劉 漢 王李俊 劉金全

一、引言

習近平總書記在2020 年黨的十九屆五中全會第二次全體會議上發(fā)表的重要講話《新發(fā)展階段貫徹新發(fā)展理念必然要求構(gòu)建新發(fā)展格局》指出:“當前，我國經(jīng)濟面臨周期性因素和結(jié)構(gòu)性因素疊加、短期問題和長期問題交織、外部沖擊和新冠肺炎疫情沖擊碰頭等多重影響，可以說困難前所未有?！?多重因素沖擊下，我國經(jīng)濟增速進一步放緩，2020 年第一季度我國實際GDP 增速同比下滑6.8 個百分點，經(jīng)濟增速的下滑，是否意味著我國已進入新一輪周期? 多重因素沖擊是否導致我國新一輪經(jīng)濟周期的形成? 新發(fā)展階段我國經(jīng)濟運行態(tài)勢具有什么特征? 這就需要對當前經(jīng)濟周期階段有正確的劃分和認識。2023 年《政府工作報告》中提到，“我國經(jīng)濟發(fā)展遇到疫情等國內(nèi)外多重超預(yù)期因素沖擊”，那么“預(yù)期沖擊” 是否是導致我國經(jīng)濟下行的重要驅(qū)動因素? 下一個十年是我國經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略機遇期，保持高質(zhì)量且較快的經(jīng)濟增長，防止經(jīng)濟進一步下行，完成既定的經(jīng)濟發(fā)展目標，是實現(xiàn)全面建成社會主義現(xiàn)代化強國、實現(xiàn)第二個百年奮斗目標，以中國式現(xiàn)代化全面推進中華民族偉大復興的基礎(chǔ)。那么，經(jīng)濟周期發(fā)展過程中哪些因素會引起經(jīng)濟持續(xù)下行? 本文基于我國經(jīng)濟運行背景與數(shù)據(jù)特征，應(yīng)用增長型經(jīng)濟周期動態(tài)諧波分解方法測度我國GDP 周期，并應(yīng)用歷史分解技術(shù)提取出我國GDP 的貢獻成分，進而闡釋上述問題。

經(jīng)濟周期階段的分析一直是經(jīng)濟周期理論研究的重要內(nèi)容之一，包括經(jīng)濟周期測度和轉(zhuǎn)變點識別的延伸性研究。美國國民經(jīng)濟研究局(National Bureau of Economic Research，NBER)使用經(jīng)濟周期的“高峰” 和“低谷” 來判定經(jīng)濟周期階段，由此發(fā)展出當前比較流行且通用的周期階段劃分方法:“谷—谷” 法(陳樂一和粟壬波，2013)和“峰—峰” 法(劉金全，2018)。因此，波峰與谷底的位置常被認為是經(jīng)濟周期中擴張(上升)期和收縮(下降)期的轉(zhuǎn)變點，而在此基礎(chǔ)上周期波動過程中擴張(上升)期和收縮(下降)期的驅(qū)動因素被廣泛分析(劉金全，2018；劉金全和鄭挺國，2008)。Hamilton (1989)首次應(yīng)用非線性馬爾科夫(Markov)區(qū)制轉(zhuǎn)移模型識別經(jīng)濟周期拐點并成功描述了第二次世界大戰(zhàn)后美國的經(jīng)濟周期狀態(tài)和非對稱特征，之后非線性馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型及其擴展模型被廣泛應(yīng)用于中國經(jīng)濟周期的研究(李正輝和鄭玉航，2015；王建軍，2007)。但是，馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型通常假定機制轉(zhuǎn)換是跳躍間斷的，具有離散特征；在實際經(jīng)濟周期中，經(jīng)濟周期并不是突然從蕭條期跳躍到繁榮期的，往往需要經(jīng)歷一個從蕭條中逐漸復蘇的過程，故可能忽略經(jīng)濟周期中某個階段的作用(Giordani等，2007；余宇新和謝鴻飛，2012)。因此，更為具體地劃分經(jīng)濟周期階段、更為準確地把握周期的轉(zhuǎn)變點有利于更加全面地分析周期階段經(jīng)濟波動的變化，進而能夠更好地研究判斷當前的經(jīng)濟形勢(陳樂一，2007)。劉金全和鄭挺國(2008)應(yīng)用門限自回歸模型方法刻畫了我國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出的低速增長—適速增長—高速增長—適速增長—低速增長的周期規(guī)律，并得出我國經(jīng)濟周期三階段性可由增長率為8.2%和9.71%進行劃分，這為我國經(jīng)濟周期的階段劃分提供了參考。劉恒和陳述云(2003)構(gòu)造了一個反映周期波動的短期波動綜合指數(shù)，將中國經(jīng)濟周期具體劃分為衰退、蕭條、復蘇和繁榮四個階段，而Garcia-Ferrer 和Queralt (1998)通過測度不同長度的經(jīng)濟周期、分析周期交匯和趨勢態(tài)勢來識別出經(jīng)濟周期不同階段。在實際經(jīng)濟活動中，不同長度的經(jīng)濟周期階段會相互重疊，具有共同和各自獨特特征，當短周期的下降期與長周期的下降期重合時，會出現(xiàn)長時期的嚴重蕭條(汪壽陽，2015)。本文借鑒這種理論和周期劃分方法來刻畫改革開放以來我國經(jīng)濟周期的繁榮、衰退、蕭條和復蘇階段。

21 世紀初的前二十年，我國的經(jīng)濟增速已明顯放緩，從第一個十年的年均10%以上，降至第二個十年的年均略低于6.5%。經(jīng)濟下行似乎成為當前我國經(jīng)濟周期重要的變化態(tài)勢之一。進入新發(fā)展階段以來，全球新冠疫情持續(xù)演變，外部環(huán)境更加復雜嚴峻，國內(nèi)經(jīng)濟恢復仍然不穩(wěn)固、不均衡，我國面臨著巨大的經(jīng)濟下行壓力。2021 年12 月中央經(jīng)濟工作會議在肯定前期特別是疫情以來經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)上，提出中國經(jīng)濟目前面臨需求收縮、供給不足、預(yù)期轉(zhuǎn)弱的“三重壓力” 問題。從供給端看，疫情影響、“碳中和”增量邊際變化和長期資本開支不足，共同加劇了供應(yīng)鏈瓶頸，商品上行周期短缺和漲價加劇了供給沖擊；從需求端看，外需和內(nèi)需恢復不同步，投資、消費等內(nèi)需增長比較緩慢，且存在下行壓力，從而制約了經(jīng)濟增長潛力的釋放。此外，外部環(huán)境不確定性已成共識，內(nèi)部經(jīng)濟復蘇承壓明顯，導致預(yù)期轉(zhuǎn)弱，經(jīng)濟下行壓力進一步加劇。李克強總理在十三屆全國人大三次會議中指出，不搞大水漫灌，但非常時期，需要放水養(yǎng)魚，也需防止渾水摸魚。這就要求宏觀調(diào)控要做到精準施策，而明確哪些因素會引起經(jīng)濟下行是實現(xiàn)精準施策的前提。因此，對經(jīng)濟下行的成因進行溯源成為當前亟待解決的重要問題。盡管現(xiàn)有研究已經(jīng)從供給端與需求端的角度對我國經(jīng)濟波動過程中經(jīng)濟下行因素進行了較為全面的解析(劉金全，2018；林建浩和王美今，2013，祝梓翔和鄧翔，2017)，但是鮮有研究系統(tǒng)分析和總結(jié)我國經(jīng)濟周期中衰退階段向蕭條階段演變的成因。針對當前我國經(jīng)濟面臨的三重壓力，在供需視角的基礎(chǔ)上，本文加入預(yù)期因素全面系統(tǒng)地歸納了進入結(jié)構(gòu)性調(diào)整期以來我國經(jīng)濟周期中衰退階段向蕭條階段演變的成因，并在三重壓力視角下重點解析了新冠疫情以來我國產(chǎn)出波動的根源。

本文根據(jù)經(jīng)濟周期四階段法識別出經(jīng)濟周期下行階段以及衰退階段與蕭條階段的轉(zhuǎn)變點，并在此基礎(chǔ)上通過長期約束識別出供給因素、需求因素以及預(yù)期因素在經(jīng)濟下行過程中對產(chǎn)出波動的貢獻，進而探討經(jīng)濟持續(xù)下行的成因。綜上所述，本文邊際貢獻主要有以下三個方面:第一，采用動態(tài)諧波方法，利用不同類型周期的特性與共性將我國經(jīng)濟周期劃分為復蘇、繁榮、衰退和蕭條四個階段，這為我國經(jīng)濟周期階段的劃分提供了一種視角；第二，從供給和需求的角度分析并總結(jié)了進入結(jié)構(gòu)性調(diào)整期以來我國經(jīng)濟下行的根源，重點分析和識別了我國增長型經(jīng)濟周期發(fā)展過程中衰退階段向蕭條階段演變的具體成因；第三，歸納和闡釋了當前我國面臨的三重壓力對經(jīng)濟增長影響的作用路徑，并基于供給、需求和預(yù)期因素對產(chǎn)出波動的貢獻，總結(jié)了我國產(chǎn)出波動的根源和經(jīng)濟下行的影響因素，發(fā)現(xiàn)當前“預(yù)期轉(zhuǎn)弱” 降低了實體經(jīng)濟融資和居民消費意愿，導致投資低迷和消費疲軟，進而引起經(jīng)濟下行和波動加劇。

二、我國經(jīng)濟周期測度及轉(zhuǎn)變點識別

按照階段數(shù)量劃分，經(jīng)濟周期階段可分為兩階段法和四階段法，前者將經(jīng)濟周期分為擴張(上升)期和收縮(下降)期，后者將經(jīng)濟周期分為四個階段:繁榮、衰退、蕭條和復蘇。目前，鮮有研究對我國經(jīng)濟周期的轉(zhuǎn)變點進行測度并對經(jīng)濟周期進行劃分。近年來，雖然隨著政府宏觀調(diào)控措施的積極實施，經(jīng)濟波動趨于緩和，不同長度經(jīng)濟周期趨勢重疊態(tài)勢明顯，但是經(jīng)濟周期現(xiàn)象并未消失，特別是2020 年新冠疫情使得世界各國經(jīng)濟增速迅速下跌。那么，我國新發(fā)展階段以來周期態(tài)勢如何變化? 我國經(jīng)濟長期向好的基本面是否發(fā)生改變? 四階段法中經(jīng)濟周期四個階段的轉(zhuǎn)變點如何識別? 本文基于1979 年第一季度至2022 年第二季度的實際GDP 增長率數(shù)據(jù)①實際GDP 增長率數(shù)據(jù)來源說明:1992Q1 到2022Q2 的實際GDP 增長率數(shù)據(jù)，可以使用1992Q1 到2022Q2 的累計GDP (現(xiàn)價)及其累計實際增長率計算得到以2000 年為基期的季度實際GDP 增長率，最后通過同比差分獲得實際GDP 增長率的數(shù)據(jù)。由于國家統(tǒng)計局等相關(guān)部門沒有公布1992 年以前的季度GDP 數(shù)據(jù)，我們無法從現(xiàn)有統(tǒng)計資料中直接獲取，針對這一數(shù)據(jù)限制，國內(nèi)外學者大都參考Abeysinghe 和Rajaguru (2004)進行季節(jié)分解，本文借鑒這一做法，得到1979Q1 到1991Q4的實際GDP 增長率。來闡釋上述問題。

(一)周期測度的動態(tài)諧波回歸模型

經(jīng)濟周期研究首先需要解決的一個關(guān)鍵問題就是經(jīng)濟周期的測度和劃分，Young 等(1999)開發(fā)的動態(tài)諧波回歸(Dynamic Harmonic Regression，DHR)模型已被證實是對自適應(yīng)季節(jié)調(diào)整、信號提取、時間序列的預(yù)測和回溯比較有用的方法(Bujosa 等，2013)。在單變量情況下，動態(tài)諧波回歸模型可以寫成單變量不可觀察成分(Unobserved Components，UC)模型的特例，UC 模型具有一般形式:

其中，yt為觀測序列，Tt為低頻或趨勢分量，St為周期分量，εt為零均值、序列不相關(guān)且方差為的白噪聲分量。假設(shè)趨勢分量序列可以用局部隨機游走(Local Random Walks，IRW)形式表示為:

其中，Dt表示趨勢的局部斜率或?qū)?shù)，ξt服從和ξt相互獨立。局部隨機游走趨勢模型實際上是用最少數(shù)量的未知參數(shù)對低頻分量建模的一種替代方法(Garcia-Ferrer 和Bujosa-Brun，2000)。此時，ξt是未知的，但可以由噪聲方差比(noise variance ratio，)定義求出。

動態(tài)諧波回歸模型的優(yōu)勢在于它能夠得出不同長度周期和趨勢的異質(zhì)性特征，本文采用的動態(tài)諧波回歸模型本質(zhì)上是UC 模型的一種特例，是通過控制信噪比，采用卡爾曼濾波(Kalman Filtering)實現(xiàn)經(jīng)濟周期的提取。由于卡爾曼濾波能夠充分利用歷史信息來更新估計結(jié)果，因此它的估計精度通常高于傳統(tǒng)濾波(劉達禹等，2022)。除此之外，不同噪聲方差比背后的經(jīng)濟意義是明確的，若噪聲方差比值為0.01，提取的經(jīng)濟周期能夠刻畫五年左右的經(jīng)濟周期波動，這為關(guān)注不同跨度以及不同長度交疊的經(jīng)濟周期波動的研究提供了有利條件。Garcia-Ferrer 和Queralt (1998)認為選擇合適的噪聲方差比，可以將一個觀測序列分解為不同長度的周期，計算它們各自的趨勢導數(shù)，然后將這些趨勢導數(shù)組合起來就可以識別出經(jīng)濟周期轉(zhuǎn)變點。本文借鑒這種思想，利用動態(tài)諧波回歸方法測度我國經(jīng)濟周期并識別轉(zhuǎn)變點。

(二)我國經(jīng)濟周期測度與轉(zhuǎn)變點識別分析

噪聲方差比作為動態(tài)諧波回歸模型里的平滑參數(shù)，通過設(shè)置不同數(shù)值來提取出不同長度的經(jīng)濟周期，噪聲方差比值越小，估計的周期趨勢越接近確定性趨勢。從某種意義上說，不同的噪聲方差比值產(chǎn)生的估計結(jié)果類似于周期性趨勢模型，可以揭示周期趨勢的長期振蕩行為，對不同經(jīng)濟周期長度的歷史觀察可以用于定義不同程度的平滑趨勢。Pedregal (1995)推導并確定了濾波帶寬與噪聲方差比的精確關(guān)系，即設(shè)定確定的噪聲方差比值可以獲得不同程度的平滑序列，這為提取不同時間跨度的經(jīng)濟周期提供了有利的方法。

自改革開放以來，我國完整的一輪經(jīng)濟周期時長是5 到9 年，比如第三輪經(jīng)濟周期為1982—1986 年，周期跨度為5 年；第四輪經(jīng)濟周期為1991—1999 年，周期跨度為9 年(劉樹成，2011)。因此，本文選擇5 年和9 年的時間跨度能夠刻畫經(jīng)濟周期的中長期波動變化，也符合我國經(jīng)濟周期波動的現(xiàn)實情況。但是本文發(fā)現(xiàn)，5 年和9 年的跨度測度出的經(jīng)濟周期顯然會錯過一些因外生沖擊導致的短期周期波動，比如2008 年全球金融危機以及2020 年新冠肺炎疫情造成的沖擊。因此，我們進而又測度了能夠反映3 年左右波動的短周期，來刻畫突發(fā)性事件對經(jīng)濟周期短期波動的影響。綜上，本文將噪聲方差比參數(shù)①Pedregal (1995)明確了參數(shù)噪聲方差比值與序列頻率帶寬之間的精確關(guān)系，本文借鑒這種方法設(shè)置了噪聲方差比值并依次提取了三種不同跨度的經(jīng)濟周期。其中，關(guān)于噪聲方差比參數(shù)的具體推導和設(shè)置過程，因篇幅所限，若讀者感興趣可參見Pedregal (1995)及Garcia-Ferrer 和Queralt(1998)。設(shè)置為0.1、0.01 和0.001，以提取我國實際GDP 增長率的三個不同跨度的周期類型，分別命名為短周期、中周期和長周期，從圖1 中可以看出，劃分出的經(jīng)濟周期的波峰和波谷與已有研究基本保持一致(劉金全，2018)。一般而言，經(jīng)濟周期按時間跨度可劃分為基欽周期(3—4 年)、朱格拉(以下簡稱“朱氏”)周期(9—10 年)與康德拉季耶夫(以下簡稱“康氏”)周期(48—60 年)三類。其中，一個康氏周期包含六個朱氏周期，一個朱氏周期包含三個基欽周期。我國經(jīng)濟周期短周期的時間跨度為11.26 個季度，大概3 個年度，如表1 所示，與經(jīng)濟周期理論中的基欽周期相吻合，其主要反映因外生沖擊、市場供求關(guān)系、季節(jié)性因素、商業(yè)信心等短期因素造成的周期波動，故短周期的波動性則較為頻繁和劇烈(陳樂一和石磊，2019)。中周期的時間跨度為20.00 個季度，即5 個年度，周期跨度大概為兩個基欽周期。相比短周期而言，我國中周期主要反映諸如貨幣政策、財政政策等宏觀經(jīng)濟因素造成的周期波動，這種“適速增長、低波動” 的中等長度的增長型經(jīng)濟周期在我國“新常態(tài)” 時期表現(xiàn)尤其突出(劉金全等，2017)。長周期的時間跨度為35.59 個季度，大概9 個年度，即周期跨度大約為一個朱氏周期或者三個基欽周期，反映的是結(jié)構(gòu)性因素造成的周期波動，比如技術(shù)創(chuàng)新、人口變動等。我國長周期的波動性相對較為緩慢，通常表現(xiàn)為長期的經(jīng)濟增長或衰退(汪壽陽，2015)。三個不同時間跨度的增長型經(jīng)濟周期涵蓋了短至2—3 年和長至5—10 年的經(jīng)濟態(tài)勢，這與我國經(jīng)濟實行五年發(fā)展規(guī)劃在時間跨度上具有一致性，因此本文提取的經(jīng)濟周期能夠體現(xiàn)我國經(jīng)濟運行的特征規(guī)律。

圖1 我國經(jīng)濟周期轉(zhuǎn)變點識別

表1 我國經(jīng)濟周期測度設(shè)置

從圖1 可知，不同長度的經(jīng)濟周期有幾個顯著特征:第一，較高頻率噪聲的去除使它們具有平滑特征；第二，三個不同長度的周期存在交匯點，此時三個趨勢周期以相同的速度增長(減少)；第三，有明確定義的波峰和波谷。其中，明確的波峰與波谷能夠劃分經(jīng)濟周期繁榮—衰退階段和蕭條—復蘇階段，三個周期的局部最大值代表衰退的開始，局部極小值代表復蘇階段的開始。傳統(tǒng)周期理論認為，在真實經(jīng)濟活動中，各種長周期與短周期的景氣階段會相互重疊，比如短周期的下降期與長周期的下降期重合時，會出現(xiàn)長時期的嚴重蕭條。因此，不同長度的三個周期交叉的點表示周期階段的轉(zhuǎn)變點，此時三個周期趨勢以相同的速度增長(減少)，分別代表繁榮(蕭條)的開始(Garcia-Ferrer和Queralt，1998)。由此，根據(jù)NBER 的周期四階段劃分理論，可以將我國經(jīng)濟周期具體劃分成衰退、蕭條、復蘇和繁榮四個階段。相比觀測經(jīng)濟的中長期波動，探析短期經(jīng)濟周期波動和分析其驅(qū)動因素具有更重要的現(xiàn)實意義。因此，本文重點對短期經(jīng)濟周期階段進行劃分，結(jié)果如圖1 所示。陰影代表經(jīng)濟下行期，陰影階段里標記的交叉點為由衰退階段轉(zhuǎn)向蕭條階段的轉(zhuǎn)變點，交叉點前為衰退階段，交叉點后則為蕭條階段；相反，未標注陰影部分的階段代表經(jīng)濟擴張期，相應(yīng)的交叉點為由復蘇階段轉(zhuǎn)向繁榮階段的轉(zhuǎn)變點，此時交叉點前為復蘇階段，交叉點后為繁榮階段。另外，我國部分周期擴張期較短，因此未對這部分擴張期作進一步細分。以往研究通常將我國經(jīng)濟周期劃分為擴張期和收縮期，并較為全面地分析了我國經(jīng)濟周期發(fā)展過程中擴張期和收縮期的驅(qū)動成因(劉金全和蔡志遠，2011；劉金全，2018)。但是，鮮有研究明確識別我國經(jīng)濟周期發(fā)展過程中衰退和蕭條階段并系統(tǒng)分析這兩個階段演變的成因，這對于厘清衰退階段導致經(jīng)濟持續(xù)走低進而演變成經(jīng)濟蕭條的驅(qū)動因素、為政策制定者制定精準的宏觀調(diào)控政策提供研究依據(jù)具有十分重要的意義。

經(jīng)濟周期典型事實分析(或稱“波動特征分析”)一直是國內(nèi)外經(jīng)濟學界的一個重要研究領(lǐng)域，而經(jīng)濟波動的特征一直是主要著眼點。通過分析我國三個不同長度的經(jīng)濟周期運行特征和協(xié)同態(tài)勢，可得到以下幾個結(jié)論。首先，1994 年前后我國中短經(jīng)濟周期由高波動態(tài)勢向“大穩(wěn)健” 轉(zhuǎn)變，這與Hu 等(2011)、林建浩和王美今(2013)的結(jié)論類似。此外，改革開放以來我國經(jīng)濟周期出現(xiàn)過兩次“周期重疊”①本文的“周期重疊” 是指經(jīng)濟周期在短周期、中周期和長周期走勢上出現(xiàn)的重疊現(xiàn)象。，分別為2002 年前后和2015 年前后，共同特征是我國經(jīng)濟增速出現(xiàn)微波化狀態(tài)，即經(jīng)濟周期過程中的“大穩(wěn)健” 階段。林建浩和王美今(2013)認為，固定資產(chǎn)投資以及貨幣政策呈現(xiàn)出與GDP增長類似的波動結(jié)構(gòu)變化，是“大穩(wěn)健” 的重要潛在根源，更深層次的原因在于，我國政府在宏觀調(diào)控的指導思想上著眼于保持國民經(jīng)濟的穩(wěn)定較快增長，敏銳把握國際與國內(nèi)經(jīng)濟形勢的變化，增強預(yù)見性、針對性和有效性。其次，不同國家在不同歷史時期的經(jīng)濟發(fā)展過程中常常呈現(xiàn)出一些經(jīng)濟周期“典型化事實”，往往具有其時代特殊性(劉金全和馮堅福，2016)。同樣地，社會主義市場經(jīng)濟發(fā)展具有自身規(guī)律。比如，與以往相比，2012—2019 年經(jīng)濟增長較為平滑。在此階段，我國經(jīng)濟增長動力之源從擴大要素投入轉(zhuǎn)向提振全要素生產(chǎn)率，從要素驅(qū)動型轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動型，經(jīng)濟增長由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)型(劉慧悅和劉漢，2016)。我國經(jīng)濟增速峰值和谷值的差異不再明顯，逐年的波動亦更加平滑。最后，從長周期來看，新發(fā)展階段延續(xù)了之前增速放緩的周期發(fā)展特征，且我國經(jīng)濟增速目前仍在長周期波谷位置徘徊。我國長周期走勢顯示，實際GDP 增長率仍能處在5%增速以上，且有繼續(xù)向上的趨勢(如圖1 所示)，說明我國經(jīng)濟增長長期向好的基本面沒有發(fā)生改變。這一方面源于社會主義制度集中力量辦大事的制度優(yōu)勢，從而能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟行穩(wěn)致遠和社會安定；另一方面還源于長期以來我國積累的雄厚物質(zhì)基礎(chǔ)、豐富人力資源、完整產(chǎn)業(yè)體系、強大科技實力和強勁發(fā)展韌性，并得益于我國擁有全球最大最有潛力的市場。

近年來，內(nèi)外部環(huán)境日趨嚴峻和復雜，特別是2020 年新冠疫情爆發(fā)和2022 年俄烏沖突，使得全球?qū)嶓w經(jīng)濟劇烈波動，發(fā)生能源危機、糧食危機和金融危機的可能性增大。我國經(jīng)濟周期態(tài)勢已經(jīng)發(fā)生了顯著變化，經(jīng)濟增速的持續(xù)下移意味著進入增長型經(jīng)濟周期的衰退階段。如果這種經(jīng)濟增速下降是劇烈且長期的，則意味著進入增長型經(jīng)濟周期的蕭條階段(劉金全，2018)。盡管對于經(jīng)濟蕭條的研究已經(jīng)取得了一定進展，也形成了某些“解釋性” 的共識，但是遺憾的是，對于蕭條產(chǎn)生的根源以及是什么因素驅(qū)動我國經(jīng)濟周期發(fā)展過程中衰退向蕭條階段的演變，無論是20 世紀30—50 年代居于正統(tǒng)地位的凱恩斯主義還是20 世紀60 年代爭做主流地位的貨幣主義，都沒能給出令人信服的答案(郭冠清，2014)。對經(jīng)濟周期中持續(xù)衰退進而演變成蕭條的成因進行溯源，能夠為政策制定者進行相應(yīng)宏觀政策調(diào)控提供一定的借鑒。

三、供需視角下經(jīng)濟下行階段轉(zhuǎn)變點成因溯源

本文選取1990 年第一季度至2022 年第二季度的產(chǎn)出和價格水平作為研究對象，參照現(xiàn)有文獻通用做法，使用實際GDP 增長率和CPI①數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。本文參照現(xiàn)有研究的通用做法，利用月度數(shù)據(jù)進行平均以獲得季度數(shù)據(jù)。另外擴展迪基-富勒檢驗(ADF 檢驗)均支持上述兩個序列的平穩(wěn)性，這在現(xiàn)有文獻中已被多次驗證。作為對應(yīng)替代變量(林建浩和王美今，2013；祝梓翔和鄧翔，2017)，通過長期約束的歷史分解方法分解出產(chǎn)出波動中的供給和需求沖擊，從供給與需求對經(jīng)濟增長貢獻的角度回答我國增長型周期中經(jīng)濟下行階段由衰退向蕭條演變的驅(qū)動因素。

(一)經(jīng)濟下行階段轉(zhuǎn)變點成因的供需解析

為了識別供給和需求對產(chǎn)出波動的貢獻，本文考慮一個標準的雙變量結(jié)構(gòu)向量自回歸(structural vector autoregressions，SVAR)模型，令yt和pt分別代表產(chǎn)出增長率和價格水平變化率，使用Blanchard 和Quah (1989)提出的一種長期約束條件對產(chǎn)出進行供需沖擊的識別(以下簡稱“BQ 方法”)。其中，BQ 約束通過以下形式的SVAR 模型進行實證分析:

其中，eyt和ept分別為產(chǎn)出和價格水平方程中的隨機擾動項，aij(L)為滯后算子L的n階多項式和ept是由導致yt和pt變化的潛在結(jié)構(gòu)性沖擊組成，假設(shè)這些結(jié)構(gòu)性沖擊之一是供給沖擊εt，另一個是需求沖擊ηt，產(chǎn)出波動刻畫了經(jīng)濟增長路徑，由此供給沖擊和需求沖擊也常被認為是經(jīng)濟增長的不同貢獻成分或者因素。具體地，供給沖擊和需求沖擊的矩陣求解表達式為:

其中，cij表示沖擊j對變量i的同期影響。

接下來需要解決的問題是要從式(4)的殘差中找出cij的四個值，由式(5)可知:

SVAR 模型估計能夠求出var (eyt)、var (ept)和cov (eytept)。因此，可以使用三個獨立的方程來估計cij的四個值以及和σεη的值。因此，通過對SVAR 模型施加四個限制以識別結(jié)構(gòu)沖擊，BQ 分解假設(shè)和:

VAR 建模時需要對滯后階數(shù)進行檢驗以獲取模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，本文參照五個常用的信息準則選擇模型最優(yōu)滯后階數(shù)，考慮到本文使用的是季度數(shù)據(jù)，依次選擇最大滯后階數(shù)1 至8。表2 顯示了不同信息準則下，以及不同滯后階數(shù)下SVAR 模型最優(yōu)的滯后階數(shù)。比如，當最大滯后階數(shù)為2 時，此時似然比(LR)、最終預(yù)測誤差(FPE)、赤池信息準則(AIC)、施瓦茲信息準則(SIC)和Hannan-Quinn 信息準則(HQIC)全部選擇滯后2 階作為SVAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，以此類推。我們發(fā)現(xiàn)，隨著最大滯后階數(shù)的改變，SIC 始終選擇2 作為模型最優(yōu)滯后階數(shù)；此外，冗余滯后將對模型產(chǎn)生很大的不利影響(Ghysels 等，2016)，而且可能使得模型“過度參數(shù)化” (祝梓翔和鄧翔，2017)，因此本文模型的滯后階數(shù)選擇為2。

表2 不同條件下最優(yōu)SVAR 模型滯后階數(shù)選擇

本文基于雙變量標準SVAR 模型，采用BQ 長期約束，從對變量的歷史分解中得到?jīng)_擊因素①這里的沖擊因素指的是使經(jīng)濟運行偏離均衡狀態(tài)的推動或擾動力量。，以分析經(jīng)濟下行階段轉(zhuǎn)變點的影響機制。為對比經(jīng)濟下行階段沖擊因素的變化識別轉(zhuǎn)變點的成因，本文以前文識別的轉(zhuǎn)變點為分界點，進一步將經(jīng)濟下行階段分為衰退階段和蕭條階段(如表3 所示)，選擇進入結(jié)構(gòu)調(diào)整期以來的三個經(jīng)濟下行階段進行深度分析②國家統(tǒng)計局于1990年開始統(tǒng)計和編制CPI 指數(shù)，此處由于數(shù)據(jù)缺失的限制，本文只選擇了1990 年以后的經(jīng)濟下行階段進行分析。，并通過分析經(jīng)濟下行階段中衰退階段向蕭條階段演變過程中的供需變化來分析轉(zhuǎn)變點的具體成因。

表3 經(jīng)濟下行階段設(shè)定

基于上述方法對我國1990Q1—2022Q2 產(chǎn)出增長率③這里的產(chǎn)出波動率與實際GDP 增長率有所不同，前者是根據(jù)模型的殘差估計所得，而后者是對實際數(shù)據(jù)的描述，兩者的概念并不完全相同。進行了分解，結(jié)果如圖2 所示。首先，1993Q2—1998Q4 這個下行階段中，需求沖擊是產(chǎn)出波動的主要驅(qū)動因素，大部分時候?qū)?jīng)濟增長具有顯著的影響。其中，在1993Q2—1995Q1 衰退階段，市場經(jīng)濟體制改革的深化使得需求得以充分釋放，進而拉動了經(jīng)濟的增長。然而此時市場經(jīng)濟尚處于初級階段，供給方面還未實現(xiàn)充分形成，對產(chǎn)出的貢獻偏小。在轉(zhuǎn)變點A 處，即1995 年第一季度，需求對產(chǎn)出貢獻達到峰值，同時我國經(jīng)濟周期開始進入1995Q1—1998Q4 這個蕭條階段，需求對產(chǎn)出的貢獻發(fā)生由正到負的劇烈變化，并于1998 年亞洲金融危機期間達到最大降幅，而供給同樣呈現(xiàn)出明顯的負向沖擊。綜上所述，對比分析轉(zhuǎn)變點A 前后階段中供需沖擊的變化可以發(fā)現(xiàn)，1993Q2—1998Q4 這一經(jīng)濟衰退階段向蕭條階段轉(zhuǎn)換的驅(qū)動因素主要為需求沖擊。

圖2 中國產(chǎn)出波動的供需歷史分解

其次，根據(jù)圖2 可知，2007Q2—2009Q1 這一經(jīng)濟下行階段需求對產(chǎn)出的貢獻持續(xù)為負，說明此輪經(jīng)濟下行階段需求因素是產(chǎn)出增長放緩的主要原因。此外，需求沖擊在2008 年第一季度(轉(zhuǎn)變點B)達到局部峰值，之后經(jīng)濟周期進入蕭條階段，需求對產(chǎn)出的貢獻持續(xù)降低并在2008 年金融危機期間達到谷底。盡管供給和需求沖擊都對轉(zhuǎn)變點B之后蕭條階段的經(jīng)濟增速放緩有所作用，但是與1998 年亞洲金融危機不同的是，需求沖擊對本輪經(jīng)濟增速放緩起到了決定性作用。

最后，2010Q2—2016Q2 這一經(jīng)濟下行階段形成原因是全球金融危機的持續(xù)沖擊，但是更深層次的原因是我國經(jīng)濟運行處在結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展方式深化改革期。從實際GDP 增長率來看，我國經(jīng)濟增速自2010 年以來波動下行，呈現(xiàn)出不同以往的態(tài)勢和特點。與以往經(jīng)濟下行階段不同，2011Q4—2016Q2 這一經(jīng)濟下行階段處在周期重疊期，經(jīng)濟增長態(tài)勢的主要特征趨于微波化和均速化。在此階段，供給和需求不平衡、不協(xié)調(diào)的矛盾和問題日益凸顯，供給與需求處在一種非均衡狀態(tài)；此外，經(jīng)濟增速放緩主要由供給沖擊導致，從而造成供給側(cè)對需求側(cè)變化的適應(yīng)性調(diào)整明顯滯后。因此，在此期間政府在適度擴大總需求的同時加快推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，用改革的辦法糾正供需結(jié)構(gòu)錯配和要素配置扭曲，減少無效和低端供給，擴大有效和中高端供給，從而促進要素流動和優(yōu)化配置，以實現(xiàn)更高水平的供需平衡。有趣的是，轉(zhuǎn)變點C 也預(yù)示了我國潛在經(jīng)濟下行期的結(jié)構(gòu)性增速下移，此輪經(jīng)濟下行期的形成依舊源于需求因素。因此，此輪經(jīng)濟下行階段中衰退階段向蕭條階段轉(zhuǎn)換的驅(qū)動因素源于需求沖擊。

(二)擾動周期階段轉(zhuǎn)變點成因的供需解析

新冠疫情爆發(fā)以來，外生隨機沖擊頻發(fā)使得我國經(jīng)濟增速出現(xiàn)劇烈波動，短期內(nèi)經(jīng)濟周期形態(tài)脫離原來發(fā)展路徑并出現(xiàn)高波動態(tài)勢，形成一輪擾動周期。從中長期來看，經(jīng)濟周期并未明顯偏離原有發(fā)展軌跡，但是三個不同長度的經(jīng)濟周期仍然出現(xiàn)兩次明顯的交叉，而在對應(yīng)期間我國出現(xiàn)了兩次經(jīng)濟增速的劇烈下滑。那么，擾動周期內(nèi)供需沖擊對產(chǎn)出波動的影響如何變化? 這兩次短期經(jīng)濟下行階段轉(zhuǎn)變點D 和轉(zhuǎn)變點E 的驅(qū)動因素是供給沖擊還是需求沖擊? 厘清上述問題對于深度闡釋近年來我國經(jīng)濟發(fā)展變化、制定和審視宏觀調(diào)控政策、實現(xiàn)“穩(wěn)增長” 的經(jīng)濟發(fā)展目標具有重要的現(xiàn)實意義。

首先，根據(jù)圖1 可知:第一，從中長期來看，擾動周期階段延續(xù)了之前“大穩(wěn)健”階段的重疊特征，但短周期則出現(xiàn)脫離周期重疊的態(tài)勢，發(fā)展成一輪完整的經(jīng)濟周期。第二，在短周期上，轉(zhuǎn)變點D 預(yù)示了2020 年第一季度經(jīng)濟增速的劇烈下滑；類似地，轉(zhuǎn)變點E 也預(yù)示了2022 年第二季度新冠疫情導致的經(jīng)濟增速劇烈下滑。綜上所述，通過分析不同長度經(jīng)濟周期的交叉點可以識別經(jīng)濟周期的不同階段，而識別到的轉(zhuǎn)變點具有一定的先驗性。

其次，根據(jù)圖2 可知:第一，從供需沖擊角度看，擾動周期內(nèi)轉(zhuǎn)變點D 和轉(zhuǎn)變點E均由供給沖擊驅(qū)動，換句話說，供給沖擊是擾動周期內(nèi)產(chǎn)出波動的主導因素，這與現(xiàn)有文獻結(jié)論一致。第二，經(jīng)濟“新常態(tài)” 以來，中國經(jīng)濟增速放緩主要是由供給導致的，這與Chen 和Groenewold (2019)的研究結(jié)論一致。第三，目前需求收縮是我國經(jīng)濟增速放緩的重要原因之一，但是擾動周期內(nèi)需求沖擊對產(chǎn)出波動一直保持正向沖擊，這與當前我國實際經(jīng)濟運行情況存在差異。此外，我國經(jīng)濟“新常態(tài)” 以來的“大穩(wěn)健” 階段至2019 年之前，供給沖擊與需求沖擊對產(chǎn)出波動的解釋并不明顯，盡管這一時期我國產(chǎn)出波動呈現(xiàn)微波化的特征。為此，Chen 和Groenewold (2019)基于三變量VAR 模型識別出經(jīng)濟增長中的外部增長因素、供給因素和需求因素，試圖分析我國“新常態(tài)” 以來經(jīng)濟增速放緩的根源。

在異常時期，有限的樣本變量信息難以有效地探索規(guī)律，應(yīng)添加模型外部信息來改善模型結(jié)果，Lenza 和Primiceri (2022)通過納入宏觀經(jīng)濟不確定性的外部信息來改善模型估計進而得出合理的預(yù)測結(jié)果。自我國經(jīng)濟進入新發(fā)展階段以來，中央經(jīng)濟工作會議準確研判并指出了當前我國經(jīng)濟發(fā)展面臨需求收縮、供給不足、預(yù)期轉(zhuǎn)弱的“三重壓力” 問題。針對我國經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)的有效供給不足和需求疲軟問題，2022 年中央經(jīng)濟工作會議重點強調(diào)了要“大力提振市場信心”。因此，在分解產(chǎn)出波動時，除了需要考慮供給和需求對產(chǎn)出波動的影響，還需要思考預(yù)期對產(chǎn)出波動的作用。

四、附加預(yù)期的經(jīng)濟下行階段轉(zhuǎn)變點成因溯源

近年來，我國經(jīng)濟面臨諸多風險與挑戰(zhàn)，經(jīng)濟下行壓力增大，“三重壓力” 給中國經(jīng)濟增長帶來了巨大的挑戰(zhàn)與風險，尤其是預(yù)期的變化(即預(yù)期沖擊)會對個體行為以及政策效果產(chǎn)生實際影響?，F(xiàn)有文獻研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)期沖擊能夠影響經(jīng)濟周期波動和解釋絕大部分潛在產(chǎn)出變化(祝梓翔和鄧翔，2020；莊子罐等，2012)。我國政府對預(yù)期管理的重視程度在不斷提高:黨的“十三五” 規(guī)劃綱要中明確提出，要“改善與市場的溝通，增強可預(yù)期性和透明度”；2020 年發(fā)布的《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》中也提出，要“完善宏觀經(jīng)濟政策制定和執(zhí)行機制，重視預(yù)期管理，提高調(diào)控的科學性”。因此，在分析產(chǎn)出波動時，除了分析供給沖擊和需求沖擊，考慮預(yù)期沖擊也是必要的。那么，在“三重壓力” 背景下，供給沖擊、需求沖擊和預(yù)期沖擊在我國產(chǎn)出波動中分別扮演什么角色? 與供需視角相比，經(jīng)濟下行階段轉(zhuǎn)變點的驅(qū)動因素是否存在差異? 我們選取2004Q1—2022Q2 的實際GDP增長率、CPI 和經(jīng)濟學家信心預(yù)期指數(shù)①國家統(tǒng)計局于2004 年開始編制和公布經(jīng)濟學家信心預(yù)期指數(shù)，因此此處數(shù)據(jù)范圍為2004Q1—2022Q2。經(jīng)濟學家信心預(yù)期指數(shù)是根據(jù)經(jīng)濟學家對當前經(jīng)濟的評價和對未來6 個月的預(yù)期編制而成，其取值范圍為0—200，以100 為景氣臨界值。2013 年前，經(jīng)濟學家信心預(yù)期指數(shù)取值為1—9，景氣值為5；本文對2013 年之前的數(shù)據(jù)乘以相應(yīng)系數(shù)以實現(xiàn)與2014 年之后的數(shù)據(jù)保持一致。作為研究對象，通過擴展前文的BQ 方法來識別實際GDP 增長歷史分解得出的供給沖擊、需求沖擊和預(yù)期沖擊，從供需和預(yù)期的角度來回答上述問題。

(一)三重沖擊下產(chǎn)出波動的歷史分解

為了在上述分析的基礎(chǔ)上識別出預(yù)期沖擊，本文將BQ 約束的雙變量標準SVAR 模型擴展為三變量標準SVAR 模型，得到如下三變量SVAR 模型:

相比式(4)，式(8)除了考慮產(chǎn)出和價格，還考慮了預(yù)期因素，用xt代表預(yù)期變量。類似地，假設(shè)殘差ext、eyt和ept是由導致xt、yt和pt變化的潛在結(jié)構(gòu)沖擊組成，并假設(shè)這些沖擊分別是預(yù)期沖擊(vt)、供給沖擊(εt)和需求沖擊(ηt)。產(chǎn)出波動可以用于刻畫經(jīng)濟增長路徑，因此供給沖擊、需求沖擊和預(yù)期沖擊被認為是經(jīng)濟增長的不同貢獻成分。由于這些沖擊是不可觀察的，需要從SVAR 殘差中識別出來。假設(shè)殘差與新息之間的關(guān)系為:

根據(jù)式(9)可知需要求解出15 個參數(shù)，其中包括SVAR 模型殘差矩陣G中的9 個cij元素以用于與新息連接，結(jié)構(gòu)新息方差—協(xié)方差矩陣Σ中的方差以及協(xié)方差類似式(6)，根據(jù)式(9)可知:Σe＝GΣsG′。而Σe中有6 個元素，即殘差的方差與協(xié)方差，可以根據(jù)SVAR 模型的估計求出。另外，參照Ahmad 和Pentecost (2012)的研究思路，假設(shè)和協(xié)方差由此供給沖擊和需求沖擊對預(yù)期變量沒有長期影響，即c12和c13均為0。此外，結(jié)合BQ 方法的條件約束，假設(shè)需求沖擊對產(chǎn)出沒有長期影響，約束條件經(jīng)整理推導為:

通過上述假設(shè)，可以求解出未知的15 個參數(shù)，并且從模型里識別出產(chǎn)出波動的預(yù)期沖擊(vt)、供給沖擊(εt)和需求沖擊(ηt)。按照上述模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇的方法，這里選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為1?；谏鲜鰯U展的BQ 方法，我們對中國2004Q1—2022Q2 產(chǎn)出波動進行了分解，分別得到供給沖擊、需求沖擊和預(yù)期沖擊對產(chǎn)出波動的貢獻，如圖3 所示。

圖3 “三重壓力” 下產(chǎn)出波動歷史分解

由圖3 可知，總體來說，供需在決定國內(nèi)產(chǎn)出增長方面起著主導作用。2008 年全球金融危機期間，中國經(jīng)濟增長的急劇下降與需求和供給因素均相關(guān)，但早期經(jīng)濟增長的下降在很大程度上是由需求因素決定的，這可能與世界經(jīng)濟活動的普遍急劇收縮有關(guān)(Chen 和Groenewold，2019)。2008 年全球金融危機之后，供給沖擊的貢獻持續(xù)下降，且在2010 年之后供給沖擊的貢獻總體上持續(xù)為負。此外，我們加入預(yù)期變量以評估預(yù)期沖擊對產(chǎn)出波動的重要性，結(jié)果顯示，預(yù)期沖擊能夠?qū)ξ覈a(chǎn)出波動產(chǎn)生重要影響。在將預(yù)期變量加入模型后，由雙變量模型得出的我國經(jīng)濟增長放緩中供給貢獻的重要性結(jié)論仍然存在。同時，我們發(fā)現(xiàn)金融危機之后，預(yù)期沖擊對產(chǎn)出波動的影響日益增強，能夠解釋絕大部分產(chǎn)出波動，這與傳統(tǒng)文獻認為的供給沖擊主導經(jīng)濟波動有所不同。自我國經(jīng)濟進入“新常態(tài)” 以來，不同經(jīng)濟周期呈現(xiàn)出重疊的特征，創(chuàng)新驅(qū)動的經(jīng)濟發(fā)展方式的變革使得這一階段我國經(jīng)濟增速出現(xiàn)微波化和平穩(wěn)下移趨勢，基本實現(xiàn)了經(jīng)濟的“軟著陸”。相比于過去高速發(fā)展期而言，在此階段我國經(jīng)濟增速出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性放緩，但能夠維持在7%左右，說明經(jīng)濟長期基本面向好。人們普遍認為，如果當前經(jīng)濟的基本面沒有發(fā)生改變，那么對經(jīng)濟基本面的預(yù)期變化可能是宏觀經(jīng)濟波動的獨立驅(qū)動因素導致(Reigl，2022)，這也可以解釋為何這個時期預(yù)期沖擊能夠解釋絕大部分產(chǎn)出波動。近年來，“預(yù)期轉(zhuǎn)弱” 是我國經(jīng)濟發(fā)展面臨的重大挑戰(zhàn)，圖3 顯示預(yù)期沖擊對擾動周期內(nèi)的產(chǎn)出波動具有重要影響。因此，加強預(yù)期管理、提振市場主體信心應(yīng)是當前解決我國經(jīng)濟增速放緩的重要突破點。

(二)“三重壓力” 對經(jīng)濟增長影響的傳遞路徑

2022 年《政府工作報告》強調(diào)，中國經(jīng)濟仍將面臨“三重壓力” 的挑戰(zhàn)。那么，“三重壓力” 為何會持續(xù)存在，以及通過什么傳遞路徑影響經(jīng)濟增長，這些問題引起了各界的廣泛關(guān)注，亟需研究與回答。在“三重壓力” 中，“預(yù)期轉(zhuǎn)弱” 對經(jīng)濟的影響基本反映在供給沖擊和需求收縮兩個方面(劉金全和周欣，2022)，而供給沖擊和需求收縮會直接影響實際經(jīng)濟增長。由此判斷，當前我國經(jīng)濟發(fā)展面臨預(yù)期轉(zhuǎn)弱—供給沖擊與需求收縮—經(jīng)濟增長實際減弱—預(yù)期進一步減弱的“惡性循環(huán)”，具體如圖4 所示。

圖4 “三重壓力” 對經(jīng)濟增長的傳遞路徑

當今世界正經(jīng)歷百年未有之大變局，內(nèi)外部環(huán)境正在發(fā)生巨大變化。短期來看，地緣政治動蕩超預(yù)期、全球通脹超預(yù)期、美聯(lián)儲加息超預(yù)期以及全球經(jīng)濟下滑超預(yù)期等因素是造成預(yù)期轉(zhuǎn)弱的外部原因，新冠疫情多地散發(fā)、高基數(shù)效應(yīng)①高基數(shù)效應(yīng)是指，當期經(jīng)濟增速因上期低迷而明顯呈現(xiàn)高增速，但是下期又會因當期高增速而呈現(xiàn)增速明顯下滑的情況。、市場主體信心不足以及穩(wěn)增長政策不及預(yù)期等因素是造成預(yù)期轉(zhuǎn)弱的內(nèi)部原因。這些表現(xiàn)又會直接影響供給和需求。比如，一方面，美聯(lián)儲加息導致全球美元回流美國，“抽血效應(yīng)” 對世界各國經(jīng)濟產(chǎn)生沖擊，也使得中國外需轉(zhuǎn)弱，從而直接影響出口行業(yè)，并通過產(chǎn)業(yè)鏈向國內(nèi)其他產(chǎn)業(yè)擴散加劇供給沖擊，致使國內(nèi)經(jīng)濟增長實際減弱；俄烏沖突導致全球范圍內(nèi)大宗商品價格攀升，造成企業(yè)生產(chǎn)成本上升，加劇供給沖擊。另一方面，市場主體對未來經(jīng)濟發(fā)展預(yù)期轉(zhuǎn)弱又會導致需求收縮，具體體現(xiàn)為居民和企業(yè)對未來收入增速與利潤增速的預(yù)期下降，由此對消費和投資均產(chǎn)生了顯著的擠出效應(yīng)，加劇了需求收縮，進一步導致經(jīng)濟增長實際轉(zhuǎn)弱，并可能面臨“惡性循環(huán)” 的問題。因此，為了破除“三重壓力” 帶來經(jīng)濟增長“惡性循環(huán)”，政府在制定宏觀政策時需要加強與市場溝通以實現(xiàn)有效的預(yù)期管理，提振市場信心，為需求收縮和供給沖擊等壓力的解決創(chuàng)造條件。

(三)附加預(yù)期的經(jīng)濟下行階段轉(zhuǎn)變點成因解析

我們分析了2007Q2—2009Q1 和2010Q2—2016Q2 兩個經(jīng)濟下行階段產(chǎn)出波動中預(yù)期沖擊、供給沖擊和需求沖擊的貢獻，并基于三重沖擊視角總結(jié)了經(jīng)濟衰退階段向蕭條階段演變的驅(qū)動因素。自我國進入結(jié)構(gòu)調(diào)整期以來，經(jīng)濟下行階段中每一次經(jīng)濟衰退的原因不完全一致，但是經(jīng)濟衰退階段向蕭條階段的轉(zhuǎn)變往往伴隨著需求沖擊。那么，消費、投資及貨物和服務(wù)凈出口作為三大需求，在周期轉(zhuǎn)變點前后有何變化? 林建浩和王美今(2013)從GDP 的支出成分考察了需求波動的變化；由于我國GDP 支出法中核算各項只有年度數(shù)據(jù)，因此祝梓翔和鄧翔(2017)使用Chang 等(2016)的方法，利用插值法構(gòu)建出季度居民消費、政府消費和資本形成總額數(shù)據(jù)用于考察需求沖擊。本文借鑒這一做法，采用季度數(shù)據(jù)對三大需求進行分析；此外，為了直觀上觀察經(jīng)濟下行階段轉(zhuǎn)變點前后三大需求的變化，本文借鑒劉金全(2018)的研究策略，通過計算宏觀經(jīng)濟變量的季度平均變化率來分析轉(zhuǎn)變點前后的變化特征，具體結(jié)果如表4 所示。

表4 宏觀需求指標在轉(zhuǎn)變點前后的變化特征

表4 總結(jié)了三個經(jīng)濟下行期間內(nèi)衰退階段和蕭條階段宏觀需求變量的變化特征?？梢园l(fā)現(xiàn)，除了個別變量，宏觀需求變量均出現(xiàn)了不同程度的縮減。首先，在1993Q2—1998Q4 經(jīng)濟下行期間的蕭條階段，從外部需求來看，出口縮減是出現(xiàn)經(jīng)濟蕭條的更深層次原因。具體地，1998 年亞洲金融危機導致東南亞地區(qū)國家貨幣出現(xiàn)大幅貶值，而此期間中國實行的是人民幣固定匯率制度，同類型出口產(chǎn)品在價格上不具有競爭力，這使得中國在出口競爭中處于劣勢地位；加之受金融危機影響外部存在很多不確定性因素，如新興市場發(fā)展遭遇瓶頸陷入經(jīng)濟困境等，因此在這個時期中國的出口額出現(xiàn)了大幅縮減。從內(nèi)部需求來看，投資項中的資本形成總額和消費項中的居民消費同樣出現(xiàn)較大幅度的縮減。其次，在2007Q2—2009Q1 和2010Q2—2016Q2 的蕭條階段，投資和貨物與服務(wù)凈出口的縮減是造成這一階段我國經(jīng)濟進入蕭條的具體原因。從表4 數(shù)值可知，投資縮減和貨物及服務(wù)凈出口的縮減程度要顯著高于消費，其中尤以投資的縮減幅度最大。最后，從總體來看，三個經(jīng)濟下行階段中的消費方面，居民消費的縮減是需求收縮的主要原因；而在后全球金融危機時期，投資和貨物及服務(wù)凈出口的縮減是對應(yīng)階段需求收縮的主要原因。傳統(tǒng)經(jīng)濟周期文獻認為，存貨對產(chǎn)出波動具有重要影響，且存貨投資具有順周期特征(Blinder，1986)。根據(jù)表4 可知，存貨在轉(zhuǎn)變點前后均出現(xiàn)了不同程度的縮減，由此印證這一假說在中國的適用性，同時得出存貨變化也是造成相應(yīng)經(jīng)濟周期階段內(nèi)需求收縮的重要原因。

(四)擾動周期階段轉(zhuǎn)變點成因解析

與以往經(jīng)濟發(fā)展周期不同，多重因素疊加使得擾動周期經(jīng)濟增長出現(xiàn)劇烈波動，比如出現(xiàn)兩次短暫(2018Q1—2020Q1 和2021Q1—2022Q2)的經(jīng)濟下行(見圖5 (a)陰影區(qū))。從我國經(jīng)濟運行情況看，轉(zhuǎn)變點D 的經(jīng)濟下行可能是由經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整和新冠疫情疊加導致的，而轉(zhuǎn)變點E 的經(jīng)濟下行則可能是高基數(shù)效應(yīng)等多重因素共同導致的。接下來，本文將從供給、需求和預(yù)期沖擊對產(chǎn)出的貢獻等方面來分析經(jīng)濟下行的具體成因，并基于整體視角總結(jié)經(jīng)濟下行階段轉(zhuǎn)變點的驅(qū)動因素。

圖5 擾動周期與產(chǎn)出波動歷史分解

根據(jù)圖5 (b)可以發(fā)現(xiàn)，在供需視角下，供給沖擊對產(chǎn)出波動具有重要作用，該結(jié)論在“三重沖擊” 視角下依舊成立。但是，在當前我國經(jīng)濟發(fā)展面臨預(yù)期轉(zhuǎn)弱沖擊的背景下，僅從供給和需求的角度無法全面且有效地解釋產(chǎn)出的波動。新冠疫情以來外部環(huán)境復雜嚴峻和內(nèi)部經(jīng)濟復蘇承壓使得經(jīng)濟增長具有巨大不確定性，預(yù)期沖擊對我國產(chǎn)出波動的影響日益增強并帶來產(chǎn)出波動，說明預(yù)期因素對當前階段經(jīng)濟增長具有十分重要的作用。

2018Q1—2020Q1 這一經(jīng)濟下行階段與經(jīng)濟“新常態(tài)” 以來的“大穩(wěn)健” 階段相重合，供給沖擊是經(jīng)濟增速放緩的重要原因。圖5 (b)顯示，在轉(zhuǎn)變點D 預(yù)期因素由總體呈現(xiàn)正向沖擊轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓驔_擊，且在新冠疫情爆發(fā)時點達到局部最小值，由此判斷，在供給沖擊的基礎(chǔ)上，預(yù)期因素是經(jīng)濟出現(xiàn)持續(xù)下行的驅(qū)動因素。2020 年第一季度，我國采取了嚴格的防疫措施，制造業(yè)和商業(yè)活動大規(guī)模停擺，供給沖擊對經(jīng)濟增長造成了嚴重影響，使我國經(jīng)濟增速下滑了6.8 個百分點。但是，對疫情采取果斷和強有力的控制措施，使我國較快地控制住了新冠疫情的蔓延。在疫情沖擊初期，制造業(yè)采購經(jīng)理指數(shù)跌至35.7%，但于2020 年底上漲至52.1%，之后國內(nèi)迅速復工復產(chǎn)，在2021 年第一季度我國經(jīng)濟增速迅速反彈至18.3%。當前經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的復雜性和不確定性會造成高基數(shù)效應(yīng)，進而造成居民和企業(yè)對未來的預(yù)期和信心不足，從而加劇預(yù)期轉(zhuǎn)弱對未來經(jīng)濟增長的影響。根據(jù)圖5 (b)可知，在2021Q1—2022Q2，預(yù)期沖擊對產(chǎn)出波動的影響出現(xiàn)由正向負的劇烈波動，同時需求對經(jīng)濟增長貢獻有所下降，因此該階段經(jīng)濟下行主要由市場預(yù)期轉(zhuǎn)弱及需求沖擊的連鎖效應(yīng)共同導致。

黨的二十大再次強調(diào)了實體經(jīng)濟是國民經(jīng)濟的動力源泉、國家強盛的重要基礎(chǔ)、社會財富的主要來源，是現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系的經(jīng)濟基礎(chǔ)，因此實體經(jīng)濟的預(yù)期變化在一定程度上能夠代表市場主體的信心。社會融資規(guī)模是反映金融與經(jīng)濟關(guān)系，以及金融對實體經(jīng)濟資金支持的總量指標，能夠在一定程度上反映出市場主體對未來經(jīng)濟發(fā)展的信心和預(yù)期情況。若市場預(yù)期前景向好，相應(yīng)的融資需求就會增加，相反，融資需求會相應(yīng)減少。圖6 描述了2016—2022 年廣義貨幣M2 和社會融資規(guī)模及其主要組成部分同比增速的變化。從社會融資規(guī)模存量看，擾動周期內(nèi)的兩個經(jīng)濟下行階段中，社會融資規(guī)模存量同比增速整體呈現(xiàn)收縮態(tài)勢，均處于2015 年以來的低谷位置；廣義貨幣M2 從2021 年以來持續(xù)上升，2022 年4 月后增速持續(xù)加快，至2022 年9 月已經(jīng)連續(xù)6 個月保持在10%以上水平。這說明，市場貨幣供應(yīng)充足，但融資增量呈現(xiàn)收縮態(tài)勢，反映出實體經(jīng)濟的融資意愿低迷和對未來經(jīng)濟發(fā)展信心不足，從而會對投資產(chǎn)生顯著的擠出效應(yīng)，造成經(jīng)濟下行。從本外幣貸款情況看，2016 年以來外幣貸款總體呈現(xiàn)出持續(xù)顯著的負增長，而人民幣貸款則在2021 年之后迅速下滑創(chuàng)下自2016 年以來新低；非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資和企業(yè)債券發(fā)展相對穩(wěn)定，未貼現(xiàn)銀行承兌匯票、委托貸款和信托貸款則出現(xiàn)了較大幅度的負增長，是社會融資規(guī)模減少的主要方面。

圖6 社會融資規(guī)模與廣義貨幣M2

實體經(jīng)濟融資意愿低迷是當前預(yù)期轉(zhuǎn)弱的主要方面，企業(yè)對未來利潤增速預(yù)期轉(zhuǎn)弱通常會通過減薪和裁員等手段減少開支，這會導致個人對未來收入增速預(yù)期降低進而削減消費支出。圖7 描述了企業(yè)和居民戶中新增長期貸款和新增短期貸款同比數(shù)據(jù)的變化。其中，2021 年以來居民戶中長期貸款和短期貸款持續(xù)負增長，消費低迷依舊是當前經(jīng)濟復蘇的主要障礙，因此如何刺激消費應(yīng)該成為未來宏觀調(diào)控的重點方向之一。此外，居民戶中長期消費貸款下滑更為劇烈，說明房地產(chǎn)市場依舊沒有復蘇的跡象，由此可知，房地產(chǎn)市場的低迷是當前消費收縮的重要方面。因此，未來政策調(diào)控一方面要實現(xiàn)房地產(chǎn)行業(yè)“軟著陸”，另一方面要明確“房住不炒”，并積極推動房地產(chǎn)行業(yè)轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，促進房地產(chǎn)業(yè)的良性循環(huán)和健康發(fā)展，以修復并穩(wěn)定行業(yè)預(yù)期。

圖7 居民和企業(yè)短期與中長期同比新增貸款

盡管短期內(nèi)我國經(jīng)濟發(fā)展面臨巨大風險與挑戰(zhàn)，但是經(jīng)濟長期向好的基本面沒有發(fā)生改變。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，2022 年第三季度GDP 增速為3.9%，扭轉(zhuǎn)了第二季度的經(jīng)濟增速下滑態(tài)勢，呈現(xiàn)出復蘇的跡象。根據(jù)圖7 可知，自2022 年第二季度以來，非金融企業(yè)及機關(guān)團體中長期貸款和短期貸款新增同比增長，實現(xiàn)了由負增長向正增長的轉(zhuǎn)變，這表明企業(yè)投資信心開始發(fā)生轉(zhuǎn)變。企業(yè)生產(chǎn)端的復蘇在一定程度上能夠解決當前的就業(yè)壓力問題，并為消費復蘇提供解決空間，隨著宏觀調(diào)控政策的持續(xù)發(fā)力，我國經(jīng)濟將會呈現(xiàn)“緩復蘇” 態(tài)勢。

(五)穩(wěn)健性分析

本文采用消費者信心指數(shù)來替代原來的經(jīng)濟學家信心預(yù)期指數(shù)作為穩(wěn)健性分析，在消費者信心指數(shù)作為預(yù)期變量的基礎(chǔ)上，得到產(chǎn)出波動的三重沖擊分解結(jié)果，如圖8 所示。結(jié)果顯示，預(yù)期對產(chǎn)出波動幾乎沒有影響，說明中國消費者信心指數(shù)對經(jīng)濟的影響，并沒有真正反映經(jīng)濟主體的預(yù)期(祝梓翔和鄧翔，2020)。

圖8 消費者信心指數(shù)下的產(chǎn)出波動歷史分解

我國消費者信心指數(shù)的構(gòu)建起步較晚，還存在一些諸如指標的規(guī)范性、前瞻性和系統(tǒng)性不足的問題(李成，2016)。已有研究發(fā)現(xiàn)，美國的消費者信心指數(shù)或股票指數(shù)能夠解釋和預(yù)測經(jīng)濟的長期變化(Beaudry 和Portier，2006)；根據(jù)持久收入理論，消費者信心指數(shù)可以代表經(jīng)濟主體對未來收入的預(yù)期，當預(yù)期發(fā)生變化時，經(jīng)濟主體會調(diào)整當前消費與投資行為。美國居民勞動收入占總收入的比重較大，居民消費也占據(jù)了總需求的大部分，因此消費的波動對經(jīng)濟波動的影響較大。過去六十多年，美國經(jīng)濟增長的約70%是由居民消費貢獻的，而人口擴張、收入增長、居民減稅、消費信貸等因素也在驅(qū)動著美國消費持續(xù)走強。但對中國而言，勞動收入在國民經(jīng)濟中的比重偏低，居民消費占產(chǎn)出比值在近二十年顯著下降(Chang 等，2016)。換言之，即使居民消費有變化，也可能無法主導產(chǎn)出的變化(陳彥斌和唐詩磊，2009)。事實上，自國有企業(yè)改革以來，中國經(jīng)濟長期處于高投資、高出口和低消費的非均衡增長狀態(tài)(祝梓翔和鄧翔，2017)，主要由投資驅(qū)動，居民消費的周期性相對較弱，甚至與投資負相關(guān)(Chang 等，2016)。以上可能是消費者信心指數(shù)未能正確反映經(jīng)濟主體預(yù)期的原因。

由于私人和公共部門的預(yù)期存在差異，并且部分私人預(yù)期和實際經(jīng)濟表現(xiàn)脫節(jié)，如何構(gòu)建更好的預(yù)期指數(shù)是一個亟待解決的問題。部分研究認為，相較于個別企業(yè)主和消費者，經(jīng)濟學家信心預(yù)期指數(shù)能夠獲得更為全局性的經(jīng)濟信息，祝梓翔和鄧翔(2020)持有類似的觀點，因為經(jīng)濟學家信心預(yù)期指數(shù)的調(diào)查對象往往是高校、科研院所的經(jīng)濟研究人員以及大型企業(yè)的主要領(lǐng)導和戰(zhàn)略發(fā)展部相關(guān)負責人，由此經(jīng)濟學家信心預(yù)期指數(shù)能夠在一定程度上反映經(jīng)濟主體的預(yù)期。

此外，本文采用符號約束的方法進一步作穩(wěn)健性分析，基于符號約束方法得到的產(chǎn)出波動歷史分解結(jié)果如圖9 所示。結(jié)果表明，采用符號約束識別出的沖擊依然支持本文的主要結(jié)論。特別地，在符號約束假設(shè)下預(yù)期沖擊對產(chǎn)出波動的影響可能更大，進一步驗證了本文的假設(shè)，預(yù)期因素是我國經(jīng)濟波動的主要驅(qū)動力量之一(莊子罐等，2012)。

圖9 符號約束假設(shè)下的產(chǎn)出波動歷史分解

五、結(jié)論與啟示

本文通過測度三種不同時間跨度的經(jīng)濟周期，來分析并確定改革開放以來我國經(jīng)濟周期的不同階段及其轉(zhuǎn)變點。在此基礎(chǔ)上，本文結(jié)合我國當前經(jīng)濟下行風險加大的背景，分析總結(jié)了進入結(jié)構(gòu)調(diào)整期以來我國經(jīng)濟下行階段出現(xiàn)由經(jīng)濟衰退向蕭條階段演變現(xiàn)象的驅(qū)動因素。本文得出了以下主要結(jié)論:第一，新冠疫情和“三重壓力” 等多重因素導致在新發(fā)展階段我國短經(jīng)濟周期出現(xiàn)低增長高波動態(tài)勢，但經(jīng)濟長周期正處于經(jīng)濟周期的波谷位置。在當前全球經(jīng)濟增速放緩的背景下，我國長周期經(jīng)濟增速仍能夠維持在5%左右，說明我國經(jīng)濟長期向好的基本面沒有發(fā)生改變。這為我國實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展取得新成效、改革開放邁出新步伐、戰(zhàn)勝各種風險和全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家提供了有力支撐和堅實基礎(chǔ)。第二，進入結(jié)構(gòu)調(diào)整期以來，需求收縮是導致我國經(jīng)濟周期出現(xiàn)由衰退階段向蕭條階段轉(zhuǎn)變現(xiàn)象的主要驅(qū)動因素之一。不同經(jīng)濟下行階段經(jīng)濟衰退的驅(qū)動因素各不相同，但是每次經(jīng)濟周期蕭條階段出現(xiàn)時，供需均會出現(xiàn)一定程度的收縮，且經(jīng)濟在大多數(shù)時期都處于需求不足狀態(tài)。從消費、投資及服務(wù)和貨物凈出口三大方面進一步分析需求沖擊的具體成因可知:居民消費縮減是消費需求收縮的主要原因；后全球金融危機時期，投資及貨物和服務(wù)凈出口的縮減是需求減弱的主要原因，尤其是投資縮減。投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系非常密切，在一定程度上投資是經(jīng)濟增長的基本推動力。當前我國經(jīng)濟需求側(cè)存在較為嚴重的問題，調(diào)控政策應(yīng)當高度重視需求側(cè)，有效施行產(chǎn)業(yè)扶持政策、區(qū)域發(fā)展政策和宏觀經(jīng)濟政策相結(jié)合的需求刺激政策來應(yīng)對當前需求偏弱的問題。同時，財政政策與貨幣政策均需要增加一定的強度，加強“協(xié)調(diào)聯(lián)動”，通過財政政策與貨幣政策的有效協(xié)調(diào)，可以在拉動居民消費與推動基礎(chǔ)設(shè)施投資等領(lǐng)域取得更好的政策效果，防止經(jīng)濟出現(xiàn)持續(xù)下行。第三，在“三重壓力” 背景下，本文發(fā)現(xiàn)預(yù)期因素是新冠疫情沖擊引致的擾動周期內(nèi)產(chǎn)出波動的主要根源，并且預(yù)期因素能夠解釋此期間絕大部分產(chǎn)出波動，是經(jīng)濟波動的主要原因之一。新發(fā)展階段以來，預(yù)期轉(zhuǎn)弱對實體經(jīng)濟融資意愿產(chǎn)生顯著沖擊，主要體現(xiàn)在社會融資規(guī)模與廣義貨幣M2 的走勢出現(xiàn)背離。此外，預(yù)期沖擊對居民消費具有明顯的抑制作用，主要體現(xiàn)在居民消費貸款持續(xù)低迷，從而增加了我國經(jīng)濟下行壓力。政府應(yīng)當制定適當?shù)慕?jīng)濟調(diào)控政策提升長期經(jīng)濟增長動力，扭轉(zhuǎn)近年來潛在增速持續(xù)下滑的勢頭，同時加快推進完善金融回歸實體經(jīng)濟的機制，增強實體經(jīng)濟信心。

總之，“三重壓力” 是我國當前面臨的重大風險與挑戰(zhàn)，供給沖擊會影響結(jié)構(gòu)問題，需求收縮會引發(fā)總量問題，而預(yù)期轉(zhuǎn)弱會引發(fā)信心問題并會進一步加劇供給沖擊和需求收縮。在堅持供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以實現(xiàn)高質(zhì)量和高層次的有效供給的基礎(chǔ)上，應(yīng)加強預(yù)期管理。