張成思

一、引言

自1978年改革開放至今的30多年發(fā)展進(jìn)程中，中國(guó)從“雙軌過渡”的漸進(jìn)改革模式開始，穩(wěn)步推進(jìn)經(jīng)濟(jì)體制和經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制轉(zhuǎn)軌，逐步轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，并且逐漸完善和優(yōu)化貨幣政策的調(diào)控機(jī)制。與此同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性特征在近年來呈現(xiàn)出“高位－平緩”的新軌跡。特別是自20世紀(jì)90年代中期以來，真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)幅度與此前相比明顯趨緩。為了說明問題，圖1描繪了1979年第1季度至2008年第4季度中國(guó)真實(shí)GDP同比增長(zhǎng)率的季度數(shù)據(jù)以及對(duì)應(yīng)期間年度數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)路徑。①數(shù)據(jù)的來源在后文的數(shù)據(jù)描述與分析部分進(jìn)行說明。從圖1可以清楚地看到，真實(shí)GDP增長(zhǎng)率在20世紀(jì)80年代和90年代波動(dòng)比較劇烈，尤其是在80年代中期和90 年代初，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)大幅度波動(dòng)，波峰超過16 %（1985 年），而波谷又跌至接近于0（1990 年）。進(jìn)入新世紀(jì)之后，經(jīng)濟(jì)周期基本沒有出現(xiàn)這種大幅波動(dòng)的情況，雖然在20 08 年受到全球金融危機(jī)沖擊，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)短暫下滑，但整體來看，波動(dòng)幅度仍然比較溫和。

圖1 中國(guó)真實(shí)GDP增長(zhǎng)率：1979年第1季度至2008年第4季度

中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性特征的這些動(dòng)態(tài)變化一直是學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)者對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的原因也進(jìn)行了長(zhǎng)期的探索和研究，不同時(shí)期研究的重點(diǎn)有著緊密的內(nèi)在聯(lián)系。在20世紀(jì)80－90年代，以盧建[1]、陳越[2]、中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況研究課題組[3]和樊明太[4]為代表的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性研究，集中探索了改革開放初期中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期出現(xiàn)大波動(dòng)的發(fā)生機(jī)理與緩和波動(dòng)的思路，分別發(fā)現(xiàn)需求和供給層面的沖擊以及宏觀調(diào)控機(jī)制不健全是20世紀(jì)90年代以前我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期大幅波動(dòng)的主要原因。

最近幾年來，相關(guān)研究的重點(diǎn)轉(zhuǎn)向我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)出現(xiàn)緩和化的原因。一方面，劉樹成指出，20世紀(jì)90年代之后我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的體制基礎(chǔ)、供求格局等方面發(fā)生的深刻變化是經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)趨緩的原因。[5]供求格局的變化實(shí)質(zhì)上反映了不同階段需求沖擊與供給沖擊產(chǎn)生作用的機(jī)制和效果的改變。也就是說，早期文獻(xiàn)中所指出的改革初期頻繁出現(xiàn)的供給與需求沖擊的屬性現(xiàn)在已經(jīng)發(fā)生轉(zhuǎn)變，因此，經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)隨之減緩。

另一方面，一些研究者強(qiáng)調(diào)宏觀政策特別是貨幣政策的系統(tǒng)性改進(jìn)對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)緩和化的作用。例如，劉霞輝從貨幣與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系的角度進(jìn)行研究，指出貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性特征發(fā)生轉(zhuǎn)變有顯著影響。[6]孫穩(wěn)存則認(rèn)為貨幣政策變量波動(dòng)性的變化（而非貨幣政策自身的改進(jìn)）是促成近年來我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)出現(xiàn)緩和化的最主要原因。[7]雖然這一解釋似乎與我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)和貨幣政策波動(dòng)存在同起同落的現(xiàn)象相一致，但是必須假設(shè)貨幣政策波動(dòng)性是外生因素，否則，經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性也可能是貨幣政策波動(dòng)性的動(dòng)因。賈俊雪和郭慶旺更關(guān)注貨幣政策以及財(cái)政政策自身的改進(jìn)對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)減緩的解釋程度，并利用GARCH模型和時(shí)變參數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果說明，貨幣政策和財(cái)政政策的不斷改進(jìn)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)出現(xiàn)緩和化的主要原因。[8]

以上研究對(duì)理解中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性特征發(fā)生轉(zhuǎn)變的動(dòng)因具有重要意義，并且將動(dòng)因分析的重點(diǎn)縮小到?jīng)_擊因素與宏觀政策因素方面。但是已有的研究也提出了兩個(gè)需要進(jìn)一步探索的重要問題：一是經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性特征發(fā)生轉(zhuǎn)變的確切時(shí)間，二是沖擊因素與政策因素（特別是系統(tǒng)性貨幣政策）分別對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)轉(zhuǎn)緩的量化解釋程度。針對(duì)第一個(gè)問題，目前學(xué)界對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性特征發(fā)生轉(zhuǎn)變的準(zhǔn)確時(shí)間還不明確，甚至存在一定的爭(zhēng)議。這個(gè)問題的關(guān)鍵在于，經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)特征的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變時(shí)點(diǎn)屬于內(nèi)生變量，因此，需要運(yùn)用未知斷點(diǎn)檢驗(yàn)來進(jìn)行識(shí)別。針對(duì)第二個(gè)問題，即沖擊因素變化與系統(tǒng)性貨幣政策的改進(jìn)分別對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)緩和化的量化解釋程度，目前還缺少嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?duì)比研究，已有文獻(xiàn)也尚未達(dá)成共識(shí)。而深入研究二者對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)緩和化的具體貢獻(xiàn)程度，對(duì)決策層細(xì)化宏觀政策調(diào)控方向、充分應(yīng)對(duì)隨機(jī)干擾因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

有鑒于此，本文首先運(yùn)用存在干擾系數(shù)情況下的未知斷點(diǎn)檢驗(yàn)方法來判定我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)特征出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變的準(zhǔn)確時(shí)點(diǎn)，進(jìn)而依據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與貨幣政策的互動(dòng)特征構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR），并運(yùn)用新近發(fā)展起來的反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)方法分析經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)出現(xiàn)大緩和的動(dòng)因。在具體分析過程中，我們還充分注意到我國(guó)財(cái)政和匯率等其他層面的政策變量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)都有可能產(chǎn)生影響的現(xiàn)實(shí)，因此，分別進(jìn)行了多角度的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并探討了實(shí)證結(jié)果對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政策調(diào)控以及經(jīng)濟(jì)體制改革的深層含義。在文章的結(jié)構(gòu)安排方面，第二部分對(duì)使用的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述與分析；第三部分介紹含有干擾參數(shù)（nuisance parameter）的未知斷點(diǎn)檢驗(yàn)過程與結(jié)果；第四部分構(gòu)建SVAR模型，并以SVAR模型為基礎(chǔ)進(jìn)行反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)分析；第五部分總結(jié)全文并歸納研究結(jié)果的相關(guān)啟示。

二、數(shù)據(jù)描述與分析

在實(shí)證研究中，數(shù)據(jù)使用的透明性與一致性對(duì)結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性至關(guān)重要，因此，有必要對(duì)使用的數(shù)據(jù)進(jìn)行明確的說明。本文研究的樣本區(qū)間為1979年第1季度至2008年第4季度，實(shí)證分析中涉及的主要變量包括真實(shí)GDP、CPI通脹率、貨幣供應(yīng)量（M1和M2）、國(guó)內(nèi)信貸總額、財(cái)政赤字與名義GDP的比率以及真實(shí)有效匯率。其中，貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)信貸總額以及真實(shí)有效匯率的季度數(shù)據(jù)來源于國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)；CPI通脹率的原始數(shù)據(jù)（月度）來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局（經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)）；財(cái)政赤字（月度）與名義GDP（季度）的原始數(shù)據(jù)來源于WIND資訊。①財(cái)政赤字月度數(shù)據(jù)只有1990年1月之后的，1990年之前的季度數(shù)據(jù)依據(jù)CEIC公布的年度數(shù)據(jù)按季度平均獲得。對(duì)于月度頻率的數(shù)據(jù)，我們使用各季的最后一個(gè)月觀測(cè)值作為對(duì)應(yīng)的季度數(shù)據(jù)，以避免數(shù)據(jù)在頻率轉(zhuǎn)換過程中引入序列相關(guān)性。

針對(duì)GDP數(shù)據(jù)，還需要說明以下幾點(diǎn)。首先，由于我國(guó)目前只公布1992年以來的名義GDP季度數(shù)據(jù)和對(duì)應(yīng)期間的不變價(jià)格增長(zhǎng)率，因此，我們使用阿貝森和古拉斯卡（Abeysinghe and Gulasekaran）的方法，將國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的1978—1992年真實(shí)GDP年度數(shù)據(jù)換算為季度數(shù)據(jù)，進(jìn)而計(jì)算出對(duì)應(yīng)的同比增長(zhǎng)率，從而獲得本文研究樣本區(qū)間所需要的真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的季度數(shù)據(jù)。[9]其次，為了進(jìn)一步說明真實(shí)GDP增長(zhǎng)率波動(dòng)性的動(dòng)態(tài)變化情況，表1按每隔10年的時(shí)間段報(bào)告了真實(shí)GDP增長(zhǎng)率季度以及年度數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)差和均值統(tǒng)計(jì)量。從表1歸納的信息來看，1979年至2008年期間，真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的均值變化不大（9.5%～10%），但是其波動(dòng)性在進(jìn)入21世紀(jì)以后大幅減弱，降幅超過55%，這充分說明了我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)出現(xiàn)大緩和的事實(shí)。

表1 中國(guó)真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的均值與波動(dòng)性

另外，在實(shí)證分析中，真實(shí)GDP、貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)信貸和真實(shí)有效匯率統(tǒng)一為同比增長(zhǎng)率形式（因此，不再進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整），并分別以RGDPGR、M2GR（M1GR）、CREDITGR和DEER來表示；M1GR、M2GR以及CREDITGR用以刻畫貨幣政策，財(cái)政赤字與名義GDP的比率用來代表財(cái)政政策變量，記做FISCAL；CPI通脹率簡(jiǎn)記為CPI。為確保計(jì)量估計(jì)與統(tǒng)計(jì)推斷真實(shí)可靠，我們?cè)趯?shí)踐中還對(duì)這些變量進(jìn)行了傳統(tǒng)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)（如ADF和PP單位根檢驗(yàn)），結(jié)果表明，各變量平穩(wěn)性的假設(shè)比較合理。

三、經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性特征轉(zhuǎn)變：內(nèi)生斷點(diǎn)識(shí)別

從前文分析中我們看到，真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性在最近十幾年來大幅減緩，而要識(shí)別這種緩和化轉(zhuǎn)變的具體時(shí)點(diǎn)，首先需要設(shè)立動(dòng)態(tài)模型來刻畫真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)演進(jìn)路徑，進(jìn)而對(duì)該動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行結(jié)構(gòu)性變化檢驗(yàn)。為了與學(xué)界的標(biāo)準(zhǔn)研究（如Stock and Watson的研究）[10]相一致且不失一般性，我們首先使用p階自回歸模型AR（p）來捕捉真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)路徑，即

其中，ct表示截距項(xiàng)，at（L）表示滯后算子多項(xiàng)式[最優(yōu)滯后階數(shù)p由信息準(zhǔn)則（如AIC）確定]，ut表示無序列相關(guān)性的隨機(jī)干擾項(xiàng)。注意，模型中系數(shù)和擾動(dòng)項(xiàng)方差的下標(biāo)都加了時(shí)間t，用以強(qiáng)調(diào)系數(shù)和方差可能存在結(jié)構(gòu)性變化。接下來，為了判斷真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性（即方差或標(biāo)準(zhǔn)差）是否發(fā)生轉(zhuǎn)變，我們需要根據(jù)模型（1）寫出y的方差表達(dá)式，從而判斷出哪些因素的改變可能導(dǎo)致方差發(fā)生變化，進(jìn)而對(duì)相關(guān)因素進(jìn)行斷點(diǎn)檢驗(yàn)。

依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)的時(shí)序分析理論，y的方差可以寫成：

其中，等式（2）最右側(cè)的下標(biāo)（1，1）表示中括號(hào)內(nèi)矩陣的首個(gè)元素，F(xiàn)表示由模型（1）中的自回歸系數(shù)a1（i＝1，2，…，p）以及0和1組成的p×p階矩陣，σ2表示模型（1）中擾動(dòng)項(xiàng)的方差。由等式（2）可以看出，真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的方差發(fā)生變化，可能由三種情況導(dǎo)致，一是自回歸系數(shù)發(fā)生改變，二是隨機(jī)沖擊項(xiàng)的方差發(fā)生變化，三是兩種變化同時(shí)發(fā)生，但與截距項(xiàng)無關(guān)。所以，內(nèi)生斷點(diǎn)檢驗(yàn)需要分別檢驗(yàn)自回歸系數(shù)（即條件均值）和隨機(jī)沖擊項(xiàng)的方差（即條件方差）是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。而無論哪種檢驗(yàn)，都涉及干擾參數(shù)問題（即斷點(diǎn)作為一個(gè)待估計(jì)參數(shù)只出現(xiàn)在備選假設(shè)中）。由于干擾參數(shù)的存在，對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量不再服從標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)計(jì)分布，統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的伴隨概率也就不能由標(biāo)準(zhǔn)條件下的統(tǒng)計(jì)分布函數(shù)計(jì)算。為此，我們運(yùn)用安德魯斯和普羅伯格（Andrews and Ploberger）提出的存在干擾系數(shù)情況下的未知斷點(diǎn)結(jié)構(gòu)性變化檢驗(yàn)方法[11]，并利用漢森（Hansen）提出的非標(biāo)準(zhǔn)分布條件下的漸近伴隨概率分布函數(shù)[12]，來計(jì)算干擾參數(shù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p－值，從而判定條件均值和條件方差發(fā)生結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變的具體時(shí)點(diǎn)。

另外，由于AR系數(shù)與擾動(dòng)項(xiàng)方差的斷點(diǎn)時(shí)刻可能不同，因此，我們假定AR系數(shù)的結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)發(fā)生在k時(shí)刻，而擾動(dòng)項(xiàng)方差的斷點(diǎn)發(fā)生在n時(shí)刻，則有：

我們以AR系數(shù)結(jié)構(gòu)性變化檢驗(yàn)為例來說明未知斷點(diǎn)檢驗(yàn)的過程，var（ut）的檢驗(yàn)與此類似。根據(jù)安德魯斯和普羅伯格的理論，假定p×1階的向量γ表示模型（1）中所有AR系數(shù)，在t＜k時(shí)有γ＝γ1，而在t≥k時(shí)有γ＝γ2（γ1≠γ2），并且滿足條件p≤k≤T－p，其中，T表示有效樣本大小。另外，假設(shè)未知結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)參數(shù)的搜索域?yàn)棣?，首先?jì)算在該域內(nèi)所有可能的斷點(diǎn)k＝Tτi對(duì)應(yīng)的一系列Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量WT（τi），該統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)的原假設(shè)是在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)為k時(shí)模型中參數(shù)不發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。不難看出，對(duì)于原假設(shè)來說，這個(gè)未知斷點(diǎn)參數(shù)k并不出現(xiàn)，而只是出現(xiàn)在備選假設(shè)條件下，所以，這里的檢驗(yàn)涉及干擾參數(shù)問題。在獲得所有WT（τi）之后，進(jìn)一步計(jì)算其中最大的Wald統(tǒng)計(jì)量，即

Sup W統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的時(shí)刻即為發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化的轉(zhuǎn)變時(shí)點(diǎn)。安德魯斯和普羅伯格指出，依據(jù)Sup W統(tǒng)計(jì)量可以進(jìn)一步計(jì)算具有統(tǒng)計(jì)最優(yōu)特性的指數(shù)－Wald（Exp W）和均值－Wald（AveW）統(tǒng)計(jì)量，我們?cè)趯?shí)踐中也根據(jù)這兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量各自的定義進(jìn)行了計(jì)算。在實(shí)際計(jì)算過程中，考慮到可能存在的異方差性，我們使用無約束條件下模型的異方差修正矩陣結(jié)合漢森的非標(biāo)準(zhǔn)分布函數(shù)來計(jì)算對(duì)應(yīng)的p－值；斷點(diǎn)檢驗(yàn)的搜索域設(shè)定為標(biāo)準(zhǔn)的有效樣本中間70%，以保證左右端樣本各有0.15×T個(gè)觀測(cè)值。

根據(jù)以上介紹的方法，表2報(bào)告了未知斷點(diǎn)檢驗(yàn)的結(jié)果。從AR系數(shù)對(duì)應(yīng)的結(jié)果來看，雖然在1%的顯著性水平下Sup W和Exp W統(tǒng)計(jì)量具有顯著性（AveW不顯著），但是觀察斷點(diǎn)時(shí)間可以看到，2004年第1季度指向了搜索域的極端點(diǎn)，說明這一斷點(diǎn)并不準(zhǔn)確（由極端值造成）。而條件方差的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均具有顯著性（Sup W在10%水平下顯著），對(duì)應(yīng)的斷點(diǎn)時(shí)刻為1995年第4季度，這一轉(zhuǎn)折點(diǎn)與現(xiàn)實(shí)中我國(guó)真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性動(dòng)態(tài)路徑變化情況基本吻合。另外，我們?cè)趯?shí)踐中還以1995年第4季度作為斷點(diǎn)進(jìn)行鄒氏（Chow）斷點(diǎn)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值小于5%，從而進(jìn)一步說明結(jié)構(gòu)性變化斷點(diǎn)識(shí)別的穩(wěn)健性。綜合以上分析，結(jié)構(gòu)性變化檢驗(yàn)的結(jié)果說明，真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性特征確實(shí)發(fā)生了顯著的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變，而發(fā)生轉(zhuǎn)變的分水嶺是1995年第4季度。這一斷點(diǎn)的識(shí)別為下面進(jìn)一步分割樣本研究我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)出現(xiàn)緩和化的動(dòng)因提供了可靠的依據(jù)。

表2 真實(shí)GDP增長(zhǎng)率AR模型未知斷點(diǎn)檢驗(yàn)：1979年第1季度至2008年第4季度

四、SVAR模型與反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)分析

（一）SVAR模型的設(shè)立

近年來，隨著宏觀經(jīng)濟(jì)理論的不斷發(fā)展與完善，投資存儲(chǔ)—總供給—貨幣政策（IS－ASMP）的分析框架已經(jīng)逐漸發(fā)展成為研究貨幣政策與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出動(dòng)態(tài)關(guān)系的標(biāo)準(zhǔn)范式。在這樣的系統(tǒng)內(nèi)，IS等式、通脹動(dòng)態(tài)等式和貨幣政策反應(yīng)方程是核心要素。如果使用yt表示真實(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率，πt表示通脹率、it表示名義利率，我們可以將程式化的系統(tǒng)表示為：

等式（5）描述的是IS等式（即歐拉等式），等式（6）刻畫的是通脹動(dòng)態(tài)等式（即菲利普斯曲線），等式（7）是貨幣政策反應(yīng)方程。等式中的擾動(dòng)項(xiàng)ε依次分別表示需求沖擊、供給沖擊和貨幣政策沖擊。

這一系統(tǒng)所刻畫的貨幣政策與經(jīng)濟(jì)發(fā)展互動(dòng)的理論邏輯非常清楚。具體來說，真實(shí)利率（即名義利率剔除通脹率）下降會(huì)刺激投資，從而帶動(dòng)真實(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增長(zhǎng)加快，而經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率上升會(huì)帶來通脹上升壓力，此時(shí)貨幣當(dāng)局就會(huì)針對(duì)通脹率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的變化而調(diào)節(jié)政策工具，而利率發(fā)生變化以后又會(huì)再次通過IS等式作用于真實(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。這樣，貨幣政策與真實(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出就形成了明確的動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)機(jī)制。

雖然這一動(dòng)態(tài)系統(tǒng)在宏觀經(jīng)濟(jì)分析中得到了廣泛的認(rèn)同，但是在IS－AS－MP的大框架下，不同的文獻(xiàn)中具體模型設(shè)立的形式存在一定的差別。這一方面是因?yàn)椴煌芯康膫?cè)重點(diǎn)不同，另一方面是由于所分析國(guó)家的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制彼此之間有差別。因此，我們?cè)跇?gòu)建多維動(dòng)態(tài)模型的過程中，既要充分考慮到分析問題的可行性，又要兼顧中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制和貨幣政策調(diào)節(jié)機(jī)制的特點(diǎn)，不能簡(jiǎn)單地以“中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有特殊性”為由完全脫離相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論的基本框架。為此，我們?cè)诜治鲋袊?guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與貨幣政策互動(dòng)關(guān)系的過程中，特別注意到以下幾點(diǎn)重要的區(qū)別。

首先是貨幣政策工具的差別。盡管近年來我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中越來越重視價(jià)格型工具的作用，但目前利率市場(chǎng)化程度與西方發(fā)達(dá)國(guó)家的水平仍然存在較大差距，中國(guó)人民銀行也明確提出我國(guó)貨幣政策主要以總量控制為中介目標(biāo)。因此，我們可以利用貨幣需求函數(shù)（即LM關(guān)系式，其中M、P和Y分別表示貨幣總量、價(jià)格總水平與真實(shí)GDP總水平，f（.）表示函數(shù)關(guān)系）

經(jīng)過對(duì)數(shù)線性化、線性差分并與等式（5）～（7）相結(jié)合，將貨幣供給增長(zhǎng)率作為貨幣政策工具引入動(dòng)態(tài)系統(tǒng)內(nèi)，整理之后可以獲得刻畫我國(guó)貨幣政策與經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)態(tài)關(guān)系的模型系統(tǒng)，即

與之前的系統(tǒng)不同，這里真實(shí)GDP增長(zhǎng)率與貨幣供給增長(zhǎng)率（以及通脹率）相關(guān)；貨幣供給增長(zhǎng)率作為政策工具對(duì)真實(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率和通脹率的變化進(jìn)行調(diào)整；各個(gè)等式中的“l(fā)ags”表示各變量的滯后項(xiàng)，用以捕捉現(xiàn)實(shí)中客觀存在的動(dòng)態(tài)效應(yīng)（實(shí)證分析中由SIC準(zhǔn)則確定）。

其次，改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中運(yùn)用了多種調(diào)控工具作為宏觀政策的指標(biāo)，為了使結(jié)果具有穩(wěn)健性，本文在實(shí)證分析過程中不僅重點(diǎn)研究了貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性特征轉(zhuǎn)變的貢獻(xiàn)度（貨幣供給增長(zhǎng)率和信貸增長(zhǎng)率代表貨幣政策），而且考察了財(cái)政政策和匯率政策可能帶來的影響（其中，以財(cái)政赤字與名義GDP的比率代表財(cái)政政策，以真實(shí)有效匯率代表匯率政策），以期使分析結(jié)果更具全面性。

綜合以上分析，我們可以將本文設(shè)立的SVAR模型的基本形式簡(jiǎn)寫成：

其中，εt表示由彼此正交的供給沖擊、需求沖擊和貨幣政策沖擊所組成的隨機(jī)沖擊向量；結(jié)構(gòu)沖擊項(xiàng)的方差－協(xié)方差矩陣Ω為對(duì)角矩陣。Yt包含真實(shí)GDP增長(zhǎng)率、通脹率以及政策變量。例如，當(dāng)使用M2增長(zhǎng)率表示貨幣政策指標(biāo)時(shí)，Yt＝[RGDPGR，CPI，M2GR]′，當(dāng)考察其他政策變量對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響時(shí)，SVAR中Yt的定義依此類推。注意，在運(yùn)用上面提到的政策指標(biāo)變量分別估計(jì)SVAR模型的各種穩(wěn)健性分析中，我們還檢驗(yàn)了當(dāng)貨幣政策變量與財(cái)政政策變量同時(shí)進(jìn)入模型系統(tǒng)內(nèi)，以及貨幣政策與財(cái)政政策分別與匯率政策組合時(shí)的結(jié)果。

（二）反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)

反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)分析是依據(jù)本文第三部分獲得的真實(shí)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性發(fā)生變化的轉(zhuǎn)折點(diǎn)（1995年第4季度），對(duì)SVAR模型進(jìn)行分割樣本估計(jì)，然后將不同樣本區(qū)間估計(jì)的參數(shù)結(jié)果進(jìn)行反事實(shí)互配，從而計(jì)算貨幣政策的系統(tǒng)性改進(jìn)（即SVAR模型系數(shù)變化）與沖擊因素的屬性變化（即沖擊項(xiàng)方差變化）分別對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的解釋程度。具體來說，依據(jù)模型（12）的設(shè)立形式，如果我們把系數(shù)矩陣A和Ψ（L）統(tǒng)一記做φ，則可以解出真實(shí)GDP增長(zhǎng)率在整個(gè)模型系統(tǒng)下的標(biāo)準(zhǔn)差（std（Yt）），即下面等式中的矩陣對(duì)角線上第一個(gè)元素：其中，下標(biāo)i、j用來區(qū)分樣本區(qū)間。這樣，只要在一定識(shí)別條件下估計(jì)出SVAR模型在指定樣本區(qū)間的系數(shù)矩陣Φ和擾動(dòng)項(xiàng)的方差－協(xié)方差矩陣Ω，就可以通過等式（13）計(jì)算對(duì)應(yīng)的真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性水平。例如，σ（，）給出的是依據(jù)SVAR模型在1979—1995年區(qū)間的估計(jì)結(jié)果計(jì)算出的真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差；σ（，）表示利用1995年以后的樣本信息估計(jì)SVAR模型后計(jì)算出的標(biāo)準(zhǔn)差；而σ（，）則表示如果系數(shù)矩陣?yán)玫谝粋€(gè)樣本區(qū)間的結(jié)果而方差－協(xié)方差矩陣使用第二個(gè)樣本區(qū)間的結(jié)果，那么，真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差是多少。其他情況依此類推。

通過這樣的對(duì)比實(shí)驗(yàn)，我們可以考察貨幣政策發(fā)生的系統(tǒng)性改變（SVAR系數(shù)矩陣變化）與隨機(jī)沖擊因素的性質(zhì)發(fā)生變化分別對(duì)真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性解釋程度有多大。注意，為充分考慮到政策工具與通脹率對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的滯后作用，SVAR模型的識(shí)別依據(jù)短期約束條件，在估計(jì)出SVAR模型的相關(guān)參數(shù)之后，我們根據(jù)等式（13）分別計(jì)算了不同情況下真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性水平，結(jié)果報(bào)告在表3中。

表3 SVAR模型反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)估計(jì)結(jié)果（真實(shí)GDP增長(zhǎng)率波動(dòng)性）

續(xù)前表

首先，利用SVAR模型估計(jì)的參數(shù)所計(jì)算出的斷點(diǎn)前后真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性水平分別是4.012和1.586，這兩個(gè)估計(jì)值與直接利用實(shí)際樣本計(jì)算的真實(shí)GDP增長(zhǎng)率標(biāo)準(zhǔn)差（即最后1行報(bào)告的3.955和1.490）非常接近。這一方面說明所設(shè)立的SVAR模型系統(tǒng)能夠較好地刻畫我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)、通貨膨脹與貨幣政策之間的現(xiàn)實(shí)動(dòng)態(tài)關(guān)系，另一方面也再次驗(yàn)證了1995年之后我國(guó)真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性出現(xiàn)大幅減緩的事實(shí)。從減弱幅度來看，無論是實(shí)際數(shù)據(jù)的分樣本估計(jì)還是SVAR模型的估計(jì)結(jié)果，均超過60%。這一水平要比發(fā)達(dá)國(guó)家的降幅（40%左右）[13]更高，說明中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化程度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過發(fā)達(dá)國(guó)家的情況，這也更突出了研究中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化問題的重要性和必要性。

其次，表3中最后兩大列報(bào)告的分別是依據(jù)SVAR系數(shù)矩陣與擾動(dòng)項(xiàng)方差－協(xié)方差矩陣在斷點(diǎn)前后進(jìn)行反事實(shí)搭配所計(jì)算的真實(shí)GDP增長(zhǎng)率波動(dòng)性水平。從具體數(shù)值來看，如果系數(shù)矩陣保持不變而令結(jié)構(gòu)沖擊項(xiàng)的方差－協(xié)方差矩陣改變?yōu)榈诙€(gè)樣本對(duì)應(yīng)的結(jié)果（即σ（＾Φ1，＾Ω2）），真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差由4.012減小為2.045；如果系數(shù)矩陣改變?yōu)榈诙€(gè)樣本對(duì)應(yīng)的結(jié)果，而結(jié)構(gòu)沖擊項(xiàng)的方差－協(xié)方差矩陣保持不變（即σ（＾Φ2，＾Ω1）），真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)水平則降低到2.974。根據(jù)這些結(jié)果，還可以進(jìn)一步計(jì)算在這兩種反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)中，系數(shù)變化與沖擊項(xiàng)方差－協(xié)方差矩陣變化分別對(duì)真實(shí)GDP增長(zhǎng)率波動(dòng)水平降低的貢獻(xiàn)百分比，結(jié)果顯示在對(duì)應(yīng)情形下的小括號(hào)內(nèi)。

我們看到，如果不考慮SVAR模型中系數(shù)的變化，結(jié)構(gòu)沖擊項(xiàng)的波動(dòng)性變化對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的解釋程度為81%（即（4.012－2.045）/（4.012－1.586））；而反過來，如果不考慮結(jié)構(gòu)沖擊項(xiàng)波動(dòng)性的變化，SVAR模型中系數(shù)的改變對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的貢獻(xiàn)為43%；當(dāng)二者共同變化時(shí)，就促成了我國(guó)真實(shí)GDP增長(zhǎng)率在1995年之后降低至不到此前的40%。如果按照沖擊項(xiàng)與系數(shù)各自變化分別對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的貢獻(xiàn)比例（81%÷43%＝1.88）來計(jì)算，SVAR系數(shù)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的貢獻(xiàn)度為35%（1/2.88），而沖擊項(xiàng)波動(dòng)性的變化解釋度為65%。如果以M1增長(zhǎng)率或國(guó)內(nèi)信貸增長(zhǎng)率作為貨幣政策指標(biāo)進(jìn)行反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)（表3中第2行和第3行），估計(jì)結(jié)果與M2增長(zhǎng)率作為貨幣政策變量的結(jié)果基本相同。

接下來考察各種穩(wěn)健性分析的結(jié)果。其中，表3中第4行考慮財(cái)政赤字與名義GDP的比率作為財(cái)政政策指標(biāo)的對(duì)應(yīng)結(jié)果，第5行對(duì)應(yīng)的是同時(shí)將M2增長(zhǎng)率與財(cái)政政策指標(biāo)加入SVAR模型的結(jié)果，接下來的兩行分別報(bào)告了以匯率政策與貨幣政策以及匯率政策與財(cái)政政策指標(biāo)進(jìn)行組合獲得的結(jié)果。從這些穩(wěn)健性分析的反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)結(jié)果來看，結(jié)構(gòu)沖擊項(xiàng)波動(dòng)性改變對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的解釋程度都要高于SVAR模型系數(shù)變化的貢獻(xiàn)程度，二者解釋程度的比例介于1.45～2.02之間（2.02與1.45這兩個(gè)數(shù)值分別發(fā)生在最后兩個(gè)穩(wěn)健性實(shí)驗(yàn)中）。也就是說，SVAR系數(shù)的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的解釋程度介于33%～41%之間，而結(jié)構(gòu)沖擊項(xiàng)波動(dòng)性變化的解釋度為59%～67%。

值得注意的是，雖然財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的解釋程度與貨幣政策的解釋度基本相同，但是當(dāng)二者同時(shí)加入SVAR模型中時(shí)并沒有給出雙倍的解釋效果。這反映出一個(gè)深層次的問題，即我國(guó)財(cái)政政策與貨幣政策的職能界限比較模糊，至少在調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的效果上，財(cái)政政策與貨幣政策表現(xiàn)出“你中有我、我中有你”的狀態(tài)。這種結(jié)果可能與一段時(shí)期以來我國(guó)銀行在財(cái)政開支過程中扮演的重要角色相關(guān)（例如，各類銀行購買國(guó)債并通過財(cái)政開支向社會(huì)投放貨幣），這也暗示出未來財(cái)政與貨幣政策需要以史為鑒進(jìn)行調(diào)整和改進(jìn)的一個(gè)重要方向。

總起來看，表3中的多種穩(wěn)健性分析所給出的結(jié)果基本一致，無論是以貨幣指標(biāo)、信貸指標(biāo)、財(cái)政指標(biāo)、貨幣與財(cái)政指標(biāo)的結(jié)合，還是將匯率動(dòng)態(tài)變化也考慮到模型系統(tǒng)內(nèi)，依據(jù)SVAR模型計(jì)算的真實(shí)GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)性在1995年以后都大幅下降。從驅(qū)動(dòng)因素的量化解釋來看，我國(guó)系統(tǒng)性貨幣政策的發(fā)展與完善（反映在SVAR模型的系數(shù)變化上）對(duì)1995年以后經(jīng)濟(jì)波動(dòng)轉(zhuǎn)緩的解釋程度在30%～40%左右，而結(jié)構(gòu)沖擊項(xiàng)波動(dòng)性的變化的解釋程度更高一些，一般介于60%～70%之間。

五、結(jié)論與啟示

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化改革的不斷深入，貨幣政策在調(diào)控經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)中的地位日益增強(qiáng)。特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來，我國(guó)的貨幣政策調(diào)控機(jī)制從以往的直接管制發(fā)展為間接調(diào)控，其他各種宏觀穩(wěn)定政策也得到了卓有成效的積極改進(jìn)。與此同時(shí)，中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征也出現(xiàn)了令人矚目的平緩化轉(zhuǎn)變。那么，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的具體轉(zhuǎn)變時(shí)點(diǎn)是什么時(shí)間？貨幣政策的發(fā)展與改進(jìn)是否與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的發(fā)展存在著緊密聯(lián)系？政策改進(jìn)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)轉(zhuǎn)緩的量化解釋程度是多大？本文的研究主要回答了以上問題。

我們運(yùn)用存在干擾參數(shù)情況下的內(nèi)生斷點(diǎn)檢驗(yàn)方法，識(shí)別出1995年第4季度是改革開放30年來我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期由大波動(dòng)轉(zhuǎn)變?yōu)榇缶徍偷姆炙畮X。根據(jù)這一轉(zhuǎn)折點(diǎn)，本文進(jìn)而依據(jù)我國(guó)貨幣政策與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)聯(lián)系特征，構(gòu)建了相對(duì)簡(jiǎn)約的SVAR模型，并且運(yùn)用反事實(shí)對(duì)比實(shí)驗(yàn)方法計(jì)算出貨幣政策改進(jìn)與隨機(jī)沖擊因素波動(dòng)性變化分別對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)轉(zhuǎn)緩的解釋程度。經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果顯示，我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)出現(xiàn)大緩和的首要原因是宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中的各種沖擊因素波動(dòng)性發(fā)生了變化，其次是貨幣政策調(diào)控機(jī)制的系統(tǒng)性改進(jìn)。這一結(jié)果在考慮其他相關(guān)政策的影響時(shí)仍然具有穩(wěn)健性。

這一發(fā)現(xiàn)不僅對(duì)總結(jié)改革開放30年來的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)具有重要啟示，而且對(duì)新形勢(shì)下保持總體經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展、提升貨幣政策效果提出了值得深入思考的問題和改進(jìn)的方向。

首先，盡管經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境的改善（沖擊因素波動(dòng)性減弱）確實(shí)能夠解釋我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)緩和化的主要?jiǎng)右颍菦_擊因素屬性的變化是一種被動(dòng)式的推動(dòng)因素。從長(zhǎng)期來看，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的穩(wěn)定性不能依賴于這種隨機(jī)要素的變化。相反，貨幣政策的系統(tǒng)性改進(jìn)應(yīng)該成為緩和經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的主動(dòng)因素。需要說明的是，西方發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)過20多年的政策改進(jìn)，貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的貢獻(xiàn)只有10%～20%。因此，雖然我國(guó)貨幣政策的發(fā)展與完善對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化的解釋程度低于沖擊因素的解釋度，但是要客觀地認(rèn)識(shí)到，在短短13年時(shí)間內(nèi)（1996—2008年）貨幣政策的改進(jìn)帶來30%～40%的貢獻(xiàn)已經(jīng)是相當(dāng)大的成績(jī)。從這個(gè)角度看，即使隨機(jī)沖擊因素的波動(dòng)性沒有發(fā)生改變，我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)性在1995年以后仍然會(huì)在宏觀穩(wěn)定政策的帶動(dòng)下出現(xiàn)相當(dāng)程度的緩和。

其次，本文的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果也表明當(dāng)前貨幣政策仍然具有較大的改進(jìn)與提升空間。從政策發(fā)展與改革的具體方向來看，有三個(gè)方面的內(nèi)容值得關(guān)注。第一，在推進(jìn)政策改革的進(jìn)程中，需要注意區(qū)分不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的主要矛盾。在20世紀(jì)80—90年代，緩解擴(kuò)張沖動(dòng)與投資饑渴是政策的主要改進(jìn)方向。而當(dāng)前的主要矛盾已經(jīng)不再是投資擴(kuò)張問題，更重要的是需求（特別是有效需求）不足問題。針對(duì)這一問題的貨幣政策調(diào)整對(duì)進(jìn)一步緩和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有重要意義。第二，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的市場(chǎng)機(jī)制進(jìn)一步完善，市場(chǎng)預(yù)期在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的微觀和宏觀層面都具有不可忽視的影響。因此，提升貨幣政策的前瞻性是最重要的任務(wù)之一。而要提高政策制定的前瞻性，科學(xué)的經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)系統(tǒng)的建立與完善非常關(guān)鍵。第三，進(jìn)一步明確和區(qū)分財(cái)政政策與貨幣政策的職能，有步驟地推進(jìn)貨幣政策的獨(dú)立性。在這個(gè)過程中，強(qiáng)化貨幣政策對(duì)短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的干預(yù)效果，同時(shí)提高財(cái)政政策對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)的職能，并且保持匯率政策的穩(wěn)定性，這些是進(jìn)一步完善當(dāng)前宏觀政策調(diào)節(jié)機(jī)制值得考慮的問題。

最后，筆者認(rèn)為，我國(guó)財(cái)政政策與貨幣政策的職能分配還有待進(jìn)一步加強(qiáng)。例如，我國(guó)曾實(shí)行的“撥改貸”將國(guó)家對(duì)國(guó)有企業(yè)的撥款改為統(tǒng)一由銀行貸款來解決，雖然這一舉措為解決一定時(shí)期的特殊問題發(fā)揮過積極作用，但從一定程度上使中央銀行通過銀行系統(tǒng)調(diào)控貸款的標(biāo)準(zhǔn)和自主性缺失，也造成貨幣政策與財(cái)政政策的職能混淆不清，致使財(cái)政資金和信貸資金在使用過程中界限模糊、互相擠占，從而影響了財(cái)政政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)和運(yùn)行。要更好地解決這些矛盾，大力推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革、優(yōu)化金融資源配置是未來發(fā)展的必要策略。這樣，隨著宏觀調(diào)控機(jī)制的不斷改進(jìn)和完善，即使在全球金融局勢(shì)動(dòng)蕩的沖擊下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)平緩化的良好局面也仍然能夠繼續(xù)保持下去。

[1]盧建：《我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的特點(diǎn)、原因及發(fā)生機(jī)制分析》，載《經(jīng)濟(jì)研究》，1987（4）。

[2]陳越：《中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期問題研究》，載《管理世界》，1988（1）。

[3]中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況研究課題組：《中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的原因探析》，載《管理世界》，1992（4）。

[4]樊明太：《改革前后中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)機(jī)制的比較分析》，載《管理世界》，1995（5）。

[5]劉樹成：《新一輪經(jīng)濟(jì)周期的背景特點(diǎn)》，載《經(jīng)濟(jì)研究》，2004（3）。

[6]劉霞輝：《為什么中國(guó)經(jīng)濟(jì)不是過冷就是過熱》，載《經(jīng)濟(jì)研究》，2004（11）。

[7]孫穩(wěn)存：《貨幣政策與中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)緩和化》，載《金融研究》，2007（7）。

[8]賈俊雪、郭慶旺：《中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)特征變化與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定政策》，載《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》，2008（7）。

[9]Abeysinghe，Tilak and Gulasekaran Rajaguru.“Quarterly Real GDP Estimates for China and ASEAN4 with a Forecast Evaluation”.Journal of Forecasting，2004（23）：431－447.

[10][13]Stock，James H.and Watson，Mark W.“Understanding Changes in International Business Cycle Dynamics”.Journal of the European Economic Association，2005（3）：968－1006.

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