西北大学
硕士学位论文
经济周期波动传导机制研究——基于陕西省1978～2004年经济
波动的实证研究
姓名：龙霁月
申请学位级别：硕士
专业：西方经济学
指导教师：常云昆
20080615
摘要
经济周期的波动与经济增长密切相关，一般认为缓和的经济波动有利于经济
的持续增长，但是，什么原因造成了、决定着经济波动呢?答案似乎又要从经济
增长中来找。因此，经济周期波动与经济增长可能是一个问题。本文借助于国外
20实际80年代新兴起来的实际商业周期理论和时间序列计量方法，从引起经济
波动(增长)的客观实际因素出发，寻找根源，希望理清楚各种冲击因素对经济
体运行形态的影响，包括影响路径和相对效果。结合现有的文献研究成果，本文
把自己的研究视野紧密的锁定在西部地区，尤其是笔者感受最深的陕西省，希望
通过科学的研究，刻画出西部地区区域经济的经济波动传导机制，并对当地经济
的稳定和发展尽一份书生的微薄之力。
观察改革开放以来陕西省的经济总量(GDP)和固定资产投资、居民消费、
财政支出以及进出口之间的变动关系，可以发现他们之间存在一定的联动关系，
按照现代经济周期理论，真实因素的变动最终都会反应到经济总体上，进而引起
波动。我们通过单位检验和协整检验，发现上述变量之间确实存在着相对稳定的
长期关系，由此，本文接下来通过构建vAR模型，计算出各真实因素变动对经济
总量的动态影响，并通过模型预测误差的方差分解计算出它们对经济波动的解释
力。其结果是，消费和进出口对陕西省为代表的西部经济具有持续而显著的促进
作用：财政虽然也有促进经济增长的作用，但是初期却表现出抑制的效果，据测
算，抑制效果中的最大值约为促进效果最大值的两倍：令人意外的是，投资对西
部经济却表现出微弱而持续的拖累，这或许说明西部以投资为主导的增长模式已
经走到极限。在波动贡献率的分析中，财政引起的波动最大(37％)，其次为消费
(9．9％)、进出口(8．2％)和投资(5．8％)，通过内部传导机制引起的经济波动占
总量的60％，而通过外部传导机制传递的波动只有40％，说明西部地区的经济周
期波动传导机制仍以内生机制为主，但是，我们也有足够的理由关注外部机制及
作用。基于经济周期波动传导机制，作者最后提出了一些指导性的建议。
全文共有五章组成，它们是这样安排的：第l章为文章导论，强调了研究的
意义和实现的方法；第2章是关于经济周期波动的文献综述，介绍了国内国外的
经济周期波动理论，总结和评价了现行的经济周期研究成果；第3章开始进入实
证研究阶段，我们以西部地区的典型代表陕西省为对象，对1978—2004年改革开
放后的经济周期波动事实和特征进行描述，这使我们对经济周期波动有了感性认
识，也为本文深入研究经济波动的传导机制提供了素材；第4章是冲击对经济周
期波动的影响和传导机制研究，文章通过构建投资、消费、进出口和财政等真实
因素与产出的VAR模型，求出了各类因素变动对产出的动态影响，最终对经济周
期波动的传导机制有了全面的认识；文章最后一部分本文的结论部分，它包括实
证研究的总结、政策建议和进一步研究的方向。
关键词；经济波动西部地区vAR模型脉冲响应函数方差分解
Ⅱ
ABSTRACT
Since tl圮begi皿ing of ref0咖锄d opeIliI玛up，Clli触’s泖id econ0Inic
dcvelopment h弱attracted the attention ofIIu吼erous domestic锄d forcign scholars．In
the process of econolllic expaIldin岛soIm econ0IIlic phenome豫觚d陀gional
economic ine小脚ities iIl deVelopment occun-cd．And macroeconomic cyclical
nuctuation h嬲become me hot spot肌d keyStone iIl t11e m∞roeconomic and regional
economic issues．There are m鲫Iy hIlds of menlods觚d me锄s t0 research．On me
aspect of researcmng macroecorlomic cyclical nuctuation，m锄y docume鹏used
mostly multif撕ous econometric models t0锄myze thc cause of m∞roecoll0IIlic
cyclicaJ jEluctIlation．I：沁searCh regional eco∞mic如luCtion is maillly b懿ed on various
mices绷Id corⅣe玛ence锄alysis of ecorlomic ineq砌ities锄d the cllarlge teIldencies．
Tb趴alyse tlle nuctuation，we s觚lple Sll蜀咖：1)(i pr0Vince fbm the weStem Clli腮
懿a study c懿e．And GDP is uesed to desc曲e economic gro讹跚d ch锄ge，me f0叫
real irnlmIse f．aCtors is fisical eXpendure，invest，cons眦髓e，import跹d export．
We use quantitatiVe nletllod t0孤alyse tlle effect觚d patll of nuctuation，、)I『：Ilich
contains uIlit r00ts test，cointegration teSt锄ld、，AR model．On t11e b嬲is of、无AR
estimation，、Ⅳe can computer tlle dyn锄ic e丘．ect of output t0 com栅mne，im，estIl瑚t，
fisical spenmlre mld me s岫of export锄d import，龇ld tllen we can calculate tlle
conlpared contmbution of all tlle iIltemal mld e娥mal坞al f-actors tO tIle
Inacroeconomic fluctuation．
As a conclution，we find廿lat all tlle iIlte撇l坞al facto瑙c觚cXplain 60 p钉cent
of tlle maCroeconomic nuctuation，、)v：Ilich is bigger tll觚tlle s啪of exte加al翁Ict0瑙’
efrect．n meaIls t11e policy ma：ker should pay ITlorc a：ttention t0 me real fiuct0瑙，if hc
Want to get a s讪lIe incre嬲ing economic．Also，we find tllat cons硼姗e觚d 0peIling
out can c肌se a s们ng觚d long—laSting stimllalte to regillal GDP’Ⅵ航ch will laSt for 5
years at most．But for inVeStment，tlle dyn锄ic e岱≥ct is decre嬲ing the r印id of
economic growtll．Fisical should bc仃eated care如lly beca鹏e it dccre懿es tlIe gmwtll
ofeconlollic at龇first ye甄粕d stiIImlatcs in tlle long舳．
Key words：FluctIlation of BuSiness Cycle，
№tor Autoregression Mo蹦，
Vari锄ce Decompositi弧
W，eStem Cllin‰
h叩ul∞Respo璐es F删0n，
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在论文中作了明确的说明并表示谢意。
学位做作者躲亿嚎目
谚年6其略jB
1导论
1．1本文涉及的主要概念
1．经济周期
关于经济周期的定义我们遵循Mitche萋薹蓁；堕晕孓t影嚣繁菖鑫副翻"啪
犯鳆豸i弼谢羹，勺自骈雒咻堋奠酗鲢鬟瞌嬲篓磊硝诵囊移酷强静翻镌i捌缝峪鬟
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确；～鳞罄菡鐾霉醑经
济研究领域发生了巨大变化，新的理论和分
支不断出现。以需求为主导、短期分析为主要方法的凯恩斯宏观经济理论已经遭
遇严重危机， 来自于美国1970s的大量对凯恩斯宏观经济的批评被理论界广泛接
受，1980s兴起的实际经济周期理论(Real Business Cycles)引领着新古典经济
学一路高歌前进，在全球范围内取得越来越广泛的尊崇。实际经济周期理论不但
进入宏观经济学研究的主流，而且开创了一种新的宏观经济学研究方法。2004
年，Fim Kydland和Edward Presc0仳因在经济周期波动的解释上的成绩获得诺
贝尔经济学奖，他们采用新的计量技术，检验出技术发展的变化是经济增长的主
要源泉，并成功的描述了技术冲击导致经济波动的过程。他们的研究方法最后形
成了一种新的宏观经济分析范式。Fi触Kydl锄d和Edw￡帕Prescott采用的新的
分析方法是， 在商业周期的和核心假设下，经济的波动是随机漫步的，而且消费
／产出、投资／产出等比率之间存在协整性，在这些先验性质的基础上，通过描述
经济宏观经济统计量自身的变动及他们之间的协同变动关系，就可以看出经济理
论是否很好的解释实际的经济运行。Fi肌Kydland和Ed姗帕Prescott开创的经
济分析方法， 在宏观经济研究中得到大量采用， OliVer J∞k Blancl砭丽，D觚ny
Quall，Jo IllI C锄pbell，N．Grego巧M锄kiw'Sergio T．Rebelo，Robert Q戤ng，Ch砌es
I．Plosser'James H．Stock锄d Mark W．Wiltson等新古典宏观经济学主将，都在自
己的研究中大量运用此方法。这一新的宏观经济学研究方法的过程，就是数据处
理_经济周期典型特征描述_宏观模型设定_理论修正和检验的研究过
程。
在这样的背景下，本文的写作就是运用Fi姗Kydl锄d和Edw2帕P阳scon始
创的计量经济学方法和实际经济周期理论，从宏观经济波动的描述和比较入手，
分区域对中国的经济波动传导机制进行求解，力图刻画一个真实的宏观经济周期
周期源于经济体系之外的一些真实因素的冲击，这种冲击称为“外部冲击”。市场
经济无法预测这些因素的变动与出现，也无法自发地迅速作出反应，故而经济中
发生周期性波动。这些冲击经济的因素不产生于经济体系之内，与市场机制无关。
实际经济周期理论把引起经济周期的外部冲击分为引起总供给变动的“供
给冲击"和引起总需求变动的“需求冲击"。这两种冲击又有引起有利作用——
刺激经济繁荣的“正冲击”(或称“有利冲击")，以及引起不利作用——导致经
济衰退的“负冲击’’(或称“不利冲击”)。有利冲击比如技术进步，这种冲击刺
激了投资需求。国内外发生的各种事件都可以成为对经济大大小小的外部冲击，
但其中最重要的是技术进步。在引起经济波动的外部冲击中，技术进步占三分之
二以上。值得注意的是，实际经济周期理论把政府宏观经济政策也作为引起经济
波动的外部冲击之一。
对于外部冲击对经济周期的作用方式，我们以技术进步为例来说明。假定一
个经济处于正常的运行之中，这时出现了重大的技术突破(如网络的出现)。这种
技术突破引起对新技术的投资迅速增加，这就带动了整个经济迅速发展，引起经
济繁荣，技术是决定经济的重要因素之一，所以，这种繁荣并不是对经济长期趋
势的背离，而是经济能力本身的提高。但新技术突破不会一个接一个，当这次新
技术突破引起的投资热过去之后，经济又趋于平静。这种平静也不是低于长期趋
势，而是一种新的长期趋势。
(3)经济稳定政策
实际经济周期理论的政策建议是符合新古典传统的，即自由放任。它认为，
既然经济周期并不是市场机制的不完善性所引起的，就无需用国家的政策去干预
市场机制，只要依靠市场机制经济就可以自发地实现充分就业的均衡。因此，它
反对扩张性的财政政策，反对政府过多干预经济，政府要将自己定位在市场经济
的“裁判员”或“守夜人”角色上，负责提供公共产品，比如规则的指定和执行，鼓
励教育和科研。已有的研究已经证明，由外部冲击引起的周期性波动不可能由政
府政策来稳定，而要依靠市场机制的自发调节作用来稳定。只有市场机制才会对
经济波动做出自发而迅速的反应，使经济恢复均衡。比如，技术突破引起的投资
热带动了整个经济繁荣，这时资源紧张会引起价格上升，价格上升就可以抑制过
热的经济，使之恢复正常状态。市场机制的这种调节是反时的，经济不会大起大
落。
相反，政府的宏观经济政策往往是滞后的，由于政府不可能做出正确的经济
预测，政策本身的作用有滞后性，加之政府政策难免受利益集团的影响。决策者
信息不充分，对经济运行的了解有限，政策不可能像决策者所预期的那样起到稳
定作用。宏观政策的失误往往作为一种不利的外部冲击而加剧了经济的不稳定
2
描述，并对区域波动传导过程进行刻画：同时，将为实际经济周期理论在区域范
围宏观经济的适用性进行经验检验；最后，本文作为对区域宏观经济周期的描述
和研究，也是对区域经济研究的一种有益探索。我们可以看到，本文的研究具有
扩散的潜力，即可以推广到中国西、中、东三大区域每个省的经济波动，并在此
基础上进行对比和比较，得到一个更具解释力的中国宏观经济波动传导体系。
2．研究的实际意义
如前所述，本文研究的着力点在于经济周期事实的描述和经济波动传导机制
的探寻，因此，其结果必将对宏观经济学研究和区域经济政策的制定提供基础性
的指导。典型经济周期事实的描述，可以很清晰的给出区域内经济的现状，为经
济政策的制定提供大环境：经济波动传导过程的刻画，对经济走势的预测和政策
在实施中的作用估计与控制，都将具有重要的指导作用。具体而言，若外部冲击
是经济波动的最主要因素，且决定产出波动的主导而持久因素是供给冲击(技术
进步、人力资本、市场集中等)，而导致通货膨胀的主导而短期因素是内部冲击，
那么，我们的经济稳定政策将应该更多的关注外部因素的对产出的作用，而将维
持物价稳定作为需求管理的长期目标。这一政策取向将改变以“刺激内需”来拉
动经济增长的经济政策，适当放慢目前不顾人民收入持续增长乏力前提下超前的
教育、住房、医疗、社会保障等的市场化改革。
此外，区域宏观经济周期事实的描述和传导机制的刻画，将增加区域宏观政
策的必要性，并定义一个全国范围的宏观经济调控政策的边界和范围。
1．3研究对象、方法和框架
1．本文的研究对象
本文的研究主题，是中国西部地区宏观经济周期波动机制。就经济波动机制
而言，存在内部协调机制和外部冲击机制，两种机制导致波动的反应方式和效果
不同，本文针对性的演技其外部传导机制，而对内部传导机制只做理论综述性介
绍。本文研究区域性的外部冲击对经济周期的影响，并选取西部省份中的陕西省
作为代表。在可能引起经济波动的众多因素中，我们将其划分为外部和内部宏观
经济变量，名义与实际宏观经济变量，具体而言，既有对单个经济变量的规模及
变化的检验和描述，也有对变量间的相关关系的描述和检验，还有对内外部冲击
对经济波动的影响力和持久力的区分。
考虑到作者研究能力，本文只选取西部区域中一个具有代表性的省份(陕西)
的宏观经济作为研究对象，其冲击要素包括省内GDP、投资、消费、财政支出、
进出口贸易总额等等。我们相信具有代表性省份的研究较之全国性和区域性的总
体研究能够更深入的解释经济波动现象，并期望发现其显著特征。
4
2．本文的研究方法
本文研究总体上属于实证研究。在研究中主要运用计量经济方法和统计方
法。
本文写作的主要基本方法就是通过统计上的实施检验来验证理论的实用性，
即实证研究方法，因此，主要的方法还是统计和计量。在本文的计量分析部分，
将大量采用统计和计量上的方法和技巧，包括原始数据的收集，原始数据转化为
可用数据，数据的多种计量分析和比较、检验，包括单位根检验，协整检验、格
兰杰因果关系检验、供给和需求冲击的脉冲相应函数分析，以及冲击效果的差分
分析。运用的计量方法主要用于处理时间序列数据，具体如下：
(1)校准法(Calibration)
在实际经济周期研究中校准法是最常用的研究方法，校准法∞dl孤d和
Prescott，1982)是通过参数的设置生成一些模拟结果(比如变量的周期性和变化幅
度)，并将模拟结果与经济周期的特征事实相比较的评价方法。2
(2)单位根检验
(3)Johnhansen-Gl趾ger协整检验
(4)滞后及提前期自相关检验及描述
(5)变量间相关性检验及描述
(6)脉冲相应函数分析和方差分解
此外，本文还采用区域间和各实际冲击因素的比较研究，结合中国西、中、
东部区域的地理、社会、经济差异，进行区域对比和比较，并比较内外部机制对
经济波动的影响，比较各内生冲击要素对波动的动态响应和解释力度。
最后，在本文文献综述阶段，将会大量的查阅已有文献，包括经济波动理论
和模型的研究，研究成果的总结和评价，等等，这些方法的运用将使文章内容丰
富，论证有理有据，有的放矢。
3．本文的研究框架
本文的写作思路就是从数据分析入手，对事实进行描述，然后参照已有理论，
进行理论基础上的进一步分析，最后对结果进行解释。是一个数据一事实呈现
一模型构建_经验检验一结果解释的过程。宏观经济典型事实，是指经济总
体及其关键指标的规模及变化，包括经济总量的规模及变化，总量的构成的规模
及变化，包括投资、消费、财政收支、进出口总额等因素。它包括供给与需求方
面的因素，也包括名义变量与实际变量。进行宏观经济典型事实的描述，除了对
上述变量本身进行时间轴上的描述，刻画其特征外，还对变量间的相关关系进行
描述和统计检验，如协同变化关系、因果关系，这种关系一般是无条件相关的；
2具体操作方法参见黄赜琳，2∞5：‘校准法的原理、应用于发展方向>，‘数量经济技术经济研究'第l期
5
2经济周期波动文献综述
2．1经济周期的定义的分类
经济周期波动是经济增长的表现形式，任何经济增长都是在经济波动中实现
的。经济周期一般是用来描述经济总体水平上升和下降交替的波动过程，并依次
分为四个阶段收缩、萧条、扩张和繁荣。收缩阶段是指经济总体水平的下降阶段
萧条是指经济总体水平降到最低点的状态；扩张阶段是经济总体水平的由萧条转
向不断上升阶段：繁荣是经济总体水平上升的终点。繁荣和萧条是经济活动过程
转向衰退和转向复苏的转折点，国民经济活动整体上的从繁荣到繁荣，或从萧条
到萧条的扩张与收缩过程的交替变化称为经济周期。仅仅对经济周期泛泛而谈，
显然会引起一些麻烦，以下我们将对经济周期的起源、经济周期与经济波动的区
分、周期长度、类型以及我国学者对经济周期的认识，对经济周期的相关概念作
一次系统阐述。
2．1．1经济周期的定义研究
1．经济周期的起源
要准确理解经济周期的内涵，还必须弄清该术语在经济学中的起源。“经济
周期"一词是英文“Business Cycle’’的意译，早在17世纪末，人们就开时使用它
来描述商业的繁荣与萧条，直译为“商业周期"或“商业循环"到了19世纪，该
术语开始用于表示总量经济的上升和下降，现在也有人用英文“Economic
C”le”表示“经济周期”。由此可见，经济周期一词最初是用来描述商品经济较
为发达的近、现代社会中所存在的有规律的经济波动，这就是说经济周期并不是
存在于所有经济发展阶段，尽管在前资本主义社会也存在经济波动，但是，这种波
动并不具有规律性。
西方学者对经济周期的界定认为，经济周期是一种有规律的波动，它产生于
相对发达的商品经济或市场经济中。在众多关于经济周期的定义中，美国全国经
济研究局(NBER)创始人米切尔(wC．Mitchell)做和伯恩斯(F．A．Buns)在1946年
为经济周期所下的定义最为权威。他们认为“经济周期是在主要以商业企业组织
活动的国家的总体经济活动中所看到的一种波动；一个周期包括同时发生在许多
经济活动中的扩张，接下来是同样普遍的衰退、收缩和复苏，复苏又融入下一个周
期的扩张之中；这一系列的变化是周期性的，但不是定期的，在持续时间上各个
周期不同，从多于一年到十年或十二年不等：它们不能被分为更短的具有相同特
8
经济周期，将国民经济总体水平的绝对量变动过程称为“古典周期"，而将国民
经济活动的相对水平，即经济增长率的扩张和收缩过程的交替变化称为“增长周
期”。
最初，经济学家观测的是古典周期，它是指一个国家在某一时期内总量经济
活动绝对水平的扩张和收缩，美国国民经济研究局(NBER)早期的研究对象都
属于这种周期。然而，20世纪60年代经济学家发现，从1961年2月到1969年12
月的106个月中，美国GNP绝对量一直处于上升状态，并不存在明显收缩阶段@。
可是，这一时期美国经济并不是直线上升的，经济增长时快时慢，仍存在波动。
显然，只观测古典周期难以客观描述实际的经济增长状况，在这种情况下，一
些经济学家开始研究增长周期和增长率周期。增长周期又成为离差周期。研究这
种周期的学者认为，“经济周期是经济变量围绕其长期趋势或永久成分上下波动
的状况，是经济增长对其长期趋势的暂时偏离”。增长率周期是直接以一国总量
经济指标的增长率为考察对象，研究增长率时快时慢的波动状况。改革开放以来，
我国大多数总量经济指标在绝对量上都是持续增长的，只是增长率存在波动，因
此，我国大部分学者研究的都是增长率周期，本文要考察的也是这种类型的周期。
2．2国外经济周期波动理论回顾
对于国外经济周期波动理论的回顾，我们可以把我两条主线，一是波动的研
究方法的改进路线，二是解释波动的理论(或模型)的发展演变过程。以下我们
将从上述两种角度对国外经济周期波动研究的历史和现状进行综述。最后，由于
本文进行的研究是建立在实际商业周期理论(Real Business Cycle Theory)基
础上的，为便于后续研究的展开，我们有必要对真实商业周期理论作较详尽的单
独介绍。
2．2．1波动研究方法的改进
国外对经济周期研究是从周期统计指标体系的建立开始的，这是研究经济周
期的基础。19世纪末，在哈佛大学的经济研究委员会最早出现了对经济周期波
动定量研究的方法，他们开始监测和分析经济周期波动，并利用其景气指数编制
成哈佛指数，这一指数虽然在当时已经很先进，但它因没有预测出1929年的经济
大萧条而随后宣告失败。之后，以米切尔为首的美国国家经济研究局(NBER)开
始利用统计方法对经济周期进行研究，在方法上已经能够实现循环波动的检测分
离、趋势调整和平滑处理。1955年，经济统计学家穆尔的主持并编制了扩散指数
@参见徐大丰，朱平芳，刘宏．中国经济周期的非对称性问题研究【J】．财经研充2∞5(4)：9-15．
和合成指数，开始对宏观经济进行监测和预警。与此同时，景气动向调查法在德国
和法国兴起，它是研究经济周期的一种新的信息采集技术，在国际上应用广泛。进
入20世界60年代后，经济周期波动的分析和预测研究出现了国际化趋势，国际经
济指标系统建立起来，被用来监测西方主要工业国家的景气变动。
进入20世纪60年代，结构时间序列模型、多变量时间序列方差分量模型等
时间序列分析方法取得了很大的进展，并深刻影响着经济周期理论的发展。20
世纪80年代，状态空间方法已经成为国际上令人瞩目的研究经济周期波动的方
向；多元统计分析方法也开始被用于研究经济周期波动；系统动力学方法被用来
模拟经济周期波动的规律；另外，研究经济周期波动的仿真模型也建立起来，用
以展示经济中各主要变量在短期经济波动中的行为和轨迹。
2．2．2波动理论学派的形成和发展
另一方面，对经济周期的解释中形成了不同的流派。产生深远影响的包括以
乘数一加速数模型为代表的传统经济周期理论、强调供给冲击的实际经济周期理
论、强调货币政策变动冲击的货币主义理论和新古典主义理论，等等。这些理论
有着基本一致的模式，即构建经济周期的理论模式——建立数理经济周期模型一
一计量检验。
基于经济周期波动长度、外部特征和波动原因的不同见解，西方的经济波动
理论可以大致可划分为凯恩斯主义经济周期理论和非凯恩斯主义经济周期理论。
前者是利用乘数和加速数相互作用的模型来解释经济周期性波动，是有代表性和
有影响的现代经济周期理论之一。而后者的非凯恩斯主义的经济周期理论，也是
名目繁琐，比较著名的有：消费不足论、投资过度理论、货币信用过度论、创新
理论、心理理论、太阳黑子论和政治周期理论。对于经济周期理论，不同的理论
家之间存在分歧，而他们的分歧往往是由于各自所强调的或所侧重的因素不同导
致的，但经济周期是由许多因素引起的，一种理论一般只是偏向于从某一个侧面
来研究经济周期理论。
对于西方经济周期理论的认识，我们将按照传统和现代进行划分，前者主要
指凯斯主义的理论观点，当然，也出现了一些不同意见，我们称之为非凯恩斯主
义周期理论；现代经济周期理论则是20世纪70、80年代针对美国经济滞涨而提
出的新见解，他也在发展。
1．凯恩斯主义之前的周期理论，主要有：
(1)消费不足论
消费不足的经济周期波动理论以经济学家霍布林为代表，认为消费不足是经
济周期波动的基本原因和重要因素。按照消费不足形成的原因，可以分为购买力
12
不足造成的消费不足论和过度储蓄形成消费不足的经济周期理论两种。
(2)非货币投资过度论
非货币投资过度论以瑞典的卡塞尔为代表，这种理论认为经济周期波动是一
种生产的严重结构失调状态，是资本品生产与消费品生产相比相对过度的结果。
他强调资本品生产过度投资行为的作用，投资引起整个经济的活跃、繁荣和扩张，
而一旦停止投资则会引起经济的相反变动。
(3)心理因素论
心理因素论认为经济行为取决于经济决策，而经济决策与对未来的预期有
关，在经济活动中，人们对未来价格、成本、利润等的判断和预期，影响了人们对
当前经济活动的决策。该理论认为，在经济的扩张阶段，人们比较乐观，乐于投资
的增长，这样推动了扩张：在经济周期的收缩阶段，人们比较悲观，助长了投资的
减退，加剧了收缩。由于心理因素的作用，最终导致“乐观下的失误"或“悲观下
的失误"，呈现出一种连续的循环过程，形成了经济周期波动。
(4)太阳黑子论
太阳黑子论把经济周期波动的初始原因归结为宇宙天体的变化。以穆尔、杰
文斯等为代表的经济学家认为太阳黑子活动的周期会影响地球的气候变化，气候
变化的周期则会影响到农业的收成，形成农业生产的周期性波动，进而影响到工
商业，最终影响到经济总体的周期波动。
2．凯恩斯主义经济周期理论
1929年的经济大萧条，打破了古典均衡理论一统天下的统治地位，凯恩斯对
古典均衡理论的革命，开创了这一时期的经济周期理论的研究。凯恩斯主义把经
济周期波动的原因归于工业化的私有经济和市场的严重缺陷，主张通过政府干预
来熨平经济波动。在凯恩斯主义旗号下，各主要流派着重研究了有关动态增长周
期的理论和模型，繁荣和丰富了经济周期理论。这一时期的经济周期波动理论主
要有以下几种。
(1)凯恩斯的经济周期波动理论
凯恩斯的有效需求理论是其经济周期理论的基础，即充分就业与经济稳定取
决于有效需求，要达到充分就业，必须要有足够的有效需求。从有效需求分析出
发，凯恩斯的周期理论认为，投资需求、消费需求决定着经济的波动那个，而需
求又是受消费倾向、流动偏好和资本边际效率决定的。该理论把资本边际效率的
循环性变动看作商业循环的主要原因，而经济周期波动的时间长度，也取决于资
本边际效率的变动时间。
(2)基于“加速原理”的波动解释
“加速原理"以库兹涅茨为代表，这一原理认为消费品和服务需求的微小变
化，会引起与其有关的资本品需求更为剧烈的变化，而消费支出的增长，最终引起
投资支出的更大变化，从而形成经济周期波动。
(3)基于“乘数一加速数"的波动理论
该理论通过结合乘数原理与加速数原理来解释经济周期波动，可分为线性和
非线性模型两种。线性“乘数一加速数’’模型以萨缪尔森为代表，它系统地分析
了乘数和加速数之间的相互作用机制，以及由此引起的经济周期波动过程，更强
调内生变量的作用，指出即使没有外来因素的干扰，乘数和加速数的相互作用也
会使经济处于一种反复不断的循环运动之中。
另一种是希克斯为代表的非线性“乘数一加速数"模型。该模型利用乘数和
加速数原理来解释经济周期的累积、周期长度、振动幅度以及经济周期中各个不
同阶段转变的必然性。该理论认为，在消费滞后于收入情况下，投资波动造成的
国民收入波动，在动态情况下比静态情况下要小，这说明消费滞后的存在会平缓
经济波动的幅度。
3．现代经济周期波动理论
(1)货币主义学派的经济周期理论
货币主义学派以弗里德曼为代表，该理论认为经济周期波动是外生的货币扰
动的结果。这种外生的货币扰动不是产生于私人部门或资本主义市场经济，而是
来源于政府的政策。该学派将货币存量的变化看作是自发的、独立的外生变量，
认为货币存量的变化对于经济活动具有重大的影响，而经济活动对货币的影响只
是第二位的反馈效应。弗里德曼通过计量分析，得出货币供应量的变化有先于经
济周期波动的转折点。
(2)供给学派的经济周期理论
供给学派也是20实际70年代兴起的，代表人物是拉弗。该学派侧重的是资
源供给因素，强调增加总供给，通过改进中期经济增长来调节经济波动。在政策主
张上，该理论不满足于短期的经济稳定，反对凯恩斯主义的相机抉择政策，主张减
少政府干预，大幅度削减政府的社会福利支出，减轻政府负担，保持预算平衡，增
加私人的生产性投资。
(3)理性预期的经济周期波动理论
理性预期学派兴起于20世纪70年代，该理论认为外生的货币冲击是形成经
济周期波动的原因，但是偏向于从人的理性预期行为，或和信息不对称情况下的
反应行为，来分析经济周期的形成。卢卡斯于1971年提出的均衡经济周期模型
是该学派的典型成就，布林德和费希尔于1980年进一步探讨了该模型，通过在卢
卡斯供给函数结构中引入库存，研究政策无效性是否会改变，并基于微观机制建
立了动态方程对此加以说明。布伦纳、库基曼和梅尔特泽设计了一个包含商品、
14
货币和劳动力市场的均衡经济锎期模型，该模型中的经济结构是确定的，但个体
不能确定外生冲击是否是永久的，这样理性预期在形式上就等价于适应性预期，
因而存在外生冲击的持久作用。朗格和普洛瑟于1985年证明，在只有实物的封闭
经济假定下，跨时期的偏好和生产可能性之间的相互作用可以导致周期行为。
(4)实际经济周期理论
该理论是20世纪80年代以来在理性预期学派的基础上产生出来的。它强调
随机的实际因素的冲击对经济周期波动的冲击作用，当一个能提高生产率的技术
进步的正冲击出现时，产出将增加，从而导致收入、消费和投资相应增加，而投资
的增加使资本存量增加，进一步推动了产量、收入和消费的增加。这种模型把技
术冲击作为经济波动的最初原因，也假定关于这些冲击的信息是不完全的，在这
种情况下经济当事人必须以某种方式从噪音中选取信息，正是由于他们不能完全
做到这一点而引起了经济周期波动。
4．基于新经济的周期波动理论展望
在传统经济学中，物价稳定、充分就业和经济增长三大宏观经济目标是很难
同时实现的，几乎所有的经典经济周期理论都假定，经济增长会带来工资提高，工
资提高会带来物价上涨，从而导致通货膨胀率上升。因此一国要保持较低的通货
膨胀率，就必须接受较低的经济增长率；要保持较高的经济增长速度，就必须付出
高通胀的代价。但是，1988年以来，美国经济出现了经济的高增长、高于“充分
就业"的就业率与低通胀率并存的局面。对于美国经济的新变化与传统经济学模
式的矛盾，西方出现了几种关于经济周期的新理论，他们是：新经济论、经济周
期缓和论、经济周期消失论和周期消失证据不足论。
“新经济论"理论认为，传统的经济周期已经消失，经济将迅猛增长，引发过
去经济衰退的许多问题己不复存在，美联储主席格林斯潘在一定程度上支持“新
经济论"，认为美国正经历自本世纪初以来还从来没有过的生产率革命。
持此“经济周期缓和论”观点的经济学家以史蒂文．韦伯为代表，他们认为
在生产和消费全球化环境下，就业和财政上的变化，减少了发达国家经济的不稳
定性，大的经济起伏已成为过去，经济周期中所呈现的四大阶段不再象以前那样
明显；世界范围内的生产布局和更大的贸易自由化也使得经济更加稳定，一国范
围内的经济活动不再那么脆弱。
“经济周期消失论”认为美国经济在1945—1967年间始终持续发展，其间仅
出现过一次为期两个季度的“衰退"，即经济周期己成为过去，经济有可能持续
发展，增长的时间会更长。
最后，我们不能忽视的观点是“周期消失证据不足论"，这种观点否认美国
经济进入了新经济时代，认为美国年代的经济奇迹确实存在，但经济周期依然存
15
在，只是发生通胀的间隔可能比通常的要长一些。
2．2．3实际商业周期理论
实际商业周期理论(Real Business Cycle)诞生于新古典主义经济学对传
统凯恩斯宏观经济学的批判和重构。目前来说，这一理论与新凯恩斯主义的经济
波动理论处于并驾齐驱的地位，代表着经济周期理论研究的最新进展。以下，文
章将就实际商业周期理论的诞生、理论、模型以及争议进行介绍，为后续研究提
供理论基础。
1．思想来源及代表人物
实际商业周期的诞生与卢卡斯批评密切相关，是宏观经济学研究吸取了卢卡
斯批评后的突破。著名的卢卡斯批评是众所周知的，即，当经济政策变化时，经
济主体的经济行为(如消费、投资等)一般要对政策变化做出反应，因此，一般均衡模型(IS／L卜AD／AS)中的参数应发生相应的变化，但事实上，一般均衡
模型(IS／l卜AD／AS)中的参数都是根据过去的数据计算出来的，因此，依据
固定参数计算出来的乘数对政策变化的后果做出判断，将会得出错误结论。
对宏观经济模型的这一缺陷，卢卡斯的建议是：应当用描述经济主体行为的
效用函数和生产函数来建立宏观经济模型，并对这些函数进行分析，以了解经济
主体对政策变化所做出的实际反应。同时，卢卡斯关于经济周期研究方法的建议，
直接导致了实际商业周期理论的诞生。卢卡斯提出了建立经济系统实验室的设
想，他认为，要理解经济周期，就必须建立一个被充分描述的、随时间变化的最
贴近经济现实的模型，使那些由于费用太高而无法在实际经济中进行实验的政策
可以在此低成本实验。(Robert Lucas，1977，1980)。正是卢卡斯在宏观经济研究
方法中的这一建议，为经济周期研究的方法和理论上突破埋下了伏笔。
在卢卡斯的众多追随者中，普雷斯科特(Prescott)和基德兰德(Kydland)
响应并贯彻了卢卡斯关于建立经济系统实验室的构想，并在实践中，发现了模型
的真实部分能很好地解释经济波动。之后，越来越多的学者加入到这一研究中。
如，查尔斯·普洛瑟(Charles P10sser)、约翰·朗(John Long)、罗伯特·金(Robert
King)等人，他们的研究成果构成了目前的实际商业周期理论。
2．基本理论及思想
实际商业周期理论与传统的经济周期理论在关于经济周的基本观点和政策
建议上有着根本的区别。
凯恩斯主义和理性预期学派，都认为实际GDP存在平滑的长期趋势分量，由
于需求冲击，使得短期中的经济偏离长期趋势，出现经济周期。有所不同的是，
凯恩斯主义者认为这种偏离可能是剧烈的而且是持续时间较长的，因此需要政府
16
实行干预政策，使经济回到充分就业均衡趋势。而理性预期学派认为，市场力量
具有保持均衡的能力，积极地稳定政策是不必要的。
实际商业周期理论则认为，由于及时冲击具有持久性分量，使得实际GDP
也存在持久性分量， 并且技术冲击引起经济波动是在一般均衡模型中进行的，
所以，实际商业周期理论认为，观察到的产量波动是其自然率的波动，而不是对
平滑的必然趋势的偏离。换言之，观察到的产量波动仅代表随时间变化的帕累托
最优。基于这一结论，实际商业周期理论认为政府的作用不应该是采取一些短期
的反周期措施，而是应该为经济的最优化增长提供良好的条件，比如，确定税率，
提供教育、卫生等公共物品，这些措施都可以影响供给，进而可能影响经济的周
期性表现或经济增长(Snowdon and Vane，1997)。为支持这一结论，实际商业
周期理论的研究者，还运用“李嘉图等价’’命题说明实行财政赤字的政策无效性，
通过证明货币供给是对产量变动的内生反应，说明货币政策的无效性。
3．冲击传导的微观机制
技术冲击引起经济周期波动的核心传导机制——劳动供给的跨期替代。劳动供给
的跨期替代假说最早由卢卡斯(Robert Lucas)和拉平(Rapping)在一篇题为
《实际工资、就业和通货膨胀》的文章中提出，该假说可通过一简化模型加以说
明。⑦
设由单个成员组成的家庭的第t期效用函数为一线形对数形式：
％=lllq+6lIl(1一，，)，式中q为t时的消费，‘为t时的劳动供给，(1一‘)表
示闲暇(家庭成员的平均时间禀赋正规化为1)，b为参数，b>O。
假设家庭存活两期，则家庭的目标位：
m觚(％+P—p吻)=m觚[(1Ilq+6lll(1一‘))+P叩(1Il乞+6lIl(1一如))]，P—p为贴现
因子。
两期内家庭预算约束的现值形式为：
q+—一乞=Ⅵ，l+÷w2乞，式中r为实际利率，嵋为t时的真实工资，它
等于劳动边际产品，即厂商实现利润最大化时的工资。
通过建立拉格朗日函数，求解此最优化问题，求分别求约束式的工资和消费
的偏导数并简化，得：
—盥—：—：二=!一：—兰二(1) ～l J
l一乞P—p(1+，．)M
。参见彭涛．实际商业周期理论的基本思想及其评价[J]．中山大学学报，2002(4)：138—142．
17
三：P—p坐立(2)
q c2
(1)式表示两期之间的相对劳动力供给对相对工资的变化反应。例如，当
w1相对于w2上升时，家庭会增加第一期劳动供给，减少第二期闲暇；反之，家
庭会增加第二期劳动供给，减少第二期闲暇。该式还意味着，实际利率上升会提
高第一期劳动力供给，因为r的上升增加了当天工作并储蓄了积极性。
(2)式表示，为追求效用最大化，家庭在不同时期的消费应满足的关系。
根据实际商业周期理论，当发生技术冲击时，厂商对劳动力的需求增加，真是工
资上升，劳动力供给增加。另一方面，由于下一期资本边际产品提高，使家庭认
为投资有利，因此储蓄上升，这使预期的第二期消费增长高于储蓄率不变时的消
费增长，据(2)式，只有在实际利率较高时，c1的增长小于c2，根据(1)式，
较高的实际利率会提高第一期的劳动供给。劳动供给的增加会使产量增加。反之，
当发生技术退步时，家庭会减少第一期的劳动供给，导致当期产量下降。
4．宏观经济模型
在家庭和企业最优决策以及市场充分竞争的微观基础上，实际商业周期理论
构建了其宏观经济模型，进行这项工作的先驱首推King，P10ssor and Rebelo
(1988)。我们用Kt表示资本，Nt表示个人的工作时间，以小时计量，Yt表示产
出，则经济增长的模型为：@
Z=4K卜口(M五)口(3)
其中，口仨(0’1)；4应理解成暂时的技术冲击；五为永久冲击，它服从一个
固定的增长率r。由于Z的存在，产出r则是一个有上升趋势的变量。为使模型
转化成平稳的形式，我们对公式(3)进行标准化处理，公式两边同除以五，得：
片=4乞1一口(啊丙|／0．3r (4)
上式中，弗皇老，表示无持久冲击下的产出；毛誊簧，表示无持久冲击下
的资本存量；啊置竺孚，表示标准化后的工作时间。丙是Ⅳ的样本均值，伤一
@参见龚刚．实际商业周期：理论、检验与争议[J]．经济学(季刊)，2004(7)，V01．3№．4，
785—803．
18
般认为是工作时间的30％，等于平均工作时间占总时间的比例(Hansen，1985)。
由于实际商业周期增长模型的求解，是一个随机动态优化问题，我们一般无
法求得其解析解，而是通过数值解法(numerial method)实现。鉴于这一方法
的复杂性及涉及诸多方法和理论的介绍，本文研究在此不作深入介绍。
5．评价
不可否认，实际商业周期理论，在对经济周期的原因和传播机制上实现了重
大创新，具体而言，它继承了新古典发掘宏观经济的微观基础传统，从微观出发，
构建了动态一般均衡模型，同时，它还把注意力从经济对趋势的偏离——这一短
期的调整，转移到经济的持续长期增长动力上。
但是，目前来自传统经济周期理论的批评和怀疑也不少，这是实际商业周期
理论需要自我完善的动力。这些争议与批评集中在：关于技术冲击作为经济波动
主要根源的发现，实际商业周期的经济波动传导机制，关于货币中性观点的假定，
以及关于技术冲击导致产量长期趋势(持久性分量)的不同看法。
总而言之，实际商业周期理论确实在观点和理论上都产生了重大突破，但是
来自传统经济学的怀疑，说明这一理论已经深深触动了传统看法的痛楚。实际商
业周期理论的发展还必须在理论完善和实证解释中做大量工作。
2．3我国经济周期波动研究状况
长期以来，我国理论界对资本主义的经济周期问题曾进行过研究，但对社会
主义的经济周期问题一直讳莫如深，尽管有学者对社会主义的波浪式增长进行过
探讨，但一直未受到重视。1985年，乌家培和刘树成在《经济研究》第4期上发
表了《经济数量关系三十年》一文，提出了对社会主义经济增长规律问题的研究，
社会主义经济增长有没有周期问题，怎样把握和利用社会主义经济增长规律问题，
开创了我国经济周期研究的先河。此后学术界对经济周期的研究逐渐增多，理论
日趋成熟，模型的解释力逐渐增强，其研究内容主要集中在以下几个方面。
2．3．1对我国经济周期波动现象的认识
改革开放之后，我国经济结构发生了重大变化，经济波动现象趋于明显，促使
了经济周期理论的解禁，但各种意见分歧很大，主要有三种不同的态度。
(1)彻底否定的态度。
持这种态度的人多是引经据典，从马克思主义的传统教科书和经典著作中的
某些论述出发，把社会主义理想化和教条化，认为经济周期是资本主义固有的特
征，社会主义与资本主义不可同日而语，不存在经济周期，即不承认社会主义社会
19
存在经济的周期波动的现象。这种观点在改革前是居于统治地位的观点，改革开
放后有所减少，但仍有相当的市场。
(2)承认经济波动，否定其周期性的态度
这种观点向经济周期波动理论迈进了一步。它从我国经济发展实践的角度出
发，承认社会主义经济发展的波动，认为“波浪式前进，螺旋形上升，是我国国民
经济必然经历的一个过程，也是扩大再生产的一个重要特征”。这种观点仅从哲
学意义上讨论波动问题，虽然具有笼统性，但为我国经济周期理论提供了一种新
的研究思路，对经济周期理论的向前发展提供了基础。
(3)承认社会主义经济周期波动的观点。
这种观点主要是从20世纪80年代开始出现并不断发展，它以统计资料为依
据，在尊重客观事实的基础上，对经济周期现象进行解释，认为我国社会主义经济
增长中广泛存在着周期性波动现象，并建立了一套宏观经济预警系统，为我国经
济建设和改革开放提供了有效的参考意见。
2．3．2对经济周期波动特征和原因的研究
经济周期波动理论和研究方法直接影响着人们对波动原因的看法，归纳起
来，就波动的根源我国学者主要提出了社会主义社会基本矛盾说、社会总供给和
总需求矛盾论、利益配置和资源配置矛盾论和宏观经济决策失误说等观点。对于
我国经济周期波动的机制，多数人将投资波动和经济周期联系起来，认为固定资
产投资是我国经济周期波动的物质技术机制；也有部分学者认为我国经济增长中
的扩张、收缩和复苏机制决定了我国的经济周期；还有学者认为经济运动内在的
收缩机制和扩张机制制约我国的经济周期。虽然国内学者在我国经济周期波动的
原因和机制上意见不一，但是都赞同把我国经济周期波动的原因和机制区别于发
达资本主义国家．认为投资为主的总需求波动和总供给的约束，以及体制上的特
征和弊端是我国经济周期波动的重要因素。
20世纪90年代以来，我国经济周期波动特征的研究又取得了新发展，比较
有代表性的研究成果包括：刘树成(1996)@通过对比改革开放前后我国经济波
动的特点后，指出我国经济波动已由“大起大落”型转为“高位——平缓"型，
并预测今后我国经济周期波动将出现“微波化’’；此后，刘树成(2000)、张立群
(2001)@等又进一步肯定了我国经济周期“微波化"的趋势；刘恒和陈述云
(2003)¨的研究表明，20世纪90年我国经济周期波动出现了“宽带"现象；刘
@参见刘树成．中国经济波动研究——繁荣与稳定【M】．=I匕京：社会科学文献出版社，2000．1：86．101．
。参见张立群．中国经济增长的新特征及其近期发展态势【J】。中国工业经济，200l，(8)：5．11．
¨参见刘恒，陈述云．中国经济周期波动的新态势【J】．管理世界，2003，(3)：5．15．
金全、刘志刚(2006)的研究则认为12，仅从增长率上看，20世纪90年代后我国
经济增长的波动幅度逐步减弱，经济周期的长波态势逐渐明显。
2．3．3经济周期波动机制的研究
国内关于经济周期波动机制的研究起步较晚，最早始于20世纪80年代中期，
但由于国内学术研究的国际化水平提高，研究方法不断改进，积极吸收外来新理
论新思想，取得了显著的成就。
1987年，卢建较早就我国的周期发生机制发表研究观点13，指出投资的周期
波动必然会导致整个经济发展的波动。此后，他又提出了一种“周期裂变假说”，
认为社会经济发展到工业化的一定阶段后，工业的持续扩张必然导致产业结构的
重大裂变，并相应引起经济周期的重大裂变。在这一理论基础上，卢建设计了计量
模型分析我国经济周期的传递机制，得出结论为：我国经济周期波动源于工业波
动，而工业波动又源于投资波动，“投资——工业——经济整体”的传导过程是
我国经济周期的形成和传导机制。
1992年，樊明太引通过内生传导机制和外生冲击机制的分析框架，对我国经
济周期的传导机制进行了尝试性探索，并在1998年进行了后续研究。樊明太认为，
我国经济中存在明显的乘数——加速数原理、产业部门间的关联机制和经济增长
速度的“上限——下限”约束机制，它们共同构成了我国经济周期的内生传到机
制；同时，货币供给性冲击、实际供求冲击、体制变动冲击则构成了我国经济周
期的外生冲击传导机制。陈磊(2000)¨也采用了内生传导机制和外生冲击机制
的分析框架来解释我国的经济波动传导机制，得出的结论是：投资增长的波动是
我国经济周期波动的核心因素。在此基础上，他借鉴动态非均衡经济学的有关理
论，建立了固定资产投资周期的二阶加速数模型(SOA)以用描述经济周期的主
要形成机制。
1998年，王志伟也在其专著《中国经济周期及其理论的比较研究》中对我国
经济周期波动的传导机制进行了解释，他认为改革前后我国都存在经济周期现象，
但形成机制却有所不同。改革前我国的经济波动是一种自上而下的一致性扩张和
收缩过程，引发波动的是中央政府的行政命令和计划指令，一定意义上讲，这是
一种外生传导机制：改革开放后，市场机制的引入在一定程度上改变了我国经济
周期的传到机制，经济波动则更多的通过经济的内生机制实现。
王克群(2005)15认为，我国的社会主义市场经济是以公有制为基础的，国家尚
12参见刘树成．中国经济周期研究报告【M】．北京：社会科学文献出版社，2006．3：103．122．
13参见卢建．中国经济周期实证研究【M】．北京：中国财政经济出版社，1992：114．126．
14参见刘树成．中国经济周期研究报告【M】．北京：社会科学文献出版社．2006，(3)：123·144．
15参见王克群，．我国经济周期波动的原因分析及其熨平的对策【J】．长江论坛，2∞5，(2)：35-41．
21
对国民经济的主导保存着控制能力，中国经济周期波动受政府方面的影响很大。
基于此判断，他更倾向于认为，我国的经济周期“与其说是一种经济周期，不如
说是一种政治周期”。以政治经济周期角度来解释我国经济周期的还有李斌和王
小龙(2006)m，他们通过经验事实分析认为，政府的换届选举周期是影响我国经济
周期形成的重要因素，基于我国经济周期的转折点与政府换届选举时间相吻合的
特征，可以从政治周期的角度来解释我国经济周期的形成机制。随后的研究中他
们得出，在以中央向地方分权为主要内容的市场化进程中，中央和地方政府之间
的博弈造成了经济的周期性波动。
综上所述，我国现有的经济周期波动传导机制的研究在理论和方法上存在区
别，有人仅从凯恩斯主义的加速原理等内生机制解释投资对经济波动的影响，如
卢建(1987)；也有的研究综合了内生机制与外省机制的作用，尽可能全面的考
虑了各种因素和可能途径，如樊明太(1992，1998)和陈磊(2000)的研究工作，
这一研究思路在方法上比前者更为健全：当然，一部分学者紧紧把握了我国经济
社会的特殊性——政府主导作用进行研究，他们把政府当作最重要的冲击因素，
探索了政府政策变化为主要的外生传导机制，这些讨论见诸于王志伟(1998)、
王克群(2005)、李斌和王小龙(2006)等人的研究。
此外，随着我国经济和世界联系的加强，尤其是1997年亚洲金融危机之后，
国内学者开始关注我国经济系统在开放环境下的安全性，由此引发了经济周期波
动的监测和预警研究。
16参见刘树成．中国经济周期研究报告【M】．北京。社会科学文献出版社，2∞6’(3)：145．165．
3经济波动事实特征和原因分析
3．1西部地区经济波动事实和特征：以陕西为例
3．1．1基本事实的描述
总体上看1978．2004年，陕西省的经济总量呈现出向右上角倾斜的弧形轨迹
(详情见图3．1)。这说明，得益于改革开放，陕西省的经济总量年度递增，并且
这一规模越来越大，即，经济总量具有加速增长的趋势。但是我们也发现其中出
现了引人注意的波动，即1987、1988年间，陕西省经济经历了快速增加和平稳
回落的“小山"。就陕西省的经济总量来看，其时间分布轨迹是相当平稳的，基
本上可以以此认为该地区区经济增长相当平稳。
Y
注释：纵坐标单位为GDP的单位(亿元)，横坐标为年份，Y即指陕西省的
实际GDP，数据来源见下表3．2。
图3．1：陕西省1978．2004年GDP的分布图
但是，仅从GDP的实际值来判断经济总量的平稳性未免武断，因为GDP基
数一向很大，而波动普遍在绝对值不会很高，这样很多不够剧烈的波动就可能被
忽视。但是，波动的危害和影响则不是从其绝对量上来判断的，而是存在直接影
响和间接影响的。通常，我们以GDP的对数来衡量经济轨迹更具科学性。从图
3．2我们得知，1984．1988年出现经济增长水平的较大波动，而其他时期，陕西省
的经济增长仍保持平稳。通过比较我们发现，GDP的对数并不是弧形的走势，
基本上是一条斜率不变的右上角倾斜直线，即具有稳定性，这也说明改革开放以
来陕西经济一直处于改革开放带来的稳步增长中。
_Y
注释：图中纵坐标为GDP求对数后的值，即LY，横坐标为年份，数据来源
见下表3．2．
图3—2：陕西省1978．2004年GDP对数的分布图
进一步，我们对陕西省的经济增长变动水平进行判断，最直接的办法就是通
过GDP对数的差分来反映。我们仅从GDP对数的一阶差分来判别，见图3．3。
根据道格拉斯函数的定义，资本、劳动以及技术等生产要素对产出的反映模式是
指数型的，因此各生产要素的对数的差分直接表示其变化率，同理，GDP对数
的一阶差分就意味着产出的变化率，即增长率。从图中我们得知，陕西省的经济
增长率都是正值，即经济是持续增长的，但是其增长水平存在差别，这种差别就
是波动的表现。对于1978．2004年之间的经济波动，我们可以分散阶段解析。
[X Y
注释：图中纵坐标为陕西省GDP对数进行一阶差分计算后的值，即DLY，它
表示经济增长率的变动率，横坐标为年份，原始数据来源见下表3．2．
图3．3：陕西省1978．2004年GDP增长率的波动
第一阶段，1978．1988年，其增长率在波动中走上上升通道，其年度增长率
从1978年的7％增加到1984年的16％，并最终达到1988年最高纪录的19％。
这期间，出现三次调整的“V"形，其底部分别出现在1981年、1983年和1986
年，顶部分别出现在1980年、1982年、1984年和1988年，这种波动的间隔基
本上都是1年，可见波动性非常频繁。从“V"形的顶部和底部值变化来看，随
着时间推移，底部分别为4％、6％和8％，而顶部分别为6％、8％、16％和19％，
显示出明显的上升趋势。
第二阶段，1989．1995年，为增长的调整回落阶段，表现出渐进的下滑趋势。
这一调整阶段经历了两个逐渐变小的“V"形波动。波动最大的“V”形发生在
最高值之后的1989年，这也印证了疯狂之后必然毁灭的世俗哲学，1989年出现
的调整是必然，因为前期经济增长速度太快了，几近疯狂。究其原因，是由于短
缺经济使得各种类型的企业盲目扩大生产规模，转而形成过度经济。这次的调整
幅度是相当大的，从19％下降到不到4％，幅度达15％，而且这一地位回落延续
了2年，知道1991年才好转。其中的原因众所周知，笔者再重复。纵观这次调
整，其“V”形底部分别出现在1989．1990年和1994年，而顶部分别出现在1988
年和1993年；相应的底部值为4％和8％，项部值为19％、11％和8．5％，其底部
值和顶部值均处于下降通道中，但是可以看出，两次“V’’形调整下降的幅度在
缩小，调整幅度从15％锐减为3％，底部值在和顶部值都在朝8％靠拢。这说明
这次调整可能是有效的。
第三阶段，1996．2004年，处于平稳和缓和增长中。其典型特征是没有出现
明显的“V”形，这说明目前阶段陕西的经济处于良性的增长轨迹上。1996．2000
年的5年，陕西经济增长水平处于8％的水平基本没有变化，唯一的一次小幅下
滑也是1999年，但次年就回到了8％的路基上。究其原因，这次下滑与1998年
我国南方地区的水灾有关，但是由于陕西未受灾，影响很微弱。从2001年开始，
陕西的经济增长逐渐从8％的路基上起飞，2004年已经达到12％的水平。这可能
与日渐临近的奥运会举办有关。
3．1．2波动形态的判断：基于实际经济周期理论的分析
通过单位根检验，我们可以判断GDP及其波动是否属于随机游走的(详见
表3．1)，而经济总量的随机游走性质才能证明经济周期的外部冲击因素和外部传
导机制的存在。因此，我们对陕西省经济周期传导机制的研究将从GDP的随机
性质判定开始。
表3．1： 1978．2004年陕西省GDP的单位根检验汇总
原假设(ho)：ly、D(1y)、D2(1y)存在单位根，即为非稳定的时间序列：
备择假设(h1)：ly、D(1y)、D2(1y)不存在单位根，即为稳定的时间序列。
检验形被检ADF值临界值P值SIC D．W 结论
式(c，t，1) 验量(1％，5％，10％)
(O，0，0) ly 12．49116 ·2．656，-1．954，·1．609 1．0000 ．3．670 1．625 接受
(0，O，2) D(1y) ．0．073034 -2．669，-1．956，-1．608 0．6478 ．3．147 2．105 接受
(0，0，1) D2(1y) ．6．074322 ·2．669，-1．956，·1．608 0．0000 一3．283 2．110 拒绝
(c，0，O) ly 0．203953 ·3．7 11，-2．98 1，一2．629 0．9675 ．3．620 1．731 接受
(c，O，0) D(1y) ．4．202988 -3．724，-2．986，-2．632 0．0033 -3．599 1．937 拒绝
(c，0，1) D2(1y) -5．978407 —3．752，-2．998，-2．638 O．O001 ．3．159 2．130 拒绝
(c，t，1) ly ．2．453298 -4．374，-3．603，-3．238 O．3460 ．3．594 2．003 接受
(c't，O) D(1y) ．4．114143 —4．374，一3．603，-3．238 O．0175 ．3．471 1．938 接受·
(c，t，1) D2(1” ．5．841 802 -4．416，-3．622，-3．248 0．0005 ．3．026 2．136 拒绝
注释：
(1)ly、D(1y)、D2(1y)分别表示国内生产总值取对数后的水平值、一阶差分和
二阶差分。
(2)我们用式(c，t，1)来表示单位根检验的形式， c表示含常数项，若不含常
数项则记作0；t表示含线性趋势，若无趋势项也用O表示，l表示单位根检验式
中的最大滞后阶，2阶滞后就用2标示。常数项、趋势以及滞后阶是单位根检验
的控制因素，影响检验结果。
(3)木表示带常数项和趋势项的D(1y)在1％水平接受单位根假设，但是如果
放宽精确度，D(1y)在5％和10％水平拒绝单位根的存在，此处采用精确度更高的
临界值，因而认为单位根存在。
从表中可以看出，检验形式对对单位根检验结果产生明显影响，ly在任何形
情况下都是非平稳的，而且D2(1y)在三种检验中都拒绝了单位根的存在假设，这
说明ly最多为二阶单整(I(2))平稳序列，但是，基于(c，0，O)形式的D(1y)单
位根检验表明，此种形式下的ly也可以实现平稳，即可以看作一阶单整(I(1))
序列。
现在的探讨的问题是，(1)(c，O，O)这种单位根检验形式是否符合D(1y)在陕
西以及我国的特征；(2)(c，O，O)形式的D(1y)成为平稳时间序列的可能性有多大。
我们不妨将D(1y)的单位根检验方程表述出来，如下：
D(1y，2)；c+aD(1y(一1))+c
D(Iy(0))一D(1y(一l炉c+aD(1y(-1)№
D(1y(O))=c+(1+a)D(1y(-1))+e
我们根据ADF单位根检验可以得出其自回归方程，如下，
D(1y’2)=0．0809 l 5—0．878 l 45 D(1y(一1))
该方程可以写成D(1y)及其滞后期之间的关系，如下：
D(1”=O．080915+o．121855 D(1y(一1))
AR=0．4098
F=l 7．665
该方程拟合度太低，只有0．4，也就是说上年经济增长率只能解释下年度经
济增长率变化的40％，显然，还有其他暂时性因素引起60％的经增长率的变动，
上述方程说明仅从经济增长率自身不能解释其变动。由于不能被自身很好解释的
的时间序列存在外界因素引起的变动，它必然不是稳定的时间序列，因而我们认
为把D(1y)看成平稳的时间序列是不合适的。
通过上述分析，我们成功的排除了ly是I(1)的可能性，因此，陕西省的经济
总量Iy应该被看作二阶差分平稳的，即其经济增长率的变动率是平稳的，为非
经济增长率是平稳的。
GDP对数二阶差分的随机游走性质，正好符合外部冲击的形态，这说明存在
外部冲击因素和机制对陕西省的经济周期波动产生影响。其实际意义是，由于外
部持久冲击的主导作用，经济增长的加速度是稳定的。因次，我们可以就陕西省
的经济周期波动进行外部冲击影响和机制的识别与衡量。
3．2真实冲击要素分析
3．2．1冲击要素的选取和资料来源
随着陕西当地经济的发展，各种要素对经济的冲击在扩大，主要是固定资产
投资、财政支出、进出口，居民消费以及外商直接投资。根据外部冲击理论，这
些因素的变动都会对经济总体的波动产生实际的影响。总体而言，固定资产投资、
财政支出、利用外资、进出口总额和居民消费都对呈现逐年递增的走势，结合陕
西当地经济的增长和波动事实，我们可以判断，这些实际因素的增长和变动必然
会对GDP产生某种联系。以下我们分别对各冲击源进行描述。
需要说明的是，本文的研究坚持了实际商业周期理论的货币中性假设，因此，
不把货币因素考虑再真实冲击范围之内。关于货币中性，我们吸取实际商业周期
理论关于货币中性的观点：(1)认为货币服务是私人部门生产的中间产品，其数
量随着真实经济的发展而上升和下降，内部货币将随产量正向变动。(2)金融服
务能比最终产品更快地生产出来的事实意味着，金融服务的扩张可能先于产量的
扩张，银行储蓄的存量因而与产量是高度相关的，银行储蓄成为经济周期的先行
指数。基德兰德和普雷斯科特1990年指出：没有证据表明货币基础或者M1引
起了周期。
表3．2： 陕西省外部冲击要素，单位：亿元
年份实际固定实际财政利用外资进出口总额居民消费
／项目资产投资支出
1978 20．35 18．30 0．00 O．20 48．24
1979 22．84 19．25 O．OO O．13 57．99
1980 23．53 17．18 O．OO O．14 60．89
1981 24．18 14．95 0．00 O．41 65．07
1982 24．95 15．63 0．00 O．85 69．67
1983 24．09 16．73 O．00 O．95 73．59
1984 36．7l 19．48 O．36 1．92 83．90
1985 53．15 22．11 O．32 3．7l 91．99
1986 71．06 27．19 2．Ol 6．19 95．67
1987 64．96 26．59 2．47 9．08 100．06
1988 69．43 26．35 3．49 10．84 111．74
1989 63．39 25．27 2．97 9．96 99．14
1990 60．78 26．40 1．23 13．52 106．47
199l 63．47 26．98 2．69 20．05 109．19
1992 70．63 27．60 2．66 26．09 112．38
1993 75．72 28．52 8．53 32．60 120．67
1994 83．57 25．69 11．50 41．44 123．46
1995 89．10 26．37 11．68 37．16 124．04
1996 94．90 28．93 9．37 35．23 129．91
1997 102．69 33．79 17．06 33．61 140．70
1998 129．74 40．40 13．65 41．28 145．39
1999 145．37 51．49 5．48 41．45 156．23
2000 169．13 68．92 6．31 44．93 168．68
200l 186．14 89．57 7．45 43．72 180．74
2002 209．15 105．09 8．82 47．80 197．83
2003 269．77 108．01 9．96 59．5l 207．84
2004 319．71 130．08 10．98 75．96 229．88
资料来源：(1)GDP名义值和GDP环比指数来自《陕西省统计年鉴2005》，
依据GDP环比指数计算1978年为基期的定期指数，计算出实际GDP值：
(2)固定资产投资名义值来自《陕西省统计年鉴2005》，固定资产投资价
格指数由以下公式计算得来：第N年固定资产投资价格指数(以第M年基年
为100)={第N年固定资本形成总额(当年价))／{第N年固定资产形成总
额指数(M=100)×第M年固定资本形成总额(当年价)}，其中固定资产形
成总额和固定资产投资指数来自《新中国50年统计资料汇编》和《中国国内生
产总值核算历史资料(1995．2002)》；
(3)名义财政支出来自《陕西省统计年鉴2005》，名义值比上1978年为基
期的零售商品价格指数就是实际财政支出，后者同样来自《陕西省统计年鉴
2005》；
(4)1984年以前的外资利用情况不可统计，可视为O，1984．1998年外商直
接投资来自《新中国50年统计资料汇编》，1999．2004外商直接投资来自《陕西
省统计年鉴2005》，折算成人民币后，为计算外商直接投资的实际值，我们把原
始值除以1978年为基期的零售商品价格指数；
表3．3：消费和投资价格指数以及汇率，1978=100
年份／项目GDP指数居民消费商品零售固定资产投人民币／
价格指数价格指数资价格指数芙兀儿翠
1978 100．00 100．00 100，OO lOO．00 172．15
1979 107．50 101．70 101．60 92．67 148．86
1980 115．35 107．10 106．40 118．17 149．42
1981 120．54 111．00 109．60 94．81 170．5l
1982 131．51 112．60 110．70 118．16 189．26
1983 141．11 114．30 112。40 127．96 197．57
1984 166．22 117．70 116．80 110．02 232．70
1985 193．65 125．90 124．40 109．10 293．67
1986 210．50 133．50 130．90 89．40 345．28
1987 231．55 145．00 142．20 124．53 372．2l
1988 280．17 172．70 169．20 136．42 372．21
1989 289．42 204．30 201．00 150．15 376．59
1990 299．26 207．OO 204．20 170．63 478．38
199l 320．2l 219．40 216．00 196．83 532．27
1992 351．59 240．70 236．50 201．70 551．49
1993 393．78 269．10 264．40 301．38 576．19
1994 425．68 340．90 332．90 339．OO 861．87
1995 463．99 405．70 389．50 364．00 835．07
1996 506．67 445．10 421．00 392．00 831．42
1997 553．29 466．50 427．70 413．00 828．98
1998 603．64 459．OO 411．40 420．00 827．91
1999 654．34 448．90 401．10 426．00 827．83
2000 713．23 446．70 394．30 441．00 827．84
2001 778．14 451．20 390．80 457．00 827．70
2002 853．62 446．20 385．30 466．OO 827．70
2003 946．66 453．80 387．20 474．00 827．70
l兰QQ兰l!Q堡Z墨l垒鱼Z：!Q l!竺鱼：!Q l兰墨!：QQ l墨兰Z：鱼墨
注释：资料来源同表上表3．1。
(5)进出口总额来自《陕西省统计年鉴2005》和《新中国50年统计资料
汇编》，1985年以前的进口额不可得，我们用出口额最为进出口总额的代替，并
进行汇率折算，同样，我们采用名义值比上基期的零售商品价格指数的方法获得
进出口总额的实际值；
(6)名义居民消费来自《新中国50年统计资料汇编》(1978年至1998年
数值)、《陕西省统计年鉴2000》(1999年值)和《陕西省统计年鉴2005》(2000
年至2004年数据)，为计算实际居民消费，所有原始数据比上1978年基期的居
民消费价格指数，该数据来自《陕西省统计年鉴2005》；
(7)人民币／美元汇率1981．2004年数据来自《中国统计年鉴2006》，
1978．1980年汇率来自中国人民银行网站。
3．2．2固定资产投资
1978．2004年陕西省的固定资产投资状况可以通过图3．4反映出来。改革开
放的27年中，陕西省的实际固定资产投资呈现出向右上角上升的趋势，即总体
上是逐年增加的，但是其年度增长速度是不一样的，呈现三阶段特征。1978．1984
年，陕西省的固定资产投资规模保持在同一水平；1985、1986年固定资产投资
规模增加很快，此后这一水平保持到1990年；1991年开始，固定资产投资进入
了稳步的增长时期，尤其是进入新世纪后的2001．2004年，陕西省的固定资产投
资规模明显放大。
资料来源：原始数据来源同表3．1，通过整理和实际值换算可进行比较。
图3—4：1978—2004年陕西省固定资产投资及其同GDP的比较
结合陕西省的经济总量我们可以发现，固定资产投资与经济总量保持一致的
30
走势，从改革开始阶段的近乎平行，到1988年经济规模和固定资产投资双双表
现出的上升。当然，随着经济规模扩大，固定资产投资占经济总量的比重在下降，
而且前者的增长速度与后者的发展速度差距在拉大，这也就是为什么从1988年
以后GDP曲线的斜率逐渐大于固定资产投资散点图的斜率。这说明固定资产投
资的资金来源和构成发生了变化，由此引起经济增长中投资的贡献率在逐步下
降，地区经济增长动力逐渐多元化，更趋健康。
3．2．3居民消费
同固定资产投资一样，陕西省的居民消费的呈现缓慢的持续增长走势，这种
上市趋势与地区GDP的增长是一致的。从图3．5中我们可以更清晰的看到，陕
西省居民消费的显著特点是平稳上升，其年度增长量较小，走出了一条持续27
年的缓慢增长轨迹。究其原因，由于陕西省经济不够发达，居民收入偏低，决定
了居民消费停留在满足基本消费的层次上，而这一基本消费是具有极度稳定性
的。当然，陕西省优越的农业生产条件和以国防工业为主的平稳发展，也避免了
消费水平锐减。
可是这一平稳上升的居民消费同GDP增长比较起来则相形见绌。陕西省的
GDP从1988年开始摆脱低靡的发展轨迹，表现出逐年增高的增长势头，但是这
期间陕西省的居民消费依旧岿然不动，其增长速度直到2000年以后才有一定程
度的提高。造成这一现象的原因依然是本地的经济结构，及重工业和国防工业比
重过大，他们虽然对经济总量的贡献很大，但是很难同本地的经济联系起来，安
排的就业少，创造的居民收入自然也少，这决定了居民消费不可能同经济增长保
持同步。
资料来源：原始数据来源同表3．1，通过整理和实际值换算可进行比较。
图3—5：1978—2004年陕西省居民消费及其同GDP的比较
3．2．4财政支出
财政性质不同，其对经济的作用模式和贡献也不同。在计划经济时代，政府
保管国有企业，财政支出中的最大部分就是对各类国有企业的财政拨款，因此，
财政是实现固定资产投资的主要途径，财政与经济增长的关系类似于固定资产投
资对经济增长的关系。但是，国有企业实行“拨改贷"、“厂长经理承包责任制"
和产权多元化改革与现代企业制度改革后，财政逐渐摆脱了直接投资企业的负
担。但是，值得一提的是，我国的财政支出还存在普遍的固定资产功能，尤其是
对西部地区，政府规划的环境保护和“西部大开发战略"，前期的基础设施建设
主要就是有地方政府和中央政府的财政主导的。但是，随着我国财政体制改革，
公共财政体制的功能逐渐增加。
从图3．6我们可以对上述分析做一印证。财政水平低位徘徊反映了西部地区
财源基数偏小的普遍事实，陕西省财政支出在2000年一直保持低水平移动，2001
以后才出现幅度较大的增加。2000年以前的财政兼具有支持国有企业发展和改
革的功能，众所周知，国有企业改革后带来的职工(家属)安排问题，增加政府
了政府的维护“社会稳定’’职能，这是1985年以来政府支出出现第一次较大增
长的原因。所幸的是，随着国有企业改革的好转，财政的这相支出并没有无休止
的放大。进入2001年，政府财政中的公共产品提供功能得到重视，这又导致了
财政支出的一次上升。与前次不同的是，提供公共产品的财政支出与经济增长具
有良性的促进作用，从图中可见，2001年以后陕西省的经济增长加快，这其中
不能没有财政改革的贡献；反过来，经济增长提高了财政收入进而扩大了财政支
出，这就是为什么2001年陕西省的财政支出得以稳步扩张。
资料来源：原始数据来源同表3．1，通过整理和实际值换算可进行比较。
图3—6：1978—2004年陕西省财政支出及其同GDP的比较
32
3．2．5进出口额和实际利用外资
相对于其他因素而言，进出口和利用外资在改革开放的近30年里一直处于
微弱的地位，二者加起来也难低于财政或者消费在经济总量中的地位。从图3．7
中可以看出，陕西省的进出口总额和利用外资起点很低，虽然增长速度很快，甚
至是所有因素中增长速度最快的，但是其规模直到2004年也不到(∞P的10％。
造成近30年来经济陕西省对外经济联系偏弱的原因，除了区位劣势、自然条件
和历史原因，最根本的是西部地区的制度歧视，即西部地区无法获取东部地区的
制度创新的“试错权”，在制度改革中往往处于模仿、跟随地位，因此在区域经
济之间的招商引资博弈格局中远远被甩在后面。
资料来源：原始数据来源同表3．1，通过整理和实际值换算可进行比较。
图3—7：1978—2004年陕西省对外经济联系及其同GDP的比较
但是，西部地区对外开放的增长率应该是很高的了，这也说明了西部地区存
在长期被忽视的开放潜力。首先，西部地区占国土面积近2／3，拥有全中国最丰
富的自然资源，纵观世界工业发展历程，资源对经济发展和社会繁荣局域根本性
的决定作用；同时，西部地区的历史、文化地位和路上跨国交通区位优势，也是
以后值得发挥的优势。
就对外开放的作用来说，我们不能仅从绝对量上判断。对外开放中西部地区
还学习了优秀的管理经验和操作模式，建立和铺设了国际化的商业交流平台，因
此，对外开放对经济增长的作用不仅是直接带来进出口增加和外资企业增加，微
观机制的改善都与对外开放相关。
4冲击影响和经济周期波动传导机制
前文我们已经从经济周期波动的随机游走性推断出可能存在影响经济周期
波动的外部机制，并且着重考察了固定资产投资、居民消费、对外经济联系和财
政支出与GDP为代表的经济总量的走势形态，发现以上因素都同GDP保持着一定
的协同关系，即随着经济的增长，各项实际因素也呈现上升的走势，而且，每当
出现GDP的明显波动时，都有上述四项可能冲击因素与之同时调整。因此，我们
已经可以从经验上判断上述实际因素对GDP为代表的经济周期波动的影响。更科
学的分析，我们借助于日益受重用的统计分析方法来实现，首先我们对VAR模型
及其分析方法进行介绍。
4．1基于VAR模型的经济周期分析方法
在vAR(向量自回归)模型中，当一变量t期的扰动项变动时，会通过变量
之间的动态联系，对t期以后的各变量产生一系列的连锁反应，基于该模型的这
一意义，它常被用来描述时间序列系统的预测和随机扰动项对变量系统的动态影
响。vAR模型的数学表达式为：
)}t=Atyt-、七⋯+Apyt．p七B、Xt七⋯+BrXt—r+8t
其中，乃是m维内生向量变量，五是d维外生变量，4⋯彳口和且⋯耳是待
估计的参数矩阵，蜀为随机扰动项。p为内生变量的滞后期，，为外生变量的滞
后期，因此上式是一个p阶滞后向量自回归模型，记为Ⅵ攮(p)。
vAR模型的系数并不能直接放映出个变量之间的作用关系，我们通常计算vAR
模型的脉冲响应函数(Impulse Responses Function)和方差分解(Variance
Decomposition)来实现。，限于篇幅我们在此不对脉冲相应函数和方差分解进行
数序上的解释。
脉冲响应函数是追踪系统对一个内生变量的冲击效果，描述系统对冲击扰动
的动态反应，并从动态反应中判断变量间的时滞关系。通过计算VAR系统中一个
变量(a)对另一个变量(b)的脉冲响应函数，比较它们不同滞后期的脉冲反应，可
以确定一个变量(a)对另一个变量(b)的作用时滞；在本文分析中，我们可以通过
计算一个标准单位的固定资产投资、居民消费、财政支出和对外经济联系的变化
对经济总体的冲击效果，进而求解外部冲击对陕西省经济周期波动的传导机制。
在VAR模型和脉冲响应函数分析的基础上，方差分解可以进一步解决冲击的
传导机制问题。方差分解提供了描述系统动态变化的另一种方法，它通过把系统
的预测均方差分解成系统中各变量冲击所作出的贡献，进而可以计算各自变量对
因变量的相对作用。在本文分析中，我们通过方差分解来区别四项实际冲击和外
部冲击对经济波动的相对贡献率。
本文采用VAR(Vetor Autoregression)回归模型来界定GDP为代表的经济
总量波动与各实际冲击因素的关系。VAR模型通常假定模型中各因素都存在相互
影响的机制，因此，一项真实因素的冲击可能带来的不仅是特定对象的下一期反
应，更包括其被冲击对象的多个滞后期以及其他变量，因为它们是相互影响的。
在vAR模型的基础上，我们通过特定对象的脉冲响应函数来观察四项实际冲击对
以GDP为代表的经济周期波动的影响，并通过模型预测误差的方差分解来衡量个
影响变量以及GDP自身(完全的外部冲击因素)对经济周期波动的相对贡献率，
这是判断内外部冲击影响大小的重要方法。
当然，在建立囊括以上四项真实冲击因素的vAR模型之前，我们有必要通过
尝试性的两变量VAR模型(GDP分别同投资、消费、财政和对外开放构建VAR模
型)来进一步判断和衡量各冲击对经济周期波动的影响。最后，我们将进行完整
的VAR模型估计和其它计算。这一基础性的计算具有重要的方法指导意义，因为，
我们可以根据单个实际冲击因素对GDP波动的解释力度，在多变量VAR模型中将
投资、消费、财政和对外开放进行排序，解释力度越大说明该项冲击因素与GDP
波动更紧密，因而其排序越靠前，以此类推。vAR模型的实际运用表明，模型因
素的排序对方差分解的结果产生决定性影响，而我们根据各冲击要素对波动的解
释力来排序使本文的分析更具科学性。
在接下来的VAR模型估计和深入分析中，我们采取标准化程序来计算，以确
保vAR方法的正确高效运用，具体程序如下：
第一步，检验各变量的单位根，以证明随机波动(冲击)是否存在、在什么
水平上存在。若存在N阶单位根，则说明该时间序列做(N一1)阶差分后可看成平
稳的时间序列。一般我们分三种检验形式来检验，即，包含常数项，包含常数项
和趋势，完全的随机游走、不包括常数项和趋势项等形式。采用的单位根检验方
法为Au鲫ented Di ckey—Ful 1er方法，结果甄别采用施瓦茨信息准则。
第二步，协整关系检验，其目的在于证明长期关系存在。此计算又分两步进
行，第一步检验协整关系的形式，第二步根据协整关系形式估计反映二者关系的
协整向量，采用施瓦茨信息准则择优选取结果。
第三步，格兰杰因果关系检验，证明变量间可能影响机制的存在。
第四步，在协整关系明确，或者格兰杰因果关系显著时，我们可以构建VAR
模型。首先是估计vAR模型，然后进行脉冲响应分析和方差分解计算，如果模型
35
可接受的话，就可以得出自变量对因变量波动的贡献(方差分解)，也可以看出
变量间影响的传导过程(脉冲响应图)。
这是本节分析时所采用的计量程序，下文中各节所进行的固定资产投资、消
费、财政支出、进出口、外商直接投资等因素对经济增长的关系，都将按照这一
基本程序进行。当然，如果遇到数据上的特殊情况，有些步骤可能跳过，但是不
影响到vAR模型的估计和后续分析的进行。
4．2固定资产投资对经济周期波动的影响
遵循上面的方法和原则，我们可以衡量固定资产投资作为对经济周期波动的
冲击。在此，我们暂且不区分固定资产投资对经济周期波动产生作用的内生机制
或者外生机制，只要计算出固定资产投资变动对经济周期波动的影响模式和效
果，就可以进而求出其外部传导机制的模式和作用。需要注意的是，这是假定不
存在其他冲击的情况下完成的，而完整的冲击波动机制至少要考虑财政、消费、
对外开放等因素的共同影响，这是本节最后的综合分析。
4．2．1对固定资产投资的相关检验
1．单位根检验
我们采用Dickey-Fuller方法进行单位根检验，计算过程在EviewS5．1下实现，
固定资产投资的单位根检验结果如下：
表4．1：固定资产投资的单位根检验
原假设(hO)：lfi、D(1fi)、D2(1fi)存在单位根，即为非稳定的时间序列；
备择假设(h1)：lfi、D(1fi)、D2(1fi)不存在单位根，即为稳定的时间序列。
检验形被检ADF值临界值P值SIC D．W 结论
式(c，t，1) 验量1％，5％，lO％
(O，O，0) lfi 4．286616 -2．660，一1．955，-1．609 1．O ．1．220 1．318 接受
(0，O，1) D(1fi) ．2．309669 —2．660，-1．955，一1．609 0．0229 ．1．126 2．090 接受
(O，O，0) D2(1fi) ．6．36795 l 一2．664，一1．955，一1．608 0．0000 ．O．975 2．004 拒绝
(c，O，0) 1fi O．340476 -3．724，-2．986，-2．632 0．9760 ．1．10l 1．309 接受
(c，O，0) D(1fi) ．3．29081l -3．724，一2．986，-2．632 0．0263 -1．183 1．916 接受
(c，O，O) D2(1fi) ．6．24198l -3．737，一2．991，-2．635 0．0000 ．0．845 2．006 拒绝
(c，t，0) lfi ．2．483924 -4．374，-3．603，-3．238 0．3323 ·1．198 2．177 接受
(c，t，O) D(1fi) ．3．358012 -4．374，-3．603，-3．23 8 0．0821 -O．875 2．017 接受
(c，t，0) D2(1fi) ．6．084639 -4．394，-3．6 l 2，一3．243 0．0002 ．O．713 2．004 拒绝
注释：(1)lfi、D(1fi)、D2(1fi)分别表示固定资产投资取对数后的水平值、一阶差分
和二阶差分；(2)我们用式(c，t，1)来表示单位根检验的形式， c表示含常数项，若不含
常数项则记作O；t表示含线性趋势，若无趋势项也用O表示，l表示单位根检验式中的最
大滞后阶，2阶滞后就用2标示．常数项，趋势以及滞后阶是单位椐检验的控制因素，影响
检验结果．
固定资产投资的单位根检验结果显示，(0，O，0)、(c，O，O)、c，t，O)形式的D2(1fi)
不存在单位根，而lfi和D(1fi)任何形式的单位根都可能存在。这意味着lfi的水
平值和一阶差分值都是非平稳的，但其二阶差分值却很平稳，即看作随机波动的。
因此，lfi是二阶单整或I(2)序列。
以上检验，我们按单位根检验形式的常数项、趋势以及滞后阶进行区别检验，
但是检验结果表明，检验形式对单位根检验结果无影响，因此我们接下来对其他
变量的单位根检验都采用(c，t，O)的形式。
2．协整检验
既然LGDP和LFI都是二阶平稳的时间序列(I(2))，那么依据协整理论，
同阶单整的不稳定时间序列进行线性组合可能成为稳定的时间序列，并且其协整
阶可能下降。接下来我们采用Enger．G捌：lger协整检验方法对LGDP和LFI之间
的长期稳定关系进行检验。
表4．2：固定资产投资与GDP的协整检验结果
Hypothesized Trace 5 Percent 1 PerCent
No．ofCE(s)
”o ● ElgenValue Statistic Critical Value Critical Value
None’1 0．5387805 1 8216941 26．3472842969646 25．32 30．45
At most l O．27669353 1 697588 7．77413429762914 12．25 16．26
Trace test indicates 1 cointegrating equation(s)at thc 5％leVel
Trace test indicates Ilo cointegration at the 1％leVel
·(幸})denotes rejection ofthe hypothesis at the 5％(1％)level
协整检验的结果拒绝不存在协整关系的假设，接受最多只有一个协整关系的
假设。这表明固定资产投资增长率与经济增长率之间存在一个长期稳定的关系。
接下来我们要确认这种关系究竟是什么样的影响方式，进行因果关系检验。
3．格兰杰因果关系检验
从下表4．3格兰杰因果关系检验可以看出，li和ly互不影响的概率很高，因此
我们二者之间不存在内在联系。那么，这种关系就是外部冲击机制，其效果可以
从VAR模型中得到。
37
表4．3：固定资产投资与GDP格兰杰因果关系检验
零假设滞后期观测值F p 结论
li不是ly的格兰杰原因l 26 O．4934 O．4846 接受
lv不县li的格兰杰原因l 26 1．0398 O．3184 接受
li不是ly的格兰杰原因2 25 O．1398 O．8703 接受
ly不是li的格兰杰原因2 25 2．1786 0．1393 接受
li不是ly的格兰杰原因3 24 1．0575 O．3929 接受
lv不县li的格兰杰原因3 24 1．5577 O．2362 接受
4．2-2投资与经济波动的影响分析
我们通过Evie、弼5．1运算估计出固定资产投资和GDP的VAR模型，并进行脉
冲响应分析和方差分解。
(1)脉冲响应分析
基于dy和di的VAR模型能够通过检验，我们在此基础上进行脉冲响应分析，
便可计算出固定资产投资对经济增长的影响效果。当然，这种效果具体通过什么
机制(内部之际还是外部机制)有待进一步研究。
R es p o nse of D Y tO C ho le S k y
o ne S．D．D lInno vation
忿公⋯～～
扒一≥／一～二二一一
15 加筠∞
图4．1：GDP对单位固定资产投资冲击的脉冲反应
从dy和di的W岷模型得出的冲击响应函数可以看出，固定资产投资增长
率的变动引起了经济增长率产生喇叭形收缩状的变动。固定资产投资增加立即引
起产出的正向变化，并且在第3年达到最大变化值，随后这种影响随后快速消失，
并且导致经济增长出现负效果，到第9年投资对经济增长的增幅效果基本消失。
这说明投资既引起产出的扩张性膨胀，也通过市场机制的调节初始产出朝均衡方
向回归。
(2)预测误差方差分解
m
∞
成
肼
肪
肌
虚
在一个二因素Ⅵ啵模型中，不考虑其他因素的变化，我们经过预测误差的
方差分解可知，固定资产投资的变动能够解释经济增长15％左右的波动。这一解
释力说明还有其他因素对陕西省的经济波动产生更为重要的影响。这一解释力将
在下文多变量的Ⅵ岷模型中用来评价各类冲击对经济周期波动的贡献，从而最
初合适的排序。
f：．erc，ert f=F、r、，善|一皇■r■：jE}dLJ白to Dl
图4．2：固定资产冲击在GDP波动中的贡献率
4．3居民消费对经济周期波动的影响
4．3．1居民消费的相关检验
按照前文的程序化方法，我们首先通过Dickey—Fuller方法，对1978．2004年
陕西省的居民消费进行单位根检验结果，其结果如下，见表4-4。
表4．4：陕西省居民消费的单位根检验结果
原假设(h0)：lcc、D(1cc)、D2(1cc)存在单位根，即为非稳定的时间序列；
备择假设(h1)：lcc、D(1cc)、D2(1cc)不存在单位根，即为稳定的时间序列。
检验形被检ADF值临界值P值SIC D．W 结论
式(c，t，1) 验量1％，5％，lO％
(c，t，0) lcc ．2．71144 -4．356，-3．595，-3．233 O．2402 ．3．015 1．847 接受
(c，t，1) lcc ．1．45592 ·4．374，-3．603，-3．238 O．8176 ．2．938 1．864 接受
(c，t，O) D(1cc) ．6．09140 —4．374，-3．603，一3．238 O．0002 -2．971 1．989 拒绝
(c，t，1) D2(1cc) ．7．22465 ·4．41 6，一3．622，一3．248 0．0000 ．2．688 2．200 拒绝
(c，t，0) D2(1cc) ．9．72733 -4．394，一3．612，-3．243 0．0000 ．2．525 2．697 拒绝
注释：(1)lcc、D(1cc)、D2(1cc)分别表示居民消费取对数后的水平值、一阶差分和二
阶差分．(2)我们用式(c，t，1)来表示单位根检验的形式， c表示含常数项，若不合常数
项则记作O；t表示含线性趋势，若无趋势项也用O表示，l表示单位根检验式中的最大滞
后阶，2阶滞后就用2标示。由于我们只要检验单位根是否存在，对其形式不做具体要求，
因此可以采用通常的包含常数项与趋势项的常见形式，当然，滞后阶的变化会带来结果的一
些差异，我们利用slc信息作为判别标准。
从上表陕西省居民消费的单位根检验结果可知，lcc可以被看作一阶和二阶
的单整序列。由于单整的序列进行差分变换后仍然是平稳序列，因此我们认为居
民消费是一阶单整序列更可信。
不同于固定资产投资，居民消费的变化比较小，受外部冲击也比较小，这是
由于居民消费主要受收入决定。改革开放以来居民的劳动收入和资产性收入持续
增加，消费一直很稳定，而且呈现出稳步的增长趋势。因此，我们可以把消费看
作一个次外生的变量，因为它的变化稳定而规律，不会有大起大落。
4．3．2居民消费与经济波动影响分析
由于消费是一阶单整的，而产出被看作二阶单整的，因此二者的线性协整关
系被排除。不过，为了估计和计算居民消费和产出的相互影响，我们可以利用
Ⅵ堰模型实现。当然，如前面所述，在Ⅵ～R模型中，二者的相互因果关系在理
论上都是存在的，这需要我们进行技术判断。而且，由于不能识别Ⅵ报结构，
也无须区别持久冲击与暂时性冲击，只要把居民消费作为唯一的影响因素，我们
可以衡量其对产出波动的影响。
1．居民消费对产出的冲击效果
R电spo嘲af DY幻C浙Dk为时
C)1喜S．D．亡×：lnno～冒廿on
／，．＼、、、一一∥一一_一．，--．，，一，，，，，，，，，，，，，，／7，77
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～--’～～～～～～～～、～、、、、、
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、、
15 20 25 30
图4．4：GDP对居民消费的脉冲响应
在消费一产出的Ⅵ瓜模型估计基础上，我们通过产出对居民消费的脉冲响
应函数分析可知，单位消费水平的变动对经济增长的冲击效果为正，并且在第2
期达到最大值的2％，之后这一影响消失。可以说，消费波动对经济增长波动的
柏
∞
∞
吆
∞
陀
舛
∞
■
●
●
●
■
●
●
影响微乎其微，这也说明消费变动对经济周期波动的传导机制不畅。
2．居民消费对产出波动的贡献
从表4．5可知，消费变动对产出波动的解释作用，最高时只有1％，这一水平
远远低于固定资产投资对产出波动的解释力(15％)。
表4．5：基于居民消费冲击对产出波动的方差分解
Period S．E． DY DC
1 O．038933 100 O
2 O．039575 98．8885 1．1114
3 O．0403 98．9272 1．0727
4 O．0403 98．9249 1．07509
5 O．04032 98．923 1．07625
10 O．0403 98．92 1．0777
15 O．0403 98．9222 1．0777
20 O．04032 98．922 1．07774
25 O．040 98．92229 1．077
Cholesky Ordering：DY DC
St锄dard En．ors：Monte C掣lo(500 repetitiolls)
这说明两点，一是陕西省的消费很稳定，居民消费变动本身很小；第二，消
费对陕西省经济增长的推动弹性很小，这也从反面说明，陕西省经济的内部传导
机制效率低下。究其原因，主要是私营经济发展程度不够，居民的收入水平偏低，
因此居民的主要消费仍是保障性的衣食住行。虽然改革开放创造了少数富人，但
是中等收入的中间阶层的比例很低，由此导致陕西省的消费升级(林毅夫，1998)
难以顺利实现。因此，从提高居民消费对我国经济增长的促进作用出发，首要的
任务就是增加低收入居民的收入，广开财源。这一政策既包括转移支付、个人所
得税调整、加强劳动者权利保护等措施，更主要的是创造更为有利的创业环境，
为低收入阶层构建一条可靠的致富之路。
Pbnoer吐亡)、、，v穹rian∞dI-e电。亡×：
，，
、
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5 10 15
图4．5：基于居民消费冲击对产出波动的方差分解
∞
4I
∞
∞
∞
∞
o
∞
l
t
-
4．4财政支出对经济周期波动的影响
改革开放以来，我国财政体制改革经历了“分灶吃饭”、分级管理体制、1992
年开始实施的分税制等三阶段改革。这一转变使财政的内在稳定机能开始发挥作
用，但宏观财政调控能力下降。数据显示，陕西省的国家财政预算收入占GDP的
比重，由1984年的30％逐渐平衡的下降到1993年的20％。与中央财政相比，地
方财政总收入的增长更多的依靠地方财政预算外收入的增长，地方财政总支出的
增长更多的依靠地方财政预算内支出的增长。财政赤字的不断扩大以及地方政府
和企业的扩张行为，开始成为财政政策不规则性的诱因，成为我国经济波动的冲
击源之一。
随着体制转轨，财政政策的作用在相当程度上受限于规则性财政政策的自动
或内在稳定器，只能在一个有限的程度内对衰退和膨胀做出及时而有效的财政反
映，既阻止由需求急剧减少所带来的下降趋势的进一步恶化，又阻止由需求急剧
扩大所带来的通货膨胀的进一步严重化，从而对经济周期波动产生一种缓冲。政
府不愿将稳定性财政政策的运用局限于仅仅通过规则性自动计划的作用来完成，
而是相机不规则的改变税收结构和转移支付结构，这就成为我国经济周期波动的
相机抉择性不规则冲击源。
基于上述分析，我们可将财政支出增长率作为一种准外生变量处置。从财政
支出的决定机制即内在稳定器出发，它带有内生变量的属性，但从操纵主体的角
度出发，它又具有一定程度的可控性和相机抉择性，因而带有外生变量的属性。我
们把财政支出增长率用来表示也分为规则性和不规则性两部分，规则性财政支出
的增长率由滞后的经济增长率所引致，而不规则性财政支出的增长率则用两者的
残差来度量。
4．4．1财政支出的相关检验
按照前文的程序化方法，我们首先通过Dickey．Fuller方法，对1978—2004年
陕西省的财政支出进行单位根检验结果，其结果如下，见表4．6。
从表4．6可知，财政支出的单位根检验表明，陕西省的财政支出波动很大，
受到外界因素的显著影响。1978．2004年陕西省财政支出的水平值和增长率都处
于非平稳的变化之中，但是其增长率的变化速度是稳定的，这也就是我们的检验
结果所显示出来的，lg为二阶单整(I(2))过程。
表4-6： 陕西省财政支出的单位根检验
原假设(h0)：lg、D(19)、D2(19)存在单位根，即为非稳定的时间序列：
备佯1阪玟(h1)：Ig、D(19)、D2(19)小仔征早位根，即为稳足阴时1日JJ予夕U。
检验形被检ADF值临界值P值SIC D．W 结论
式(c，t，1) 验量1％，5％，lO％
(C，t，0) lg ．O．35914 -4．356，-3．595，．3．233 O．983 ．1．480 O．993 接受
(c，t，1) lg ．1．58436 ．4．374， -3．603， -3．238 O．770 ．1．709 1．788 接受
(c，t，0) D(19) ．2．82347 -4．374，-3．603，．3．238 O．202 ．1．725 1．660 接受
(c，t，0) D2(19) ·5．38065 ．4．394，．3．612，-3．243 O．001 ．1．519 2．025 拒绝
注释：(1)lg、D(19)、D2(19)分别表示财政支出取对数后的水平值、一阶差分和二阶差
分．(2)我们用式(c，t，1)来表示单位根检验的形式， c表示含常数项，若不合常数项则
记作O；t表示含线性趋势，若无趋势项也用O表示，l表示单位根检验式中的最大滞后阶，
2阶滞后就用2标示．由于我们只要检验单位根是否存在，对其形式不做具体要求，因此可
以采用通常的包含常数项与趋势项的常见形式，当然，滞后阶的变化会带来结果的一些差异，
我们利用SIC信息作为判别标准．
4．4．2财政与经济波动的影响分析
我们在财政支出和产出的二变量VAR模型的基础上，进行产出对财政支出
的脉冲响应函数分析和方差分解，以便刻画出财政支出冲击对产出波动的动态效
果和最终影响力。
(1)财政支出对经济增长的冲击响应
经济增长对财政冲击的反映表现出波浪式的回调走势。这种形态除了告诉我
们，财政支出对陕西省的经济波动的冲击效果具有回归趋势。此外，还有值得我
们特别注意的一点，财政支出增加的前两年内，总产出的变动呈现反向变动，这
就是我们所说的财政投资对民间资本投资的“溢出效应"。究其原因，由于用于
投资的社会资本是有限的，财政支出渠道的投资扩大必然缩小了民间资本投资的
资金量。同时，财政支出的扩大意味着政府对社会财富的支配能力在增强，而政
府投资效率普遍比民间资本低，由此导致经济增长的动力下降。
43
R钧∞嗍afDY幻C№I∞时
C)ne S．D．DG Innof、，日旧on
入
|吣、、、衾～一：～一～～二～～．
VUc／～一一一～一一一一一
图4．6：产出波动对财政支出冲击的脉冲响应
(2)财政支出变动对经济周期波动的贡献
我们通过方差分解，可以计算出财政支出对产出波动的贡献率(或者说解释
力)，具体结果见表4．7和图4．7。
表4．7：基于财政支出冲击的产出方差分解
Period S．E． DY DG
l O．030338 l 00．0000 O．000000
2 0．034963 78．78543 21．21457
3 O．040433 61．04658 38．95342
4 O．04068 l 60．61956 39．38044
5 0．041 791 60．39926 39．60074
6 0。042479 58．80033 41．19967
7 O．04305 l 57．95976 42．04024
8 O．043089 57．95840 42．04160
9 O．043379 57．80009 42．19991
10 O．043404 57．83220 42．16780
11 0．043540 57．52762 42．47238
12 O．043565 57．53670 42．46330
13 0．043596 57．49044 42．50956
14 O．043611 57．50785 42．4921 5
15 0．043625 57．47469 42．5253 1
16 O．043637 57．46480 42．53520
17 0．043640 57．45767 42．54233
18 O．043645 57．45638 42．54362
19 0．043646 57．4539 l 42．54609
20 O．043649 57．45040 42．54960
Cholesky Orde血g：DY DG
舛
∞
眩
们
∞
们
∞
∞
舛
●
●
●
．
●
●
●
●
基于财政支出和总产出的非结构Ⅵ恹模型的预测误差的方差分解计算，我
们可以计算出财政支出的变动对产出增长变化的总体影响。我们发现，除了GDP
自身包含的解释因素外，财政支出一开始对产出的解释力很微弱，但是从第二年
开始显示出快速上升的解释力，从0增加到21％，到第3年达到38％水平，从
第4年开始财政投入对产出波动的解释力就稳定在42％的水平。这种现象说明了
财政在陕西省经济发展中的举足轻重的作用。
前期财政支出对经济增长没有产生明显的影响，是因为财政投入集中在基础
设施的建设上，其建设周期长，而且投资效益相对较低，并没有产生民间固定资
产投资那样的快速而明显的影响，不过3到4年之后，随着基础设施建设的完成
和投入使用，经济发展的硬件环境得到显著改善。
通过和固定资产投资以及居民消费对经济波动的贡献率比较，我们可以发
现，财政支出对经济产出的贡献(42％)远大于固定资产投资对经济增长的波动
(20％)，前者为后者的2倍多，更远远大于居民消费的作用。这进一步说明，
陕西省的经济发展模式具有很强的财政主导性质，而财政支出中固定资产投资又
是大头，进而说明陕西省经济发展中投资的决定性作用。但是，财政贡献率远大
于投资的贡献率，这意味着财政支出对经济的影响方式，除了投资渠道必然还包
括其他形式。根据前面分析，我们知道，在陕西省的固定资产投资中，由政府财
政安排的基础设施的建设占了相当大的比重，但是财政作用于经济增长的方式，
还包括政府自身建设引起的效率提高，尤其是随着改革深入发展，政府更加注意
法律、自由、民主建设，加强生态环境的保护，等等，这些软环境的改善显然也
促进了的经济增长。
P毫≥九3e}nt亡)、_I—r v葛—-iarxx曼dl B to DG
图4．7：基于财政支出冲击的产出方差分解
45
4．5对外经济联系对经济周期波动的影响
随着我国经济和世界经济联系的日益密切，世界经济的变化无疑对我国经济
会产生影响，西部地区在对外经济联系中也发挥出自身的作用。由于对外经济联
系是一对多的，我们不可能按国别来衡量其对陕西经济的影响，而是仅以陕西省
的进出口总额来表示区域经济的对外经济联系，并以此来研究外部经济体的波动
对陕谣省经济波动的影响。
向量自回归模型可以避开结构建模方法中需要对每个系统中的内生变量关
于所有内生变量滞后值函数的建模问题，是研究相关时间序列系统的预测和随机
扰动对变量系统的动态影响，所以本文采用向量自回归模型研究国际经济波动对
陕西经济的冲击效应。具体计算是按照前文设定的程序和步骤进行的。
4．5．1进出口的相关检验
按照前文的程序化方法，我们首先通过Dickey—Fuller方法，对1978—2004年
陕西省的进出口总额进行单位根检验结果，其结果如下，见表4．8。
表4-8：1978．2004年陕西省进出口总额单位根检验结果
原假设(IlO)：lX、D(1x)存在单位根，即为非稳定的时间序列；
备择假设(h1)：lx、D(1x)不存在单位根，即为稳定的时间序列。
检验形被检ADF值临界值P值SIC D．W 结论
式(c，t，1) 验量1％，5％，10％
(c，t，0) lx ．0．82506 -4．356，一3．595，一3．233 0．9500 O．717 1．186 接受
(c，t，1) lx -2．371 06 —4．3 74，-3．603，一3．23 8 O．3842 0．147 2．322 接受
(c，t，0) D(1x) ．4．82171 -4．374，一3．603，一3．238 O．0037 O．256 2．039 拒绝
(c，t，1) D(1x) ．6．41516 -4．394，-3．612，-3．243 0．0001 ．O．03l 1．469 拒绝
注释：(1)lx、D(1x)分别表示进出口总额取对数后的水平值、一阶差分。
(2)我们用式(c，t，1)来表示单位根检验的形式， c表示含常数项，若不
合常数项则记作O；t表示含线性趋势，若无趋势项也用O表示，l表示单位根
检验式中的最大滞后阶，2阶滞后就用2标示。由于我们只要检验单位根是否存
在，对其形式不做具体要求，因此可以采用通常的包含常数项与趋势项的常见形
式，当然，滞后阶的变化会带来结果的一些差异，我们利用SIC信息作为判别标
准．
陕西省进出口总额的单位根检验表明，以进出口总额表示的对外经济联系是
一个一阶单整的时问序列，这和陕西省的居民消费的单位根检验结果一样，即对
外经济联系的变化率是稳定的。中国作为世界制造业中心，对欧美、亚洲市场的
持续供给能力很强，这是我们的制造业优势，大量熟练的劳动力，优惠投资条件
以及便利的进出口环境，保证了中国制造业的世界领先竞争力。当然，欧美、亚
洲发达国家的持续消费能力也支持了我国的出口。
4．5．2进出口与经济波动的影响分析
我们在进出口和产出的二变量VAR模型的基础上，进行产出对进出口的脉
冲响应函数分析和方差分解，以便刻画出进出口冲击对产出波动的动态效果和最
终影响力。
(1)外部经济联系对产出波动的冲击效果
我们从图4．8中可以知道，产出增长率对一单位进出口冲击的反应表现出调
整波动的形态。当年的进出口变动引起第二年产出的增加，但是这种促进作用随
后几近消失，直到4年之后达到最大效果，约为1％，从第6年开始，冲击效果
逐步消失。
Rbspd惜e af DlY幻ChDIes时
()1鲁S D．[))<Irrrh五皇石on
．o国o
．015
．010
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、005
一．010
一．015
厌入?＼一一⋯√＼／一。
V、o、．．＼／一～⋯＼八＼、、
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
图4．8：产出对进出口的脉冲响应函数
(2)外部经济联系对经济增长的贡献度
接下来，我们通过对进出口一产出的二变量V：根模型进行方差分解，计算
进出口对经济波动的贡献率，见表4．9和图4．9。
表4．9和图4．9我们可以清晰的看出，进出口对陕西省产出波动的影响较大，
从第2年和第3年的不到3％，增加到第4年的7．6％，此后，进出口对产出波动
的解释力趋向稳定，在维持了3年的近乎12％的水平后，最终从第8年开始一直
保持12．5％的稳定贡献率水平。
47
表4．9：基于进出口冲击的产出方差分解
Period S．E． DY DX
l 0．03403 l 1 OO．OOOO O．000000
2 O．034498 97．52453 2．475466
3 0．036569 97．79662 2．203377
4 0．037686 92．34350 7．656502
5 0．03 8577 88．12662 1 1．87338
6 0．03 8606 88．02299 11．97701
7 O．03 8607 88．01 864 11．98136
8 0．03 8790 87．50998 l 2．49002
9 O．038803 87．46133 12．53867
10 O．038818 87．47095 l 2．52905
l l 0．038822 87．47135 l 2．52865
12 O．03 8826 87．473 85 12．5261 5
13 O．03 8828 87．46636 l 2．53364
14 0．03 8828 87．4645 1 12．53549
15 O．038829 87．4629 l l 2．53709
16 O．03 8829 87．46292 12．53708
17 0．03 8829 87．46217 l 2．53783
18 0．038829 87．46217 l 2．53783
19 0．038829 87．46216 12．53784
20 O．038829 87．46217 l 2．53783
Cholesky Ordering：DY DX
和前面其他冲击要素对经济波动的贡献率比较可以做一个排序，那就是财政
支出的贡献率最大(42％)，其次为固定资产投资(20％)，进出口的冲击作用
排在第三位，最后是影响极其微弱的居民消费(1．7％)。
Pe悦nt DYva—anoe due 1b13 DIX
图4．9：基于进出口冲击的方差分解
4．6经济周期波动的传导机制
前文的分析为我们最终探索陕西省的经济周期波动传导机制提供了足够的
准备条件，并进行了有益尝试。首先，前文的分析对导致陕西省经济波动的因素
的做了界定，他们包括固定资产投资、居民消费、财政支出和进出口等，当然，
除此以外还有其他影响因素。其次，前文的双变量w汛模型估计和分析，在假
定不存在其他影响因素的条件下，初步估计了投资等因素对经济波动的影响，对
下文的分析提供了方法参考，更为重要的是，它提供了附加信息，即四项冲击因
素对经济波动的贡献大小(按贡献率从大到小，依次是财政支出、固定资产投资、
进出口和居民消费)。本节我们将进行多变量的Ⅵ恹模型估计和分析，最终得到
完整的外部冲击传导机制。
4．6．1多变量vAR模型的构建和估计
我们将固定资产投资、消费、财政、进出口总额等对陕西经济波动影响较大
的因素同GDP构建vAR模型，在不进行模型识别的基础上，计算各变量对经济
增长的影响。需要注意的是，虽然前文我们分别研究了上述各要素对经济增长的
影响，但是，其考察环境是忽略其他因素的，因此为结合实际，我们有必要把对
经济增长有影响的个要素都加入到VAR模型中来。GDP、财政支出、固定资产
投资、进出口和居民消费都看作是内生变变量，并且根据其对经济波动的贡献大
小排序为GDP、财政支出、固定资产投资、进出口总额和居民消费。
1．协整检验
首先我们要进行协整检验。前文的协整检验都是一对一的，没有考虑多变量
情况下的协同关系。根据协整理论，我们有理由相信不平稳的时间序列可能通过
线性组合变得平稳。此处的协整检验W峡模型的设定和估计能够提供了支持，
即，若GDP和个真实因素存在稳定关系，则我们的Ⅵ讯模型和进一步的分析具
有事实依据。
协整检验表明，当选择协整检验的滞后阶为(1，2)时，GDP、财政支出、
固定资产投资、进出口总额和居民消费的一阶差分存在长期的稳定关系，在5％
的误差概率下存在5个稳定关系，在1％的误差概率下也存在4个协同变动关系。
这说明GDP和四项真实因素之间确实存在相互作用关系。这一检验结果支持了
我们对GDP等的Ⅵ讯模型假设。
表4．10： DY、DG、DI、DX和DC的联合协整检验
Series：DG DI DX DY DC
Lags interval(in first di位rences)：l t0 2
Hypothesized Trace 5 PerCent l Percent
No．ofCE(s)
E”lo genVal' 眦Statistic Critical Value Critical Valuc
N彻e·· 0．974066 1 86．0529 68．52 76。07
At most 1·· O．924416 1 02．0525 47．21 54．46
At most 2·· O．606145 42．65486 29．68 35．65
At most 3木· O．529860 21．224lO 15．4l 20．04
At most 4· 0．154698 3．865422 3．76 6．65
Trace test indicates 5 cointegrating equation(s)at the 5％leVel
Trace test indicates 4 cointegrating eq咖ion(s)at也e 1％leVel
·(¨)denotes r甸ection ofme hypothesis at lhe 5％(1％)leVel
2．VAR变量之间的格兰杰因果关系检验
虽然，上文通过协整检验已经证明，1978—2004年的陕西省GDP、固定资产投
资、进出口总额、财政支出以及居民消费的一阶差分是平稳的协积，通过格兰杰
表述定理得延伸，我们可以判定上述变量两两之间至少存在一对因果关系。但是，
基于研究方法的严谨性考虑，我们最稳妥的处理办法是，在构建VAR模型之前，
对GDP与个各变量进行一次格兰杰因果关系检验。
在进行对变量的格兰杰因果关系检验时，遇到一个问题，即，除了GDP与单
个冲击可能存在因果关系外，要素之间还可能存在因果关系，而且GDP还可能与
多个变量的联合体存在格兰杰因果关系。但是，由于本文研究目的是测算各冲击
要素对经济增长的影响，因此只检验GDP与各冲击要素的因果关系。
由于在格兰杰因果关系的检验中，滞后期的选取对结果有明显影响，我们分
别选择滞后1期和滞后2期的格兰杰检验，并对其结果进行评价。从表??我们可
以看出，在选取1期滞后的格兰杰检验中，我们认为GDP与各冲击要素都存在双向
因果关系；在滞后2期的格兰杰检验中，因果关系则相对减少，财政支出和进出
口总额对产出不具有因果关系。总体而言，GDP与各要素的格兰杰因果关系很普
遍，这为文章构建VAR模型和后续分析提供了基础。
表4．1l： DG、DI、DX、DC分别与DY的格兰杰因果关系检验
零假设滞后期观测值F P 结论
DI不是DY的格兰杰原因l 26 6．00889 O．02570 拒绝
DY不是DI的格兰杰原因l 26 7．25762 0．01295 拒绝
DG不是DY的格兰杰原因l 26 3．10709 0．124644 拒绝
DY不是DG的格兰杰原因l 26 8．30606 0．08545 拒绝
DC不是DY的格兰杰原因l 26 19．7649 0．00019 拒绝
DY不是DC的格兰杰原因l 26 11．0205 O．02301 拒绝
DX不是DY的格兰杰原因l 26 5．14045 0．10297 拒绝
DY不是DX的格兰杰原因1 26 6．01023 O．0843l 拒绝
DI不是DY的格兰杰原因2 25 5．59590 0．06056 拒绝
DY不是DI的格兰杰原因2 25 8．97801 O．04507 拒绝
DG不是DY的格兰杰原因2 25 2．18810 0．13824 接受
DY不是DG的格兰杰原因2 25 4．11047 0．09595 拒绝
DC不县DY的格兰杰原冈2 25 13．0279 0．00024 拒绝
DY不是DC的格兰奎原冈2 25 8．74925 O．08553 拒绝
DX不县DY的格兰杰原I天I 2 25 3．02145 O．10037 接受
DY不是DX的格兰杰原因2 25 2．65051 0．11426 拒绝
3．w峡模型估计
由于VAR模型中各内生变量的滞后阶对vAR估计形式和效果有重大影响，
我们分别进行滞后阶为(1，1)、(1，2)、(1，3)和1，4)的估计，并依据I也、F值
和SIC信息准则来综合判断最优的W瓜估计模型，结果表明滞后阶为(1，3)的
估计模型最理想。我们得出最终的模型估计结果，见表4．12。
表4．12：多变量VAR模型估计结果
DY DG DI DX DC
DY(一1) O．00l 665 1．073960 ．1．431069 ．4．8l0095 O．060260
DY(-2) ．1．336729 ．1．087l lO -2．09023 8 O．662036 ．1．542359
DY(-3) 0．176342 O．661630 1．331211 O．411044 0．169930
DG(一1) 。O．195453 O．137073 ．O．483619 0．383053 O．001 752
DG(-2) O．143720 O．687463 O．03383 1 ．1．340944 0．216804
DG(一3) ．O．112283 ．0．980602 -0．188369 1．264313 ．O．271816
DI(一1) 0．01 5736 0．286415 —0．04307 1 ．0．838059 ．0．01 5790
DI(一2) 0．21 8839 ．O．225265 0．559913 0．953 858 0．214848
DI(-3) -O．082032 ．O．039788 ．1．073478 ．1．762520 ．0．169560
DX(-1) -O．019376 -O．238801 ．O．21 1885 0．6675 82 ．O．013975
DX(一2) ．0．060840 O．03 8740 ．0．264095 ．0．528865 ．0．079855
DX(一3) 0．090647 ．O．219577 0．303309 O．784557 0．060500
DC(-1) 0．100075 ．0．182277 3．535444 4．355680 ．O．395068
DC(-2) O．626500 1．241356 3．0641 24 2．395049 O．854403
5l
续前表4．12
DC(-3) O．270213 1．438039 O．546946 ．O．145910 O．713164
C O．142553 O．001 080 0．084847 O．143148 O．117644
R．squared O．942119 0．7501 94 0．952561 O．851822 O．91 644l
Adj．R—sq啦瞰狙O．818087 0．2 14895 0．850906 O．534297 0．737386
F．statistic 7．595797 1．401449 9．370514 2．682694 5．118201
Log likelihood 77．13138 35．73850 49．5222 l 21．99746 65．86955
Akaike AIC ．5．315772 ．1．716391 ．2．914974 ．O．521518 ．4．336483
Schwarz SC ．4．525863 ．0．926482 ．2．125065 O．268391 ．3．546574
Log likelihood： 276．84 l 9
Akaike infomation criterion：．17．11669
ScIlwarz criterion：．13．16714
注释：表申各列依次给出了产出、财政支出、固定资产投资、进出口为因变量的V从
方程系数，并给出了方程的拟合度、F值和AIC、SIc，最后还给出了VAR模型的整体评价信
息(SIC和AIC)．为简便表达，表中省略了个估计系数的标准差和t检验值。
从表4．12给出的Ⅵ浓方程可知，各方程的拟合度度很高，在O．75．O．95之
间，最高的DI方程的拟合度达到O．9525；而且SIC和AIC值都是最小的，F检
验值虽然水平各异，但是DY方程的F值为7．59，足够说明其整体回归的显著性。
综合而言，此Ⅵ恨估计结果可用。接下来我们将以此为基础进行深入分析。
4．6．2多变量VAR模型中的冲击响应及比较
我们分别计算政府支出、固定资产投资、进出口和居民消费对产出的冲击效
果，由脉冲响应函数可得。
(1)财政支出对产出的冲击效果， F琶冀部，，n∞c一吖to C，c；
膨y＼～C～～：～⋯
N～<～二乡～、、一一，，二／／一一
图4．10： 产出对财政支出冲击的脉冲响应函数
从图4．10中我们可知，受冲击传导机制影响，财政支出增长率的变化导致
产出增长率的变化，即出现经济周期的波动。究其波动模式来看，财政支出扩大
的第2年，经济增长速度不是相应立即增加，而是下降，幅度达到O．02。但是，
一一吃
们
∞
们
●
■
■
●
●
●
财政随即表现出其对经济增长的正向促进作用，经济增长率在第3年实现O．01
的正向波动。财政对经济增长的促进作用在第3年以后逐步回落，长期看，其影
响消失殆尽。
财政支出与经济波动的动态关系告诉我们财政，增加财政支出并不会立即导
致经济的加速增长，而是经济增长的放缓，扩大财政支出对经济引起的加速经济
增长的作用要在2年以后显示出来。另外，我们比较数据可知，扩大财政支出先
期引起的经济放缓幅度(O．02)大于后期对经济增长大促进作用(O．01)，当然，
若累计财政支出对经济增长的正负促进效果，则促进作用仍略大于抑制作用。
(2)固定资产投资对产出的冲击效果
图4．1l： 产出对固定资产投资冲击的脉冲响应函数
从图4．1l我们可知，固定资产投资对经济增长的作用微乎其微，前5年内
基本上没有显著影响，但是却呈现出微弱的抑制作用，这种抑制作用在冲击发生
后的第6年被放至最大，约为O．01。从第7年开始，固定资产投资才表现出对经
济增长的促进作用，但是仍很微弱。
从图4．1l和上述分析我们可以得出基本判断：陕西省的固定资产投资相对
稳定，对经济波动没有显著的影响，如果有影响，则应该是相对稳定的作用。而
且，我们可以大致判断出陕西省的固定资产投资收益期约为7年，相当长。
(3)进出口对产出的冲击效果
从图4．12可知，进出口在陕西省的经济增长中具有一定的正向促进作用。
当然，这种作用可能没有财政支出的作用大。进出口在前5年内表现出对经济增
长逐步增加的促进作用，从几乎为零到第5年的O．005，这说明扩大出口不但对
陕西当地的经济增长具有积极意义，而且这种作用在强化。此后，进出口对经济
增长的作用由正转负，并回调到正向作用，这一过程在作者看来只是说明进出口
作用的消失过程，任何冲击效果最后都会消失殆尽，因此其负值并不具有实际意
义，只是消亡路上的技术性变动。
Fk薹珲×)n固e cf吖to以
／／二＼／0、一一⋯一一～～～一～～一
＼一一’弋匕／、二夕一一～⋯一～⋯一
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
图4．12： 产出对进出口冲击的脉冲响应函数
(4)居民消费对产出的冲击效果
Fk釜；pon9e af吖to亡X：
／么：、仝／～一～＼一
＼／＼、，，、V 一一二一二一⋯、二一⋯⋯ 、＼、／7“＼／／⋯，一一’“一一’‘
一～
图4．13： 产出对居民消费冲击的脉冲响应函数
从图4．13可知，居民消费对经济增长具有显著的促进作用。我图中的数据
我们可以这样理解，随着居民消费的增加，陕西省经济也立即随之加速增长，并
在第3年使经济增长提高0．Ol的水平。这种促进作用随后出现走向消亡，但总
共持续了至少5年。值得注意的是，第6年消费对经济增长的正向促进作用又从
基本消失的水平上提升到O．005的水平，这可能是二次消费的促进作用。说明了
消费对经济增长得促进作用具有一定的再生功能。
比较前文单独对消费和GDP的脉冲响应函数分析可知，前者我们认为消费
对经济增长几乎不具有直接测促进意义，但是在多变量模型中则表现出十分显著
的推动经济增长的作用，这说明消费作用于经济的机制(或途径)是经过其他因
素的，比如投资的扩大，等等。
对四项冲击的比较可知，财政支出、居民消费和进出口最终都显示出对经济
增长的显著促进作用，不同的是财政支出短期内引起了经济下滑，其促进作用在
中期才显示出来，这说明财政的“挤出效应’’在开始阶段大于其对经济增长的促
进作用；居民消费和进出口对经济增长表现出至少5年的持续推动作用。令人意
外的是，投资对经济增长的作用，主要表现为微弱的抑制，这可能与陕西省的固
定资产投资效率有关。
进而，我们通过多变量模型与双变量模型的比较可获得更多信息，具体如下：
(1)财政支出和进出口对经济增长的影响基本一致，前者对经济增长的影
响是先抑制后促进，后者是持续正向刺激作用于经济发展。
(2)居民消费在多变量模型中表现出显著而持续的促进经济增长的作用，
这一点反差极大，可能的解释是消费并不是直接作用于经济增长，而是通过其他
中间变量的过度。居民消费的这一性质，使其具有很强的经济调节杠杆作用，因
此宏观政策要多关注于消费领域。
(3)不考虑其他因素，固定资擦投资对经济增长显示出显著的促进作用，
即投资增加则经济增长更快；但是考虑其他变量对投资的影响以及投资对其他变
量的作用，固定资产投资则表现出微弱但持续的抑制经济增长的作用。要解释这
一现象，我们要考虑什么固定资产投资反应链中的上游和下游因素，即，什么因
素对固定资产的变动产生影响，以及固定资产投资还其他引起什么后果。可能的
原因是，由于陕西省的固定资产投资仍由政府主导，而一般来讲政府投资的回报
率低、收益期长，所以产出没有随之增加。当然，仅从脉冲响应函数的分析也不
足以全面理解和解释固定资产投资对经济波动的作用机制。所以我们有必要进一
步通过差分分解来衡量各冲击对经济波动的解释力。
4．6．3各种冲击对经济增长的贡献率划分
我们把各种变量当作内生变量，衡量其对经济增长的解释程度，采用的是
Ⅵ恨模型预测误差方差分解的方法。
表4．13：各冲击要素对经济波动的贡献
Period S．E． DY DG DI DX DC
1 O．01 5334 1 00．0000 O．000000 O．000000 0．000000 O．000000
2 O．0236l 5 44．76469 53．83277 O．414154 0．441207 0．547l 82
3 O．03 1792 38．94109 49．21063 O．657954 0．252222 10．938l 1
4 0．033165 41．47082 45．33875 O．93 1094 1．076320 11．1830l
5 0．03692 l 41．34833 44．62284 1．147577 3．832128 9．049123
6 0．042548 42．96239 35．68224 5．485817 6．877452 8．992098
7 0．043242 41．67189 34．68899 5．97606 l 6．998330 1 O．66474
8 0．043642 41．70969 34．11298 5．875005 7．83 1683 1 O．47064
9 O．044432 40．57869 35．38217 6．023 764 7．855623 10．15976
10 0．045003 40．05412 35．85083． 5．872005 8．230007 9．993 040
1 1 O．04515l 39．79289 36．15424 5．891178 8．177235 9．984455
12 O．04559 l 39．03002 36．91740 5．925290 8．155539 9．971746
55
续前表4．13
14 0．046048 39．19283 36．96817 5．8l1059 8．175989 9．851948
15 O．046086 39．24404 36．90785 5．81 5998 8．196405 9．835702
Cholesky Ordering：DY DG DI DX DC
St锄dard En．ors：Monte Carlo(500 repetitions)
注释：在多变量VAR模型基础上的方差分解按照DY DG DI DX Dc顺序进行
的，DY对自身的解释表示的是完全未知的要素对经济的冲击，我们可称之为外
生冲击；而内生要素的排序依据前文二变量VAR模型分析结果制定的。
结合图4．14我们分别考察内部各要素以及内外部要素对经济波动的相对解
释力度。首先需要声明的是，脉冲响应函数分析的是冲击源于经济波动的所谓“影
响方向和系数”，而方差分解所得到的相对贡献率虽然受“影响系数"制约，但
还收冲击源本身的力量有关，二者不可等同。以下是各冲击要素的相对解释力。
图4．14：各冲击要素对经济波动的解释力变化图
(1)从总体走势来看，各要素对经济波动的解释力都经历从振动到稳定的
历程，而稳定的解释力更具说服力。其中居民消费、进出口和固定资产投资在冲
击发生后的第6年实现稳定，分别为9％、6．8％和5．5％；而财政支出和GDP自
身的影响力则在调整12年后稳定下来，为37％和39％。
(2)从稳定后的相对解释力来看，GDP自身的解释力最高，为39．2％；其
他依次为财政支出(37％)、居民消费(9．9％)、进出口(8．2％)和固定资产投资
(5．8％)。这种排序与二变量Ⅵ娘模型中划分的财政支出、投资、进出口和消费
排序不尽一致，说明二变量模型没有考虑内生变量之间的相互作用因素。另外，
结合脉冲响应分析可知，对经济增长具有微弱而持久抑制作用的固定资产投资对
经济波动的解释力最小，这符合逻辑；但是对经济增长开始具有“挤出效应”的
财政支出却占据了所有已知内生因素中份量最大解释力，只能说明财政支出与经
济增长关联最为紧密；由于居民消费和进出口对经济增长的持续促进作用，他们
对经济波动的贡献率相当；令人遗憾的是，至今有近40％的波动是由未知的外部
因素引起的。
(3)从形态各异的调整过程来看，GDP自身和财政支出对经济波动的解释
力一开始很高，但随后经历了缓慢而长期的下降；而居民消费、固定资产投资以
及进步口对经济波动的解释力则经历了短期内较快上升的过程，更早的实现了稳
定。这说明后三者本身较为平稳，而且作用于经济增长的方式也较为温和；而前
两者自身受外部不确定冲击可能性高，不是很稳定，而且对经济波动的作用模式
也更为激烈，例如财政的先抑制后促进作用。当然，变动性的背后恐怕是人为因
素或不可控因素的主导，而温和的冲击则更多的是来自市场的因素。
(4)如果把GDP自身对经济波动的冲击看成是不可知的外生变量的冲击的
反映，那么结果表明，外生变量对陕西省1978—2004年的经济波动的平均解释力
约为40％，而大量可知的内生变量对陕西省经济周期波动的解释力为60％，这
从实证检验上说明，就陕西省而言，内生变量是引起经济周期波动的主要原因，
当然，外生变量的地位也很显著，而且这种结构仍处于变化之中。关于外部冲击，
一般认为是技术进步的冲击，因此我们在政策上要重视外部冲击，因为就单个变
量而言，外部冲击对经济波动的解释力大于任何单个内生变量。当然，我们要探
讨其他更多外生变量的冲击。归根到底，外生变量就是制度层面、技术进步层面、
以及货币供给等政策层面的因素，它要求现有的改革和经济发展思路从长远和全
局着手，而不仅仅是限制与经济系统内部。
5结论、建议和进一步研究的方向
5．1本文结论
通过上述分析，文章在经济周期的外部冲击模式研究方法指导下，对以陕西
省为代表的西部区域经济的经济波动影响和传导机制进行了研究，得出的基本结
论是，以陕西省为代表的西部地区表现出显著的经济波动现象，而引起这一波动
的原因，除了传统意义上的内部影响传导机制外，外部因素的直接冲击也是一个
重要原因。本文的这一基本结论是在vAR模型及其分析技术上得出的，这种新
颖的方法摆脱了经济周期研究中传统方法和思维的束缚，决定了本文的研究结论
将不同于以往的研究价值。同时，本文的实证研究以西部地区的陕西省为样本，
也使研究结论的指导意义更具体。通过全文分析，我们有以下基本观点：
(1)文章发现和检验了GDP增长率为代表的经济周期波动的随机游走性，
通过单位根检验我们发现陕西省1978．2004年问的GDP序列可看作二阶差分的
随机游走的时间序列。这一发现不但支持了本文的研究思路，更印证了实际商业
周期理论对经济周期波动的评价：即，经济的波动不能再按照传统意义人为的划
分为“趋势"和“暂时波动"两部分，而仅仅是各种层次、力量不同的内外部冲
击造成的波动。因此，从长期看，经济增长的变化率就是一种随机性的波动，从
而经济增长也就是随机性的。这要求我们的政策更多的从源头上调整，防止剧烈
的冲击出现。
(2)类似的，单位根检验发现1978．2004年陕西省的固定资产投资、居民
消费、财政支出和进出口等真实因素也具有平稳性，他们都可以看作二阶单整过
程，即I(2)。这一发现说明导致经济周期波动的根源也具有长期稳定性，说明
陕西省的经济周期波动可能蕴藏着某种长效机制。
(3)既然单位根检验都认为陕西省的经济增长和真实经济冲击源可看作二
阶平稳的时间序列，我们不妨在一阶差分层次上(非平稳)检验他们的线性组合
是否平稳。根据协整理论，非平稳时间序列的线性组合是有可能成为平稳序列的。
协整检验表明不但在单独检验中各真实冲击与产出为代表的波动具有长期稳定
关系，而且在多变量的影响机制中也存在长期稳定关系。这一证据为文章的Ⅵ讯
模型构建和深入分析提供了前提。
(4)通过W浓模型估计，文章探索出了冲击变量对经济周期波动的影响幅
度和时滞，即波动传到机制，这一规律的把握对于我们实现调控具有重要指导意
义。分别而言，财政对经济周期的影响机制是先抑制后促进，并且引起经济波动
的调整幅度明显：而消费和对外开放则表现出递增的正向促进作用，这种持续增
长期大概为3年，并经历2年的下降期；令人意外的是，投资对经济增长却表现
出微弱而持续的反向抑制作用。
(5)基于VAR模型的方差分解，我们还判别出了各类冲击对经济周期波动
的影响实力，展示了各类冲击的作用空间，对决策部门的政策权衡具有指导意义。
就内外部冲击因素划分，GDP自身为代表的外生冲击对经济周期波动的解释力
从45％逐步稳定在40％的水平，而内生变量的冲击仍产生主导影响，其贡献率
为60％；就各单独冲击而言，未知的外部冲击解释力最大，而在已知的内生变量
中财政支出的解释力最大(37％)，其次为居民消费(9．9％)和进出口(8．2％)，
固定资产投资对波动的解释力度最弱(5．8％)。这一权重对经济调节中各类调节
手段的选择和运用提供的参考指标。
结合上述结论，我们可作以下评价：
(1)本文进行经济周期研究的理论依据是20世纪80年代新兴的实际商业
周期研究方法，该理论弥补了什么传统内生经济周期传导理论的不足，其研究实
践证明能够很好的解释经济增长过程中的波动原因和机制，这使得政策层面上更
多关注经济体系之外的不确定性因素。
(2)在经济周期波动事实和特征的描述上，本文不限于“波峰波谷"、波动
长度等已经不具有新意的刻画，而是主要考察以GDP为代表的经济增长的平稳
性和随机性。通过GDP的水平值和多次差分后的单位根检验，我们发现陕西省
的经济增长率在统计意义上具有随机游走性质，这改变了长久以来我们对经济增
长中波动特征的认识。
(3)文章关键的部分是对陕西省为代表的西部地区经济波动传导机制实现
了有益的探索，我们在多变量的Ⅵ～R模型中，描述了投资、消费、财政支出和
进出口总额等经济因素对经济增长的作用方式和影响大小，这些基本认识丰富了
我们对陕西省经济周期传导规律的认识，因而在具有很强的理论意义和实际指导
意义。
5．2政策建议
基于前文对陕西省为代表的经济周期传导机制的研究，我们在政策建议上可
提出一些针对性的指导原则。需要注意有两点，一是本文的建议只是指导性的，
因为理论性太强，而且是基于陕西省区域经济的研究成果，对全国以及其他地区
经济波动只具有参考意义：二是远教旨主义的实际商业周期理论认为经济波动一
旦呈现出稳定机制，任何政策调整都是多余的，反言之，任其自生自灭我们就可
以享受经济稳步增长的渔翁之利，这一观点或许在西方健全的市场经济国家具有
意义，但是却不适合中国的宏观经济模式，因为我国自改革开放以来，经济发展
一直处于各级地方政府推动的渐进上升路线上，可以说，持续不断的刺激政策才
导致了1978年以来近30年的经济稳步增长，因此政策的左右不可或缺。因此，
前文研究为陕西省区域经济的稳步发展提供了有益的政策建议。
5．2．1基于冲击动态反应的建议
我们通过各种冲击对陕西省的经济周期波动的动态响应分析，发现了不同冲
击对经济周期波动发生作用和时滞和方向(正向促进或反向抑制)不同，这是我
们进行调整政策制定和实施时要特别注意的。一般来说，在经济过热时，我们的
政策调节目标是实现对增长率的有效降温，这时我们要实施那些具有抑制性作用
的经济政策，推移或者缓解当期经济增长的势头；反之，在经济增长较为低靡时，
我们则采取对经济增长具有正向促进作用的政策。就冲击对经济周期波动的冲击
幅度来讲，我们要根据各类冲击幅度来控制调整力度。具体而言我们可作以下考
虑：
1．发挥消费和进出口对经济增长的稳定促进作用
如前所述，在已知可控的内生冲击要素中，居民消费和进出口对陕西省的经
济增长发挥了稳定的促进作用，这一效果可持续5年作用，并且没有表现出副作
用。结合西部地区的相对落后的现状，大力扩大进出口，提高居民消费，无疑是
给西部地区经济发展注入了持续动力。从目前消费和进出口对陕西省经济增长的
贡献率(分别为9．9％和5．8％)可以看出，西部地区的消费和进出口潜力还相当
大。
2．谨慎运用财政手段
我们知道，财政支出在经济增长中对民间投资具有“挤出效应’’，并且这种
作用在最初约1年的时间里大于财政对经济的促进作用，引起了经济增长率的下
滑。相对于其他投资渠道，我们认为财政投资应当谨慎，否则就会陷入政府与民
争利的博弈中，大大折损市场经济的发展力量。另外，虽然财政在第3年以后发
挥出来了促进了经济增长的成效，但是正向促进的最高幅度只有初始年份抑制幅
度的一半，总体而言，我们担心财政政策对经济增长的总体效果。因此，我们建
议运用更多的社会化手段来进行投资，这要求政府进行职能转型，从投资建设型
政府转变为公共服务型政府，逐步缩小其直接的经济干预，扩大维护社会公平、
改善生存环境等方面的职能，政府改革从外向扩展转移到内部修炼。
3．提高投资效率
我们发现投资居然表现出对经济增长的微弱而持久的抑制作用，与其他地区
的经验大相径庭，也违背了陕西省投资和经济增长的齐头并进的事实。究其原因，
陕西省的经济增长虽然很大程度上依靠投资增加，但是，投资对经济增长得作用
已经达到极限，并且出现了负向抑制作用。这进而说明陕西省目前的投资规模过
大，而且经济增长模式低效。为提高资本对经济的促进作用，我们要约束政府主
导型投资规模；同时，进行行业调整，控制房地产等规模过大且产出效率走低的
行业的发展；进一步改革陕西省的国有企业，提高企业经营效率；最后，关键性
的就是进行产业结构调整，大力发展资本一产出效率高的第三产业，降低低效的
军工和重工业规模，集中发展具有科技和规模优势的重工业，提高农业的增加值。
5．2．2基于冲击贡献率的建议
要素冲击对经济增长贡献率的划分和比较，反映了实际的经济波动中各类冲
击的影响力度，这种影响力是由冲击反应幅度和冲击本身的力度决定的。给我们
的基本政策建议是：依据现有相对贡献率大小，有轻有重的关注各要素的冲击效
果，对于冲击效果显著的因素，我们要想办法控制其影响，降低波动。具体操作，
我们可分别对待。
1．从内外部冲击的解释力比较看
显然，已知的内生要素对经济波动的冲击占了整体的6096，陕西省的经济波
动机制还是以内生机制为主，而由于内生变量之间互影响关系的存在，说明政府
对经济增长和波动进行操作和调控的空间仍很大，这也是我们在此进行政策建议
的前提条件。但是，外部冲击的影响力不可小视，它解释了40％以上的波动，这
也说明政府必须从长远角度来保障经济的平稳发展。由于外生变量基本不受经济
系统中其他因素的控制，因此我们有必要跳出经济系统，从源头上影响其发展，
使之平稳增长。已经知道的影响经济发展的外部长效冲击包括科技进步、市场结
构变迁和自然环境，就科技进步而言，我们要通过加大教育和科研投入，完善教
育一科研一技术转化体制等环节的建设来实现；在市场结构变迁中，我们要引导
产业结构升级，限制政府的权利对自由市场的干涉和扭曲，完善市场法律制度和
规范，关注收入分配公平，促使目前的市场结构向更高层次发展；对西部地区而
言，加强环境保护，实现可持续开发是一项重大工程，以往的工业化经济成果都
是在资源持续供给和环境得到恢复和保护基础上实现的，随着全球经济发展的加
速，资源和环境已经面临根本性危机，因此，西部地区尤其重视自身脆弱的环境，
对自然资源进行可持续利用。
2．降低财政的投资功能
虽然说财政对经济增长具有一定的刺激作用，而且从目前经验看，财政对经
济增长的解释力已经达到了37％的水平，远远改与其他因素。但是从财政投资的
效率看，我们认为有必要减小其规模，财政的挤出效应已经导致陕西省经济投资
6I
效率的整体低下。因此，政府投资要集中于西部基础设施建设等公共经济领域，
增加财政在社会服务、环境保护和收入二次分配上的功能，促进经济发展环境的
提高。
3．建立经济增长的长效机制
前文已经指出，消费和进出口对经济增长具有长期持续促进作用，但是通过
方差分解的比较我们发现，目前消费和进出口对陕西经济的增长解释力都很微
弱，只有9．9％和8．2％。而且我们知道，居民消费和进出口对经济系统内其他因
素的影响明显，比如进出口的增加直接刺激了本土工业和企业的发展，吸引和积
聚资本、高素质人才，进而带动收入和消费的增加；同时，消费水平的上升直接
增加了经济系统的活力，更高层次的经济活动只有消费水平达到一定水平时才能
出现，比如个人金融创新、科技文化进步等等。因此，我们要建立陕西省经济发
展的持续动力，首要的就是发展出口经济，提高消费层次。
具体而言，发展出口型经济要求西部地区提高对外开放性：而提高消费的根
本是增加人均收入，尤其是培养出规模庞大的中等收入阶层，其首要措施就是改
善个人创业环境，增加个人的资本和经营性收入。
综上所述，文章结合实证研究结论，以西部地区的典型代表陕西省经济发展
为对象，提出了一些指导性的建议，可以为陕西省经济的平稳发展提供一些有益
借鉴。
5．3进一步研究的方向
全文成功的解决了文章开始所提出的问题，通过对1978—2004年陕西省经济
的实证研究，衡量了固定资产投资、居民消费、财政支出和进出口为内生变量的
真实因素对经济周期波动的影响机制，并取得了方法和理论上的创新。但是，从
方法扩展和研究的深入来看，本文还有以下改善空间：
1．本文只是针对西部地区陕西省1978—2004年经济周期波动事实的局部研
究，在时间和空间上还有扩展余地，我们期望后续的研究能够在时间上扩展到计
划经济年代，并且能够通过区域经济周期波动机制的比较发现一些新特征。
2．同样，本文在选取冲击变量时注重真实因素，而没有考虑一些虚拟冲击
因素的影响。事实上，他们可能对经济波动产生显著影响的。因此，后续研究应
该增加这些冲击变量，如货币因素、物价和汇率因素等。
3．本文采用的是普通VAR模型来研究经济周期波动的传导机制，其蕴含理
论假设是各内生变量之间都存一对一的影响，这一假设显然趋向理想状态。从国
际上的前沿研究来看，目前已经发展了可识别的VAR模型，他们能够判定内生变
量之间的关系数量以及形式，可以更好的结合实际。
4．本文虽然区别了内外部冲击机制的作用模式和相对解释力度，但是受制
于笔者的理论水平，没有在构建出内外部冲击机制相结合的经济周期波动理论。
可以肯定的是，文章还有这样那样的问题存在，作者真诚欢迎有识之士的指
出。
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致谢
本文得以顺利完成，我要感谢我的导师常云昆教授。从论文选题、立意，直
至最后成文的全过程，都渗透着导师的心血和智慧。在工作、教学和科研任务十
分繁重的情况下，常云昆教授抽出大量时间详细审阅了论文全文，提出了很多宝
贵意见，导师精心的指导使我受益匪浅，严谨的治学态度和作风让我受益终生。
此外，我还要感谢三年的研究生学习和生活中，导师对我的关怀和照顾。
我要感谢西北大学经管院的老师，他们是白永秀教授、赵守国教授、姚惠琴
教授、任保平教授、杨小卿副教授、范王榜副教授、安立仁教授、赵景峰教授、
安树伟教授、刘慧侠副教授，他们在我经济学学习的7年之旅中，或通过讲学、
或通过学术讨论的碰撞与默契、或通过学术研究时拨云见日的启发，让我的经济
学思维和研究能力得到充分训练，受益终生。在本文写作中，我还得到了博士生
柳江、董驰，硕士生王虎、王磊、谢金鹏、杨磊、冯宇博、梁文风、沈玮、王伟、
王海波、刘桂舟、王小璐等同学的帮助，他们也是我生活中不可缺少的朋友，给
我的校园生活带来五彩斑斓的颜色，在此一并向他们表示诚挚的谢意。
本文所收集的资料主要来自西安财经学院的统计学院，该院资料室内容十分
完备丰富，能够置身其中查找本文研究所需的珍贵资料，得益于统计学院的各位
老师的大力支持和热情友好的帮助。
最后，谨以此作献给我的父母和家人，献给我大学7年的青春!
攻读硕士学位期间科研成果和所获奖励
【1】龙霁月，常云昆．宏观经济制度变迁对陕西省经济增长的贡献分析——基于
1978—2004年数据的数据的实证研究[J]．兰州商学院学报，2008，(1)：106—1lO．