■徐 偉

一、引言

2008年9月16日，美國(guó)投行雷曼兄弟申請(qǐng)破產(chǎn)保護(hù)，雷曼兄弟成為次貸危機(jī)倒下的第一張多米諾骨牌。緊接著，大量次級(jí)抵押貸款機(jī)構(gòu)和銀行破產(chǎn)，投資基金被迫關(guān)閉，股市劇烈震蕩引起的金融風(fēng)暴席卷全球。

從整個(gè)人類(lèi)社會(huì)發(fā)展歷程來(lái)看，在工業(yè)革命以前，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率基本上圍繞0值上下波動(dòng);而工業(yè)革命后，世界經(jīng)濟(jì)發(fā)生了巨大的變化，歐美國(guó)家的經(jīng)濟(jì)開(kāi)始騰飛，經(jīng)濟(jì)總量幾乎以幾何級(jí)數(shù)增長(zhǎng)。但是，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行軌跡并不是一條直線，除了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中還伴隨著起伏不定的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。當(dāng)出現(xiàn)巨大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的時(shí)候，特別是經(jīng)濟(jì)危機(jī)的爆發(fā)，往往給資本主義社會(huì)以沉重的打擊。這種經(jīng)濟(jì)波動(dòng)在學(xué)術(shù)界被稱為“經(jīng)濟(jì)周期”。

準(zhǔn)確說(shuō)來(lái)，經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)這兩個(gè)概念不能完全等同，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)涵蓋的范圍更廣，它不僅包括經(jīng)濟(jì)周期變動(dòng)，還包括經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中出現(xiàn)的季節(jié)性變動(dòng)，以及隨機(jī)性變動(dòng)，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)強(qiáng)調(diào)的是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行并非平穩(wěn)運(yùn)行。本文把經(jīng)濟(jì)周期與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)二者等同，采用廣義的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)定義。Jacobs指出:“宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的研究并不關(guān)注轉(zhuǎn)折點(diǎn)問(wèn)題，而是試圖獲取宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的一般模式，如序列的波動(dòng)性?！北疚闹械挠?jì)量分析階段采取Jacobs的定義。

自新中國(guó)成立以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就一直處于波動(dòng)之中，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)總體呈現(xiàn)出高增長(zhǎng)高波動(dòng)的態(tài)勢(shì)。1953年到2011年間我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)幅度約0.07個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，年人均GDP增長(zhǎng)率大約為6.91個(gè)百分點(diǎn)。由此我們不禁要問(wèn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與增長(zhǎng)關(guān)系如何?回答此問(wèn)題，對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策具有重要意義。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是衡量波動(dòng)福利效應(yīng)程度大小的一個(gè)重要因素。若能確定兩者之間為正相關(guān)關(guān)系，則消除經(jīng)濟(jì)波動(dòng)有損長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);若負(fù)相關(guān)，則消除波動(dòng)有利于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

理論上關(guān)于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系存在著不同觀點(diǎn)。Keynes、Ben Bernanke、Woodford 研究認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)將導(dǎo)致企業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)上升，如果投資者考慮到投資風(fēng)險(xiǎn)，就會(huì)減少對(duì)投資的需求，這將加大經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)，進(jìn)而擴(kuò)大投資項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，最終由于投資需求不足而降低了產(chǎn)出水平。然而，Turnovsky和Chattopadhyay基于債務(wù)約束和資本市場(chǎng)不完善角度構(gòu)建動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，他們的研究表明，在某些條件下經(jīng)濟(jì)波動(dòng)有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。傳導(dǎo)機(jī)制或傳導(dǎo)渠道的差異，導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系認(rèn)識(shí)的差異，理論觀點(diǎn)的差異導(dǎo)致了學(xué)者們轉(zhuǎn)向了實(shí)證分析。

然而，實(shí)證上得出的結(jié)論也同樣存在分歧。一是負(fù)相關(guān)。Zarnowitzect研究了美國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)，其研究結(jié)論表明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率處于較低水平期間，GNP增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差傾向于更高;Ramey和Ramey認(rèn)為，一國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)越高，具有越低的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率;Martin和Rogers研究了歐洲國(guó)家和經(jīng)合組織國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，表明經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有負(fù)向相關(guān)關(guān)系;Kneller和Young使用了1961—1997年經(jīng)合組織國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，得出了二者存在負(fù)向相關(guān)關(guān)系的結(jié)論;Fatas基于1950—1998年跨國(guó)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在反向相關(guān)關(guān)系。二是正相關(guān)。Roger Kormendi和Philip Meguire的研究發(fā)現(xiàn)，更高的產(chǎn)出增長(zhǎng)率標(biāo)準(zhǔn)差導(dǎo)致更高的平均增長(zhǎng)率水平;Grier和Tullock使用了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)表示經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，認(rèn)為產(chǎn)出波動(dòng)與平均產(chǎn)出增長(zhǎng)率之間正相關(guān);Caporale和Mckiernan利用英國(guó)1948—1991年的月度數(shù)據(jù)和美國(guó)1971—1993年的年度數(shù)據(jù)，基于GARCH-M模型的研究得出，產(chǎn)出波動(dòng)與產(chǎn)出增長(zhǎng)正相關(guān)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者利用不同類(lèi)型的數(shù)據(jù)序列和計(jì)量回歸技術(shù)，從不同層面對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。這些研究雖然使用了面板數(shù)據(jù)，但假設(shè)數(shù)據(jù)生成過(guò)程是穩(wěn)定的，忽略了結(jié)構(gòu)變化的可能性。同時(shí)，雖有研究考慮到變量之間的非線性，運(yùn)用了TGARCH-M模型，但其研究結(jié)論不顯著。本文基于ARMA-GARCH-M模型，擴(kuò)充研究樣本容量，重新審視了我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

二、模型設(shè)立

金融領(lǐng)域的經(jīng)驗(yàn)研究表明，很多資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)存在群集波動(dòng)的現(xiàn)象，也就是說(shuō)，金融時(shí)間序列在一段時(shí)間內(nèi)表現(xiàn)為大幅變動(dòng)，另一段時(shí)間內(nèi)表現(xiàn)較為平穩(wěn)。Robert Engle引入了自回歸條件異方差(ARCH)模型，來(lái)估計(jì)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的時(shí)變條件方差的系數(shù)。如果采用OLS估計(jì)法得到的結(jié)果無(wú)序列相關(guān)性，但具有顯著的ARCH效應(yīng)，這將導(dǎo)致無(wú)偏但非有效的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。ARCH模型提供了解決辦法，其表示如下:

方程(2)顯示了條件方差具有序列相關(guān)性。ARCHM模型則將條件方差(ht)引入到均值方程(1)中。自回歸條件異方差(ARCH)模型的高階形式在其方差方程中會(huì)包含多階滯后誤差平方項(xiàng)。因?yàn)榉讲罘秦?fù)，要保持誤差平方項(xiàng)的平穩(wěn)性，必須滿足(2)式中系數(shù)的加權(quán)平均為正，這些ARCH模型要通過(guò)迭代的非線性最大似然估計(jì)法得到。本文使用廣義自回歸條件異方差(GARCH)模型，該模型只需使用少數(shù)幾個(gè)參數(shù)就能擬合大部分時(shí)間序列。特別是當(dāng)均值方程中的殘差項(xiàng)存在高階ARCH效應(yīng)時(shí)，更應(yīng)該采用GARCH模型，如果采用GARCH(1，1)模型，則上面的ARCH模型中的方差方程改為:

GARCH-M過(guò)程是在GARCH模型的均值方程中，加入了條件方差項(xiàng)作為回歸元。

三、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)

本文采用我國(guó)1953—2011年人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)綜合年度數(shù)據(jù)，如圖1所示:

圖1 我國(guó)1953—2011年人均GDP增長(zhǎng)率折線圖(%)

上圖顯示了我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率的變動(dòng)情況，在改革開(kāi)放前，人均GDP增長(zhǎng)率波幅較大，改革開(kāi)放后，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率波動(dòng)較為平緩。為了對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)間序列進(jìn)行計(jì)量分析，先對(duì)該序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這里，筆者采用ADF檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果顯示增長(zhǎng)率指標(biāo)ADF值為-5.5242，對(duì)應(yīng)P值為0，所以該序列為一平穩(wěn)時(shí)間序列。

(二)ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)

我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率為一平穩(wěn)時(shí)間序列。但是，對(duì)其進(jìn)行白噪聲檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，該序列為非白噪聲序列。接下來(lái)，筆者對(duì)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增增長(zhǎng)率時(shí)間序列利用Box-Jenkins方法建立ARMA模型，并根據(jù)AIC值和SC值確定滯后階數(shù)。其中，ARMA(1，2)過(guò)程對(duì)該時(shí)間序列的擬合情況較好(括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量值):

進(jìn)行GB檢驗(yàn)后，發(fā)現(xiàn)直到滯后12階，上述方程的殘差都不存在序列相關(guān)性。但是，殘差存在顯著的條件異方差，本文采用ARCH-LM檢驗(yàn)法對(duì)該序列進(jìn)ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，5階滯后的ARCH-LM檢驗(yàn)P值為0.3941，而10階和15階的P值為0，故上述ARMA(1，2)模型的殘差序列存在GARCH效應(yīng)。

(三)ARMA—GARCH模型

為了糾正經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)中存在的條件異方差，筆者將基于GARCH模型并采用極大似然法進(jìn)行估計(jì)，即在方程(4)的基礎(chǔ)上加入方差方程:

ARMA—GARCH模型估計(jì)結(jié)果如下 (括號(hào)內(nèi)為z統(tǒng)計(jì)量值):

從估計(jì)的方程(6)和(7)中ARCH項(xiàng)和GARCH項(xiàng)的參數(shù)統(tǒng)計(jì)量z值來(lái)看，ARCH項(xiàng)和GARCH項(xiàng)系數(shù)十分顯著。對(duì)估計(jì)的 ARMA(1，2)— GARCH(1，1)模型進(jìn)行殘差診斷，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，滯后1階F統(tǒng)計(jì)值為0.2464，對(duì)應(yīng)P值為0.6216，滯后10階F統(tǒng)計(jì)值為0.6234，對(duì)應(yīng)P值為0.7841，因此接受原假設(shè)，可以認(rèn)為ARMA(1，2)—GARCH(1，1)模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)已不存在 ARCH或GARCH效應(yīng)了，并且ARCH項(xiàng)和GARCH項(xiàng)的系數(shù)在1%的置信水平下都十分顯著。因此，ARMA(1，2)—GARCH(1，1)模型擬合較好，根據(jù)估計(jì)的 ARMAGARCH模型，我們可以得到條件方差時(shí)間序列，圖2給出了我國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率的條件方差序列。

圖2 我國(guó)GDP增長(zhǎng)率的條件方差

筆者把上述條件方差時(shí)間序列作為衡量經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的指標(biāo) (ht)，為了初步考察經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系，先對(duì)該經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)間序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其ADF值為-6.6175，對(duì)應(yīng)P值為0，表明經(jīng)濟(jì)波動(dòng)為一平穩(wěn)時(shí)間序列。

對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)間序列與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率時(shí)間序列二者做格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，根據(jù)AIC值和SC值，我們選擇滯后3期做格蘭杰因果檢驗(yàn)。對(duì)于ht不是Gt的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為3.9762，對(duì)應(yīng)P值是0.0131，在5%的置信水平下，拒絕經(jīng)濟(jì)波動(dòng)不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因的原假設(shè);對(duì)于Gt不是ht的格蘭杰原因的原假設(shè)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為23.2341，對(duì)應(yīng)P值是0，在1%的置信水平下，拒絕經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的格蘭杰原因的原假設(shè)。因此，從統(tǒng)計(jì)意義上來(lái)講，在5%的置信水平下，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互為格蘭杰原因。

(四)ARMA— GARCH—M模型

前面的格蘭杰因果檢驗(yàn)初步認(rèn)定了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間存在相關(guān)關(guān)系，而為弄清楚二者之間的正/負(fù)向相關(guān)關(guān)系，我們通過(guò)建立ARMA(1，2)—GARCH(1，1)—M模型來(lái)檢驗(yàn)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的方差對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的具體影響，估計(jì)結(jié)果如下(括號(hào)中為z統(tǒng)計(jì)量值):

然后，對(duì)估計(jì)的 ARMA(1，2)—GARCH(1，1)—M 模型進(jìn)行殘差診斷，結(jié)果顯示，滯后5期F統(tǒng)計(jì)值為16.9852，對(duì)應(yīng)P值為0，滯后15期F統(tǒng)計(jì)值為3.6449，對(duì)應(yīng)P值為0.0017。因此，可以認(rèn)為，ARMA(1，2)—GARCH(1，1)—M模型的殘差仍存在GARCH效應(yīng)。為此，我們建立ARMA(1，2)—GARCH(1，2)—M 模型，估計(jì)結(jié)果如下(括號(hào)內(nèi)為z統(tǒng)計(jì)量值):

然后，對(duì)估計(jì)的 ARMA(1，2)—GARCH(1，2)—M 模型進(jìn)行殘差診斷，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，滯后1期F統(tǒng)計(jì)值為0.8691，對(duì)應(yīng) P值為0.3553，滯后15期 F統(tǒng)計(jì)值為0.3566，對(duì)應(yīng) P 值為0.9575。因此，可以認(rèn)為，ARMA(1，2)—GARCH(1，2)—M模型的殘差已不具有ARCH或GARCH 效應(yīng)了，與 ARMA(1，2)—GARCH(1，1)—M 模型相比，我們認(rèn)為前者更為理想。根據(jù)上述ARMA(1，2)—GARCH(1，2)—M模型估計(jì)的結(jié)果，均值方程(10)中GARCH項(xiàng)的系數(shù)(為-1.596)在5% 的置信水平下不顯著，但在10% 的置信水平下顯著。同時(shí)，方差方程(11)中的GARCH(-1)項(xiàng)的系數(shù)在10% 的置信水平下不顯著，而GARCH(-2)項(xiàng)的系數(shù)在1% 的置信水平下顯著。由于均值方程(10)中GARCH項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)值，因此，我們可以認(rèn)為，我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。換句話說(shuō)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度越大，越不利于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度越小，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越高，這與Keynes和Woodford的理論研究以及陳太明利用GARCH—M模型得出的結(jié)果相一致。

四、結(jié)論與政策建議

從我國(guó)1953—2011年的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)來(lái)看，新中國(guó)成立后到改革開(kāi)放前的一段時(shí)間內(nèi)，宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行波動(dòng)幅度比較大，經(jīng)濟(jì)進(jìn)步緩慢，并逐步落后于西方國(guó)家。眾所周知，新中國(guó)成立后，經(jīng)過(guò)“一化三改”運(yùn)動(dòng)，我國(guó)逐漸建立了社會(huì)主義制度，實(shí)行高度集中的政治體制和計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制。為實(shí)現(xiàn)超英趕美，我國(guó)大部分資源投資于重工業(yè)領(lǐng)域，短期內(nèi)，各種生產(chǎn)指標(biāo)超額完成，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了快速增長(zhǎng)。但是，這種畸形化的發(fā)展導(dǎo)致了資源配置極度失衡，更埋下了巨大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，一段時(shí)間內(nèi)，國(guó)民經(jīng)濟(jì)陷入倒退，特別是1961年，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率達(dá)到最低值，為-26.6%。正是這種不遵守經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律的命令式計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制，導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)的大起大落。改革開(kāi)放后，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化改革不斷推進(jìn)，特別是在我國(guó)加入WTO之后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)與世界的聯(lián)系更加緊密，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力和經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性顯著增強(qiáng)。在政府的宏觀調(diào)控下，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)得到了控制，經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，創(chuàng)造了經(jīng)濟(jì)奇跡，這恰恰從經(jīng)驗(yàn)事實(shí)方面論證了我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向影響。

凱恩斯學(xué)派認(rèn)為，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)本身具有不穩(wěn)定性，宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行經(jīng)常低于充分就業(yè)水平，為應(yīng)對(duì)有效需求不足的問(wèn)題，政府應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的干預(yù)。與凱恩斯學(xué)派不同，新古典學(xué)派則認(rèn)為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)具有“自動(dòng)穩(wěn)定器”功能，當(dāng)出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)會(huì)自發(fā)地恢復(fù)到充分就業(yè)狀態(tài)，而經(jīng)濟(jì)的大起大落恰恰是政府本身的行為所致。因此，新古典學(xué)派不贊成政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)。

綜合以上分析，可以得到一些啟示:

第一，政府很有可能成為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的原因之一，要充分考慮到政府自身行為對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。我國(guó)的歷史數(shù)據(jù)已經(jīng)表明，在改革開(kāi)放前的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，政府的行為造成經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的大起大落，成為經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)源，從而抑制了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。改革開(kāi)放后，市場(chǎng)化改革使得政府減少了對(duì)經(jīng)濟(jì)的直接干預(yù)，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性變強(qiáng)，抗風(fēng)險(xiǎn)能力得到了提升，經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。如果政府對(duì)經(jīng)濟(jì)干預(yù)過(guò)多，難免產(chǎn)生錯(cuò)誤的決策，這樣造成更大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)而影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。因此，政府應(yīng)該提高認(rèn)識(shí)，必須繼續(xù)推進(jìn)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革，減少政府對(duì)經(jīng)濟(jì)不必要的干預(yù)，把市場(chǎng)能做的交給市場(chǎng)，不斷完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制。

第二，要不斷提高政府宏觀調(diào)控水平。政府應(yīng)該減少對(duì)經(jīng)濟(jì)不必要的干預(yù)，做到不越位，但這并不代表政府無(wú)所作為。當(dāng)發(fā)生經(jīng)濟(jì)危機(jī)或者經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)會(huì)給整個(gè)社會(huì)福利帶來(lái)巨大的損失。這個(gè)時(shí)候，需要政府的果斷出擊，幫助市場(chǎng)建立信心，以免使經(jīng)濟(jì)波動(dòng)過(guò)大，而影響到經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。就如凱恩斯學(xué)派所認(rèn)為的，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于蕭條狀態(tài)，有效需求不足，政府應(yīng)該實(shí)施擴(kuò)張的財(cái)政政策和貨幣政策，以增加有效需求，提高社會(huì)產(chǎn)出水平，保持經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng);而當(dāng)經(jīng)濟(jì)超過(guò)充分就業(yè)水平時(shí)，通貨膨脹水平上升，這時(shí)，政府也應(yīng)該逆經(jīng)濟(jì)風(fēng)向行事，把握好時(shí)機(jī)，實(shí)施緊縮的財(cái)政政策和貨幣政策，適當(dāng)?shù)販p少有效需求，使經(jīng)濟(jì)更加平穩(wěn)地運(yùn)行。

第三，在我國(guó)進(jìn)行市場(chǎng)化改革的過(guò)程中，應(yīng)注意把控好改革的節(jié)奏，在時(shí)機(jī)不成熟的情況下改革步伐不要邁得過(guò)快。20世紀(jì)90年代初的俄羅斯和東歐國(guó)家實(shí)施的所謂“休克療法”，在短時(shí)間內(nèi)引起了巨大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，給東歐和俄羅斯人民的生活帶來(lái)了巨大沖擊，甚至引發(fā)了社會(huì)的動(dòng)蕩。這種激進(jìn)的市場(chǎng)化改革并沒(méi)有帶來(lái)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，反而抑制了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，我國(guó)應(yīng)該汲取俄羅斯和東歐國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，實(shí)行漸進(jìn)式的市場(chǎng)化改革，以減少經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，維護(hù)社會(huì)的穩(wěn)定。

第四，我國(guó)政府還應(yīng)該利用自身的政治優(yōu)勢(shì)，合理應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。比如，歐美一些國(guó)家，執(zhí)政黨往往事先承諾保持低通脹，但是由于大選的需要，改而采取擴(kuò)張性的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，以提高就業(yè)水平。這樣就出現(xiàn)了“動(dòng)態(tài)不一致性”的問(wèn)題，不利于維護(hù)政府的公信力。此外，由于反對(duì)黨的存在，當(dāng)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生巨大波動(dòng)時(shí)，歐美一些國(guó)家應(yīng)對(duì)政策的實(shí)施需要經(jīng)過(guò)議會(huì)漫長(zhǎng)的討價(jià)還價(jià)，這樣很有可能錯(cuò)失良機(jī)，對(duì)經(jīng)濟(jì)造成進(jìn)一步的傷害。相比之下，我國(guó)政府在面對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)，在很大程度上能夠擺脫這一困擾，迅速實(shí)施相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)政策，減少社會(huì)福利的損失。

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