王維國，王 蕊

(東北財經大學 經濟學院，遼寧 大連 116025)

內容提要：經濟不確定性的測度是一個復雜而困難的過程，本文首次應用因子增廣向量自回歸(FAVAR-SV)模型，采用158個宏觀指標合成宏觀經濟不確定性指數；并利用擴展的C-D生產函數，采用29個省市、自治區(qū)面板數據，基于內生經濟增長視角，將不確定性指數與科技進步納入模型，考察經濟不確定性對經濟增長的影響。研究表明，宏觀經濟不確定性指數是反經濟周期變量、測度結果穩(wěn)定、能夠迅速識別發(fā)生概率小于10%的“黑天鵝”事件，并與實際經濟活動相符；經濟不確定性指數對經濟增長具有抑制作用，其滯后項的影響明顯減弱，這源于政府相關政策的實施。單一類別指標股票不確定性會縮小宏觀經濟不確定性的實際影響，因此，利用豐富數據環(huán)境測度不確定性具有一定的優(yōu)勢。

經濟不確定性與風險影響人們心理、考驗企業(yè)或國家應對突發(fā)事件的能力甚至是整體經濟結構的合理化調整。自從2008年金融危機以來，歐元危機、難民危機以及各國的政治大選、英國脫歐等不確定性事件的發(fā)生，都會如同“蝴蝶效應”一般在世界范圍內蔓延開來，波及我國的經濟運行和發(fā)展。近期國際貿易保護主義升溫，特別是美國不惜通過加增關稅等措施限制產品的進口，導致全球的貿易摩擦升級。這與全球的各類潛在風險疊加共振，大大增加了全球經濟的不確定性。全球經濟復蘇乏力加大了中國保持中高速發(fā)展的壓力，也給經濟增長帶來了不確定性。奈特[1]認為風險是有概率分布的,然而經濟的不確定性沒有具體概率分布，是無法預知的事件。經濟不確定性的測度是一個復雜而困難的過程，同時也是國內外學者們研究的前沿問題。本文嘗試從經濟不確定性的測度入手，探討經濟不確定性對于經濟增長的影響機制，為我國經濟不確定性測度提供理論參考，同時為政府提供相關理論依據和建議。

一、研究綜述

相對國內外來看，經濟不確定性測度發(fā)展歷程基本相同，都是初期粗略的由單一代理變量波動代替，多為事后標準差、極差、移動平均標準差。隨著對經濟不確定性認識的不斷深化，不確定性定義為人們不可預測部分的波動，即剔除可預測部分的波動。因此，縱觀發(fā)展歷程不確定性測度可分為兩大類。第一類是基于具體變量或指標的波動，有以下四種情況：(1)基于金融指標作為經濟不確定性的代理變量。Bloom(2009)[2]指出股票市場的波動與生產和需求的不確定性高度相關。Caggiano(2014)[3]采用(VIX)作為不確定性的指標檢驗了不確定性和失業(yè)率的影響，發(fā)現不確定性與相關經濟變量高度相關。(2)基于專業(yè)預測者歧見的測度方法。Zarnowitz (1987)[4]首先提出這種測度方法，將不確定性定義為“對于同一目標的點預測結果，不同專業(yè)預測者看法的分歧程度?！焙髞?，Lahir(2010)[5]，Bachmann(2013)[6]均采用此方法測度不確定性。然而Bomberger(1966)[7]、Harvey(2003)[8]認為其不具備相關的理論基礎，以及實證檢驗的弱相關性受到了質疑。(3)基于新聞關鍵詞的測度方法。此方法首先定義一些與“不確定性”相關的聯系緊密詞匯。然后從報紙、網站、新聞中對詞匯進行搜索關鍵詞統(tǒng)計其頻率。這個頻率就代表了不確定性的程度。李鳳羽和楊墨竹(2015)[9]、Alexopoulos(2016)[10]、 Bontempi(2016)[11]均采用關鍵詞的測度方法測度不確定性。(4)基于調查的方法。Leduc(2016)[12]通過密歇根調查構建一種經濟不確定性指數。國內朱信凱(2005)[13]、黃福廣(2009)[14]同樣采用問卷調查的方法衡量不確定性大小。第一類測度方法存在本質上的缺陷，僅僅是特定變量的波動水平，在代理變量有很好預期的情況下，其方差不能體現不確定性。例如股票市場可能在經濟基本面不變的情況下，由于杠桿率的改變而大幅度的波動，因此特定變量波動所衡量的不確定性并不一定等同“經濟的不確定性”。所以提出第二類測度方法是剔除可預期部分，即考察不可預測部分的波動，具有代表性的有Jurado(2015)[15]、Scotti(2016)[16]、Orlik(2014)[17]、Baker and Bloom(2013)[18]認為經濟的不確定性來源并非由于經濟波動，而是來源于經濟的不可預測程度。Anna Orlik和Laura Veldkamp(2014)[17]指出GARCH模型、SV隨機波動模型、預測偏差以及期權價格波動，這幾種方法均剔除了經濟體的可預測部分，但測度指標的選取上多數比較單一。綜上所述，本文采取經濟不確定性定義為人們無法準確觀測、分析和預見的變化，即經濟預期值與實際值的偏離。經濟不確定性合成指標是在剔除了全部可預測信息之后的經濟序列的標準差。這種定義也是目前國內外學者的主流認知。

經濟不確定性對經濟增長影響研究方面，國內多數學者研究了經濟政策不確定性的經濟效應，經濟政策不確定性指數多數由斯坦福大學和芝加哥大學聯合發(fā)布的月度中國經濟政策不確定指數來衡量。李鳳羽和楊墨竹(2015)[9]研究了經濟政策不確定性對企業(yè)投資的影響。另外，其他單一經濟指標或少數類別指標的不確定性研究也比較深入，劉金全(2013)[19]檢驗我國貨幣增長不確定性與經濟增長之間的關系。然而，鮮有學者從宏觀經濟不確定性的角度出發(fā)，利用豐富的宏觀數據環(huán)境考察其測度及其對經濟增長的效應研究，主要原因可能在于經濟不確定性測度過程的困難性。本文的創(chuàng)新工作是借鑒Ludvigson and Ng(2014)[20]、Jurado K et al.(2015)[15]國際前沿的經濟不確定性測度方法，依據本國國情并對參數檢驗方法進行了改進，在科學定義經濟不確定性的前提下，首次利用我國豐富數據環(huán)境合成宏觀經濟不確定性指數，規(guī)避已有研究采用單一代理變量或單一類別指標作為經濟不確定性代理變量時出現頻繁波動的情況，有效識別發(fā)生概率小于等于10%的“黑天鵝”事件。并進一步采用擴展的C-D生產函數，考察宏觀經濟不確定性對經濟增長的影響，驗證經濟不確定性測度結果的有效性。

二、計量模型

(一)經濟不確定性測度框架

借鑒Ludvigson and Ng(2014)[20]、Jurado K et al.(2015)[15]測度方法，設定Xt=(X1t,…,XNt)表示可采用變量，Xt已經轉化為平穩(wěn)序列(取對數、差分)，Xt矩陣存在近似的因子結構形式：

(1)

(2)

(3)

在t時刻預測的誤差方差為：

時變的均方誤一般源于實際活動中Yjt和預測器Zt受到沖擊而產生的時變方差。當h=1時，

(4)

當h>1,Yjt+1的預測誤差方差通過迭代可以依據下式得到：

(5)

當h→時，Уjt的預測是無條件均值，Уjt的預測方差是無條件方差，這表明當h變大時將沒什么變化。

(6)

我們將用隨機波動體現預測器Z和Yj對h期的不確定性，隨機波動允許一個沖擊的后一時刻獨立于Yj的驅動，這與一些理論文獻認為不確定性沖擊獨立地影響實際活動是一致的。例如GARCH模型就沒有這個特點，沖擊與Yj不獨立。首先考慮因子Ft,假定每一個因子是序列相關的，可以很好的用AR(1)自回歸模型表示：

該SV模型允許一個沖擊的后一時刻獨立于前一時刻，這與不確定性理論模型相一致，模型可以表示為：

(7)

(二)擴展的C-D函數構建

在眾多生產函數中，C-D(柯布道格拉斯)生產函數不僅能夠反映邊際產量遞減、邊際替代遞減、規(guī)模報酬不變等一些重要的經濟特征，城邦文(2001)[21]還證實了C-D生產函數是唯一能使均方估計誤差達到最小的生產函數，而其他生產函數如CES生產函數和超越對數生產函數等都不具備這樣的性質。1982年美國經濟學家、數學家Charles W.Cobo和Paul Howard Douglas在前任的成果上認為產出主要有資本和勞動力的投入決定的。因此，提出以下假設：(1)要素可以相互替代；(2)要素邊際產出大于零；(3)要素邊際產出遞減；(4)非負性。進一步C-D生產函數可以簡化為：

Y=AKαLβ

(8)

其中，A為技術不變常數,K是資本投入,L為勞動力投入,α、β分別表示資本與勞動力要素的彈性系數。

隨著經濟的發(fā)展，傳統(tǒng)C-D函數逐漸表現出種種不足。首先，當今社會知識與科技的發(fā)展日新月異，傳統(tǒng)C-D生產函數把技術視為常數，忽略技術進步的時變性則難以體現當今經濟發(fā)展的形勢。其次，資本投入、科技進步、勞動力的投入均為產出提供生產動力，然而忽略了經濟不確定性對于產出的影響。綜上，本文將經濟不確定性指數與科技進步一并納入模型，即：

Y=AKαLβSγUNCη

(9)

其中，S是技術進步，UNC為宏觀經濟不確定性指數，γ、η分別為技術進步與經濟不確定性的彈性系數。進一步等式兩邊取對數有

Ln(Yit)=Λ+αLn(Kit)+βLn(Lit)+γLn(Sit)+ηLn(UNCit)+εit

(10)

綜合考慮樣本期區(qū)間長度與指標頻度的一致性，采用29個省市、自治區(qū)的面板數據對擴展的C-D函數進行回歸分析。進一步考察宏觀經濟不確定性對經濟增長的影響。

(三)數據說明與處理方式

表1 采用指標及處理方式

數據來源：Wind數據庫、中經網；應用軟件：Matlab、R3.4.1 、Eviews9.0。

對于擴展的C-D(柯布道格拉斯)生產函數的四個變量產出、資本投入、勞動力投入和科技進步，借鑒吳海民(2006)[23]、劉遵義(1997)[24]代理變量的選取方法，分別采用支出法國內生產總值、固定資本存量、就業(yè)人員和科技存量作為代理變量。樣本區(qū)間是2006-2016年的29個省市、自治區(qū)的面板數據(重慶并入四川計算，由于數據不全不包含西藏)。原始數據來源于《中經網》和《統(tǒng)計年鑒》。

支出法國內生產總值，它反映了本期生產的國內生產總值的使用和構成。以2006年為基期，采用省際GDP指數對名義值進行平減得到實際值。

固定資本存量，目前統(tǒng)計年鑒和數據庫均無相關數據。本文采用永續(xù)盤存法來計算固定資本存量。即Kt=Kt-1(1-δt)+It，其中δ為折舊率，It是當年固定資本投資額，Kt-1為上一年資本存量。對于基年2006年資本存量的選取參考單豪杰(2008)[25]在《中國資本存量再估算》一文中測算出的2006年各省(地區(qū))資本存量，依據永續(xù)存盤法進一步核算出2006-2016年各省資本存量。

勞動投入量以各省市、自治區(qū)的年末就業(yè)人數作為代理變量。其中包括城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數、私營企業(yè)就業(yè)人數以及個體勞動者。代理指標可以反映地區(qū)一定時間內人力資源的實際利用情況。

技術進步的有效測度是個難題，其包括生產要素質量的改進、知識科研能力的提升，資源配置的合理利用等等。依據數據的可獲得性，以各省市、自治區(qū)專利授權數作為代理變量。技術進步同樣以存量的形式存在，參考吳海民(2006)[23]采用的方法，技術進步存量為每年授權專利數量減去每年10%的“折舊”累加所得。基年的科技存量，采用當年授權專利數量除以10%來確定。

經濟不確定性指數有效測度了我國宏觀經濟的不確定性。借鑒李鳳羽和楊墨竹(2015)[9]假定各省在同一時期面臨的宏觀經濟不確定性相同。依據以上數據處理方式，最終得到產量、資本存量、勞動力投入和科技進步的基期數據，如表2所示。

表2 我國各省(地區(qū))基期2006年投入產出數據

注：資本投入與科技進步均為存量，計算方法借鑒永續(xù)盤存法。

三、實證分析

(一)經濟不確定性測度結果分析

應用Matlab、R3.4.1軟件，通過FAVAR-SV模型得到我國宏觀經濟不確定性指數，并通過迭代得到向前h=1,2…，12期的預測值，為了觀察方便，將指數進行標準化處理，提取h=1,3,12期的不確定性指數進行對比，具體如圖1所示。水平線是1.65倍的標準差①，三條指數曲線波動基本一致，說明測度方法穩(wěn)定；其次，測度結果來源于豐富的數據環(huán)境，因此規(guī)避了單一變量或者少數類別變量測度不確定性指數時出現頻繁波動的情況，更有利于快速識別發(fā)生概率小于10%的危機時期。再次，測度結果展示了兩個高于1.65倍標準差的波動區(qū)間，分別都是2008年8月至2009年4月和2015年4月至2015年6月。

實際上2008年9月，國際金融危機全面爆發(fā)后，中國經濟增速快速回落，出口出現負增長，失業(yè)率上升，人們越來越沒有安全感并對經濟失去信心，經濟面臨硬著陸的風險。為了應對這種局面，中國政府于2008年11月推出了進一步擴大內需、促進經濟平穩(wěn)增長的十項措施，到2010年底約需投資4萬億。政策實施之后，2009年10月27日，國家發(fā)展改革有關負責人在回答記者提問時表示，4萬億投資計劃項目建設進展順利，中央投資的引導和帶動作用持續(xù)顯現，取得了明顯成效。如圖1所示，在2007年8月宏觀經濟不確定指數逐漸上升，在2008年8月超過1.65倍標準差。國家投資計劃實施之后，2009年1月宏觀經濟不確定性指數到達峰值后下滑。到2009年10月，不確定性指數1月、3月、12月預測均已經下降在均值附近，國家政策實施后取得了明顯成效。

圖1 h=1,h=3,h=12宏觀經濟不確定性指數

圖2 h=1,h=3,h=12股票不確定性指數

2015年是中國經濟運行相對困難的一年，地方財政債務、房地產危機、國際貿易方面歐盟對華所有產品普惠制結束等加重了我國經濟壓力，2015年的股災將波動推向了高潮。經濟不確定性指數接近于完美地描述了股災波動的全過程。2015年4月20日，中國A股出現里程碑式的巨量成交，兩市合計成交達到18025億。當時滬市單邊成交超萬億后爆表，交易所只得更新停滯。2015年6月15日，上證指數最高觸及5178.19點后，隨即掉頭向下，并引發(fā)融資崩盤。千股跌停，反復出現。按照學術界對市場危機下跌幅度的定義，它在十個交易日的跌幅超過20%，而且是連續(xù)兩次，這兩次下跌超過20%的交易日相距非常近，可以斷定為爆發(fā)了市場危機。隨著股市在6月中旬開始持續(xù)暴跌，央行、證監(jiān)會、銀監(jiān)會、保監(jiān)會合力救市。如圖1所示，不確定性指數在2015年年初開始上升，在2015年4月達到峰值，在2015年7月之后，不確定性指數低于1.65倍標準差后下降。 2015年底到2016年初中央財經領導小組召開了第十一次會議和第十二次會議，分別研究了經濟結構性改革和城市工作以及供給側改革方案，宏觀經濟不確定性指數在2015年11月到2016年1月左右回降到均值附近。進一步采用相同的測度方法得到股票不確定性指數，如圖2所示，股票不確定性指數高于1.65倍標準差的波動區(qū)間與宏觀經濟不確定性的波動區(qū)間大致相同，但明顯穩(wěn)定性偏低，出現頻繁波動的情況。

(二)擴展的C-D生產函數回歸結果分析

T

對于面板模型的選擇進行F檢驗與豪斯曼檢驗，檢驗結果顯示F檢驗的P值為0并且豪斯曼檢驗的P值也為0，因此拒絕 “混合回歸是可以接受的”和“隨機效應模型是可以接受的” 原假設，即檢驗結果認為使用固定效應模型要優(yōu)于混合模型和隨機效應模型。參數估計結果如表3所示，其中UNC代表經濟不確定性指數，SUNC代表單一類別變量股票的不確定性指數。結果表明，四個模型的F值和t值均顯著，R2和調整的R2均達到0.99左右，資本投入要素、勞動力投入和科技進步的系數符號與經濟理論相符，模型的說明能力很好。

由表3可知，在四個回歸結果中，資本要素、勞動力要素和科技進步要素的參數符號均為正，與經濟理論相符，且在1%的顯著水平下顯著；引入經濟不確定性指數，系數為-0.118，且在1%的顯著水平下顯著，說明UNC對產出有負向影響，即抑制了當期的經濟增長，并且模型2的α+β+δ值小于模型1的α+β+δ值，對于生產要素的投入也產生了消極影響；引入經濟不確定性指數滯后項，可以看到不確定性對產出帶來的抑制作用減弱，并且投資要素彈性β有所提升，可能是由于國家政策的實施，例如，在2008年我國受到國際金融危機沖擊后在2009年末提出4萬億投資計劃政策，有效的緩解了負向沖擊，取得了明顯成效；模型4引入股票不確定性，系數為-0.047，且在1%的顯著水平下顯著，其絕對值明顯小于模型2中的宏觀經濟不確定性系數絕對值，這表明單一變量或少數類別變量的不確定性作為宏觀經濟不確定性代理變量時，不能夠全面地體現經濟不確定性影響，在某段時期很有可能縮小了實際不確定性的負向影響，使得人們在生產生活中降低對經濟不確定性的警覺性，從而造成經濟損失。

表3 宏觀經濟不確定性與經濟增長關系參數估計

注：使用軟件stata12.0，參數估計均在1%顯著水平上顯著。

結合四個模型的觀察來看，α+β+δ值均小于1，存在規(guī)模報酬遞減現象。在經濟理論上是因為國家或廠商生產規(guī)模過大，生產的各個方面不能得到有效協(xié)調和配置，從而減低了生產效率。具體可以表現為國家或廠商內部合理分工的破壞，生產有效運行的障礙等等。西方經濟學家指出，一般來說當國家或企業(yè)在最初的創(chuàng)業(yè)階段快速增長時，處在規(guī)模報酬遞增階段；在追逐利益的驅動下，品嘗到生產規(guī)模擴張的好處后會繼續(xù)擴大再生產規(guī)模，此時收益慢慢進入規(guī)模報酬不變；如若再過分繼續(xù)擴大產業(yè)規(guī)模，就可能進入規(guī)模報酬遞減階段。然而進入規(guī)模報酬遞減階段不見得是件壞事，隨著通訊方式和互聯網商業(yè)發(fā)展，國家相關應對政策的實施，能夠有效解決傳統(tǒng)產業(yè)由于規(guī)模過大導致的配置不協(xié)調等問題，從而產業(yè)可以繼續(xù)擴大規(guī)模而不會進入規(guī)模報酬遞減階段，經濟從而進入良性增長。這與實際經濟情況相符，在2008年國際金融危機之后，我國經濟進入經濟新常態(tài)，同時存在產能過剩、供給與需求失衡等問題。政府積極應對，從2015年11月到2016年初中央財經領導小組召開第十一次會議和第十二次會議，分別研究了經濟結構性改革和城市工作以及供給側改革方案。調整經濟結構，實現最優(yōu)配置，中國經濟進入結構調整與動力轉換期，進一步實現推動高質量經濟發(fā)展，這將是今后一段時期確定發(fā)展思路、制定經濟政策、實施宏觀調控的根本要求。

四、結論與建議

本文首次利用豐富的數據環(huán)境選取158個宏觀經濟指標，應用FAVAR-SV(因子增廣向量自回歸-隨機波動)模型，測度了宏觀經濟不確定性，并進行了1-12期的預測，各期預測指數波動情況基本一致，說明了測度方法的穩(wěn)定性；兩個高于1.65倍標準差的波動區(qū)間，很好地解釋說明了2008年國際金融危機對我國經濟的沖擊和2015年我國經濟運行比較困難的一年；測度結果規(guī)避了已有研究因采用單一變量或單一類別變量波動作為經濟不確定性代理變量時所出現的頻繁波動問題，并且測度結果能夠快速有效識別發(fā)生概率小于等于10%的突發(fā)事件；經濟不確定性指數帶入擴展的C-D生產函數，基于29個省市、自治區(qū)的面板數據，進行四次回歸，分別說明了宏觀經濟不確定性對經濟增長具有抑制作用，也就是說當不確定性指數升高時，經濟不確定性對經濟增長的抑制作用會增強。在不確定性事件發(fā)生后，政府或企業(yè)積極采取應對政策和措施，來緩解由于經濟不確定性帶來的負向影響，因此不確定性滯后期的負向影響有所減弱，同時可以看到資本投入的彈性在相應的增強，事實上國家會通過鼓勵投資的政策來緩解經濟不確定性的沖擊。當宏觀經濟不確定性由股票不確定性來替代時，回歸結果縮小了宏觀經濟不確定性給經濟增長帶來的實際影響。因此，采用單一變量或少數類別變量的波動來替代宏觀經濟不確定性指數仍是不夠全面的，具有一定的片面性。

近年來我國的國際地位在逐步提升，經濟開放程度不斷提高，國內經濟正處在調結構、穩(wěn)增長的重要時期，與此同時面臨來至國內外的不確定性也不斷增加。綜上所述提出以下幾點建議，首先，為實證研究提供優(yōu)質的大數據環(huán)境，從數據的頻度、涵蓋范圍等多方面細化經濟數據。其次，發(fā)展企業(yè)關鍵核心技術、加快培育發(fā)展戰(zhàn)略性新興產業(yè)，實現產業(yè)升級。再次，加快淘汰落后產能，深化產業(yè)結構調整，實現產業(yè)內部資源的有效配置，加快高質經濟發(fā)展，提升我國經濟綜合競爭力，有效緩解不確定性沖擊帶來的負向影響。未來研究方向，從行業(yè)、供求關系等方面多維度地考察經濟不確定性測度以及其經濟效應，為豐富我國經濟不確定性理論提供參考，并為經濟穩(wěn)定增長提供合理化建議。