陳樂(lè)一+鄧佳燕+楊云

摘要：以Aghion等（2004）的模型為基礎(chǔ)，將不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化引入到宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的模型中來(lái)，分析其對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，并運(yùn)用全球104個(gè)國(guó)家1980-2012年之間的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)論表明：不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化程度的變化會(huì)影響財(cái)富的變化，財(cái)富的變化會(huì)影響投資的變化，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；不確定性程度每提高一個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)就會(huì)提高0.784個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)業(yè)空心化程度每提高一個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)就會(huì)提高0.019個(gè)百分點(diǎn)。進(jìn)一步來(lái)看，產(chǎn)業(yè)空心化程度的提高伴隨不確定性程度的上升會(huì)顯著地加劇一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。低收入國(guó)家不確定性程度的增大對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的加劇作用最大，高收入國(guó)家對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的加劇作用最小。與中高收入國(guó)家相比，低收入國(guó)家產(chǎn)業(yè)空心化程度的提高會(huì)顯著地加劇該國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；不確定性；產(chǎn)業(yè)空心化；財(cái)富波動(dòng)；不同收入水平

一、引言

經(jīng)典的宏觀經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為不確定性是影響宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)的一個(gè)非常重要的因素，當(dāng)消費(fèi)者和企業(yè)面臨較大不確定性的時(shí)候，不利于合理預(yù)期的形成，干擾經(jīng)濟(jì)行為主體的決策，阻礙資源的有效配置，從而加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。發(fā)達(dá)穩(wěn)健的實(shí)體經(jīng)濟(jì)是創(chuàng)造社會(huì)財(cái)富的根基，實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力越強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)體抗風(fēng)險(xiǎn)能力越強(qiáng)。產(chǎn)業(yè)空心化也是影響宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要因素，如果一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)業(yè)空心化程度比較高，造成資本外流和資本脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門，導(dǎo)致實(shí)體制造業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)非常薄弱，從而極易引發(fā)金融危機(jī)，加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

由于美國(guó)虛擬經(jīng)濟(jì)的過(guò)度發(fā)展，使得資本從實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門流向虛擬經(jīng)濟(jì)部門，從而導(dǎo)致美國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)比較脆弱，與此同時(shí)，由于信貸的過(guò)度擴(kuò)張，在一系列不確定性因素的影響下，使得借貸者無(wú)法按期償還貸款，最終導(dǎo)致2008年下半年美國(guó)爆發(fā)嚴(yán)重的次貸危機(jī)。在次貸危機(jī)的影響下，總產(chǎn)出大幅下降，導(dǎo)致美國(guó)經(jīng)濟(jì)的劇烈波動(dòng)。隨后，由于冰島、希臘、西班牙等國(guó)家產(chǎn)業(yè)空心化程度較高，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力脆弱，受到此次危機(jī)的嚴(yán)重影響，相繼爆發(fā)主權(quán)債務(wù)危機(jī)，造成整個(gè)歐元區(qū)經(jīng)濟(jì)的大幅波動(dòng)。而中國(guó)、德國(guó)等國(guó)家制造業(yè)基礎(chǔ)雄厚，經(jīng)濟(jì)體系的抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)，雖然受到美國(guó)次貸危機(jī)的影響，但是并未出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的大幅波動(dòng)?；谶@種觀念和現(xiàn)實(shí)情況之上，本文將不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化納入到一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的分析中來(lái)，研究其對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中所固有的現(xiàn)象，短期內(nèi)劇烈的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)會(huì)造成嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)衰退，進(jìn)而引發(fā)嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī)，給經(jīng)濟(jì)的持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展帶來(lái)嚴(yán)重的負(fù)面影響。現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)者著重探討的是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的測(cè)度、特征以及經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的原因。

研究經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的一個(gè)重要問(wèn)題是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的測(cè)度。測(cè)量經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的方法有多種，最具有代表性的是HP濾波。Hodrick and Prescott [1]將產(chǎn)出的周期成分與增長(zhǎng)成分分離開，從而得到經(jīng)濟(jì)周期成分。而Murray[2]認(rèn)為Baxter-King[3]filte是廣義的帶通濾波，不能夠分離出未觀測(cè)到的成分和隨機(jī)趨勢(shì)的周期成分。Christiano and Fitzgerald[4]在Hodrick and Prescott [1] 、 Baxter and King[3]的基礎(chǔ)上發(fā)展了最優(yōu)有限樣本近似法的帶通濾波，這種帶通濾波能夠處理好隨機(jī)游走的低頻成分，從而保留主要的周期成分。

然而，國(guó)內(nèi)外學(xué)者更為關(guān)注的是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的源泉，以提出減緩經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的有效措施。國(guó)內(nèi)總需求由消費(fèi)需求、投資需求、政府支出、凈出口這四個(gè)方面構(gòu)成，Blanchard and Quah[5]、Hartley and Whitt Jr[6]發(fā)現(xiàn)需求沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)在短期和中期內(nèi)具有持續(xù)的影響。金融開放是影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要因素，Gavin and Hausmann[7]得出在金融開放的條件下，資本流動(dòng)與產(chǎn)出波動(dòng)之間存在正向關(guān)系，金融開放程度的提高加劇了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；而Kose等 [8]、Evans等[9]研究發(fā)現(xiàn)初始的金融開放會(huì)加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，但金融開放超過(guò)一定程度時(shí)會(huì)緩解經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。貨幣政策是宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要手段，Levin[10]、Willes[11]、Samanta[12]認(rèn)為反周期的貨幣政策能夠調(diào)節(jié)短期內(nèi)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；而Bernanke等[13]、Yoshida[14]則研究表明從緊消極的貨幣政策會(huì)誘導(dǎo)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。DeLoach and Rasche[15]、Kandil等[16]發(fā)現(xiàn)匯率的變動(dòng)不僅會(huì)影響一個(gè)國(guó)家的出口，而且對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)有重大影響。貿(mào)易沖擊是影響宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要因素，Mendoza[17]、Kose and Riezman[18]、Yilmazkuday[19]研究表明貿(mào)易沖擊至少能夠解釋一半以上的產(chǎn)出波動(dòng)。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)就總需求沖擊、金融開放水平、貨幣政策、匯率變動(dòng)、貿(mào)易沖擊與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行了一定程度的研究。但是，還有一些問(wèn)題有待深入研究。第一，宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性和產(chǎn)業(yè)空心化是影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要因素，但現(xiàn)有文獻(xiàn)還沒有分析不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化影響宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的內(nèi)在機(jī)制。第二，不同收入水平的國(guó)家的產(chǎn)業(yè)空心化程度、不確定性程度以及經(jīng)濟(jì)波動(dòng)程度是否存在差異，需要進(jìn)行測(cè)度并進(jìn)行比較。第三，不確定性程度、產(chǎn)業(yè)空心化在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中是否對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)有顯著影響，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。第四，不同收入水平國(guó)家不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)作用大小需要進(jìn)行比較，分析其對(duì)不同收入水平國(guó)家的重要性程度。本文將對(duì)以上四個(gè)問(wèn)題進(jìn)一步展開深入研究。

三、不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的理論分析

我們假定所有代理人一個(gè)時(shí)期末全部財(cái)富的固定部分（ ）作為儲(chǔ)蓄，消費(fèi)是一個(gè)固定比例 。在產(chǎn)出的過(guò)程中，不確定性和產(chǎn)業(yè)空心化程度是重要的影響因素。隨著不確定性程度的變化會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資的波動(dòng)，造成總產(chǎn)出的波動(dòng)，從而加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。在產(chǎn)業(yè)空心化的過(guò)程中，一方面會(huì)造成資本脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)，導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)比較脆弱，經(jīng)濟(jì)體抗風(fēng)險(xiǎn)能力減弱；另一方面，產(chǎn)業(yè)空心化伴隨著資本外流，尤其是在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期進(jìn)一步加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

1、總產(chǎn)出函數(shù)

由于不確定性和產(chǎn)業(yè)空心化會(huì)影響到資本流動(dòng)和投資的變化，正向的不確定性會(huì)增加投資，促進(jìn)產(chǎn)出的增加，而負(fù)向的不確定性則會(huì)導(dǎo)致投資下降，進(jìn)而導(dǎo)致總產(chǎn)出下降。產(chǎn)業(yè)空心化會(huì)導(dǎo)致資本脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)和資本外流，進(jìn)而導(dǎo)致投資減少和產(chǎn)出下降。我們?cè)贏ghion等 [20]的基礎(chǔ)上，拓展一個(gè)里昂惕夫生產(chǎn)函數(shù)，將總產(chǎn)出設(shè)定為：

（3.1）

利率為 ，且 ， 為不確定性程度， 為產(chǎn)業(yè)空心化程度， 為資本， 為其他生產(chǎn)要素， 、 為大于0的參數(shù)。

由于信貸市場(chǎng)發(fā)展不完善，企業(yè)家面臨金融約束，其初始財(cái)富為 ，借貸數(shù)量為 ， 。當(dāng)面臨金融約束時(shí)，企業(yè)的總財(cái)富為 。假設(shè)投資 。在里昂惕夫的經(jīng)濟(jì)體系中，最優(yōu)生產(chǎn)均衡為 。則此時(shí)的生產(chǎn)函數(shù)為：

（3.2）

2、財(cái)富的動(dòng)態(tài)變化

定義 為企業(yè)在 期的初始財(cái)富，財(cái)富的動(dòng)態(tài)方程為：

（3.3）

將（3.2）式代入（3.3）式得：

（3.4）

在（3.4）式中，財(cái)富的動(dòng)態(tài)軌跡表明當(dāng)期財(cái)富的增加對(duì)下一期財(cái)富的影響是不確定的，對(duì)（3.4）式的當(dāng)期財(cái)富求導(dǎo)：

（3.5）

為分析簡(jiǎn)便起見，我們假定 ，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)穩(wěn)態(tài)理論，經(jīng)濟(jì)體處于穩(wěn)態(tài)的必要條件是 。

3、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)

當(dāng) 時(shí)，下一期財(cái)富對(duì)當(dāng)期財(cái)富和不確定性求混合偏導(dǎo)數(shù)得：

（3.6）

（1）當(dāng) 時(shí)，

（2）當(dāng) 時(shí)，由于 ，可得 。由下一期財(cái)富對(duì)當(dāng)期財(cái)富和不確定性求混合偏導(dǎo)數(shù)大于0，以及當(dāng) 時(shí)， 可得 。表明社會(huì)財(cái)富以遞減的速度增加，最終收斂于均衡水平。

（3）當(dāng) 時(shí)，由于 ，可得 。由下一期財(cái)富對(duì)當(dāng)期財(cái)富和不確定性求混合偏導(dǎo)數(shù)小于0，以及當(dāng) 時(shí)， 可得 。表明社會(huì)財(cái)富以遞減的速度遞減，最終收斂于均衡水平。

當(dāng) 時(shí)，下一期財(cái)富對(duì)當(dāng)期財(cái)富和產(chǎn)業(yè)空心化求混合偏導(dǎo)數(shù)得：

（3.7）

（1）當(dāng) 時(shí)，

（2）當(dāng) 時(shí)，由（3.7）式 ，且當(dāng) 時(shí)， 可得 。表明隨著 增大，財(cái)富以遞減的速度遞減，最終收斂于均衡水平。

當(dāng) 時(shí)， 期財(cái)富 隨著 期財(cái)富單調(diào)遞增，當(dāng) 時(shí)， 期財(cái)富 隨著 期財(cái)富單調(diào)遞減。我們借鑒張玉鵬和王茜 [21]的方法作圖分析財(cái)富的動(dòng)態(tài)變化。

當(dāng) ，得 時(shí)，財(cái)富動(dòng)態(tài)變化如圖1：

圖1 單調(diào)遞增情況下的財(cái)富動(dòng)態(tài)變化

從圖1可知，當(dāng) 時(shí)，財(cái)富是遞增的，只不過(guò)社會(huì)財(cái)富是以遞減的速度增加，最終收斂的一個(gè)均衡水平，在這個(gè)過(guò)程中，財(cái)富出現(xiàn)了由低到高的變化，呈現(xiàn)出一定程度的波動(dòng)性。在總產(chǎn)出函數(shù)中，投資依賴于財(cái)富。財(cái)富的由低到高的變化會(huì)影響到投資的波動(dòng)，投資的波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出的波動(dòng)。因而，隨著不確定性的變化，經(jīng)濟(jì)中存在波動(dòng)。

當(dāng) 和當(dāng) 時(shí)，得 時(shí)，財(cái)富動(dòng)態(tài)變化如圖2：

圖2 單調(diào)遞減情況下的財(cái)富動(dòng)態(tài)變化

從圖2可知，當(dāng) 時(shí)，財(cái)富是遞減的，只不過(guò)社會(huì)財(cái)富是以遞減的速度遞減，最終收斂的一個(gè)均衡水平，在這個(gè)過(guò)程中，隨著不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化的變化，財(cái)富水平出現(xiàn)了高低變化，財(cái)富的變化導(dǎo)致投資的變化，進(jìn)而意味著經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中存在波動(dòng)。

總的來(lái)看，無(wú)論初始財(cái)富大小如何都會(huì)收斂到穩(wěn)態(tài)均衡。當(dāng) 時(shí)，財(cái)富是以遞減的速度增加，最終收斂于一個(gè)較高的均衡水平，在這個(gè)過(guò)程中，隨著不確定性程度的變化，財(cái)富出現(xiàn)由低到高的變化，影響到投資的變化，進(jìn)而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；當(dāng) 時(shí)，財(cái)富是以遞減的速度下降，最終收斂于一個(gè)較低的均衡水平，在財(cái)富收斂的過(guò)程中，隨著不確定性和產(chǎn)業(yè)空心化的變化，財(cái)富出現(xiàn)由高到低的變化導(dǎo)致投資的變化，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。因而，在財(cái)富收斂的過(guò)程中，財(cái)富水平呈現(xiàn)出高低變化，這表明隨著不確定性和產(chǎn)業(yè)空心化程度的變化，經(jīng)濟(jì)中存在著波動(dòng)。

四、變量選取、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）變量選取

1、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)

經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的測(cè)量是研究經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的一個(gè)首要問(wèn)題，Christiano and Fitzgerald [4]在Hodrick and Prescott [1]、Baxter and King [3]發(fā)展了最優(yōu)有限樣本近似法的帶通濾波，這種帶通濾波能夠處理好隨機(jī)游走的低頻成分，從而保留主要的周期成分。我們借鑒Christiano and Fitzgerald [4]的方法，采用CF濾波對(duì)GDP增長(zhǎng)率進(jìn)行處理，分離出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)成分。

2、不確定性

不確定性是影響宏觀經(jīng)濟(jì)的重要因素，當(dāng)消費(fèi)者和企業(yè)面臨較大宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性的時(shí)候，不利于合理預(yù)期的形成，干擾企業(yè)和消費(fèi)者做出合理的經(jīng)濟(jì)決策，從而加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。在利用計(jì)量模型測(cè)度宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性的方法中，GARCH模型的異方差是測(cè)度宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性理想的代理變量。我們使用GARCH（1，1）模型中異質(zhì)性誤差部分來(lái)測(cè)度宏觀經(jīng)濟(jì)的不確定性。

3、產(chǎn)業(yè)空心化

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，產(chǎn)業(yè)空心化不僅導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)資本外流，制造業(yè)向國(guó)外轉(zhuǎn)移，本國(guó)的出口相對(duì)下降，而且產(chǎn)業(yè)空心化會(huì)導(dǎo)致資本脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)，造成虛擬經(jīng)濟(jì)繁榮，阻礙經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)。與范小云和孫大超[22]用工業(yè)增加值占GDP的比重來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)空心化程度不同的是，我們采用1減去工業(yè)增加值占GDP比重來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)空心化程度。

4、其他控制變量

其他控制變量主要有：（1）金融開放水平。金融開放是影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要因素，Gavin and Hausmann[7]、張玉鵬和王茜[21]、張瑜和李書華[23]認(rèn)為金融開放程度的提高加劇了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。我們借鑒張金清等 [24]的方法，利用實(shí)際資本規(guī)模法測(cè)算金融開放水平。（2）居民消費(fèi)增長(zhǎng)率的變動(dòng)、政府消費(fèi)支出增長(zhǎng)率的變動(dòng)、資本形成增長(zhǎng)率的變動(dòng)、凈出口增長(zhǎng)率的變動(dòng)。消費(fèi)、投資、政府支出、凈出口需求的變化會(huì)影響到總需求變化，而總需求的變化會(huì)影響到社會(huì)總產(chǎn)出的波動(dòng)。（3）匯率的變動(dòng)。DeLoach and Rasche[15]、Kandil等[17]認(rèn)為匯率的變動(dòng)不僅會(huì)影響一個(gè)國(guó)家的出口，而且對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)有重大影響。（4）貨幣政策的變動(dòng)。貨幣政策是宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要手段，當(dāng)經(jīng)濟(jì)過(guò)熱時(shí)期，采取緊縮的貨幣政策來(lái)抑制社會(huì)總需求，進(jìn)而調(diào)節(jié)社會(huì)總產(chǎn)出。當(dāng)經(jīng)濟(jì)偏冷時(shí)期，采取擴(kuò)張的貨幣政策來(lái)刺激社會(huì)總需求，繼而抑制經(jīng)濟(jì)衰退。我們選擇M2占GDP比率的變化來(lái)控制其對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。

（二）模型設(shè)定

在理論分析的基礎(chǔ)之上，利用全球不同國(guó)家和地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，由于不同的國(guó)家和地區(qū)存在不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)，Nickell[25]認(rèn)為個(gè)體效應(yīng)是不可忽視的因素。在借鑒Nickell [25]模型的基礎(chǔ)上將不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響的線性回歸模型設(shè)定如下：

（4.1）

其中， 表示經(jīng)濟(jì)波動(dòng)， 表示不確定性， 表示產(chǎn)業(yè)空心化， 表示金融開放水平， 表示居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)率的變動(dòng)， 表示政府消費(fèi)支出增長(zhǎng)率的變動(dòng)， 表示資本形成增長(zhǎng)率的變動(dòng)， 表示凈出口增長(zhǎng)率的變動(dòng)， 表示匯率的變動(dòng)， 表示M2占GDP比率的變動(dòng)， 表示個(gè)體效應(yīng)， 表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

由于全球多個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)同時(shí)具有截面數(shù)據(jù)的特征和時(shí)間序列數(shù)據(jù)的特征，因而在回歸的過(guò)程中可能存在異方差和序列相關(guān)，這會(huì)導(dǎo)致系數(shù)的估計(jì)不夠精準(zhǔn)。Beck and Katz[26]利用可行的廣義最小二乘法將面板模型的異方差進(jìn)行修正，從而能夠得到一致性、無(wú)偏性的統(tǒng)計(jì)量。借鑒Beck and Katz [26]、Cameron and Trivedi [27]的方法將產(chǎn)業(yè)空心化、不確定性對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響的線性回歸模型設(shè)定如下：

（4.2）

（4.2）式中， 服從零均值同方差的分布。 為隨機(jī)干擾項(xiàng)， 為相關(guān)系數(shù)。其他變量同（4.1）式。

在許多國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，產(chǎn)業(yè)空心化與不確定性會(huì)出現(xiàn)同時(shí)并存的現(xiàn)象，產(chǎn)業(yè)空心化程度越高，實(shí)體經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)越薄弱，在面臨較大不確定性的時(shí)候，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)就會(huì)越劇烈。因此，我們將產(chǎn)業(yè)空心化與不確定性的交互影響納入到模型中，檢驗(yàn)其對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響：

（4.3）

其中， 為不確定性與產(chǎn)業(yè)空心化的交互項(xiàng)，其他變量同（4.1）、（4.2）式。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)主要來(lái)源于世界銀行集團(tuán)的（WDI）數(shù)據(jù)庫(kù)。我們對(duì)全球252個(gè)國(guó)家和地區(qū)1978年到2012年的數(shù)據(jù)，基于以下原則進(jìn)行篩選：○1在所有國(guó)家和地區(qū)中，對(duì)金融開放水平超過(guò)1的部分用1替代，對(duì)于小于0的部分用0替代；○2對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率、政府最終消費(fèi)支出增長(zhǎng)率、國(guó)內(nèi)資本形成增長(zhǎng)率超過(guò)100的部分用100替代，小于-100的用-100替代；○3貨幣M2占GDP比重超過(guò)500的用500替代；○4刪除所有變量的缺漏值。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，我們最終選取了104個(gè)國(guó)家和地區(qū)從1980年到2012年之間的非平衡面板數(shù)據(jù)。變量的計(jì)算方法與描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示：

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

變量名稱 變量代碼 計(jì)算方法 均值 觀測(cè)數(shù)

經(jīng)濟(jì)波動(dòng)

CF濾波 -0.0004 2408

不確定性

Garch異質(zhì)性方差 0.0059 2408

產(chǎn)業(yè)空心化

非制造業(yè)占GDP比重 0.8396 2408

金融開放水平

（金融部門開放+外商直接投資凈流入占比）/2 0.1580 2408

居民消費(fèi)增長(zhǎng)率的變動(dòng)

居民消費(fèi)增長(zhǎng)率的一階差分 0.0000 2408

政府消費(fèi)支出增長(zhǎng)率的變動(dòng)

支付最終消費(fèi)支出增長(zhǎng)率的一階差分 -0.0009 2408

資本形成增長(zhǎng)率的變動(dòng)

資本形成增長(zhǎng)率的一階差分 0.0011 2408

凈出口增長(zhǎng)率的變動(dòng)

凈出口增長(zhǎng)率的一階差分 -0.0795 2408

匯率的變動(dòng)

匯率對(duì)數(shù)的一階差分 0.0811 2408

貨幣政策的變動(dòng)

貨幣占比的一階差分 0.0117 2408

表1的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，全球經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的均值為-0.0004，意味著全球的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)程度相對(duì)較弱；產(chǎn)業(yè)空心化的程度的均值0.8396，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)空心化程度較高；不確定性程度的均值為0.0059，表明不確定性程度相對(duì)較高。

五、樣本統(tǒng)計(jì)與實(shí)證結(jié)果分析

理論分析表明不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化通過(guò)影響財(cái)富的變化進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，為了直觀的反映出不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系，我們對(duì)不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)所觀測(cè)到的樣本就每個(gè)年度求均值，并繪制不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系圖，具體結(jié)果見圖3和圖4：

圖3 不確定性與經(jīng)濟(jì)波動(dòng) 圖4 產(chǎn)業(yè)空心化與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)

通過(guò)圖3可發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)隨著不確定性的變化而變化，在不確定性較大的年份，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)也比較大，不確定性與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在同步性關(guān)系。通過(guò)圖4可看出產(chǎn)業(yè)空心化的變化會(huì)影響到經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的變化，在產(chǎn)業(yè)空心化程度較高的年份，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度較大?？偟膩?lái)看，圖3和圖4表明不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化的變化會(huì)影響到經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

由于不同的國(guó)家具有較大的差異，可能存在不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)，對(duì)于是否存在個(gè)體效應(yīng)，Hausman [28]提出相應(yīng)的檢驗(yàn)方法，因此，我們?cè)诠潭ㄐ?yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型回歸之后借鑒Hausman的檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，由于個(gè)別年度的一些突發(fā)意外事件會(huì)影響到經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，因此，我們?cè)诠潭ㄐ?yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中引入年度效應(yīng)并進(jìn)行回歸分析，具體結(jié)果見表2：

表2 不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)

解釋變量 被解釋變量

fe re fe_c re_c 1980-1990 1980-2000 1980-2010

0.611*** 0.530*** 0.616*** 0.532*** 0.641*** 0.638*** 0.617***

（60.490） （52.785） （61.115） （52.873） （34.407） （47.718） （59.772）

-0.040*** 0.019*** -0.051*** 0.020*** 0.009 -0.040** -0.048***

（-3.093） （3.306） （-3.830） （3.485） （0.232） （-2.099） （-3.465）

-0.020*** -0.014*** -0.021*** -0.013*** -0.015** -0.010** -0.020***

（-6.508） （-6.769） （-6.320） （-6.254） （-2.111） （-2.038） （-5.732）

0.033*** 0.042*** 0.032*** 0.041*** 0.048*** 0.040*** 0.032***

（8.865） （10.390） （8.722） （10.198） （6.232） （7.604） （8.493）

0.009*** 0.012*** 0.009*** 0.012*** 0.001 0.007* 0.009***

（3.425） （4.468） （3.430） （4.421） （0.139） （1.954） （3.376）

0.015*** 0.017*** 0.014*** 0.016*** 0.012*** 0.014*** 0.014***

（9.777） （10.555） （9.231） （9.932） （4.552） （7.045） （8.979）

-0.000 -0.000 -0.000 -0.000 -0.001 -0.001 -0.000

（-1.228） （-0.932） （-1.404） （-1.129） （-0.963） （-1.212） （-1.306）

0.006*** 0.006*** 0.005*** 0.004** -0.001 0.003 0.005***

（3.734） （3.638） （2.814） （2.571） （-0.425） （1.491） （2.743）

-0.018*** -0.031*** -0.017** -0.029*** 0.006 -0.008 -0.017**

（-2.737） （-4.455） （-2.493） （-4.123） （0.439） （-0.893） （-2.462）

年度效應(yīng) 否 否 控制 控制 控制 控制 控制

0.033*** -0.017*** 0.045*** -0.019*** -0.012 0.034** 0.041***

（2.995） （-3.584） （3.850） （-3.296） （-0.397） （2.099） （3.432）

N 2408 2408 2408 2408 673 1456 2293

R2 0.6983 0.6917 0.7149 0.7067 0.7650 0.7265 0.7169

Hausman 459.46 497.24

異方差 10045.61*** 8685.02*** 15929.50*** 3.3e+06*** 14358.81***

序列相關(guān) 10645.73*** 8378.99*** 1003.29*** 6119.79*** 8099.32***

F/wald 590.12 4199.16 138.42 4435.13 99.89 122.36 139.61

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括號(hào)內(nèi)為T值或Z值。

從表2的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，F(xiàn)值都在1%的水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這表明模型整體上關(guān)系顯著。未控制年度效應(yīng)Hausman值為459.46，在控制年度效應(yīng)后Hausman值為497.24，都在1%的水平下顯著地拒絕原假設(shè)表明模型存在個(gè)體效應(yīng)，所以應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。

由于面板數(shù)據(jù)同時(shí)具有截面數(shù)據(jù)特征和時(shí)間序列特征，固定效應(yīng)模型下的回歸可能存在異方差和序列相關(guān)的問(wèn)題。我們采用Baum [29]的方法來(lái)檢驗(yàn)異方差、借鑒Drukker [30]的方法來(lái)檢驗(yàn)序列自相關(guān)，固定效應(yīng)回歸模型中的異方差、序列相關(guān)的相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表2中固定效應(yīng)模型回歸中，未控制年度效應(yīng)估計(jì)的異方差檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值為10045.61，在1%的水平下顯著地拒絕不存在異方差的原假設(shè)，表明模型存在異方差問(wèn)題，序列相關(guān)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值為10645.73，在1%的水平下顯著地拒絕不存在序列相關(guān)的原假設(shè)，表明模型存在序列相關(guān)的問(wèn)題。在控制年度效應(yīng)后，固定效應(yīng)模型回歸中，異方差和序列相關(guān)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明模型的確存在異方差和序列相關(guān)問(wèn)題。Beck and Katz [26]、Cameron and Trivedi [27]使用的可行的廣義最小二乘法估計(jì)能夠克服固定效應(yīng)模型中隨機(jī)干擾項(xiàng)存在異方差和序列相關(guān)的問(wèn)題。因此，我們采用可行的廣義最小二乘法估計(jì)不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，具體估計(jì)結(jié)果如表3所示：

表3 不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的廣義最小二乘法估計(jì)

解釋變量 被解釋變量

1980-2012 1980-1990 1980-2000 1980-2010 1980-2012 1980-1990 1980-2000 1980-2010

0.784*** 0.729*** 0.789*** 0.789*** 0.428*** -0.027 0.302*** 0.445***

（94.590） （43.324） （74.213） （94.279） （4.785） （-0.159） （2.668） （4.880）

0.019*** 0.055*** 0.034*** 0.021*** 0.015** 0.047*** 0.030*** 0.018***

（2.808） （4.721） （3.753） （3.162） （2.302） （4.036） （3.440） （2.665）

0.402*** 0.881*** 0.570*** 0.388***

（3.835） （4.356） （4.245） （3.628）

-0.016*** -0.028*** -0.014*** -0.015*** -0.016*** -0.026*** -0.013*** -0.015***

（-6.995） （-5.793） （-4.630） （-6.472） （-7.003） （-5.380） （-4.537） （-6.489）

0.021*** 0.034*** 0.026*** 0.021*** 0.022*** 0.034*** 0.026*** 0.021***

（7.866） （5.907） （7.619） （7.640） （7.972） （5.821） （7.454） （7.738）

0.003** 0.003 0.003 0.003** 0.003** 0.003 0.003 0.003*

（2.138） （0.666） （1.219） （1.964） （2.072） （0.671） （1.273） （1.892）

0.007*** 0.008*** 0.007*** 0.007*** 0.007*** 0.009*** 0.007*** 0.007***

（7.679） （3.898） （6.170） （7.727） （8.185） （4.119） （6.339） （8.133）

-0.000* -0.001 -0.000 -0.000* -0.000* -0.001 -0.000 -0.000*

（-1.776） （-1.392） （-1.297） （-1.715） （-1.782） （-1.354） （-1.201） （-1.716）

0.004*** 0.006*** 0.005*** 0.004*** 0.004*** 0.005** 0.004*** 0.003***

（3.663） （3.138） （3.370） （3.562） （2.946） （2.368） （2.688） （2.876）

-0.011*** -0.008 -0.014** -0.011*** -0.013*** -0.009 -0.016*** -0.013***

（-2.959） （-0.872） （-2.401） （-2.872） （-3.314） （-0.880） （-2.746） （-3.218）

年度效應(yīng) 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制

-0.017*** -0.044*** -0.023*** -0.015** -0.014** -0.037*** -0.020*** -0.011*

（-2.915） （-4.503） （-3.040） （-2.442） （-2.410） （-3.766） （-2.714） （-1.930）

N 2408 670 1453 2292 2408 670 1453 2292

Panels hetero hetero hetero hetero hetero hetero hetero hetero

Correlation AR（1） AR（1） AR（1） AR（1） AR（1） AR（1） AR（1） AR（1）

Wald 13773.50 2854.44 8667.64 13678.41 12792.51 2754.590 8488.244 12698.78

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括號(hào)內(nèi)為T值或Z值。

從表3的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，Wald值都在1%的水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這表明模型整體上關(guān)系顯著。在控制年度效應(yīng)后，1980-2012年之間的回歸中，金融開放水平（ ）的系數(shù)為-0.016且在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明金融開放水平的提高能夠顯著地減輕一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；居民消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)（ ）的系數(shù)為0.021且在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明居民消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)有顯著影響；政府消費(fèi)支出增長(zhǎng)率變動(dòng)（ ）的系數(shù)為0.003，在5%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表示政府消費(fèi)支出增長(zhǎng)對(duì)調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的作用比較微弱；資本形成增長(zhǎng)率變動(dòng)（ ）的系數(shù)為0.007且在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，顯然資本形成增長(zhǎng)率的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響較大；凈出口增長(zhǎng)率變動(dòng)（ ）的系數(shù)為0.000，在10%的水平下顯著，表明凈出口的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響非常??；匯率變動(dòng)（ ）的系數(shù)為0.004且在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明匯率變動(dòng)大可以加劇一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；貨幣政策變動(dòng)（ ）的系數(shù)為-0.011且在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表示貨幣政策在調(diào)節(jié)減緩經(jīng)濟(jì)波動(dòng)方面具有重要作用。

控制其他變量的影響之后，在1980-2012年之間的回歸中，不確定性（ ）的系數(shù)為0.784，仍然在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明不確定性每增大一個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)就會(huì)增加0.784個(gè)百分點(diǎn)；另一個(gè)核心解釋變量產(chǎn)業(yè)空心化（ ）的系數(shù)為0.019，且在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明產(chǎn)業(yè)空心化程度每提高一個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)會(huì)增加0.019個(gè)百分點(diǎn)。不同時(shí)區(qū)下，估計(jì)結(jié)果呈現(xiàn)出穩(wěn)健性特征。因而，不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化程度的提高會(huì)顯著地加劇一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，一些國(guó)家產(chǎn)業(yè)空心化程度比較高，實(shí)體經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)比較薄弱，經(jīng)濟(jì)抗風(fēng)險(xiǎn)能力比較弱，當(dāng)面臨較大不確定性的時(shí)候，就會(huì)出現(xiàn)劇烈的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。而產(chǎn)業(yè)空心化程度比較低且面臨不確定性程度較小的時(shí)候，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)就會(huì)越平緩。接下來(lái)我們就不確定性與產(chǎn)業(yè)空心化的交互作用對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響進(jìn)行估計(jì)，具體結(jié)果見表3。

從表3的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在1980-2012年之間回歸中，不確定性與產(chǎn)業(yè)空心化交互作用項(xiàng)（ ）的系數(shù)為0.450，仍在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，不同時(shí)區(qū)下的估計(jì)結(jié)果呈現(xiàn)出穩(wěn)健性的特征，表明一個(gè)國(guó)家產(chǎn)業(yè)空心化程度較高的同時(shí)不確定性程度的上升會(huì)顯著地加劇一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，究其緣由，當(dāng)產(chǎn)業(yè)空心化程度較高的時(shí)候，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)就越薄弱，經(jīng)濟(jì)體系抗風(fēng)險(xiǎn)能力就越脆弱，當(dāng)面臨較大的不確定性沖擊之時(shí)，就會(huì)出現(xiàn)劇烈的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

對(duì)于不同收入水平下不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是否有影響以及影響是否存在差異，需要分不同收入水平國(guó)家進(jìn)行估計(jì)，我們?nèi)詫⒁匀司鵊DP小于1000美元?jiǎng)澐譃榈褪杖雵?guó)家、大于等于1000美元且小于10000美元?jiǎng)澐譃橹械仁杖雵?guó)家、大于等于10000美元與大于等于20000美元?jiǎng)澐譃楦呤杖雵?guó)家進(jìn)行分組統(tǒng)計(jì)，并分別進(jìn)行回歸，具體結(jié)果見表4：

表4 不同收入水平下的估計(jì)

解釋變量 被解釋變量

0-1000 1000-10000 >10000 >20000 0-1000 1000-10000 >10000 >20000

0.808*** 0.689*** 0.659*** 0.652*** 0.812*** 0.708*** 0.572*** 0.536***

（62.247） （50.627） （31.287） （22.571） （64.922） （53.048） （25.845） （17.726）

0.043*** 0.007 0.025** 0.023* 0.068*** 0.009 0.014 0.001

（3.307） （0.787） （2.011） （1.917） （5.137） （1.030） （1.443） （0.060）

-0.016*** -0.015*** -0.004 -0.000 -0.004 -0.017*** -0.010*** -0.004

（-3.697） （-6.531） （-0.984） （-0.048） （-0.927） （-7.047） （-2.608） （-1.056）

0.021*** 0.034*** 0.040*** 0.042** 0.018*** 0.031*** 0.041*** 0.042**

（5.125） （6.846） （3.915） （2.236） （4.942） （6.706） （4.073） （2.388）

0.003 0.002 0.008 0.015 0.003 0.005 0.013* 0.035**

（1.336） （0.501） （1.136） （1.086） （1.471） （1.430） （1.892） （2.541）

0.006*** 0.012*** 0.013*** 0.014*** 0.005*** 0.009*** 0.012*** 0.014***

（4.138） （7.690） （5.255） （3.461） （3.827） （6.198） （4.403） （3.201）

-0.001 -0.000 0.000 0.000 -0.001 -0.001** 0.000 0.000

（-1.427） （-1.165） （0.646） （0.933） （-1.486） （-2.006） （0.520） （0.385）

0.007*** 0.008*** 0.003 0.003 0.005*** 0.006*** -0.001 0.008

（3.717） （4.502） （0.617） （0.486） （2.899） （3.608） （-0.202） （1.144）

-0.037*** -0.017*** -0.015*** -0.016*** -0.040*** -0.013** -0.010** -0.013***

（-2.944） （-2.594） （-2.866） （-2.648） （-2.979） （-2.078） （-2.354） （-2.711）

年度效應(yīng) 否 否 否 否 控制 控制 控制 控制

-0.043*** -0.009 -0.017* -0.015 -0.080*** -0.008 -0.011 0.004

（-3.806） （-1.158） （-1.655） （-1.478） （-6.548） （-0.996） （-1.262） （0.350）

N 831.000 1136.000 439.000 264.000 831.000 1136.000 439.000 264.000

Panels hetero hetero hetero hetero hetero hetero hetero hetero

Correlation AR（1） AR（1） AR（1） AR（1） AR（1） AR（1） AR（1） AR（1）

Wald 5117.29 4149.92 1907.52 1030.93 5852.29 16109.08 2553.98 1669.73

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括號(hào)內(nèi)為T或Z值。

從表4的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，Wald值都在1%的水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這表明模型整體上關(guān)系顯著。具體來(lái)看，控制年度效應(yīng)后，在低收入國(guó)家分組的回歸中，不確定性系數(shù)為0.812在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；產(chǎn)業(yè)空心化系數(shù)為0.068且在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明低收入國(guó)家不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化程度的提高會(huì)加劇該國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。在中等收入國(guó)家的回歸中，不確定性系數(shù)為0.708在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明中等收入國(guó)家不確定性的增大會(huì)加劇該國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；產(chǎn)業(yè)空心化的系數(shù)為正但不顯著，表明中等收入國(guó)家產(chǎn)業(yè)空心化程度的提高對(duì)該國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)沒有顯著地影響。在高收入國(guó)家分組的回歸中，不確定性系數(shù)分別為0.572、0.536且在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明高收入國(guó)家不確定性的增大顯著地加劇該國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；產(chǎn)業(yè)空心化的系數(shù)都為正但并不顯著，表明高收入國(guó)家產(chǎn)業(yè)空心化程度的提高對(duì)該國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響微弱。

進(jìn)一步來(lái)看，在控制年度效應(yīng)后，不同收入水平國(guó)家的不確定性程度同時(shí)增加1%，低收入國(guó)家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)程度會(huì)增大0.812%、中等收入國(guó)家會(huì)增大0.708%、高收入國(guó)家會(huì)增大0.572%，表明低收入國(guó)家不確定性程度的增大對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的加劇作用高于中等收入國(guó)家；中等收入國(guó)家不確定性程度的增大對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的加劇作用高于高收入國(guó)家；意味著低收入國(guó)家在抗風(fēng)險(xiǎn)能力方面比較脆弱，而高收入國(guó)家抗風(fēng)險(xiǎn)能力相對(duì)較強(qiáng)。相對(duì)于中等收入國(guó)家和高收入國(guó)家而言，低收入國(guó)家產(chǎn)業(yè)空心化程度的提高會(huì)顯著地加劇該國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

六、結(jié)論與建議

經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是各國(guó)政府都不可忽視的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，當(dāng)今世界各個(gè)國(guó)家都努力探索出緩解經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的政策措施。理論和經(jīng)驗(yàn)分析表明：不確定性、產(chǎn)業(yè)空心化程度的變化影響到財(cái)富的變化，財(cái)富的變化會(huì)影響投資的變化，進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；不確定性程度越高、產(chǎn)業(yè)空心化程度越高，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)就會(huì)越劇烈。進(jìn)一步來(lái)看，在產(chǎn)業(yè)空心化與不確定性的交互作用下，產(chǎn)業(yè)空心化程度的提高伴隨不確定性程度的上升，會(huì)顯著地加劇一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。低收入國(guó)家不確定性程度的增大對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的加劇作用高于中等收入國(guó)家；中等收入國(guó)家不確定性程度的增大對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的加劇作用高于高收入國(guó)家。與中高收入國(guó)家相比，低收入國(guó)家產(chǎn)業(yè)空心化程度的提高會(huì)顯著地加劇該國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

因此，要有效的減輕一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，降低產(chǎn)業(yè)空心化程度和不確定性程度是至關(guān)重要的措施。降低產(chǎn)業(yè)空心化程度，要大力發(fā)展實(shí)體經(jīng)濟(jì)，增加對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的金融支持，降低實(shí)體經(jīng)濟(jì)的融資成本，提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效益，增強(qiáng)一個(gè)國(guó)家的工業(yè)制造能力；降低經(jīng)濟(jì)體系不確定性的風(fēng)險(xiǎn)，要穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)期，綜合采用財(cái)政政策和貨幣政策，科學(xué)地對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行調(diào)控，減少人為因素給經(jīng)濟(jì)體系帶來(lái)的不確定性沖擊。

除此之外，要減輕一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，還需要采取以下幾個(gè)方面的措施：○1進(jìn)一步提高金融開放水平，加強(qiáng)對(duì)國(guó)際資本流動(dòng)的監(jiān)管；○2要加大貨幣政策調(diào)控力度和穩(wěn)定匯率；○3要促進(jìn)消費(fèi)、投資、政府支出和凈出口的平穩(wěn)增長(zhǎng)，努力促使消費(fèi)、投資、政府支出和凈出口的平穩(wěn)增長(zhǎng)，避免由于這四個(gè)方面的急劇變化而引起的經(jīng)濟(jì)劇烈波動(dòng)。

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Uncertainty、Industrial Hollowing Out and Economic Fluctuation

（College of Economics and Ttrade， Hunan University， Changsha，410006）

Abstract： On the base of model of Aghion et al.（2004）， we introduce the uncertainty and the industrial hollowing out into a model of macroeconomic fluctuations， analyzes its influence on economic fluctuation， and using the global 104 countries between 1980 and 2012 years data for empirical test， the conclusion shows that the change of the degree of uncertainty and industrial hollowing out will affect the change of wealth， wealth changes will affect the change of investment， which influence on economic fluctuation； The higher level of uncertainty and industrial hollowing out， the more severe economic fluctuation； Every one percent increase of uncertainty degree， economic fluctuation will increase 0.784%， the degree of industrial hollowing out increased every one of percent， economic fluctuations will be increased by 0.019%. Further， under the interaction of uncertainty and industrial hollowing out， the rising degree of industrial hollowing out along with increasing the degree of uncertainty can significantly aggravate a country's economic fluctuations. Increasing the degree of uncertainty have an biggest effect on economic fluctuations in low-income countries， Increasing the degree of uncertainty have an smallest effect on economic fluctuations in high-income countries. Compared with the middle-income and high-income countries， low-income countries increase the degree of industrial hollowing out will significantly aggravate the country's economic fluctuations.

Key words： Economic Fluctuation； Uncertainty； Industrial Hollowing Out； Wealth Fluctuation； Different Level of Income