（福建江夏學(xué)院，福建 福州 350108）

一、引言與文獻回顧

經(jīng)濟波動是經(jīng)濟增長過程中不可避免的現(xiàn)象，改革開放以來我國經(jīng)濟出現(xiàn)了快速增長，與此同時，也伴隨著經(jīng)濟周期波動，王宇和蔣彧（2011）研究發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟增長分別經(jīng)歷了一次六階段的U形中長周期和一次三階段的V形短周期，其中前一階段主要集中于 1990—1994年，第二階段主要集中于2007—2009年[1]。較多學(xué)者一致發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟周期過程在20世紀90年代中期以來出現(xiàn)了平穩(wěn)化特征，對于經(jīng)濟增長平穩(wěn)化的原因，不同的學(xué)者給出了不同的解釋。胡乃武和孫穩(wěn)存（2008）認為在經(jīng)濟全球化和對外開放不斷深入下，世界經(jīng)濟的波動對中國經(jīng)濟周期波動的影響越來越顯著，而1997亞洲金融危機以后世界整體經(jīng)濟波動的平緩（即外部沖擊的減弱）對中國經(jīng)濟波動穩(wěn)定化的形成產(chǎn)生了重要作用[2]。雎國余和藍一（2005）、張立群（2007）等則認為經(jīng)濟“微波化”主要得益于中國經(jīng)濟體制的市場化程度不斷提高，市場化的手段避免了計劃經(jīng)濟的大起大落，有效地控制了需求和供給波動[3]。同時，張立群認為20世紀末以來我國國民經(jīng)濟規(guī)模的增大也使得經(jīng)濟具有較強的穩(wěn)定性[4]。梁國超和劉金全（2008）認為我國經(jīng)濟在“軟擴張”的過程中呈現(xiàn)出了周期波動弱化的特征，主要在于財政政策和貨幣政策在調(diào)控經(jīng)濟過程中的成功運用[5]。也有學(xué)者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度進行了解釋，童光榮和劉瑋（2009）研究發(fā)現(xiàn)我國第一、二產(chǎn)業(yè)是造成宏觀經(jīng)濟波動的主要因素，第三產(chǎn)業(yè)不是引起宏觀經(jīng)濟波動的主要原因，而隨著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷向第三產(chǎn)業(yè)推進，我國經(jīng)濟的波動性呈現(xiàn)逐步降低的趨勢[6]。

盡管上述學(xué)者研究了導(dǎo)致20世紀90年代中期以來我國經(jīng)濟波動減弱的可能因素，但是他們未考慮到經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟長期增長的影響。一些理論（如Arrow（1962）的“干中學(xué)”和不可逆投資理論）認為經(jīng)濟波動會增加經(jīng)濟行為結(jié)果的不確定性，由此導(dǎo)致投資和消費減少，最終減損經(jīng)濟增長[7]。但是，基于Schumpeter的“創(chuàng)造性破壞”表明，經(jīng)濟波動特別是經(jīng)濟衰退時，經(jīng)濟系統(tǒng)會形成一種內(nèi)在機制來摧毀引起危機發(fā)生的不合理體制和阻礙生產(chǎn)率增長的落后技術(shù)，通過調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來改善經(jīng)濟效率從而促進經(jīng)濟長期增長[8]。因此，我國經(jīng)濟短期波動是否完全不利于經(jīng)濟長期增長，這一問題至今還未得到明確的結(jié)論，李永友（2006）、盧二坡和曾五一（2008）、杜兩省等（2011）傾向于有負向影響，而劉金全等（2005）、邵軍和徐康寧（2011）傾向于正向影響[9-13]。但是，這些針對經(jīng)濟波動與增長關(guān)系問題的研究均只停留在二者關(guān)系的討論上，幾乎未有學(xué)者考慮不同的經(jīng)濟體制特征對波動與增長關(guān)系的影響，而國外學(xué)者Aghion et al.（2006）、Buch & Dopke（2007）分別從宏觀和微觀角度研究發(fā)現(xiàn)短期波動與長期增長的關(guān)系受金融（信貸）市場的影響，金融市場會通過影響投資行為而影響波動與增長的關(guān)系[14]。Kose et al.（2006）檢驗也發(fā)現(xiàn)部門開放度對波動與增長的關(guān)系有非線性影響，更高的開放水平會減弱波動對增長的負面作用[15]。

改革開放以來特別是20世紀90年代以來，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷變遷，經(jīng)濟對外接軌的步伐越來越快，本文認為我國經(jīng)濟增長的波動與這二者變遷有莫大關(guān)聯(lián)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可能會通過主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的更替和要素流動使得對經(jīng)濟產(chǎn)生波動性李文兵（2011），并且一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)當三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從第一、第二產(chǎn)業(yè)緩慢向第三產(chǎn)業(yè)變遷時，對經(jīng)濟波動影響不大，但是如果有較強的外部沖擊如金融危機的爆發(fā)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)突然變化時，會反過來影響經(jīng)濟增長，產(chǎn)生較強的經(jīng)濟波動[16-17]。另一方面，盡管鮮有文獻針對對外開放是否影響了經(jīng)濟波動展開研究，但是在經(jīng)濟全球化的背景下，對外經(jīng)濟對經(jīng)濟波動的影響是不可忽視的，首先，如果一個國家選擇了外向型的發(fā)展模式，那么其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化會與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的高級化一致，因此對外貿(mào)易的擴大會調(diào)整國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而引起經(jīng)濟短期波動；其次，對外依存度的擴大使得國內(nèi)經(jīng)濟對國外經(jīng)濟的依賴度更強，那么當國外經(jīng)濟發(fā)生沖擊時會導(dǎo)致貿(mào)易需求和供給改變，最終影響經(jīng)濟增長和經(jīng)濟波動。本文主要選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放兩個經(jīng)濟指標，來研究我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放程度是否會影響我國的經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長，進一步，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放程度增加是否會影響經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長二者的關(guān)系。

二、模型、變量和數(shù)據(jù)

1.模型設(shè)定和估計方法

本文主要從經(jīng)驗分析的角度進行研究，為此需要建立模型。首先檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放程度對我國經(jīng)濟波動的影響，為考慮到各地區(qū)各個變量的異質(zhì)性問題，本文利用省級面板數(shù)據(jù)進行分析。模型構(gòu)建如下：

式中，volit是第i個地區(qū)t期的經(jīng)濟波動率，其中，i=1，…，N，t=1，…，T。uisit表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，openit表示經(jīng)濟對外開放度。

進一步分析我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟長期增長的影響，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放度作為控制變量，構(gòu)建新的模型：

式中，git是第i個地區(qū)t期的經(jīng)濟增長率，其他變量定義同式（1）。式（2）主要用于檢驗經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放度對經(jīng)濟增長的影響。為繼續(xù)分析我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟長期增長的影響是否受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放度的不同而具有異質(zhì)性，本文在式（2）中同時引入經(jīng)濟波動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)交叉項volit×uisit、經(jīng)濟波動和對外開放度交叉項volit×openit，相應(yīng)的模型如下：

在估計模型（3）時，本文將單獨的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量和對外開放度變量剔除，以避免可能存在的多重共線性。

由于經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長之間可能存在逆向因果關(guān)系，因此就必須考慮波動的內(nèi)生性問題，為此本文將使用系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法對模型（1）至模型（3）進行估計。為了修正模型中可能存在的內(nèi)生性偏差問題，Arellano和 Bond（1991）提出了差分廣義矩估計方法（DIF-GMM），這一方法先是對估計方程進行一階差分以去掉固定效應(yīng)的影響，并用回歸項的滯后水平值作為其差分變量的工具變量進行估計。在此基礎(chǔ)上，Blundell和 Bond（1998）進一步提出了系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法，該方法用解釋變量的一階差分作為其水平變量的工具變量，并且將水平方程和差分方程作為一個系統(tǒng)同時估計，大大提高了估計的有效性。GMM 估計量的一致性取決于兩個假設(shè)條件是否滿足，第一個是使用 Hansen的過度識別約束檢驗方法對所有工具變量的有效性進行檢驗，此檢驗的原假設(shè)是所使用的工具變量與誤差項是不相關(guān)的。第二個是通過 Arellano-Bond的自相關(guān)檢驗方法對差分方程隨機誤差項的二階序列相關(guān)性進行檢驗，其原假設(shè)是一階差分方程隨機誤差項中不存在二階序列相關(guān)。本文在估計過程中將分別對上述兩個假設(shè)進行檢驗。

2.樣本選取和變量說明

（1）樣本選取。本文采用我國31個省的面板數(shù)據(jù)進行研究，樣本區(qū)間選擇改革開放以來的數(shù)據(jù)，即1978—2012年，其中1978—2008年的數(shù)據(jù)均來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，2009—2012年的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2010-2013），在計算過程中的個別缺失數(shù)據(jù)，通過移動平均法補齊。

（2）變量說明

①經(jīng)濟增長git：采用統(tǒng)計資料匯編和統(tǒng)計年鑒直接給出的各地區(qū)生產(chǎn)總值增長率數(shù)據(jù)。

②經(jīng)濟波動volit：經(jīng)濟波動的度量方法有很多，不同的波動度量方法得出的結(jié)論可能有所不同。本文采用兩種波動度量方法，一是增長率的滾動標準差，這也是國外研究波動增長文獻中較為常用的測量方法。但是不同地區(qū)經(jīng)濟增長率不同，使得波動率沒法比較，為此本文用增長率標準差系數(shù)來衡量波動率水平。滾動標準差系數(shù)的計算公式為：

式中，為第t?m+1期到第t期的平均增長率，是i地區(qū)樣本期間的平均增長率，m是滾動周期，由于我國每隔五年制定實施規(guī)劃，因此普遍認為五年是一個經(jīng)濟周期，滾動周期取5。

第二種是利用 HP濾波法，對于時序變量 ，H-P 濾波的核心是找出使（5）式最小化的St，這就是時序變量Yt的長期趨勢部分。

式中，Yt是各省實際 GDP 的自然對數(shù)。首先采用H-P濾波法分離出變量中的趨勢部分，然后將Yt減去趨勢部分即得到周期性波動部分，記為Ct，其實際含義是GDP與其長期趨勢部分的偏離值。然后再計算Ct的標準差，最后同樣用增長率均值得到離異系數(shù)，即第二種波動衡量變量cycle。由于采用的是年度數(shù)據(jù)，式（5）中平滑參數(shù) 取100。

③產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)uisit：國內(nèi)外關(guān)于衡量產(chǎn)業(yè)升級指標的方法有很多，其中比較普遍的是用第二、第三產(chǎn)業(yè)的比重來測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，但是這種度量方法只反映了量的增加，沒有考慮到生產(chǎn)效率等質(zhì)的提高。周昌林和魏建良（2007）用各產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重與各產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率（可看成是權(quán)重因子）乘積之和來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平[18]：

式中，j表示第j產(chǎn)業(yè)，kj表示第j產(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)值的比重，pj表示第j產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，lj表示第j產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)，pj/lj即表示第j產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率。

④對外開放度openit：目前大多數(shù)文獻對于一個地區(qū)的對外經(jīng)濟開放度用進出口貿(mào)易額和外商直接投資兩個指標來測度，也有學(xué)者提出金融開放度、人才開放度、旅游開放度也是經(jīng)濟對外開放度的重要部分?？紤]到其他指標數(shù)值相對于對外貿(mào)易金額很低，另外利用外商投資在 2003年統(tǒng)計口徑發(fā)生調(diào)整，因此本文對外開放度只選進出口貿(mào)易總額進行衡量。對外開放度等于進出口總額與 GDP之比（各年進出口額以當年匯率中間價轉(zhuǎn)化為人民幣）。

3.變量的統(tǒng)計描述

表1顯示了各個變量在三個樣本期間的均值水平。從表1可以看出，改革開放以來我國GDP年

度平均增長率在10.9%左右，兩種波動測量方法測度的波動率均在 3%左右（以增長率標準差計算的標準差系數(shù)為3.24%，以實際對數(shù)GDP的HP濾波計算的周期波動標準差系數(shù)為2.69%），總體上呈現(xiàn)高速平穩(wěn)增長的態(tài)勢。由于改革不同階段我國制度環(huán)境發(fā)生了很大變化，為此將樣本期間以1996年為臨界點劃分進行討論。比較表1的1978—1995年和1996—2012年兩個期間樣本，可看出1996年之前和 1996年之后，我國經(jīng)濟平均增長率差異不大，后者比前者只高1.2%，但是從經(jīng)濟波動來看，無論是哪一種波動，1996年后要比1996年以前波動率下降很多，第一種波動下降了71.89%，第二種波動下降了60.26%，說明我國經(jīng)濟在實現(xiàn)“軟著陸”后跟世界經(jīng)濟同步出現(xiàn)了平緩化特征。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化系數(shù)為 2.576，從該變量計算公式和我國三次產(chǎn)業(yè)平均勞動生產(chǎn)率（第一、二、三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率分別為0.523、3.435、2.182萬/人）來看，我國三次產(chǎn)業(yè)仍然處于二三一的結(jié)構(gòu)。但是，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在 1996年后的樣本期間內(nèi)增長很快，這與現(xiàn)實一致，1996年特別是21世紀以來，新興產(chǎn)業(yè)的崛起和科技進步促進了我國第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，優(yōu)化了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。從對外開放度來看，對外開放度系數(shù)為0.261，1996年后平均對外開放度也只有 0.305，說明目前來看我國對外開放度還有待增加。

表1 樣本期間變量均值水平

三、實證研究結(jié)果及解釋

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放對經(jīng)濟波動的影響

本文首先估計產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放度對我國經(jīng)濟周期波動的影響，結(jié)果見表2，在表2的各項回歸中，Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗均通過設(shè)定檢驗。在整體樣本期間結(jié)果中，列（1）以增長率標準差計算的標準差系數(shù)作為被解釋變量，列（4）以實際對數(shù)GDP的HP濾波計算的周期波動標準差作為被解釋變量。從變量系數(shù)結(jié)果看，列（1）、列（4）中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量系數(shù)在1%概率水平下顯著為負，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟周期波動存在顯著的負向效應(yīng)。而對外開放度變量系數(shù)在列（1）中顯著為正，在列（4）中為正但統(tǒng)計不顯著，說明總體上對外開放對我國經(jīng)濟波動存在正向效應(yīng)。再看分期間的樣本估計結(jié)果，從列（2）-列（6）可看出無論是1978—1995年還是1996-2012年期間，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放度變量系數(shù)符號和整體樣本期間下一致，并且在10%顯著性概率水平下均顯著，說明改革開放以來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級減弱了我國經(jīng)濟周期波動，但對外開放度的提高卻增加了經(jīng)濟周期波動。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級減弱了我國經(jīng)濟周期波動，這個結(jié)果與方福前和詹新宇（2011）、李強（2012）的結(jié)論一致[19]。本文認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟波動的弱化原因在于第三產(chǎn)業(yè)的成長，由于在第三產(chǎn)業(yè)包含了一些與經(jīng)濟波動關(guān)聯(lián)性較低的產(chǎn)業(yè)，而這些產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟受到外部沖擊時波動較小，因此第三產(chǎn)業(yè)的成長抑制了國民經(jīng)濟的進一步衰退，而改革開放以來我國第三產(chǎn)業(yè)比重的逐步提高，對平穩(wěn)經(jīng)濟波動起到了關(guān)鍵作用。對外開放度的提高增加了我國經(jīng)濟周期波動，這和陳建斌（2010）的貿(mào)易開放有利于我國經(jīng)濟穩(wěn)定的研究結(jié)論恰好相反。陳建斌指出1990年中期以后國外市場對我國商品需求的穩(wěn)步擴大促進了我國整體經(jīng)濟穩(wěn)定，但是，貿(mào)易自由化對經(jīng)濟波動的影響很大程度上取決于一國貿(mào)易專業(yè)化模式，如果一國參與國際分工的主要形式是垂直分工，貿(mào)易開放帶來的某些特定行業(yè)的沖擊在驅(qū)動經(jīng)濟周期中就起著重要作用，本國經(jīng)濟波動將會提高[20]。改革開放以來我國一直作為垂直分工下的制造加工環(huán)節(jié)，因此對外貿(mào)易的加大和外部環(huán)境的不確定性反而會增加我國經(jīng)濟波動。另外，經(jīng)濟全球化背景下，國際資本流動、匯率波動等也會間接導(dǎo)致我國經(jīng)濟波動加劇。

表2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放對經(jīng)濟波動的影響

2.經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響

再對我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟增長的影響進行檢驗，結(jié)果見表3，在表3的各項回歸中，Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗值通過設(shè)定檢驗。列（1）～列（3）以vol作為波動變量，列（4）～列（6）以cycle作為波動變量。從變量系數(shù)結(jié)果看，列（1）、列（4）中的經(jīng)濟波動變量系數(shù)在10%概率水平下顯著為負，說明整體樣本期間我國經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長存在負向效應(yīng)，這和盧二坡和曾五一（2008）、杜兩省（2011）的研究結(jié)論一致。再觀察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放度兩個變量，可以看到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量系數(shù)在 1%概率水平下為正，說明整體期間我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級促進了經(jīng)濟增長，而對外開放度變量不顯著，說明整體期間下對外開放度的增加對經(jīng)濟增長的作用不顯著。再分兩個期間看，在 1978—1995年期間，在第一種波動下，波動系數(shù)高度顯著為正，而第二種波動的變量不顯著，但系數(shù)大于0，說明1996年以前，我國經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長存在正向影響，另外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放度變量系數(shù)符號和顯著性同整體樣本期間一致。在1996—2012年期間，兩種波動下測度的波動變量系數(shù)均顯著為負，說明在此期間的波動對增長的影響跟整體樣本期間相同，波動對增長存在負效應(yīng)，再觀察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放度變量，發(fā)現(xiàn)二者變量系數(shù)均顯著大于 0，說明經(jīng)濟“軟著陸”后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放均促進了我國經(jīng)濟增長。

以上結(jié)果表明，改革開放以來我國經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長存在負向影響，但是1996年前和1996年后不同，1996年前波動對增長存在正影響，1996年后變?yōu)樨撚绊憽Ｔ斐蓛蓚€期間影響相反的原因主要在于兩個期間我國經(jīng)濟體制的不同。1996年以前我國經(jīng)濟的投資主體仍以政府和國有企業(yè)等國有經(jīng)濟為主，由于存在明顯的預(yù)算軟約束，當經(jīng)濟發(fā)生沖擊，即面臨經(jīng)濟向下波動等不確定性因素時，國有部門仍存在較強的投資沖動，而較少考慮投資風險。而20世紀90年代中期以后，隨著國有企業(yè)的改革和市場經(jīng)濟的逐步深入，非國有企業(yè)迅速增加，而私營企業(yè)在面臨經(jīng)濟波動時不會像國有企業(yè)一樣不考慮投資風險，以利潤為目標的經(jīng)營手段往往使他們降低投資，最終造成增長降低。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能促進經(jīng)濟增長，已有很多學(xué)者干春暉等（2011）、鄭曉（2012）得到了這個結(jié)論，本文認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級主要通過兩個途徑促進經(jīng)濟增長，一是通過國際貿(mào)易和利用外資等改善了我國的設(shè)備和技術(shù)，從而提高了我國的全要素生產(chǎn)率；二是第三產(chǎn)業(yè)的擴大特別是新興產(chǎn)業(yè)（如互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)、物流業(yè)等）的崛起促進了我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化和經(jīng)濟長期增長[21-22]。對于 1996年前對外開放度對經(jīng)濟水平不存在顯著影響和 1996年后有正效應(yīng)的解釋是：盡管 1978年實施了改革開放政策，但是 1996年前我國對外貿(mào)易水平還是較低，其對我國經(jīng)濟總量的增長影響有限，而 1996年后特別是2001年我國加入“WTO”后，我國對外開放度快速增加，通過貿(mào)易和利用外資兩個渠道使得我國出口（凈出口）和經(jīng)濟水平不斷擴大，同時也優(yōu)化了整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

表3 經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放對經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長關(guān)系的影響

為檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、對外開放度的提高是否減弱了經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟增長的負向影響，在表3各方程中引入經(jīng)濟波動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟波動和對外開放度的交叉項，同時為消除重共線性不再引入單獨的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放度，估計結(jié)果見表4。表4的Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗通過設(shè)定檢驗。從表4可看出，除了列（2）中vol×open變量統(tǒng)計不顯著外，其它方程的變量均在 1%概率水平下統(tǒng)計顯著并且符號一致。經(jīng)濟波動變量在三個樣本期間均顯著為負，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟波動的交叉項、對外開放度與經(jīng)濟波動的交叉項顯著為正，這個結(jié)果說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放度的提高均能減弱我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟長期增長的負向效應(yīng)。進一步以列（1）為例計算經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的邊際影響，由此得到當對外開放度為0時經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長影響由負轉(zhuǎn)正的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)臨界值為 1.706，當產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為0時經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長影響由負轉(zhuǎn)正的對外開放度臨界值為 0.326，即說明我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟增長具有非線性影響，當產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)或?qū)ν忾_放度超過臨界值時，經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響由負轉(zhuǎn)為正。

20世紀八、九十年代，延續(xù)70年代的軟預(yù)算約束下的投資沖動決定了我國經(jīng)濟在這一時期仍然走的是傳統(tǒng)計劃經(jīng)濟體制下的粗放型經(jīng)濟增長方式。在粗放型增長方式下，經(jīng)濟的擴張主要來自于工業(yè)行業(yè)的長期投入，而這種投入很容易受到各種因素的制約而被迫收縮，使得我國經(jīng)濟在 90年代中期以前大起大落，對此的經(jīng)濟波動造成了我國結(jié)構(gòu)失衡、資源浪費，從而損害經(jīng)濟的集約型增長模式和持續(xù)的增長潛力，因此周期波動對長期增長具有負面影響。

表4 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放對經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長關(guān)系的影響

然而，隨著我國經(jīng)濟增長模式的不斷優(yōu)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放會減輕我國經(jīng)濟波動對增長的負面影響，甚至使得波動對增長的影響為正。從表2和表3估計結(jié)果看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長分別存在負效應(yīng)和正效應(yīng)，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷從第一、二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)的過程使得我國經(jīng)濟增長的穩(wěn)定性逐步增強，同時也實現(xiàn)了我國經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級和長期增長，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在減弱經(jīng)濟波動的同時促進了經(jīng)濟增長，使得經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長逐步轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)。而對外開放度對經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長均為正影響，對外開放度提高使得我國經(jīng)濟對外依賴度增加，同時也使得在國外環(huán)境發(fā)生變化時，外貿(mào)和外資會受到較強的沖擊，但是，本文認為這種沖擊是短期性質(zhì)的，短期內(nèi)，貿(mào)易和投資的銳減會造成制造業(yè)的滯緩和居民消費不振，但長期來看，“機會成本效應(yīng)”的存在會使得在衰退時期企業(yè)更加注重研發(fā)和技術(shù)（即“創(chuàng)造性破壞”過程），從而促進了經(jīng)濟長期增長。當然，一個不可避免的設(shè)想是波動對增長負向效應(yīng)的減弱是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放度提高的疊加效果，對外貿(mào)易的增加帶動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級又促進了經(jīng)濟增長效率，最終使得經(jīng)濟增長對經(jīng)濟波動負向沖擊的敏感程度減弱。

四、結(jié)論和建議

本文使用我國地區(qū)面板數(shù)據(jù)，研究了改革開放以來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放對我國經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長的影響，同時檢驗了經(jīng)濟波動對經(jīng)濟波動的影響以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放是否影響了經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長的關(guān)系。實證研究發(fā)現(xiàn)，改革開放以來我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在減弱經(jīng)濟周期波動的同時促進了經(jīng)濟長期增長，而對外開放度的提高增加了經(jīng)濟周期波動，1996年以前對外開放度提高對經(jīng)濟增長不存在顯著影響，但 1996年以后存對經(jīng)濟增長存在正效應(yīng)。進一步，改革開放以來我國經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長存在負向影響，但1996年之前和1996年之后影響不同，分別是正影響和負影響。本文還發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放度的提高有助于減弱經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的負面影響，并且，當產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和對外開放度超過一定臨界值后，這一影響轉(zhuǎn)而為正。

本文的結(jié)論具有重要的現(xiàn)實意義。改革開放以來，我國市場經(jīng)濟地位逐步確立，各個行業(yè)取得了快速增長，企業(yè)數(shù)量和規(guī)模逐漸擴大，同時發(fā)展過程中的波動問題也更為突出。根據(jù)前面的研究結(jié)論，本文提出了以下幾點建議：①進一步優(yōu)化我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，通過科技研發(fā)和和新興產(chǎn)業(yè)的潛力來推動第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時繼續(xù)擴大對外經(jīng)濟開放度，特別是加強服務(wù)貿(mào)易業(yè)，有利于我國經(jīng)濟增長過程中對世界經(jīng)濟負面沖擊的抵抗能力；②繼續(xù)深化國有企業(yè)改革，提高國有企業(yè)的自力更生能力，使市場化程度增強，同時，對私營企業(yè)要改善投資和融資環(huán)境，促進非國有企業(yè)健康發(fā)展；③當經(jīng)濟發(fā)生波動時，要合理化和差異化調(diào)控，如果波動對行業(yè)增長有抑制作用，那么采取減緩波動的政策可以促進長期增長，相反，如果波動對增長有促進作用，那么試圖熨平波動的穩(wěn)定性政策反而不利于長期增長。此外，不同地區(qū)之間的波動與增長關(guān)系可能不同，國家在宏觀調(diào)控過程中要差異性對待。

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