅價格水平的解釋模型存在著顯著的城市影響特征。姜彩樓、徐康寧、李永浮(2007)運用2003年3月至2006年8月的月度數據,通過協整方法、Granger檢驗研究了上海市房地產價格變動的影響因素。結果表明,宏觀經濟發展水平和房地產投資力度是影響上海市房地產價格變動的重要因素。而人均可支配收入、空置面積等反映市場供需關系的指標對房地產價格的影響較小。張益豐(2008)利用協整檢驗與Granger因果檢驗等方法對我國房地產銷售價格和經濟發展、居民人均收入以及上地拍賣價格等變量加以實證分析,指出單純依靠降低土地價格來遏制房價上漲政策是不可行的;提出加大農村投入、縮小城鄉收入差距、減少地域之間的經濟差距等一系列能夠平抑房屋價格快速上漲的政策建議。
其次,在我國,由于房地產開發的資金來源主要是銀行貸款,從而銀行利率的變動對房地產投資有重大影響,因而會影響到房地產供給及其價格變化。例如,梁云芳、高鐵梅、賀書平(2006)利用協整分析和HP濾波,計算了房地產均衡價格水平,以及房地產價格偏離均衡價格的波動狀態,得出結論:我國房地產市場價格的偏離只是受部分地區的影響。通過利率來調控房地產市場,成效不大,但信貸規模的變化對房地產投資有較大的影響。而崔光燦(2009)運用面板數據模型對我國1995―2006 年31個省市的數據進行分析后發現,房地產價格明顯受利率和通貨膨脹率的影響,而且房地產供給、收入等基礎性宏觀經濟變量在中長期也決定房地產價格。房地產價格明顯影響到宏觀經濟穩定,房地產價格上升會增加社會總投資和總消費,房地產投資通過“財富效應”對消費的影響始終明顯,對社會總投資的影響也非常顯著。
最后,隨著我國房價的連續上漲,住房支出成為居民支出的主要組成部分,居民的生活壓力上升,居民消費支出受到重大影響,進而影響到擴大內需的實現,是影響房地產需求的主要因素。姚玲珍、劉旦(2006)在生命周期假說的基礎上,構造了一個城鎮居民資產與城鎮居民人均消費關系的模型,并利用1978―2006年的數據,分階段實證研究了中國城鎮居民住宅資產對城鎮居民人均消費的影響。宋勃(2007)在考慮通貨膨脹的條件下,利用我國1998―2006年的房地產價格和居民消費的季度數據建立誤差修正模型(ECM),使用Granger因果檢驗方法對我國的房地產價格和居民消費的關系進行實證檢驗,得出結論,短期而言,兩者存在Granger因果關系;長期來說,房屋價格上漲是居民消費增加的Granger原因。
由于我國宏觀經濟政策在房地產市場上的重要作用,使得對宏觀經濟政策的研究成為影響房地產價格的重要因素,例如,房地產信貸政策將會直接影響房地產貸款利率,而宏觀財政政策則會影響居民收入,進而影響對房地產的需求。周京奎(2005)利用中國4個直轄市房地產價格數據和宏觀經濟數據,運用單整與協整檢驗方法及誤差修正模型,對住宅價格與貨幣政策之間的互動關系進行實證研究。研究結果表明住宅價格上漲與寬松的貨幣政策有緊密的聯系。
可以看到,國內文獻于國內文獻相比,除橫截面數據、時間序列數據之外,還采用了面板數據,從而可以使用更多的信息,相關的計量方法主要包括:協整方法、Granger檢驗、誤差修正模型(ECM)、面板數據模型,同時對宏觀經濟政策的分析也是國內文獻重點關注的問題。
三、總結
國外在房地產價格和宏觀經濟波動關系的研究上要早于國內,并且重視在經濟理論的基礎上構建結構計量模型進行定量分析,這為國內的相關研究提供了很好的借鑒。近年來,隨著國內房地產市場的迅速發展,對房地產價格和宏觀經濟關系的研究逐漸增多,并且大量采用了相關計量模型進行定量分析。但是,對于以下幾個方面的研究仍顯不足:
(一)宏觀經濟政策在我國經濟運行中起著重要作用,特別是房地產市場的發展也一直是我國宏觀調控的重要目標。但是,現在對宏觀經濟政策的研究更多地集中在理論分析方面,缺乏全面的實證分析。如果能夠對宏觀經濟政策對穩定經濟、促進房地產行業發展的政策效應進行定量分析,那么我們就可以對相應的政策效應和實施效果進行預測、評估。
宏觀經濟波動范文6
關鍵詞：房地產；價格波動；宏觀經濟波動；微觀作用機制；RBC
一、房地產價格波動的設定與分析
筆者利用RBC模型（真實經濟周期模型）分析了房地產價格波動對宏觀經濟波動的作用機制，并根據國內生產總值與房地產價格的相互關系建立相關模型，從微觀經濟基礎的角度探討了房地產價格波動對經濟增長的影響。其中RBC模型是以古典經濟增長模型為基礎，結合外生隨機沖擊，以此為基礎對其對宏觀經濟產生的影響進行了探討。
（一）國民經濟產出
在真實經濟周期模型中（RBC模型），房地產價格與宏觀經濟產出可用生產函數表示。
二、房地產價格波動與宏觀經濟的互動機制
（一）數據說明與變量選取
根據理論模型，本文選取了2004年到2014年全國商品房價格的定基指數的季度數據fdct，用來表示房產價格的變化情況。選取對應時間段的GDP數據gdpt表示宏觀經濟變化。為了增加參數估計的有效性，筆者將季度數據轉換成月度數據。
（二）房產價格波動的模型分析
筆者采用GARCH模型，對房產價格的波動情況進行分析，具體過程如下。
1、ARCH LM檢驗
（三）房產價格波動作用機制分析
1、ADF檢驗
由以上理論分析可知，即宏觀經濟波動依賴于當期房產價格波動與滯后一期宏觀經濟波動和滯后兩期房產價格波動。現將國內生產總值取對數一階差分序列得{dlngdpt}，用來表示宏觀經濟波動。將商品房銷售價格指數取對數得{lnfdct}，用來表示房產價格變化，建立數學模型。若數據平穩，則直接使用最小二乘法進行處理，若數據非平穩，則檢驗各變量間是否存在協整關系。
2、協整檢驗
協整檢驗主要用來分析變量之間是否存在長期均衡關系。本文建立的系統只包含兩個時間序列，因此采用E-G兩步法檢驗宏觀經濟波動與房地產價格波動的關系即可。由最小二乘法對二者處理，得回歸方程為：
由此可見，宏觀經濟波動在很大程度上依賴于滯后項，滯后一期的房地產價格對宏觀經濟的影響系數為0.07，滯后兩期的房產價格對宏觀經濟產生負影響，系數為-0.0588。進一步處理，可得下圖：
由圖可知，當即期房地產價格正增長時，國內生產總值會在前6個月出現快速上升，在第7月達到頂峰，但在隨后三年內緩慢波動下降至0。
三、結束語
房地產價格上升在短期內確實對宏觀經濟起增長起到了刺激作用，但就長遠來看，其模式不利于經濟的健康穩定發展，實現經濟多遠化、可持續發展才是解決經濟問題的根本之道。在當前我國房地長經濟持續升溫的現狀下，政府部門應出臺相關的措施，實現房地長經濟與宏觀經濟的協調健康發展。
（作者單位：廣西師范大學數統學院）
基金資助項目名稱：資產收益及其波動率隨機跳躍模型下金融衍生品定價的蒙特卡羅模擬法（項目編號：13YJA91000）
參考文獻：
