閆超 劉金全

摘要：文章基于雙變量結(jié)構(gòu)突變模型，利用Andrews檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和Bai子樣本過程以及Hansen異方差固定回歸元自舉法對我國主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的穩(wěn)定性進(jìn)行了檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，自20世紀(jì)90年代以來，在金融危機(jī)、體制改革等外部沖擊和內(nèi)部沖擊的雙重作用和影響下，我國主要宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，例如消費(fèi)、投資和政府支出等與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系均發(fā)生了不同程度的結(jié)構(gòu)突變，這意味著我國經(jīng)濟(jì)周期波動態(tài)勢也出現(xiàn)了轉(zhuǎn)變。

關(guān)鍵詞：結(jié)構(gòu)突變；宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行；雙變量結(jié)構(gòu)突變模型

一、 引言

識別和診斷出我國主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的穩(wěn)定性以及可能發(fā)生的結(jié)構(gòu)突變對我國經(jīng)濟(jì)造成的影響，增強(qiáng)我國經(jīng)濟(jì)抵御外部沖擊的能力，對保持我國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定快速發(fā)展具有重要意義。

我們發(fā)現(xiàn)，我國學(xué)者多是針對某單個(gè)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)序路徑的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變點(diǎn)進(jìn)行檢驗(yàn)，雖然得到了一系列重要結(jié)論，但對這些變量之間關(guān)系的穩(wěn)定性以及可能發(fā)生的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變沒有進(jìn)行深入研究。因此，本文將基于雙變量結(jié)構(gòu)突變模型，利用Andrews統(tǒng)計(jì)量和Bai子樣本過程以及Hansen異方差固定回歸元自舉法對我國主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的穩(wěn)定性以及可能存在的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)進(jìn)行檢驗(yàn)，并根據(jù)這些結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)發(fā)生的位置和階段來判斷和預(yù)測我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行趨勢。

二、 宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)

首先，雙變量回歸模型可表示為如下形式：

yt=？茁0+？茁1xt-1+？著t，t=1，…，T（1）

其中，yt為t時(shí)刻的被解釋變量，xt為t時(shí)刻的解釋變量，？著t為隨機(jī)擾動，滿足？著t∈N（0，？滓2）。（1）式可以用列向量表示為：

yt=x′t-1？茁+？著t（2）

其中，xt-1=（1，zt-1）′，？茁=（？茁0，？茁1）′，zt為一個(gè)備選的解釋變量。由于回歸方程的截距項(xiàng)？茁0和斜率系數(shù)？茁1都對解釋變量yt的條件期望（即E（yt|xt-1））有影響，所以假設(shè)在？茁0和？茁1中都有可能存在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)是合理的。所以，假定（1）式在k時(shí)刻存在一個(gè)結(jié)構(gòu)突變，那么雙變量結(jié)構(gòu)突變模型可以表示為：

yt=x′t-1？茁0+？著t，t=1，…，k（3）

yt=x′t-1（？茁0+？啄）+？著t，t=k+1，…，T（4）

其中，？茁0=（？茁00，？茁01），？啄=（？啄0，？啄1）′，（3）式和（4）式用矩陣表示為：

yt=X？茁0+X0k？啄+？著（5）

其中，yt=（y1，…，yT）′，X=（x0，…，xT-1）′，X0k=（0，…，0，xk，…，xT-1）′，？著=（？著1，…，？著T）′。

為了全面描述我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行特點(diǎn)以及檢驗(yàn)我國主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的穩(wěn)定性，我們選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（Yt）作為被解釋變量，用居民消費(fèi)（Ct）、固定資產(chǎn)投資（It）、政府支出（Gt）和凈出口（EXt）這四個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)作為解釋變量，應(yīng)用雙變量結(jié)構(gòu)突變模型對模型中可能存在的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)進(jìn)行檢驗(yàn)和分析。數(shù)據(jù)樣本為1992年第1季度至2014年第1季度，數(shù)據(jù)來源為《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》和《中國統(tǒng)計(jì)月報(bào)》。

在根據(jù)方程（5）構(gòu)造我國宏觀經(jīng)濟(jì)變量的結(jié)構(gòu)突變模型以前，我們首先對這五個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，原因在于，利用Andrew（1993）給出的supF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)突變需要解釋變量和被解釋變量都要滿足平穩(wěn)性的要求。單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費(fèi)、投資、政府支出和凈出口這五個(gè)變量均為非平穩(wěn)時(shí)間序列。針對Andrew supF統(tǒng)計(jì)量在變量非平穩(wěn)的情況下無法識別模型參數(shù)的條件分布和解釋變量邊際分布的缺陷，Hansen（2000）提出了異方差固定回歸元自舉法，有效地解決了Andrew supF統(tǒng)計(jì)量的有限分布不能適用于解釋變量存在均值突變、方差突變或單位根的情況。因此，本文將采用Hansen（2000）的算法結(jié)合Andrew（1993）給出的supF統(tǒng)計(jì)量對模型的結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。

根據(jù)方程（5），分別以居民消費(fèi)Ct、固定資產(chǎn)投資It、政府支出Gt和凈出口EXt這4個(gè)變量作解釋變量對國內(nèi)生產(chǎn)總值Yt做回歸構(gòu)建雙變量結(jié)構(gòu)突變模型，得到的估計(jì)結(jié)果如表1所示。

從表1我們可以看出，應(yīng)用supF統(tǒng)計(jì)量對總體樣本進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)，結(jié)果表明以消費(fèi)、投資、政府支出和凈出口分別作為解釋變量得到的回歸模型都顯著拒絕不存在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的原假設(shè)。而j統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果也顯示這4個(gè)雙變量結(jié)構(gòu)突變模型都至少存在一個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。雖然四個(gè)模型中突變點(diǎn)的發(fā)生時(shí)間不盡相同，但均說明自20世紀(jì)90年代以來，我國主要宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的關(guān)系發(fā)生了一定程度的結(jié)構(gòu)突變。

具體來說，消費(fèi)與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系在2005年第3季度發(fā)生了結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變，這是由于從2005年7月開始，國際市場原油價(jià)格上漲，國內(nèi)成品油一度處于供求緊張狀態(tài)，我國部分地區(qū)甚至出現(xiàn)了原油短缺的現(xiàn)象，不僅給我國消費(fèi)造成了一定程度的負(fù)面影響，也導(dǎo)致消費(fèi)對GDP的貢獻(xiàn)率有所下降。投資作為推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿?，為促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展起到了重要作用。進(jìn)入21世紀(jì)以來，我國投資結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大變化，工業(yè) （特別是制造業(yè)）和社會服務(wù)業(yè)投資快速增長，在投資總額中的比重持續(xù)上升，有效地改善了我國固定資產(chǎn)投資在1994年～1999年期間處于長時(shí)間的收縮與衰退狀態(tài)，促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇和快速增長。對于財(cái)政支出來說，發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的時(shí)間與1998年我國開始實(shí)施積極財(cái)政政策的時(shí)間正好吻合。由于我國經(jīng)濟(jì)自1992年以來連續(xù)7年處于下滑態(tài)勢，1998年底我國政府推出了一系列發(fā)行建設(shè)國債，調(diào)整稅收政策，增加政府投資的積極財(cái)政政策，成為這一時(shí)期促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)主要是靠凈出口，1997年下半年，始發(fā)于泰國的東南亞金融危機(jī)，給全球經(jīng)濟(jì)帶來了巨大沖擊，全球貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長明顯減慢，我國經(jīng)濟(jì)也受到了嚴(yán)重影響，出口增長近于停滯，失去了對經(jīng)濟(jì)增長的有效拉動作用。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠窨赡艽嬖诙鄠€(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，下面根據(jù)Bai（1997）子樣本估計(jì)方法進(jìn)一步對以上4個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2的結(jié)果顯示，由消費(fèi)作解釋變量的回歸模型中存在2個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。突變點(diǎn)發(fā)生的時(shí)期分別在1995年第2季度和2005年第3季度。對于投資來說，Bai（1997）子樣本估計(jì)方法驗(yàn)證了模型中僅存在1個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。而對于政府支出和凈出口來說，則存在多個(gè)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。在1998年第1季度、2001年第1季度和2003年第3季度政府支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。在凈出口對經(jīng)濟(jì)的拉動作用在1995年第2季度、1997年第2季度、2000年第2季度和2003年第2季度發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。

基于以上檢驗(yàn)結(jié)果，我們選取其中的部分突變點(diǎn)，利用Bai和Perron（1998，2003）子樣本估計(jì)方法對每個(gè)子樣本區(qū)間進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果如表3所示。

從表3中，我們可以很清楚地看出，在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)分割的各樣本子區(qū)間內(nèi)模型的截距項(xiàng)和斜率發(fā)生突變的情況。

對于消費(fèi)來說，在2005年第4季度到2014年第1季度這個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)發(fā)生了顯著的斜率突變，說明石油等原材料價(jià)格的居高不下嚴(yán)重影響了平均消費(fèi)水平，進(jìn)而導(dǎo)致消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的直接拉動效應(yīng)降低。在第3個(gè)子樣本區(qū)間發(fā)生了顯著的截距突變，說明這種情況在第3個(gè)子樣本區(qū)間內(nèi)并沒有發(fā)生明顯的改善，同時(shí)回歸系數(shù)繼續(xù)降低0.4個(gè)百分點(diǎn)。對于投資來說，則是截距項(xiàng)發(fā)生了較大程度的提升，第2個(gè)子區(qū)間截距是第2個(gè)子區(qū)間的7倍左右，這與我國投資在2001年左右加大固定資產(chǎn)投資規(guī)模和增速的實(shí)際相符，同時(shí)我們注意到，進(jìn)入21世紀(jì)，投資對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有所降低，原因與這一階段我國固定投資波動較大有關(guān)。對于財(cái)政政策來說，1998底實(shí)施積極財(cái)政政策的實(shí)施有效地改善了在金融危機(jī)等外部沖擊造成的全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展減緩對我國經(jīng)濟(jì)的不利影響，這體現(xiàn)在1998年第3季度～2003年第3季度樣本子區(qū)間的截距項(xiàng)顯著大于第1個(gè)樣本子區(qū)間內(nèi)的截距項(xiàng)，雖然回歸系數(shù)有所降低，但相對于居民消費(fèi)對我國經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用，政府支出（包括政府投資和政府需求）對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用仍然較強(qiáng)。財(cái)政政策在宏觀調(diào)控中的主導(dǎo)作用開始減弱，但由4.94回歸系數(shù)來看，財(cái)政政策對保持我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展依然具有良好效果。最后，對于凈進(jìn)口來說，三個(gè)子樣本區(qū)間內(nèi)的回歸系數(shù)都發(fā)生了顯著的結(jié)構(gòu)突變，說明作為拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一的凈出口來說，東南亞金融危機(jī)對我國國際貿(mào)易的沖擊和影響非常顯著，進(jìn)而導(dǎo)致進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用顯著降低，但隨著2001年我國成功加入國際貿(mào)易組織和國際貿(mào)易環(huán)境的改善，進(jìn)出口呈現(xiàn)強(qiáng)勁增長態(tài)勢，凈出口對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率超過50%，說明我國的經(jīng)濟(jì)增長仍然是主要依靠進(jìn)出口來拉動。

三、 結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)檢驗(yàn)結(jié)論和經(jīng)濟(jì)政策啟示

本文基于雙變量結(jié)構(gòu)突變模型對消費(fèi)、投資等主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量與我國國內(nèi)生產(chǎn)總值之間關(guān)系的穩(wěn)定性和可能存在的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明，從20世紀(jì)90年代以來，在金融危機(jī)、石油沖擊等外部沖擊下以及自身體制改革的雙重作用和影響下，我國消費(fèi)、投資、政府支出和進(jìn)出口對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用都出現(xiàn)了不同程度的結(jié)構(gòu)突變。

2005年的石油等原材料價(jià)格上漲的沖擊對我國消費(fèi)的影響作用較大，進(jìn)而導(dǎo)致消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用發(fā)生了顯著的結(jié)構(gòu)突變。21世紀(jì)初我國投資結(jié)構(gòu)的調(diào)整使得投資也有效改善了金融危機(jī)和世界性經(jīng)濟(jì)衰退對我國經(jīng)濟(jì)增速減緩的不利影響。與此同時(shí)，受到政策因素影響較大的財(cái)政支出則由于自身的政策調(diào)整使得政府支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系在1992年～2014年間發(fā)生了3次顯著的結(jié)構(gòu)突變，而對于最容易受到外部沖擊影響的進(jìn)出口來說，1998年～1999年的東南亞金融危機(jī)也嚴(yán)重阻礙了進(jìn)出口對我國經(jīng)濟(jì)的拉動作用，多個(gè)結(jié)構(gòu)突變的存在也驗(yàn)證了進(jìn)出口波動對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的影響。

研究發(fā)現(xiàn)，在我國，主要依靠投資和凈出口的經(jīng)濟(jì)增長模式并沒有發(fā)生根本改變，從長遠(yuǎn)來看，特別是在復(fù)雜的國內(nèi)國際環(huán)境下，完善投資環(huán)境和投資機(jī)構(gòu)，充分發(fā)揮財(cái)政職能和財(cái)政政策作用，逐步從依賴投資和進(jìn)出口的經(jīng)濟(jì)增長模式轉(zhuǎn)變到以消費(fèi)拉動為主，消費(fèi)、投資和進(jìn)出口三者協(xié)調(diào)發(fā)展的增長模式，降低外部沖擊對我國經(jīng)濟(jì)的不利影響，對保持我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定快速發(fā)展具有重要意義。進(jìn)入2014年，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的不確定性和挑戰(zhàn)依然存在，如何更加準(zhǔn)確及時(shí)的診斷和識別出外部沖擊和來自體系內(nèi)部沖擊對我國經(jīng)濟(jì)造成的影響，增強(qiáng)我國經(jīng)濟(jì)抵御外部沖擊的能力是值得繼續(xù)深入研究的問題。

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作者簡介：劉金全，教育部長江學(xué)者特聘教授，吉林大學(xué)商學(xué)院院長、教授、博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士：閆超，吉林大學(xué)商學(xué)院講師，吉林大學(xué)管理學(xué)博士，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后。

收稿日期：2014-08-16。