唐志軍，劉友金，諶 瑩

（湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201）

一、引言

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，一個(gè)重要現(xiàn)象就是宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)性。大量的研究指出了我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)的特點(diǎn)（張立群，2007；劉樹成，2003），[1-2]并發(fā)現(xiàn)了我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的以下兩個(gè)特征：一是一個(gè)周期大致為5年（張茵和萬廣華，2005）；[3]二是周期波動(dòng)受投資增長(zhǎng)率變化的影響很大。

為什么中國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)會(huì)周期波動(dòng)？什么是決定中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要因素？不同的學(xué)者從不同的角度提出了不同的觀點(diǎn)，代表性的研究主要集中在幾個(gè)方面。

第一種是真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期（RBC）說。該學(xué)說強(qiáng)調(diào)真實(shí)經(jīng)濟(jì)成分對(duì)經(jīng)濟(jì)所產(chǎn)生的干擾和沖擊，認(rèn)為技術(shù)沖擊是最主要的沖擊（龔剛等，2007）。[4]如卜永祥等（2002）發(fā)現(xiàn)，技術(shù)沖擊可以解釋76%的中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。[5]黃賾琳（2005）在一個(gè)三部門RBC模型下研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)沖擊和政府支出沖擊可以解釋70%以上的中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征。[6]孫工聲（2009）基于內(nèi)外雙重視角實(shí)證分析了改革開放以來導(dǎo)致中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的因素，實(shí)證結(jié)果表明中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)主要來自外部沖擊而非內(nèi)部調(diào)整。[7]

第二種是貨幣信貸周期說。這一理論所關(guān)注的是金融機(jī)制與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系。劉濤（2005）指出，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)在很大程度上源于缺乏“信貸約束”的地方政府提供過度的總量供給與承擔(dān)宏觀調(diào)控和銀行風(fēng)險(xiǎn)的中央政府存在需求壓縮之間的矛盾。[8]穆爭(zhēng)社（2009）認(rèn)為，信貸配給與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)互相依賴。經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)，信貸環(huán)境的惡化使得融資企業(yè)投資下降，引發(fā)經(jīng)濟(jì)的蕭條，而在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)，信貸又使融資企業(yè)投資上升，繁榮經(jīng)濟(jì)。[9]陳曉光和張宇麟（2010）建立了一個(gè)RBC模型，研究發(fā)現(xiàn)信貸約束是解釋中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征的一個(gè)重要傳導(dǎo)機(jī)制，而政府消費(fèi)沖擊則是一個(gè)重要的波動(dòng)源。[10]

第三種是政治經(jīng)濟(jì)周期說。此學(xué)說側(cè)重從政治體制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系看待我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。祝青（2006）的研究發(fā)現(xiàn)，地方政府通過管制和信貸干預(yù)影響了資本深化路徑，進(jìn)而影響了投資轉(zhuǎn)化為儲(chǔ)蓄的機(jī)制，最終產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。[11]Tao yi fen（2004）指出，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)表現(xiàn)為明顯的政治周期，自1987年以來，每次黨代會(huì)期間，都有放松銀行信貸的現(xiàn)象，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)周期與政治周期緊密相關(guān)。[12]

第四種是投資周期說。Naughton（1986）構(gòu)建了一個(gè)社會(huì)主義的投資周期模型，發(fā)現(xiàn)真正決定中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期性過熱的是地方政府控制下的投資擴(kuò)張。[13]Imai（1994）也發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)呈現(xiàn)投資周期現(xiàn)象，且周期受到官員討價(jià)還價(jià)的影響。[14]Rawski（2002）也指出，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期本質(zhì)上是一種投資周期。[15]

然而，這些學(xué)說并沒有深刻把握我國(guó)改革開放以來的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的原因。這是因?yàn)椋旱谝?，RBC理論要求經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是“隨機(jī)游走”的，而中國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)呈現(xiàn)周期循環(huán)性；并且與發(fā)達(dá)國(guó)家不同，作為一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最重要的影響因素是資本，而不是技術(shù)，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)造成沖擊的最主要因素不是技術(shù)，而是與政府行為有關(guān)的制度和環(huán)境變量（盧萬青，2002）。[16]第二，對(duì)于貨幣周期理論，Brandt和Zhu（2000）的研究表明，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)周期屬于明顯的投資周期，固定資產(chǎn)投資而非貨幣因素是我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期形成的主要原因，那種認(rèn)為中央政府操作貨幣供應(yīng)量的變化是導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)原因的看法并沒有抓住我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的根本。[17]第三，現(xiàn)有研究雖然注意到了投資在引起經(jīng)濟(jì)波動(dòng)中的重要作用，卻沒有進(jìn)一步分析引起投資周期性波動(dòng)的更深層次的原因，為什么會(huì)出現(xiàn)投資周期呢？如果是由于政治周期，那么政治周期決定投資周期的機(jī)制和動(dòng)力是什么？雖然一些文獻(xiàn)揭示了中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)中的體制性因素，認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)源于“一放就亂，一收就死”的循環(huán)（林毅夫，1994），[18]涉及到了對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)和體制性問題的深層次分析，但是并沒有將“活—亂”循環(huán)同我國(guó)的地方政府競(jìng)爭(zhēng)行為聯(lián)系起來，從而未能深刻把握我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的真正原因和內(nèi)在機(jī)制。

為什么要把我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)同地方政府競(jìng)爭(zhēng)行為聯(lián)系起來才能把握其真正動(dòng)因呢？這是因?yàn)椋焊母镩_放以來，在一系列的制度安排下，我國(guó)形成了激烈的地方政府競(jìng)爭(zhēng)格局，各地方政府為促進(jìn)轄區(qū)的GDP增長(zhǎng)而展開了多種多樣的競(jìng)爭(zhēng)，投資的競(jìng)爭(zhēng)就是其中最重要的手段之一。[19]而正是這種對(duì)投資的偏好和爭(zhēng)奪，就產(chǎn)生了我國(guó)的投資周期和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

在關(guān)于地方政府競(jìng)爭(zhēng)、投資沖動(dòng)和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)研究中，一些學(xué)者做了初步的嘗試。如：李斌和王小龍（2006）通過建立一個(gè)為政治晉升而展開錦標(biāo)賽競(jìng)爭(zhēng)的地方政府和中央政府的博弈模型，來說明地方政府的投資沖動(dòng)及其對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。[20]郭慶旺和賈俊雪（2006）的分析表明,地方政府在財(cái)政利益和政治晉升的雙重激勵(lì)下,總是有利用違規(guī)優(yōu)惠政策進(jìn)行引資的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī),從而引發(fā)企業(yè)投資沖動(dòng),導(dǎo)致投資過熱,進(jìn)而對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定產(chǎn)生巨大沖擊。中央政府可以通過加大行政查處力度來有效遏制投資過熱,但面臨著力度不夠則調(diào)控效果不佳,力度太大則經(jīng)濟(jì)“硬著陸”的兩難困境。[21]劉瑞明（2007）認(rèn)為，在晉升激勵(lì)體制下，相對(duì)績(jī)效考核使得地方政府有動(dòng)力通過大量投資而推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這種投資饑渴在金融控制和中央銀行非獨(dú)立性以及貨幣投放倒逼機(jī)制下，得到了充分發(fā)揮的空間，從而導(dǎo)致了晉升激勵(lì)的周期性與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的周期性同步進(jìn)行。[22]張明輝（2010）的研究表明，地方政府投資的周期波動(dòng)是造成國(guó)民經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)最直接的內(nèi)在原因之一，地方政府投資波動(dòng)幅度一般大于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度。[23]

然而，現(xiàn)有從地方政府競(jìng)爭(zhēng)的角度來理解我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的文獻(xiàn)還存在兩個(gè)缺陷：一是在說明我國(guó)地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的內(nèi)在機(jī)制上還有待深入；二是這些文獻(xiàn)未進(jìn)行實(shí)證研究以證實(shí)地方政府競(jìng)爭(zhēng)是引起我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要決定因素。本文嘗試在這兩個(gè)方面有所突破。

二、實(shí)證模型

我們采用支出法來分析我國(guó)GDP的波動(dòng)，因而有：

其中，Y為我國(guó)某年的GDP（即總產(chǎn)出），C為最終消費(fèi)，I為投資（資本形成額），G為政府支出，NX為凈出口。

為分析我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，可以采用HP濾波分析方法。該方法認(rèn)為一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)可以分解為長(zhǎng)期趨勢(shì)與短期波動(dòng)，通過HP濾波分解，可以衡量該經(jīng)濟(jì)變量的周期波動(dòng)情況，即:

其中，Rt為某個(gè)經(jīng)濟(jì)變量，gt為趨勢(shì)部分,At為周期波動(dòng)部分。趨勢(shì)部分是平滑變動(dòng)的，通過最小化：

分別得到序列g(shù)t和At。其中，λ為正數(shù)，稱為平滑參數(shù)，該值越大則趨勢(shì)部分越平滑。當(dāng)足夠大時(shí)，逼近直線g0+βt。一般來說，對(duì)于季度數(shù)據(jù)λ=1600，年度數(shù)據(jù)λ=100。而在實(shí)際應(yīng)用中，要考慮隨機(jī)擾動(dòng)的影響，因而，一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列往往可以分解成三部分：

其中，DTt為趨勢(shì)項(xiàng)，At為波動(dòng)項(xiàng)，Zt為隨機(jī)沖擊波動(dòng)項(xiàng)。因?yàn)殡S機(jī)擾動(dòng)在長(zhǎng)期來看，其作用會(huì)趨于零，因而在本文中，我們把At+Zt合起來稱之為波動(dòng)項(xiàng)。通過對(duì)GDP增長(zhǎng)率進(jìn)行HP濾波分析，可以得到其波動(dòng)部分。利用同樣的方法，我們可以得到各省的消費(fèi)、投資、政府支出和凈出口的波動(dòng)部分。把我國(guó)GDP增長(zhǎng)率、各省市的消費(fèi)、投資、政府支出和凈出口分解后的趨勢(shì)項(xiàng)、波動(dòng)項(xiàng)代入式（2），可以剔除趨勢(shì)項(xiàng)的影響，得到我國(guó)各省的消費(fèi)、投資、政府支出和凈出口的波動(dòng)項(xiàng)對(duì)其GDP增長(zhǎng)率波動(dòng)項(xiàng)的影響公式。但由于我國(guó)GDP波動(dòng)同時(shí)受各省實(shí)際利用外資數(shù)量、信貸規(guī)模和地方稅收收入水平的影響，所以應(yīng)該加入利用外資增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)（Loanist）、信貸增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)（FDIist）和稅收收入增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)（Taxist），拓展（1）式，即可以得到以下基本計(jì)量方程：

其中，Yist為第i省GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)，Cist為第i省的消費(fèi)波動(dòng)項(xiàng)，Iist為第i省的投資波動(dòng)項(xiàng)，Gist為第i省的政府支出波動(dòng)項(xiàng)，NXist為第i省的凈出口波動(dòng)項(xiàng)，β1、β2、β3、β4為回歸系數(shù)，μt為隨機(jī)項(xiàng)。

三、數(shù)據(jù)及實(shí)證結(jié)果

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

我們通過《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》收集了我國(guó)28個(gè)?。òㄖ陛犑校?990年至2009年每年的GDP總量、居民消費(fèi)、政府支出、投資、貨物和服務(wù)凈出口、各項(xiàng)信貸總額以及價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)。然后，根據(jù)各省市每年的價(jià)格指數(shù)，將各組數(shù)據(jù)調(diào)整成為以1990年價(jià)格水平為基礎(chǔ)的實(shí)際值。再運(yùn)用實(shí)際值，分別計(jì)算出各省的GDP增長(zhǎng)率和居民消費(fèi)、政府支出、投資、貨物和服務(wù)凈出口等變量的增長(zhǎng)率。最后運(yùn)用HP濾波的方法，分別過濾出每個(gè)省各個(gè)變量增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)，舍棄趨勢(shì)項(xiàng)。因?yàn)槟甓葦?shù)據(jù)不需要進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，所以可以直接使用HP濾波的方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理。在進(jìn)行計(jì)量工作時(shí)，選取了以下幾類變量。

1.被解釋變量

我們用1990年至2009年我國(guó)各省GDP總量增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)Yist作為被解釋變量?，F(xiàn)有的文獻(xiàn)在實(shí)證分析時(shí)一般采用人均GDP的對(duì)數(shù)值這一存量指標(biāo)，或采用增長(zhǎng)率作為分析指標(biāo)。從要素投入的角度來看，如果是對(duì)增長(zhǎng)要素進(jìn)行核算，那么存量指標(biāo)可能較為理想。但是在分析政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響時(shí)，為了有效剔除不同地區(qū)的異質(zhì)性，以滿足多個(gè)省之間進(jìn)行面板分析的需要，因此我們采取增長(zhǎng)率這一指標(biāo)。

2.解釋變量

根據(jù)公式（1），我們有四個(gè)基本的解釋變量，分別為各省消費(fèi)支出增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)（C01）、各省地方政府支出增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)（G）、各省資本形成總額的波動(dòng)項(xiàng)（I）、各省凈出口增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)（NX）。其中西藏自治區(qū)缺少多個(gè)變量的相關(guān)數(shù)據(jù)，內(nèi)蒙古自治區(qū)缺少進(jìn)出口總額的相關(guān)數(shù)據(jù)，無法進(jìn)行相關(guān)的橫截面分析，因此在分析中不包括這兩個(gè)省份。另外，從穩(wěn)健的角度上說，資本的形成具有一定的周期性，對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響可能有一定的滯后性。因此我們?cè)诜匠讨幸肭耙黄谕顿Y形成總額I（-1），甚至前兩期投資形成總額I（-2）。

3.控制變量

為了更加全面地解釋我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的原因，我們引入了對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)影響較強(qiáng)的相關(guān)控制變量。根據(jù)已有文獻(xiàn)，政府競(jìng)爭(zhēng)的度量一般采用四種方式。一是周業(yè)安等（2004）采用包括資源稟賦、制度、價(jià)值觀、政治制度、收入分配、趣味因素等一系列指標(biāo)，通過直接和間接的方式來度量政府競(jìng)爭(zhēng)。[24]二是如張軍等（2007）的研究，用地方實(shí)際利用FDI來作為地方政府“標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)”的代理變量。[25]三是用各地區(qū)對(duì)外商直接投資的相對(duì)稅率作為競(jìng)爭(zhēng)的代理變量，如傅勇和張晏（2007）的研究。[26]四是用地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平和政府官員升遷的激勵(lì)作為度量地方政府競(jìng)爭(zhēng)行為的指標(biāo)，如周黎安（2004）的研究。[27]基于前文的分析，我們具體選取如下控制變量：

（1）金融資源競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)（LOAN）。鑒于地方政府在信貸和資本市場(chǎng)上可能存在的干預(yù)現(xiàn)象，我們?cè)O(shè)計(jì)金融資源競(jìng)爭(zhēng)的度量指標(biāo)。理論上金融資源競(jìng)爭(zhēng)包括金融組織、信貸、國(guó)債以及民間金融等多個(gè)方面。但是由于數(shù)據(jù)獲得的可能性，我們最終只考慮銀行方面，采用年鑒中各省金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款總額作為金融資源競(jìng)爭(zhēng)的指標(biāo)，并以各省每年信貸增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)Loanist為第一個(gè)控制變量。

（2）外資流入競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)（FDI）。根據(jù)張軍等（2007）的研究，外資流入與中國(guó)改革開放后的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的相關(guān)性。[24]為此，我們加入FDI作為一個(gè)控制變量。從地域上來看，我國(guó)各省的外資流入總量有很大差異，大部分集中在東部沿海省份，尤以江蘇和廣東為代表。從現(xiàn)實(shí)意義上來說，通過比較廣東和西部某個(gè)省份的FDI的絕對(duì)數(shù)量沒有太多意義，因此地方政府競(jìng)爭(zhēng)必須基于地域上鄰近或者收入水平相近省份的比較才有意義。為減少地域性對(duì)地方政府在吸引FDI中的影響，我們選取各省實(shí)際利用FDI的增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)（FDIist）作為第二個(gè)控制變量。

（3）稅收競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)（Tax）。從微觀角度來看，為吸引國(guó)內(nèi)外資本的流入，地方政府會(huì)采用各種減免避稅的手段來降低企業(yè)的設(shè)立成本，但是這同時(shí)會(huì)降低地方政府當(dāng)期的稅收收入，而稅收收入是財(cái)政分權(quán)激勵(lì)中的重要因素。因此，我們選取各省稅收收入的增長(zhǎng)率來進(jìn)行衡量，并以其稅收收入增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)（Taxist）作為第三個(gè)控制變量。各省稅收數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)，對(duì)于缺失的1998年以后的稅收收入，我們根據(jù)國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)計(jì)算得出；由于四川和新疆部分年份稅收收入數(shù)據(jù)缺失，我們用當(dāng)年財(cái)政收入近似代替。

（4）其他的因素。此外還有其他一些反映地方政府競(jìng)爭(zhēng)之下影響宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的變量，如各省的基礎(chǔ)設(shè)施投資增長(zhǎng)率、開放程度等。但由于基礎(chǔ)設(shè)施投資包括在了投資里，開放程度在很大程度上可以用進(jìn)出口來表示，因此，本文不再把它們當(dāng)作獨(dú)立的控制變量。

（二）實(shí)證分析

運(yùn)用計(jì)量軟件Eviews6.0，我們利用含有各省時(shí)間和指標(biāo)三維信息的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)造Panel Data模型進(jìn)行實(shí)證分析及相關(guān)檢驗(yàn)。

1.模型形式設(shè)定檢驗(yàn)

在對(duì)Panel Data模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，使用的樣本數(shù)據(jù)包含了三維信息。如果模型形式設(shè)定不正確，估計(jì)結(jié)果將與所要模擬的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)偏離甚遠(yuǎn)。因此，建立Panel Data模型的第一步便是檢驗(yàn)被解釋變量的參數(shù)是否對(duì)所有個(gè)體截面都是一樣的，從而避免模型設(shè)定的偏差，改進(jìn)參數(shù)估計(jì)的有效性。加入截距項(xiàng)C01后，我們得到基本實(shí)證模型：

根據(jù)協(xié)方差分析檢驗(yàn)，我們主要檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：

如果接受假設(shè)H2則可以認(rèn)為模型為不變參數(shù)模型，無需進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。如果拒絕假設(shè)H2，則需檢驗(yàn)假設(shè)H1。如果接受H1，則認(rèn)為模型為變截距模型；反之拒絕H1，則認(rèn)為模型為變參數(shù)模型。我們運(yùn)用F統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算方法檢驗(yàn)以上兩個(gè)零假設(shè)。F1和F2分別為檢驗(yàn)H1和H2的統(tǒng)計(jì)量：

其中，S1、S2、S3分別采用（6）、（7）、（8） 式回歸的殘差平方和，n為截距樣本數(shù)，T為時(shí)序數(shù)，K為除截距外的待估參數(shù)個(gè)數(shù)。F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果如表1，模型應(yīng)該采用變系數(shù)的形式。

表1 模型形式設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果

2．?dāng)?shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免偽回歸，須對(duì)各指標(biāo)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。由于本文的估計(jì)使用變系數(shù)的Panel Data模型，因此平穩(wěn)性檢驗(yàn)不再是單純的ADF檢驗(yàn)，而使用基于Panel Data模型的單位根檢驗(yàn)。

我們分別選擇相同根檢驗(yàn)方法LLC檢驗(yàn)和不同根檢驗(yàn)方法Fish-ADF檢驗(yàn)，對(duì)模型中使用的對(duì)數(shù)序列和對(duì)差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，表2說明地方政府資本形成序列是平穩(wěn)的。

表2 地方資本形成的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整概念是一個(gè)強(qiáng)有力的概念。因?yàn)閰f(xié)整允許我們刻畫兩個(gè)或多個(gè)序列之間的平衡和平穩(wěn)關(guān)系。對(duì)于單一序列來說可能是非平穩(wěn)的，而這些序列的線性組合序列卻可能有不隨時(shí)間變換的性質(zhì)。Engle和Granger指出兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)序列的組合可能是平穩(wěn)的。相同趨勢(shì)變量的因果關(guān)系或行為關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。

面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法可以分為兩大類，一類是建立在Engle和Granger二步法檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)，另一類是建立在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)。由于我們旨在考察地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，因此運(yùn)用Johansen方法檢驗(yàn)各省GDP、地方政府支出和地方資本形成之間是否是協(xié)整的。Johansen檢驗(yàn)結(jié)果（表3）拒絕至少兩個(gè)協(xié)整向量，說明變量之間具有三個(gè)或者三個(gè)以上協(xié)整關(guān)系。因?yàn)槲覀冎粚?duì)三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，因此檢驗(yàn)結(jié)果說明變量之間具有協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（選擇序列有確定性趨勢(shì)而協(xié)整方程只有截距的情況）

（三）各省市實(shí)證結(jié)果

根據(jù)模型（5），我們分別對(duì)全國(guó)28個(gè)省市建立Panel Data形式的變系數(shù)模型。由于在進(jìn)行各省比較分析時(shí)，數(shù)據(jù)包括了所有的省份，此時(shí)使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析是合理的。因此我們使用GLS法對(duì)固定效應(yīng)變系數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：

其中反映各地方政府投資增長(zhǎng)率的波動(dòng)項(xiàng)β2i的估計(jì)結(jié)果由表4給出。

從估計(jì)結(jié)果可以看出，地方政府的投資波動(dòng)項(xiàng)系數(shù)均為正數(shù)，說明地方政府的投資波動(dòng)同地方GDP波動(dòng)方向一致。而且大部分省份的投資波動(dòng)項(xiàng)系數(shù)大于0.2，說明地方GDP波動(dòng)中的20%以上能夠用投資波動(dòng)來解釋，因此我們可以說投資波動(dòng)是產(chǎn)生宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要原因。

海南省投資波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到51%，這是由于海南省人口稀少、工業(yè)薄弱，消費(fèi)和進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響有限。但是海南省政府根據(jù)自己的條件，大力改善本省的投資環(huán)境，著重發(fā)展旅游業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)，吸引國(guó)內(nèi)外的投資，從而帶動(dòng)全省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，海南省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于投資的依賴性很大。另外，投資波動(dòng)項(xiàng)貢獻(xiàn)度比較大的省份還有江蘇省（接近43%），而與其相鄰的浙江省投資波動(dòng)的貢獻(xiàn)度也達(dá)到31%。江蘇、浙江兩省是我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的省份，由于特殊的地理位置和良好的投資環(huán)境，長(zhǎng)江三角洲地區(qū)越來越受到國(guó)內(nèi)外投資者的青睞，因此這一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)主要是投資波動(dòng)造成的。廣東省投資波動(dòng)項(xiàng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響也高達(dá)24%。

表4 各省投資波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響的估計(jì)結(jié)果（β2i）

對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的三個(gè)直轄市北京、天津、上海來說，投資波動(dòng)的貢獻(xiàn)度卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于平均水平，而且顯著性很低。因此對(duì)于這三個(gè)城市的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，不能用投資波動(dòng)來解釋。原因可能是這三個(gè)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較均衡，尤其是北京和上海，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，工業(yè)化進(jìn)程較快，人口流動(dòng)大，金融發(fā)展水平較高，因此單一指標(biāo)的波動(dòng)會(huì)被其他指標(biāo)迅速消化和分解，無法對(duì)經(jīng)濟(jì)造成比較大的影響。而像貴州、廣西、黑龍江、云南、新疆等省份由于投資環(huán)境比較差、農(nóng)業(yè)比重大、農(nóng)業(yè)人口占比多、政府主導(dǎo)的資源比較少，因此其投資增長(zhǎng)的波動(dòng)較小，對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響也較低；另外，由于融資渠道的單一，這些省份往往是通過銀行信貸的支持和政府財(cái)政的支出發(fā)展自身經(jīng)濟(jì)，所以在本模型的估計(jì)結(jié)果中，這些省份的信貸指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率比較高。

（四）分區(qū)域的實(shí)證結(jié)果

由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有很強(qiáng)的區(qū)域性，東、中、西各區(qū)域發(fā)展相對(duì)不平衡。所以單純比較各個(gè)省份而沒有對(duì)地域加以限制，模型的實(shí)證結(jié)果就會(huì)出現(xiàn)偏差。因此，本文將我國(guó)分成東、中、西三個(gè)區(qū)域，其中：東部包括北京、天津、上海、福建、廣東、河北、海南、遼寧、山東、江蘇、浙江共11個(gè)省市，中部包括黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西共8省，西部包括新疆、甘肅、青海、陜西、寧夏、四川、貴州、云南、廣西共9省。依次建立Panel Data模型進(jìn)行分析。

首先對(duì)各區(qū)域的模型進(jìn)行模型設(shè)定檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)結(jié)果（5）我們知道，反映三個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的模型均可采用變系數(shù)模型。

表5 東、中、西部經(jīng)濟(jì)波動(dòng)模型形式設(shè)定檢驗(yàn)

通過Panel Data模型的單位根和協(xié)整檢驗(yàn)，我們知道其指標(biāo)序列均為平穩(wěn)序列，并且經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與投資波動(dòng)和政府支出具有協(xié)整關(guān)系。由于影響相同區(qū)域內(nèi)不同省份指標(biāo)的微觀因素也在不同程度上影響他們?nèi)w，因此允許模型中存在橫截面異方差和同期相關(guān)，用GLS法對(duì)固定效應(yīng)的變系數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果分別如表6、表7和表8所示。

表6 東部各省市投資波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響的估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表6可知，東部各省市投資波動(dòng)的系數(shù)均為正而且對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有顯著的影響。因此在排除地域性的影響后，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響能夠更好地被投資波動(dòng)所解釋。北京、上海和天津的投資波動(dòng)系數(shù)顯著而且低于平均水平，符合前文的解釋，也進(jìn)一步說明了發(fā)達(dá)地區(qū)的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)無法用單一指標(biāo)的波動(dòng)來解釋，而是多個(gè)指標(biāo)共同作用所引起的。

表7 中部各省投資波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響的估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表7可知，除湖南省外，其他省的投資波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)正相關(guān)，投資波動(dòng)都能夠顯著地解釋宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，投資波動(dòng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到20%以上。由于黑龍江和吉林省經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后、國(guó)有企業(yè)比例高，地方政府更愿意通過影響銀行信貸和中央政府轉(zhuǎn)移支付兩種途徑來進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)，因此其投資波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)貢獻(xiàn)度低于平均水平。

西部各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)比較低，但是投資波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響依然很大（見表8）。對(duì)于云南省和貴州省，由于地域環(huán)境的特殊，工業(yè)發(fā)展相對(duì)落后、農(nóng)業(yè)占比大、投資總額低、投資波動(dòng)小，地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期依靠國(guó)家的財(cái)政補(bǔ)貼和銀行信貸的支持。因此，投資的波動(dòng)不能夠顯著地解釋宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

表8 西部各省投資波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響的估計(jì)結(jié)果

四、地方政府競(jìng)爭(zhēng)影響投資沖動(dòng)和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的機(jī)制

在地方政府競(jìng)爭(zhēng)理論看來，地方政府間為GDP增長(zhǎng)而展開的競(jìng)爭(zhēng)是解釋我國(guó)投資沖動(dòng)和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要內(nèi)在機(jī)制。

其一，由于中國(guó)所面臨的國(guó)際和國(guó)內(nèi)壓力，中央政府和地方政府具有追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的強(qiáng)烈意愿，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是政府政績(jī)和執(zhí)政能力的最重要體現(xiàn)形式之一。為此，我國(guó)進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)分權(quán)改革。同時(shí)，在政治上，對(duì)地方官員采取一種基于GDP增長(zhǎng)的考核模式，通過政治錦標(biāo)賽來激勵(lì)和控制地方官員的行為。在財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府獲取了可信的財(cái)政收入承諾，因此，地方政府會(huì)想方設(shè)法增加投資項(xiàng)目，通過投資來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí)由于地方政府擁有管理當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)和社會(huì)事務(wù)的自由裁量權(quán)，它可以利用手中掌握的大量經(jīng)濟(jì)和行政資源，通過一系列方法來間接影響和引導(dǎo)其他經(jīng)濟(jì)主體的投資行為，實(shí)現(xiàn)其投資意愿。在我國(guó)的政治錦標(biāo)賽下，GDP增長(zhǎng)狀況是考核地方官員政績(jī)的關(guān)鍵指標(biāo)，通過追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度以獲得政治晉升是地方官員目標(biāo)函數(shù)的重要組成部分。當(dāng)?shù)胤秸賳T之間展開關(guān)于晉升的博弈后，最優(yōu)投資意愿會(huì)進(jìn)一步提高，高于只考慮投資對(duì)地方政府直接收益時(shí)的水平。并且，相對(duì)晉升錦標(biāo)賽會(huì)帶來一種激勵(lì)扭曲，使得地區(qū)間缺乏合作的動(dòng)力（周黎安，2008）。[28]如果一項(xiàng)投資具有增加自身晉升概率并降低他人晉升概率的作用，即便這項(xiàng)投資本身效益很低甚至為負(fù)，地方官員仍然有做此項(xiàng)投資的激勵(lì)。而政治晉升的收益越高、投資對(duì)提高獲得晉升概率的邊際貢獻(xiàn)越大，地方政府投資增長(zhǎng)的幅度就越大，與中央政府意愿投資總量的偏差也就越大。于是，在財(cái)政壓力和晉升激勵(lì)之下，地方政府投資沖動(dòng)由此而生。

其二，為實(shí)現(xiàn)快速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在投資、消費(fèi)、凈出口三大因素中，地方政府最容易影響的變量是投資。尤其是在有限的任期內(nèi)，追求多投資是短期內(nèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最直接和有效的手段。

其三，一般來說，地方政府與中央政府的目標(biāo)函數(shù)并不完全一致，地方官員以追求地區(qū)經(jīng)濟(jì)利益和自身的政治利益為最大化，而中央政府以追求全社會(huì)的利益為最大化。如果地方政府與中央政府的目標(biāo)函數(shù)不一致，地方政府可以將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的部分成本外部化，那么地方政府最優(yōu)投資總量就會(huì)高于中央政府的意愿投資總量，兩者之差取決于地方政府可以外部化的增長(zhǎng)成本的大小。存在外部性的情況下，地方政府的投資行為會(huì)導(dǎo)致社會(huì)福利的損失，這包括經(jīng)濟(jì)過熱、通貨膨脹壓力增大、經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)穩(wěn)定性下降、生態(tài)破壞和自然資源過度消耗等。由此，其結(jié)果是社會(huì)投資增長(zhǎng)總量超出中央政府意愿的投資增長(zhǎng)，導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)過熱。為抑制宏觀經(jīng)濟(jì)過熱，中央政府就會(huì)進(jìn)行宏觀調(diào)控來保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)。對(duì)于處在轉(zhuǎn)型期的經(jīng)濟(jì)來說，中央政府調(diào)控可以從兩方面進(jìn)行，一是運(yùn)用市場(chǎng)化方法，通過緊縮性的貨幣政策來壓縮地方政府和企業(yè)所能獲得的信貸資金；二是行政手段，一方面暫時(shí)上收地方政府的部分權(quán)利，另一方面則將地方政府完成中央調(diào)控指令情況作為政績(jī)考核指標(biāo)。在中央政府的緊縮指令和考核下，地方政府所能獲取的信貸資金、項(xiàng)目獲批可能性、資源可得性都會(huì)大為減少，而且其投資沖動(dòng)會(huì)受到來自中央政府考核的約束。這樣一來，投資就會(huì)出現(xiàn)較大幅度的下降，從而導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)步入一個(gè)下行的軌道。等中央政府不再采取緊縮性政策和其他抑制投資的措施時(shí)，地方政府又會(huì)產(chǎn)生投資沖動(dòng)，導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)再度過熱。

所以，我們可以看到，在以上機(jī)制的作用下，地方政府及其官員會(huì)為GDP增長(zhǎng)而展開激烈的競(jìng)爭(zhēng)，這種競(jìng)爭(zhēng)在促使我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的同時(shí)，也會(huì)導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)的周期性波動(dòng)。

五、結(jié)論

本文通過分析我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生的內(nèi)在機(jī)制并進(jìn)行實(shí)證研究，得出幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，在總結(jié)以往關(guān)于我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的研究文獻(xiàn)中，我們發(fā)現(xiàn)這些研究并沒有深刻把握我國(guó)改革開放以來的宏觀經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的原因。

第二，利用國(guó)民收入核算公式，并結(jié)合我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的特點(diǎn)，推導(dǎo)出以各省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)為核心的理論和實(shí)證模型；并采取計(jì)量分析中HP濾波的方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，分離出各變量的波動(dòng)項(xiàng)，建立計(jì)量模型，利用Panel Data數(shù)據(jù)，通過計(jì)量分析，證明了投資波動(dòng)是我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要誘因。

第三，從地方政府競(jìng)爭(zhēng)理論的視角，通過尋找地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)投資沖動(dòng)和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響機(jī)制，我們可以得出地方政府間的競(jìng)爭(zhēng)是導(dǎo)致投資沖動(dòng)、進(jìn)而造成我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的深層原因。

由此，我國(guó)要想平抑宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，維持宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)，就必須規(guī)范地方政府的行為，激勵(lì)其提高投資的合理性、有效性和效益性。

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