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宏观经济波动范文1
关键词：财政规则；政府支出；经济波动；DSGE模型；贝叶斯估计
一、学术综述
政府支出作为一项重要的宏观调节手段，在熨平经济周期波动、保持经济平稳增长等方面发挥着重要作用，因而日益受到理论界和实务界的高度关注。
关于政府支出的宏观效应，国内外学者进行了大量研究，从现有研究文献来看，主要表现在两个方面：一是探讨政府支出对总产出或经济增长的影响，二是研究政府支出对居民消费的影响。从政府支出与经济增长的关系来看，研究结论存在一定分歧，部分学者认为政府支出扩张能显著推动经济增长（龚六堂 等，2001）；而另一些学者则认为公共支出调整成本的急剧上升将使得公共支出对经济增长的总体效应下降，甚至产生负面影响（郭庆旺 等，2003）。
这些研究大多是采用局部均衡分析框架，受累于“卢卡斯批判”，研究结论显然会低估或高估政府支出对实体经济的影响，要全面综合判断政府支出的宏观效应，必须考虑进行一般均衡分析。尽管国内已有学者在新古典一般均衡分析框架下对政府支出的宏观效应进行了相关研究，如黄赜琳（2005）等，但这些研究均未考虑名义刚性对宏观经济的影响。本文不同于现有研究的特色之处在于运用新凯恩斯主义分析框架，通过引入价格和工资的名义刚性，构建了一个包含政府部门的DSGE模型，从而分析在一定财政规则下我国政府支出扩张对宏观经济的影响。
二、典型事实
确定经济波动的典型化事实，既有助于说明经济波动的总体特征，又能为经济波动模型的构建提供经验参考。基于此，本文采用我国1978～2012年的宏观经济数据，对中国实际的经济波动进行特征事实描述，数据来源于相应各年的《中国统计年鉴》。选取的变量包括GDP、消费、投资、政府支出和就业①，在对原始变量进行对数化处理后，采用HP滤波法，剔除了序列中的趋势成分，仅保留序列的波动成分进行分析。具体结果如表1和图1所示。
上述分析结果表明，1978～2012年间中国实际经济波动的主要特征有，从波动幅度来看，投资的波动幅度大于产出的波动幅度，而居民消费、政府支出以及居民就业的波动幅度均小于产出的波动幅度。其中，消费的标准差为7.5780%，与国内总产出的标准差7.7094%比较接近。从与产出的同期相关性来看，消费波动、投资波动以及政府支出波动均表现出顺周期性，而就业波动则表现出逆周期性。其中，消费波动与产出波动的相关度最大，而就业波动与产出波动的相关度最小且为负相关。
二、理论模型
为从理论上阐述政府支出的宏观效应及其作用机制，本部分将构建一个具有名义刚性的新凯恩斯动态随机一般均衡模型，模型主要基于楚尔鸣等（2012）的前期研究框架。模型的主要特点有：一是通过在消费和投资函数中分别引入消费习惯偏好和投资调整成本等因素，说明消费和投资对外生冲击是否能产生驼峰形反应；二是借鉴Muscatelli等（2005）的研究思路，将政府购买性支出设定为关于滞后产出及滞后通货膨胀的反应函数；三是运用Calvo（1983）的方法，在模型中引入“价格黏性”和“工资黏性”，进而构建一个包含政府部门的动态一般均衡分析框架，分析在一定财政规则下政府支出扩张对实体经济的影响。具体内容如下：
（一）家庭部门
假设经济由众多的、永久性的、同质的家庭组成，每个家庭j（j∈[0，1]）的目的是通过选择消费序列{Cjt}t=1∞和劳动供给序列{Ljt}t=1∞使如下的预期效用和最大化：
根据上述各式，我们可以得到基于新凯恩斯主义分析框架的一般均衡经济系统。首先，利用状态-空间模型求解该非线性经济系统的稳态值，然后围绕稳态值进行对数线性化，得到一个包含14个动态方程的线性系统；其次，求解该线性系统，得到稳态条件下各变量的波动（Blanchard et al，1980）。本文通过分析该系统的脉冲响应图，研究在一定的财政规则下政府支出扩张对产出和消费等宏观变量的影响？以及实体经济对需求冲击（利率冲击、政府支出冲击）和供给冲击（技术冲击）等不同外部冲击的动态响应是否存在显著差异？
三、模型估计与结果分析
（一）数据来源及处理
本文采用我国1999年～2011年的宏观季度数据对上述模型进行估计，数据均来源于中经网数据库，包括：GDP、消费、就业量、CPI和利率。其中，用全社会零售品销售总额衡量居民消费，用城镇居民就业人数衡量就业量，利率采用银行间同业拆借加权平均利率。为得到各变量的波动序列：首先，利用X-11方法对所有变量进行季节调整；其次，对各变量序列取对数；再次，采用HP滤波法对取过对数的变量序列进行趋势分离，从而得到本文所需要的波动序列。
（二）参数的校准与贝叶斯估计
模型中的参数按照刘斌（2008）所采用的规则进行赋值，即：一般静态参数用校准的方法进行赋值，动态参数用贝叶斯估计的方法进行估计。模型中需要校准的参数包括：资本收入份额α，资本折旧率δ，跨期贴现率β，以及投资产出比和消费产出比。校准参数主要采用先前文献估计和普遍采用的校准值。例如，本文选取时间偏好率β=0.9926，即稳态下年利率为3%；设定δ=0.025，即资本的年折旧率为1%；根据李浩等（2007）的估计，设定α=0.651；根据李雪松等（2011）的估计，将投资产出比和消费产出比分别赋值0.43和0.42。
模型中其它参数，则采用贝叶斯技术进行估计。表2显示了结构性参数先验分布和后验分布的均值，标准差以及95%的置信区间。
（三）脉冲响应分析
宏观经济波动范文2
3．1 企业债务的”实际增长“
通常我们从统计数字中看到的企业间债务的增长，包含着通货膨胀的。其中最主要的是中间产品（生产资料）价格上涨因素的影响，因为企业间相互拖欠主要是由于中间产品的交易引起的。
企业间债务的增长，由于扩大了企业的实际购买力，增加了中交易手段的总额，本身可能就是导致物价总水平上涨的因素（有人认为在独联体国家，企业间债务的增长是通货膨胀的主要原因，见Rostowski，1994）。特别是经济高增长时期（繁荣时期或”过热“时期）企业间债务的增长，会影响到以后物价水平的上涨。但在有些时期，企业间债务的增长主要受前期通货膨胀引起的生产资料价格上涨的影响，导致同一生产资料的交易款项因价格上涨而较前期增多（我国1993－1995年期间可以认为在很大程度上属于这种情况）。
人们一般用国民生产总值的平减指数来企业间的”实际债务“（Rostowski，1994），我们也按照这种办法进行了（见表2）。但是需要指出的是，由于在体制转轨经济中，经济结构一般距均衡点较远，不同市场上物价变动幅度相差较远，用物价总水平的变化率（国民生产总值平减指数）计算并不能准确地说明主要由生产资料（中间产品）交易引起的企业间债务。比如，在最近的一次周期性波动中，1992－1993年生产资料价格指数（Producerindex）有较大幅度的提高，而消费品价格指数增幅不大；而当开始实行宏观紧缩政策之后，生产资料价格开始下跌，而消费品价格在1993年下半年以后因成本上涨而大幅度上涨（见表4，各种价格指数之间的关系）。在这种情况下，更详细的分析还应计算以生产资料价格指数为平减指数的企业间实际债务，从而对企业间债务的实际增长率有一较清楚的认识。例如，在1993年，生产资料价格上涨幅度较大，以此计算的债务实际增长率就小于用GNP平减指数计算的债务实际增长率；而在1994年，由于生产资料价格趋于稳定，以此计算的债务实际增长率就高于用GNP平减指数计算的增长率（见表4）。
3．2 企业间债务的”增长“
除了物价水平的上涨会引起企业债务增长之外，经济的增长、经济活动规模的扩大，本身也会引起企业间债务的”自然增长“－－生产的东西多了，每一笔交易的数量大了，企业间相互欠债的规模自然也会加大。当然，我们很难确切地知道什么样的实际债务增长率是”自然的“。一个复杂的因素是：经济增长率维持在较高的水平，可能正是与企业间债务的过分增长相关（见后面的分析），但是，为了近似地说明问题，我们不妨假定与经济增长率，总产值（工业企业的总交易量）增长率相等的债务增长，为企业间债务的”自然增长率“。
问题的复杂性在于，由于宏观经济波动的原因，有的年份（比如1994年）企业间债务大规模增加，大大超出正常增长的范围，导致下一年的债务增量虽然绝对值也很大，但与前一年的总量相比增长率却较小甚至出现增长率下降（比如1995年）。处理这个问题的一个办法是：以货币紧缩政策实施以前的债务增量为基数，乘以各年的工业总产值的增长率，得出一个乘积，可视为”企业实际间债务自然增量“；然后各年实际债务增量与这一”自然增量“的关系，可得出一个债务增长是否正常的概念。
3．3 企业间债务的”超常增长“
我们在现实中直接观察到的是企业间债务的名义增长率，用d表示；而要得到需要我们着重研究的”实际债务的过度增长率“（用d′表示），需要从d中”减去“以下因素：
通货膨胀率，用p表示；经济增长率（工业总产值增长率），用g表示；
即：d′≈d－p－g
（此外，还有在前面第2．1小节分析过的企业间债务”体制性增长“的因素。由于统计上存在的困难，我们在对近年债务增长的分析中对其忽略不计）。
举例来说，1994年37万家工业企业间债务的名义增长率（d）约为82.65％，通货膨胀率（GDP平减指数）为18.6％；工业总产值增长率为26.8％；我们所能得到的”企业间实际债务过度增长率“（d′）约为37.97％。这一数字比我们直接观察到的名义增长率要小许多，这也许更能说明问题。
3．4 当前间债务的严重性
尽管我们指出了企业间债务的增长在一定程度上是正常的或”的“，但仍然不能否定我国近年来债务问题的严重性。这可以由以下几个指标看出：
－－连续3年超正常增长。在减去了通货膨胀的因素和增长的因素之后，我们看到企业间债务从1993年开始连续以较大幅度”超正常“增长，1993年为69.6％，1994年为38％；1995年初步估计还会达到近20％的水平（见表2）；
－－企业间债务与增加值（相当于工业GDP）的比重，1994年已达到43％，已超过发达市场经济国家的平均水平，仅低于日本（英国为20％，美国为17％，法国为38％，日本为59％）；
－－企业间债务的平？quot；周转天数”（表明人欠债务与总产值即总交易量的比重的指标），已经达到114天，超过西方主要发达国家的水平（法国为110天），甚至越过了俄罗斯、波兰等国家经济转轨初期（1992）的水平；
－－企业间债务与银行（工业）贷款的平均比率，已提高至67％，个案调查中发现有些企业该比率已接近于一甚至大于一，接近发达国家的平均水平（一般为一左右）；考虑到我国企业的银行负债率本身较高，从整体看67％这个水平也已经很高了。
四、宏观波动与企业间债务行为
从前面的统计中我们可以看出：第一，企业间债务自1985年以来一直在增长，但经济高涨时期的增长率和经济紧缩时期的增长率是有差异的，特别是80年代末以来两次宏观调控的初期，企业间债务都出现了突发性的高增长；第二，企业债务与工业产值的比率以及企业债务与银行贷款（货币供给）之间的比率，在经济波动的不同时间是不同的，也出现了较大的波动。
同时，在现实中，人们对企业间债务问题的严重性的感觉，在宏观波动的不同时期也是不同的，在紧缩时期企业拖欠的问题变得十分严重，而在高涨时期，尽管企业间债务也在增长，但人们似乎感觉不到，也并不引起实际的经济问题。这表明企业债务的相对规模和作用也是受宏观经济的。因此，我们有必要从宏观上对企业债务问题进行分析。
4．1 高涨时期的企业债务
经济高涨时期，企业间债务也会增长。从1985年以来，国有企业的“应收款”一直呈增长的趋势，包括1985－1988年的经济高涨期，和1992－1993年的经济高涨时期。但是，经济高涨期的企业债务变动，相对于紧缩时期，有以下几个特点：
第一，增长率相对较低。1985年12月至1988年6月紧缩之前，企业名义债务的增长率没有超过35％；1992年经济逐步复苏之后，名义债务增长率从40％以上降至20％左右，1993年1－6月则是近10年来企业债务增长率最低的时期，最高的月增长率为11.8％（1993年6月），最低只有2.6％（1993年1月）。
80年代后期，企业债务在经济增长过程中增长幅度较高①，其原因之一是经济“信用化”。1985年开始搞企业改革，扩大企业自主权，改革原有的中央计划体制，企业间的横向经济联系扩大，企业间债务从无到有，开始增加。这首先可以从企业间债务与工业贷款的比率中看出。在1986－1988年9月的长时间里，4000家主要大中型国有企业应收预付货款与工业贷款总额（全部企业）的比率只有7％－9％，没有超过10％；而在1992年底这一比率已达到17％。从企业债务与工业总产值的比率来看，1985年12月只是3％，1987年12月只有4％；而到了1992年底，已达到7％。总之，在经济增长时期企业间债务的增长，有一部分属于正常增长。
第二，企业债务与工业净产值的比率相对较低。1985－1988年经济高涨期，这一比率在3％－5％之间，而1989－1991年的紧缩期达到19.2％，而在1992年经济高涨期中这一比率基本没有发生变化。
第三，企业债务的“平均周转天数”相对较短。总的来说，企业债务的周转天数这些年来具有逐步增长的趋势，但是1989年以前只有18.78天，而1989年实行紧缩后突增到32.68天，1990年底进一步增加到44.53天。而在1992年底，周转天数回落到26.57天，1993年中，实行紧缩政策后，年底平均拖欠时间增至78.32天，1994年底则增至114.43天。
从逻辑上说，在高涨时期，间债务的增长是必然的。一方面，由于经济高涨，大家对未来还款的信心都比较强，相互间欠债的发生也就较为容易；另一方面，高涨时期的总需求因货币量的增大和货币流通速度的加快而增长较快，实际的货币购买力较大，企业债务的偿还事实上也较有保证。如果将“经济信用化”的因素剔除，在经济高涨时期，企业间债务可以因货币量的增长和货币流通速度的加快有很大幅度的增长，而且可能在债务增长的同时，出现债务／贷款比率的下降和债务／产值比率的下降。
4．2 紧缩时期的债务增长
企业债务一般来说是随着经济的增长，经济信用化程度的提高而增长；在企业预算软约束的特殊体制下，企业债务的规模和比重会更大一些。但企业债务的突发性、大幅度的迅速增长，主要是宏观经济方面的原因，取决于宏观货币政策与宏观经济波动的状况。
80年代后期以来，经历了两次经济波动，而企业拖欠债务的两次突发性大幅度增长，都发生在经济过热之后的两？quot；宏观调控“的初期。一次是1988年中期，6月份的企业名义债务同比增长率，一下子从上月的27％增至38.8％，然后继续攀升，12月达到80.2％。最近一次，在1993年7月中央政府实行宏观调控政策之后，8月份的企业债务名义增长率，一下子从上月的11.76％猛增至104.9％，然后继续攀升，12月底达到214.5％，1994年6月份最高峰达到241.8％。
紧缩时期企业间债务猛增的基本原因是货币供给量的突然紧缩而企业的经济活动没有相应的减少。货币量减少导致企业支付手段紧缺；大量原先在高涨时期预期可以还上的债务现在因资金紧张而无法偿还；已经上马的项目还想继续进行下去，于是又欠下大量新债。这一基本因果关系表现在：
第一，债务周转天数迅速延长，比如1989年的债务周转天数从1988年的18.78天猛增至32.68天；1993年的债务周转天数从上一年的26.16天猛增至78.32天。
第二，企业欠债总额与贷款（货币供给）的比率，迅速攀升。1988年6月（4000家重点企业）的企业债务与全部贷款的比率为0.88％，银根紧缩后迅速上升，1989年6月已升至13.76％；1993年6月该比率为17％，宏观紧缩后1993年12月底猛升至36.86％。企业债务增量与工业贷款的比率也同样迅速增长。
第三，企业债务总额、企业债务增量与净产值的比重，也在紧缩初期迅速升高（见表3）。
所有这些都表明，从宏观的角度看，企业间债务，是作为货币（国家法定信用）的替代物，在紧缩时期中介着交易活动，是在货币量增长速度放慢，而企业又要继续按原有速度扩大生产，进行投资活动的情况下产生的。
企业间债务的增长有许多体制上的原因，这在前段已经过了。在一定的体制基础上，企业间负债会逐步增长，无论在经济高涨时期还是在紧缩期，都是这样。这种基于体制原因的债务增长可以说是一种体制（包括所有制关系、法制、信用制度、银行结算制度等等）条件下经济体系中的一个”常数“。而债务增长率？quot；波动”，或者说，那部分“额外的”增加，却有其宏观经济运动的原因，与宏观经济政策的变化相联系。因此，我们必须将企业间债务突发性的、大幅度的超常增长，作为一个宏观经济加以对待并由此出发寻找解决问题的对策。
4．3 最终需求即“投资项目拖欠”的决定性作用
中国历次经济过热，都以固定资产投资的膨胀为起点，特别是以国有部门固定资产投资的膨胀为起点。各地方、企业出于各自的利益，用各种办法扩大投资规模，其中办法之一就是“投资超概算”。据国家计委的统计，1983年以来全国投资项目实际投资平均超概算32.6％。1990年国有、集体单位投资共3477亿元，而资金到位只有2965亿元，存在512亿元“缺口”（见周正庆1990）；1994年，据有关部门统计，投资项目的资金到位率也只有70％左右。这超出的部分本身造成企业间相互拖欠。并都期待银行多发贷款来“补足”。也正因如此，每次“宏观调控”也必然首先从“压缩投资规模”为起点。迄今为止，相应的政策措施主要有两个：一是行政措施，通过各级政府部门采取相应的手段，压缩建设项目，包括停建、缓建已上马的项目和停止批准新项目上马；其二就是货币政策，压缩贷款规模，从支付手段上进行控制，减少投资支出。
在传统的行政计划体制下，行政手段本身具有较大的权威性，能较为有效而迅速地压缩投资规模。在这种情况下，宏观紧缩之后由于项目下马，不再发生新的购买行为，债务不会发生很大的变化，大幅度超常增长的时间也不会很长。而在改革开放之后，由于行政分权，地方政府和国有企业的自主权扩大，导致中央的宏观投资政策的有效性大大减弱；在地方、部门和企业利益的驱使下，人们往往会对中央压缩投资规模的政策采取抵制的态度。这一方面使中央政府在越来越大的程度上依赖于货币政策即对信贷规模的控制，另一方面，中央整个压缩投资政策的有效性会越来越弱，地方和企业会想尽各种办法避开中央宏观政策的，使自己的投资项目以及地方增长计划继续进行下去。所谓“各种办法”，归根到底就是在缺乏货币交易手段的情况下，用欠债、赊账、不还旧帐等办法，得以继续获得投资物品，维持项目进行。正是对投资资金供给的压缩和地方企业继续维持投资规模的各种办法，导致了企业间拖欠债务的增加。
不仅如此，投资项目和投资物品（主要是建筑材料、机电产品、车辆工具等）货款拖欠造成的企业间债务，在中还是整个企业债务链的“源头”或“牛鼻子”（周正庆，1991）。总产品可分为最终产品和中间产品两类；中间产品的需求取决于最终产品的需求；而最终产品的需求又分成消费需求与投资需求，其大小取决于消费品购买力与投资品购买力。在宏观调控初期，消费购买力并不发生紧缩，相反，由于经济过热，物价已开始上涨，通货膨胀预期加大，人们的消费需求会加大。而宏观紧缩政策的主要作用方向就是压缩投资需求。投资品购买力因货币供给的紧缩而下降，与此同时投资项目拖欠款增加，构成企业债务大量增加的初始点。
投资项目拖欠，导致投资品生产者“人欠款”增多，流动资金开始紧张，本身无力支付购买原材料的款项，于是也开始“欠人”，即欠中间产品制造厂家的货款；接下去位居生产流程“下游”的中间产品制造厂家因周转不灵，开始拖欠“中、上游”中间产品制造者的货款，于是企业拖欠一环环扩展开去，向整个经济蔓延。
如果我们假定由于企业拖欠，使投资活动与其他生产活动的水平（增长速度）保持不变，同时工资支出（用现金）与生产保持同步增长，那么消费需求也就可以保持不变。这说明，上完全可以仅仅因为投资项目拖欠而造成整个经济中企业间债务的增加。在现实中，1993年以来宏观调控期间，消费品需求基本上保持了过去的增长势头，消费品生产经过前几年的结构调整，供销衔接也基本上处于良好状态；企业债务的增长，主要是由于投资项目拖欠和投资品需求缺乏资金保证所引发的。据在东北三省的调查，企业欠人款总数的25％是投资项目欠款；而这25％的欠款，又直接引发“上游”产业的欠款，加起来能占欠人款总额的75％（周正庆，1993）。关于湖北钢丝厂的案例表明，货运汽车这一最终产品（投资品）生产厂家的拖欠，引起了“上游”一大片企业拖欠的愈演愈烈。这一提醒我们充分注意“最终产品需求”这一重要环节。
当然，宏观货币紧缩政策一般也会引起企业流动资金的普遍紧张，从而在一些中间产品生产环节上加剧企业拖欠的发生。比如1995年山西流动资金贷款规模比上一年少增加2000万元，而同期生产增长了17.1％，但是，无论如何，如果最终产品需求是有资金保证的，一切中间产品的购买最终也会有支付手段与其相对应。在宏观经济理论中，总需求说到底是对最终产品的需求；我们事实上可以将货币供给量减少引起的购买力（有效需求）的减少，全部归结为最终产品购买力的减少。同时，还要注意到的一个事实是：固定资产投资项目资金不足，企业通常的一个对策就是“挪用”流动资金，这是造成所谓流动资金不足的一个重要原因。最近的二个实例是山西某化学工业集团1995年动用6000万元流动资金投入到因资金不足而不能完工的投资项目上去；山西某液压件厂动用2000万元流动资金投入到投资项目上去，流动资金一下子减少20％。
总之，把握间债务的增加与最终需求减少的关系，对于理解企业间债务这一现象与宏观运行的关系以及解决债务的有效手段等问题，具有十分关键的意义。
4．4 不同的宏观政策与不同的“债务链”传导过程
虽然从基本经济关系上看企业间债务的突发性大幅度增长可以归结为最终需求的紧缩，但债务增长过程中的“传导”过程，可以因宏观政策的不同以及操作方式的差别而有所不同。这可以由1989－1990年和1993－1994年两次宏观调控过程中出现的不同情况中看出。
1989年实行宏观调控时起主要作用的首先是压缩投资规模，减少投资贷款。这首先导致投资项目欠款增长，然后，因此为“源头”，债务链一环一环的传导下去，整个经济发生“市场疲软”，并使企业间债务逐步增大；企业间债务的增长由最终需求规模缩减所决定这一关系也就表现得较为明显。
而1993年实行紧缩时首先起到决定作用的政策是“抽回贷款”，也就是紧缩货币，而且力度较大。因此，这时出现的情况是所有环节上都发生“资金紧张”，并导致所有环节、所有部门的企业间债务突然增大。然后，随着债务周转天数以及债务的进一步增加，投资项目拖欠的决定性作用才逐步明显起来（由于缺乏不同部门的数据，因此无法在此对这一问题作进一步的定量，但以上的说明是对于我们个案调查与各方面情况反映的概括）。
4．5 企业间债务拖欠与宏观政策效果的减弱
企业间相互拖欠债务的突发性增加，是在紧缩货币供给，而企业又没有相应地缩减投资与生产的条件下形成的，企业间债务的这种增长，其宏观效果就在于“抵消”或“瓦解”了中央货币政策的效力。在宏观货币紧缩的背景下，大量增加的企业间债务相当于企业用相互之间给予的信用，代替减少了的国家法定信用（货币），作为流通手段，实现了产品的购买，维持了较高的经济增长速度。
本文前面给出的公式（1）（见第一节）表明，在一定时期，若PT为一定（增长速度为一定 ），V不变（假定），M减少或增长速度下降，必然是因为D，即企业间债务增量增加。这一关系体现为企业间债务与贷款量（M）的比率，与总产值（PT）的比率增加。
1993－1994年的经济紧缩时期，上述关系表现得特别明显。1993年7月之后货币供给量的增幅速度下降，而企业间债务猛增。经济增长率、工业增长率在相当长的时间内居高不下，GDP在30个月内仍保持在10％以上的增长速度，企业间债务增加是其中一个重要的原因。
与此同时，企业间债务的增加还是通货膨胀率长期居高不下的原因之一（当然不是唯一原因，关于1993－1994年通货膨胀原因的分析，参见樊纲1994、1995）。宏观调控政策的首要目标是通过对货币供给量的控制来控制通货膨胀。但是，企业间用相互欠债的方式来中介其投资物品和中间产品的交易，就使得有限的、甚至是相对减少了的货币量得以“节省出来”用于其他物品特别是消费品的交易，使得工资性支出和消费品市场上的购买力仍能持续增长，从而使得以消费物价指数表示的通货膨胀率（这是这些年来政府与民众主要关注的指标）在实行货币紧缩政策之后的相当长一段时间里居高不下，延缓了通货膨胀率下降的过程。这一关系在1993－1994年的宏观调控时期表现得最为明显。
4．6 产成品积压、“资金占用”与企业债务
在经济紧缩时期可以观察到的一个普遍现象是企业产成品库存增加，个别企业资金“被占用”或被“套住”。由于这一现象往往与“资金紧张”和“企业间债务增加”共同发生，于是经常听到人们说“库存积压引起资金紧张”，或者“企业债务拖欠引起库存积压”。这些观念似是而非。
首先，是因为没有人买或人们买不起，即没有资金来购买产成品，才发生了库存积压。如果以前在正常情况下产品卖得出去，现在因货币紧缩而发生库存增加，则说明是“资金紧张”造成了库存积压而不是相反。从个别企业的角度看，当然可以说是产品卖不出去，占用了资金，资金回不来，无钱买东西发工资，也不能还别人的债；但是，从全的角度看，资金是流通的，不是在A的手中使用，就是在B的手中使用（当然流通速度会发生变化）；产成品积压是因为“别人”资金缺乏不来买你的产品，而不是因为你的产品积压而导致社会的“资金紧张”。
其次，产品积压，没卖出去，说明就这些产品来说没有交易发生，即没有货币中介的交易，也没发生由间债务为中介的交易，也就根本没有引起什么企业间债务的增长。“下游企业”在“最下游企业”拖欠债务而没有购买“上游企业”的产品，是由于“最下游企业”缺乏购买手段，既没有货币，也无法再用制造企业间债务实现购买，总之是因为有人盲目生产，又没发生企业间的债务，才形成了库存积压，而不是相反，是库存积压导致了企业间债务。
有的企业产品老化，没有市场，但又继续购入原材料进行生产，结果是产品积压，欠的债还不上。这种“坏债”，当然是当中的一种微观的或结构性的隐患（只能用停产、破产、改革等方式解决）。但是，即使在这种情况中，我们也要一下：第一，这些企业在经济高涨时期卖得出东西，而现在卖不出去，这是因为宏观经济条件发生了变化；第二，假设这些企？quot；改好了“，生产对路了，产品卖出去了，如果经济的总体规模没有变，总需求还是那么大，那么人们买了这个企业的东西，一定少买了另一些企业的东西，这个企业不欠帐了，另一些企业却会增加欠债。这说明，微观的”生产不对路“、市场竞争问题，与宏观的总需求缩减问题是不同的，是可以分别加以分析的，也是需要由不同的对策加以解决的。
当库存积压发生，我们首先要问的是”为什么没有人有钱来买东西“？就微观问题或结构问题来说，是因为产品”不对路“或质量太差而没人要；就宏观问题来说，则是因为人们缺乏购买手段，或是缺乏货币，或是无法继续增加企业间债务（不能？quot；赊卖”），而不存在相反的因果关系。就宏观问题而言，是“资金紧张”（这件事的发生可以是因为必要的紧缩政策）引起“库存积压”和“企业拖欠”这两个后果，而不是相反；同时，也不是“库存积压”引起“企业拖欠”。
五、各种“清欠”方式及其效果
5．1 我们面临的特殊问题
企业间债务不能无止境地扩大下去，问题到一定程度，产生了如何解决的问题。
如果企业是“预算硬约束”的，自己的债务要由自己负责，还不上债要受到的制裁，直至破产倒闭，由债权人对其进行清偿或强迫还债。那么，一方面，企业间债务的极限会很快达到，另一方面，企业间自己会采取各种方式及时偿债，因而会在市场经济中存在一种企业间自己自动或被迫清债的机制。企业清债的措施包括：第一，减少自己本来的资金储备？quot；闲置资金“；第二，出售或抵押一部分自有资产，包括拍卖一部分别人欠它的债务或自己欠人的债务（这需要存在一个商业票据交易机制，而卖出债务的价格显然要依当时的经济形势与企业的市场前景、还债能力等所决定而打一折扣）。在较为成熟的市场经济中，债务长期不还的最终后果便是破产，这当然是信用状况彻底恶化的苦果。
但是，我们面临的问题却是企业预算软约束，欠债可以一直拖下去不还，也不会受到什么惩罚，至少不会破产。在这种情况下，一方面企业间债务量会无限增长，另一方面也不会？quot；自发的还帐机制”，再加上市场体制还不健全（比如说还不存在债务转让或拍卖的市场），信用制度与体系（执法）不完善，在这种情况下，如何对待和处理企业间债务问题？
5．2 一些“清欠”措施的局限性
解决企业间债务增长的根本性措施当然是要进行制度的改革，最终实现企业的预算硬约束。但体制改革是一件长期的事情，不可能一时奏效，在此过程中债务还在增长。因此，问题便归结为在中、短期内，如何缓解这一问题？这一直是困扰人们的难题。以往解决这一问题的办法主要有三：第一，银？quot；注资清欠“；第二，债务各方”多方磨债“，即相互抵销一部分债务；第三，”三不原则“，主要就是不还旧债、不付货款、不发新货，以此来逐步减少债务。
以往的经验已经证明用银行注资清欠的办法不能解决问题，反倒会前清后欠，越欠越多。同时，由银行出面注入资金统一清欠的作法还是属于一种”一刀切“的计划经济作法，而不能使市场的优胜劣汰选择机制发挥作用。企业与企业是不同的；不同企业欠下的债务的性质与质量从而其债务的”市场价值“也是不同的；有的企业产品有销路，经营状况也好，一时由于其他企业拖欠而欠下债务，从长远看是能够还上的，因而其市场价值就高些；而有的企业属于该破产、被淘汰之列，所欠债务本身就属于不良债务，不值什么钱，银行帮它还债，实际是高估了其价值，使它占了好企业的便宜，并助长了不良企业靠在国家与好企业身上而不思进取的恶习，因此，属？quot；劣币驱逐良币”的作法。在向市场机制过渡过程中，这种作法应尽量减少与避免。
间实行的所谓“磨债”，即多方债务人与债权人走到一起，将相互之间可以抵销的债务冲抵掉，这种办法当然有助于削减一部分债务，但也有其局限性，难以普遍实行。这是因为第一，根据与实例，由于企业债务？quot；源头“是投资资金和最终需求增长速度下降，而在投资项目还未完成投产之前，债务链不会是”闭路“的，大量债务无法通过企业磨债加以处理（无论是银行组织还是企业自己进行）。第二，在”实物偿债“的场合，这显然受到实物交换本身的限制，受到实物的”通用性“的局限。如果是象能源、基本原材料这种通用性较强的部门欠债，情况会好些，但恰恰是这些处在生产环节的最上游的部门企业被人欠最多（最下游的债务最终都会递推到这些最上游部门）。这些部门的债至少是无法用磨债的解决。
”三不原则“是在企业间拖欠到一定极限条件下不得不采取的较为严厉的措施，也是有利于打消人们无限借债预期的较为有效的措施。事实上，1993年以来，出于宏观调控、抑制过热和通货膨胀的需要，中央货币当局自己一直在采取一种不妥协原则，即一直不搞”注资清欠“。在这种情况下，一些产业已经被巨额拖欠首先逼到了”极限“，到了再没有现金收入就难以为继（发不出工资）的地步。于是我们看到了煤炭、电力、冶金等”最上游“部门最先搞起了”三不主义“，以改善自己的经济状况。”三不原则“是有效的。1995年上半年，在全国企业间债务继续增长15％左右的情况下，煤炭行业人欠款下降了16.2％；冶金行业下降8.3％。事实上，在各行各业，只要欠债总量增长到一定程度使企业难以为继下去，都会或多或少地采取”三不原则“，有的更严厉些，有的则采取”至少付50％现款“或至少还20％才发新货的办法，等等。对个别企业来说，实行三不原则的界限在于它是处在生产流程和债务链条的哪一环节上。上游企业人欠大于欠人，三不原则就可以较为严格，因为不必担心别人也对它实行三不原则；而对另一些处在”下游产业“的企业来说，实行”三不原则“就较为”心虚“，因为当它们对别人实行”三不原则“的时候，要面临别人也对它们实行同样的”三不“，结果可能使它们境况更加恶化。此外，如果企业一直采取严格的”三不原则“，还可能妨碍企业间合理的商业信用关系的发展。
从宏观角度看，当企业间债务已经达到相当高的水平，以往一段时间是靠着较高的债务增量来使经济增长保持在较高水平的情况下，大家都真正实行”三不原则“可能导致交易量和增长率的猛然下降和失业率的猛然上升。由于前一阶段企业债务的增加在一定程度上抵消和”瓦解“了紧缩性货币政策的作用，迫使中央货币当局在延长紧缩时间和紧缩力度上，不可避免地采取了”过猛“的方式（如1994年末以来的实际情况）；当企业开始被迫采取”三不原则“，企业间债务停止增长的时候（D＝0），如果没有一定程度的扩张性的货币政策或财政政策（也就是说，使M有较多的增长），则经济的失业率将会达到难以忍受的程度。这里的悖论在于：如果要求企业实行三不原则减少债务而无适当的货币扩张，失业率会猛升，而若同时采取增大货币供给的措施，又可能使企业因资金宽裕而放弃实行三不原则，使企业间债务又重新增长，对政府的”软约束预期“提高，经济再度进入过热状态。看来，采取怎样的一种有效政策组合，是解决企业间债务及其连带问题的一个关键。
六、对策思考：调节总需求
与降低债务／产值比率
6．1 长期出路：通过基本体制的改革，”硬化“债务人的预算约束
从微观层次上看，企业间债务拖欠情况恶化最根本地出于两个基本的原因：一是国有企业靠在国家信用”背景“上，欠债人并不能在事实上对自己的债务负责任，欠多少债也能生存，花多少钱也不会破产；二是整个信用制度缺乏有效的保障，债权人利益得不到保障，拖欠者得不到应有的、有效的处罚，结果形成了”欠得越多越占便宜“的”欠债文化“。如果这两方面的制度（国有企业与法律制度）得不到有效的改革，企业拖欠问题就不会得到根治，良好的信用关系不可能建立起来。
产权关系改革（包括非国有的）、改革、银行制度的改革、破产制度的建立、制度的完善，等等，都是硬化债务人预算约束的必要前提。
这些制度的改革，都是需要相当长时期才能实现并见效的，因此，我们还必须考虑在这些基本制度要素尚未改变的情况下，在中短期采取可能使情况有所改善或得到控制的对策。
6．2 中期改进：加强银行对企业债务的监控，发展商业票据交易与结算机制
企业间债务的过度增长，较为具体的一个体制上的原因是由于市场不健全，银行部门没有严格履行对企业信用状况的监督，防止企业间债务恶性膨胀；另一方面，企业间债务之所以能在较大程度上抵消和瓦解宏观货币政策的作用，原因之一则在于企业债务不能与货币（贷款和现金）更紧密地”挂勾“，企业大量拖欠，并不妨碍其继续获得贷款，继续大量申请贷款，甚至可以在银行有存款仍然拖着债不还；企业债务本身也不能通过某种市场机制进行”货币的评估“。
银行对企业债务往来应实行更加严格的监控，将其与银行贷款联系起来，实行”债贷挂勾“。比如，当企业欠人债款达到某一规模（比例）时对企业贷款实行一定百分比的”清债预留“；达到某一更大规模时停止银行贷款，以此从贷款与债务的关系上降低企业的”拖欠极限“。
商业票据交易机制是资金市场一个重要组成部分。企业间债务的凭证即商业票据的可交易、可转让、可抵押、可兑现，是对企业信用状况、负债状况以及经营状况进行市场评估的重要机制。在这样一种机制下，”好帐“与”坏帐“可以通过票据的转让价格显示出来；也可使企业通过这样一种竞争性机制获得更多的公开信息，也使较好的企业获得应有的流动性。票据市场本质上也是企业间多头”磨债“的一种机制，但由于信息的公开性和更多企业的加入，它可以突破少数相关企业”磨债“在信息和交易手段上的局限性。
发展商业票据结算市场需要一个过程，但应结合《票据法》的实施，尽早开始，逐步完善。
6．3 短期对策：”三不原则“加宏观政策的调整
体制改革、市场发育都是中长期才能奏效的解决的途径。面对大量现存的、并且还在继续增长的企业间债务，我们还必须在现有的体制条件下，制定短期的政策加以缓解，以使好的企业摆脱债务拖欠困扰，保持经济的增长与稳定。
根据前面的一系列，我们知道，第一，企业间债务的过度增长在一定程度上是一种宏观现象，是与压缩最终需求特别是投资需求相关联的。第二，以往用在中间环节上增加流动资金贷款（”清欠资金“只是一种增加流动资金贷款的具体形式）的办法，放松银根、缓解企业间拖欠问题，由于并没有解决最终需求不足的问题，结果只能造成前清后欠及企业库存增加，还能造成好债坏债一锅煮，企业更加放心大胆地拖欠的不良后果。第三，如果企业拖欠问题进一步恶化到极限程度，迫使更多的部门和企业实行”三不原则“，企业间信用突然紧缩，又会导致宏观经济过度滑波。
根据这些分析，我们建议在情况下，即在1993年7月开始实行紧缩政策30个月之后，在通货膨胀率已经下降到10％、经济增长率下降到10％左右、宏观调控目标已基本实现的情况下，采取以下的综合治理措施：
－－进一步明确宣布今后不再搞注资清债；
－－鼓励企业之间自行”磨债“，银行适当帮助提供信息，为企业”搭桥“（但银行本身不负责清欠）；
－－在人欠大于欠人的行业继续鼓励企业实行”三不原则“；
－－在实行以上政策的前提下，适当增加基础设施项目的投资规模，通过国家开发银行，向在建和一些新建项目发放投资贷款，在投资资金这个与最终需求直接相关的环节上向经济中注入资金，缓解企业资金不足的境况，压缩企业间债务。
－－对一些技术水平较高、产品能够出口或实现进口替代的企业，适当增加流动资金贷款（增加国内最终需求和减少”对国外的最终需求“，而不是”挤掉“另一部分国内需求）；但要明确不能再普遍追加流动资金贷款；
这样做的好处在于：
第一，在最终需求环节上注入银行贷款，增加了货币供给，可以在宏观调控目标基本达到的情况下实现宏观货币政策的调整。仅仅在的中间环节上增加流动资金供给而不扩大最终总需求，不可能实现此目的，而只能增加库存。
第二，用这种方式增加货币供给量，然后逐步流通到整个经济，可以通过经济内部的选择与竞争机制（我们或多或少已经有了一定的竞争机制），让去自行解开债务链，使好的企业获得更多的流通手段，差的企业获得较少的补贴（情况下还不可能完全取消），而不象”注资清欠“或普遍增加流动资金贷款那样抹杀”好债“与”坏债“的差别。
第三，基础设施建设投资，一般地说总是政府应该履行的公共职能；在目前能源、、城市基础设施仍大量不足的情况下，增加这些领域里的投资，既可以扩大总需求，增加就业并更充分地利用目前已出现闲置的生产资料生产能力，又能缓？quot；基础瓶颈”，释放出过去被瓶颈压抑的大量生产能力，增加总供给，缓解总供求之间的矛盾，实现持续的经济增长，具有一箭双雕的作用。同时，在目前地区间差异较为突出的情况下，适当增加对内陆欠发达地区的基础设施投资，又可缓解这方面的矛盾。
当然，应该注意到的是，政府出面增加基础设施投资，本质上属于“财政政策”的范畴；而在目前情况下，由于缺乏完善的货币市场和政府？quot；公开市场业务“机制，我们执行这种财政政策，事实上还不得不通过直接由银行增加政策性长期贷款的方式进行，并不是一种理想的方式，也会造成一定的扭曲（当然比单纯增加流动资金贷款所造成的扭曲要小）。这是需要通过各方面的体制改革，逐步创造条件加以扭转的。
6．4 当前考虑宏观对策时应注意把握的几个原则
在当前制定解决企业间债务的对策时，要注意把握以下一些基本原则：
第一，要注意区分”短期“与”长期问题“，区分宏观问题与体制问题、微观问题、结构问题，以便真正能对症下药。象企业经营缺乏效率、产品不对路、经济结构不合理？quot；预算软约束”、法制不严等等，这些问题无疑都是与企业间债务增长相关的，但是这些问题是无法在近期内解决的；要想在近期内缓解企业间债务问题，只能在给定的企业行为、经济体制、经济结构的前提下用宏观政策（宏观政策本质上是“短期的”）加以解决。
宏观经济波动范文3
关键词：均等性转移支付；宏观经济波动；地方财政
中图分类号：F8104 文献标识码：A
文章编号：1000176X（2016）01007206
一、引 言
分税制改革以来，中央政府的均等性转移支付已成为地方政府的重要收入来源，一方面，均等性转移支付促进了地区之间的财力均等化；另一方面，均等性转移支付也是中央政府调节经济的重要政策工具。现有的研究成果较好地考察了均等性转移支付对宏观经济的影响。马拴友和于红霞[1]分析了1994 年财税体制改革以后转移支付与地区经济收敛的关系， 发现转移支付总体上没有达到缩小地区差距的效果。尹恒等[2]的研究发现，上级财政均等性转移支付不但没有起到均等县级财力的作用，反而拉大了财力差异，特别是在分税制改革后，转移支付造成了近一半的县级财力差异。Huang 和Chen[3]的研究也发现，中央转移支付并没有实现地区之间的财力均等化。郭庆旺和贾俊雪[4]认为，中央财政转移支付有助于中国省级公共医疗卫生服务的均等化，但抑制了其发展；促进了公共交通基础设施服务发展，但加剧了省级差异；对公共基础教育服务则不具有显著影响。李永友和沈玉平[5]的研究表明，地方财政收支决策对大规模转移支付的反应存在明显差异，支出决策反应显著高于收入决策；地方财政支出决策对大规模转移支付的周期变化反应并不对称，支出决策对转移支付增加的反应要弱于对转移支付减少的反应。范子英和张军[6-7]的研究发现，转移支付比重每增加1个百分点，将使得地方经济的长期增长率降低003个百分点， 这种无效率的水平在西部地区更是达到037个百分点。付文林[8]的研究发现，转移支付影响了地方政府征税的积极性，也导致了欠发达地区财政支出偏向行政性支出。范子英和张军[6]利用1995―2005 年中国省级面板数据研究发现，转移支付能够显著促进国内市场整合，且三大转移支付中的专项转移支付的作用最显著，而财力性转移支付和税收返还的作用并不明显。另外，解垩[9]考察了转移支付对公共品均等化的影响，研究发现转移支付对各地城乡公共品差距的缩小作用不大。付文林和沈坤荣[10]考察了转移支付对地方不同类型财政支出结构的影响，研究发现中国目前的转移支付制度不仅会带来粘蝇纸效应，而且会产生可替换效应。
宏观经济波动会带来社会福利损失，如何减少宏观经济波动是政策制定者和学术界关注的重要问题。当前，均等性转移支付已成为地方政府的重要收入来源，其又会通过影响地方政府行为直接或间接地影响宏观经济波动。例如，中央政府均等性转移支付越多，地方政府财力越充足，地方政府越有可能实施积极的财政政策，增加基础设施投资、教育支出等以对经济增长和经济波动产生影响。再如，中央政府均等性转移支付越多，地方政府对辖区内税费的依赖程度越低，这会影响地方政府征税的积极性，从而影响经济波动。需要说明的是，已有研究主要考察技术冲击、金融发展、产业结构升级、财政分权和预期等对经济波动的影响，据笔者所知，尚没有文献考察均等性转移支付对经济波动的影响，为此，本文拟补充和完善这方面的工作。
本文运用1995―2012年中国31个省份的数据，通过面板数据模型考察均等性转移支付对宏观经济波动的影响，研究发现，均等性转移支付规模越大，宏观经济波动越小，且这一结论是稳健的。这可能是因为，无论是出于政绩考虑，还是处于改善辖区内居民的福利考虑，地方政府有激励维持辖区内的宏观经济稳定。均等性转移支付放松了地方政府的预算约束，使地方政府维持宏观经济稳定的能力增强，从而有利于宏观经济稳定。考虑到中国东部沿海地区和中西部地区经济发展水平差别较大，对均等性转移支付的依赖程度也差别较大，本文以东部沿海地区和中西部地区为样本，分别考察了均等性转移支付对宏观经济波动的影响，研究发现，在东部沿海地区和中西部地区，均等性转移支付都有利于减少宏观经济波动。考虑到2002年所得税分享制度改革之前，中国均等性转移支付以税收返还为主，2002年之后税收返还减少，而主要以专项均等性转移支付和一般性均等性转移支付为主，本文分别以1995―2002年和2003―2012年为两个时间段做以考察，研究发现，在这两个区间内均等性转移支付都有利于减少宏观经济波动。
二、中国均等性转移支付特征事实
根据《中国财政年鉴》公布的数据，中国均等性转移支付的总额逐年增加，从1995年的025亿元增加到2012年的454亿元；均等性转移支付占中央财政支出的比重从1995年的5595%下降到2000年的4580%，而后又上升到2012年的7074%，即中央政府财政支出中70%以上都是对地方政府的均等性转移支付。均等性转移支付占地方财政收入的比重一直保持在40%以上（某些年份甚至超过50%）说明均等性转移支付是地方政府的重要收入来源。
均等性转移支付主要包括税收返还、一般性转移支付和专项转移支付。税收返还是1994年分税制财政管理体制改革和2002年所得税收入分享改革时，为保护地方既得利益，将原属于地方政府的收入划为中央固定收入或共享收入后，给予地方政府的补偿。一般性转移支付是指为弥补财政实力薄弱地区的财力缺口，均衡地区间财力差距，实现地区间基本公共服务能力的均等化，中央财政安排给地方财政的补助支出，由地方政府统筹安排。目前，一般性转移支付包括均衡性转移支付和民族地区转移支付等。专项转移支付是指中央财政为实现特定的宏观政策及事业发展战略目标，以及对委托地方政府的一些事务或对中央地方共同承担事务进行补偿而设立的补助资金，需按规定用途使用。专项转移支付重点用于教育、医疗卫生、社会保障、支农等公共服务领域。本文分别用税收返还、一般性转移支付和专项转移支付占均等性转移支付总额的比重表示均等性转移支付结构。根据《中国财政年鉴》公布的数据，一般性转移支付占均等性转移支付的比重从1995年的115%增加到2012年的4720%；专项转移支付占转移支付的比重从1995年的1480%增加到2012年的4150%；税收返还占均等性转移支付的比重从1995年的7370%下降到2012年的1130%，即中国均等性转移支付结构已经由税收返还为主向一般性转移支付和专项转移支付为主调整。
表1给出了2012年中国31个省份的均等性转移支付总额、人均均等性转移支付值以及均等性转移支付占地方财政支出的比重。从表1中可以看出，四川和河南获得的均等性转移支付最多，分别为2 91562亿元和2 82417亿元；天津、上海和北京获得的均等性转移支付最少，分别为36978亿元、43065亿元和51231亿元。总体而言，西部地区省份人均均等性转移支付值和均等性转移支付占财政支出的比重高，而东部沿海地区省份的人均均等性转移支付值以及均等性转移支付占财政支出的比重较低。例如，人均均等性转移支付值最高的3个省份是、青海和宁夏，分别为26 13907元、14 64330元和8 32167元；人均均等性转移支付最低的3个省份是广东、江苏和浙江，分别为1 15481元、1 43931元和1 51309元。均等性转移支付占财政支出比重最高的3个省份是、甘肃和青海，分别是8882%、7304%和7241%；均等性转移支付占财政支出比重最低的3个省份是上海、北京和江苏，分别是1029%、1390%和1622%。通过上述数据可以看出，中国不同地区对均等性转移支付的依赖程度差别较大，中西部地区财政支出主要依赖于均等性转移支付，而东部经济发达省份对均等性转移支付的依赖程度较低。
中国不同省份对中央均等性转移支付依赖程度的变化趋势也差别较大。本文用各省份2012年均等性转移支付占地方财政支出的比重减去1995年均等性转移支付占地方财政支出的比重，衡量从1995―2012年地方政府对中央政府均等性转移支付依赖程度的变化趋势。我们发现，11个省份对均等性转移支付的依赖程度在下降，20个省份对均等性转移支付的依赖程度在增加。对均等性转移支付依赖程度下降的省份主要集中在东部沿海地区，其中，北京对均等性转移支付的依赖程度下降最大，而对均等性转移支付依赖程度增加的省份几乎都是中西部省份。
三、模型设定和指标选取
（一）模型设定
本文通过构建回归方程考察均等性转移支付对中国经济波动的影响，方程如下：
Volatilityit=α+βTransferit+∑Nj=1γjXjit+εit（1）
其中，Volatilityit表示第i省份第t年的经济波动；Transferit表示第i省份第t年的均等性转移支付；Xit表示对经济波动有影响的其他变量，根据通常的设定，这里主要包括政府规模、技术创新、金融发展水平、产业结构变迁和开放性程度等指标；εit表示随机扰动项。
（二）指标选取
本文关注的被解释变量是经济波动。现有研究通常用经济增长率的标准差来表示经济波动，一些学者认为经济增长标准差不能有效反映经济波动，Tang等[11]以标准差衡量经济波动时，选取样本期间内经济波动差别很大，标准差值只能反映整体情况，并不能反映全部样本期间内经济波动路径的差异，也有研究通过HP滤波来计算经济波动。本文结合以上两种思路，通过两种方法来衡量经济波动。
本文通过HP滤波来估算经济波动。借鉴干春晖等[12]的方法，通过如下的方法估计经济波动：
Volatilityit，t+T=∑Tt=1lnyit-lnyit2+λ∑T-1t=2[lnyit+1-lnyit-lnyit-lnyit-1]2（2）
其中，lnyit表示实际GDP取自然对数；lnyit表示潜在产出，即增长的趋势成分；lnyit-lnyit为产出缺口，表示经济增长的周期成分；λ表示趋势成分波动的惩罚因子，由于是年度数据，借鉴Ravn 和Uhlig[13]的研究成果，本文取λ值为100。
借鉴Ramey 和Ramey[14]、周业安和章泉[15]的思路，本文用经济增长率的标准差表示经济波动。将1995―2012年划分为3个时间段：1995―2000年、2001―2006年、2007―2012年，每个时段跨度为6年，计算6年人均GDP增长率的标准误用以表示经济波动。
借鉴付文林和沈坤荣[10]的思路，本文用地方得到的中央补助收入减去地方上解中央支出得到中央对地方的净均等性转移支付，再用净均等性转移支付除以地方财政支出表示均等性转移支付规模，这反映了地方政府对均等性转移支付的依赖程度。该值越大，表明地方政府对均等性转移支付的依赖程度越高。根据通常的设定，用政府支出除以GDP表示政府规模；用进出口总额除以GDP表示开放性水平；用每万人的专利申请数表示技术创新；用第三产业增加值除以GDP表示产业发展水平；用金融机构贷款余额除以GDP表示金融发展水平。均等性转移支付数据根据历年《中国财政年鉴》各省份公共财政预算收支决算总表中提供的数据整理计算而得；其他数据根据历年《中国统计年鉴》提供的原始数据整理计算而得。基于数据的可得性，本文选取的样本区间是1995―2012年。
四、经验分析与结果
由于是面板数据模型，本文分别通过固定效应方法和随机效应方法进行分析，结果如表2中的回归（1）和回归（2）所示。可以看出，均等性转移支付对应的系数显著为负，这说明均等性转移支付对经济波动始终具有负向影响。可能的原因是，地方政府出于政绩考核或是维护社会稳定的考虑，其有激励动机维持辖区内宏观经济稳定；均等性转移支付放松了地方政府的预算约束，使地方政府维持宏观经济稳定的能力增强，地方政府会采取一系列措施维持宏观经济稳定。例如，当经济衰退时，均等性转移支付使地方政府有充足的财力，可以实施扩张性财政政策以应对经济衰退，减缓经济下行给社会带来的负面冲击，熨平经济波动。为考察均等性转移支付对宏观经济波动的影响是否稳健（Robust），本文用经济
增长率的标准差表示经济波动，进行稳健性
分析，结果如表2中的回归（3）和回归（4）所示。可以看出，均等性转移支付对应的系数仍显著为负，即均等性转移支付规模越大，经济波动越小，这说明本文的结论是稳健的。
不同省份经济发展水平差别较大，地方政府对政府均等性转移支付的依赖程度也差别较大。Checherita-Westphal和Rother[16]以及Devarajan等[17]的研究都发现，财政政策对经济增长的影响和经济发展程度密切相关。一个重要的问题是，均等性转移支付对中国经济波动的影响在不同地区之间是否差别较大？为此本文区分了东部沿海地区和中西部地区，分别考察均等性转移支付对东部沿海地区和中西部地区宏观经济波动的影响。其中，东部沿海地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南；中西部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。如表3的回归（1）―回归（4）所示，无论是东部地区还是中西部地区，均等性转移支付对应的系数均显著为负，这说明均等性转移支付对经济波动有抑制作用。
付文林和沈坤荣[10]的研究表明，在2002 年所得税分享制度改革之前，以税收返还为主的转移支付制度倾向于保护各地区既得的财政利益，总体上中央对地方的均等性转移支付规模较为有限，2002年之后随着一般性均等性转移支付的不断增加，均等性转移支付在平衡不同地区之间财力均衡时发挥了重要作用。这里的问题是，维护地方既得利益为主的均等性转移支付和协调地区财力均衡为主的均等性转移支付对经济波动的影响是否存在差异？本文将样本区间划分为1995―2002年和2003―2012年两个时间段，分别考察两个样本时间段内均等性转移支付对宏观经济波动的影响，结果如表3的回归（5）―回归（8）所示。可以看出两个样本区间内均等性转移支付的系数都显著为负，即均等性转移支付有利于减缓宏观经济波动。需要说明的是，现有的研究大多发现均等性转移支付没有实现预期设定的目标。例如，马拴友和于红霞[1]发现均等性转移支付不利于地区之间的经济收敛，尹恒等[2]发现均等性转移支付不利于地区之间的财力均等化，范子英和张军[6-7]发现均等性转移支付并没有达到促进经济发展的目的，而本文的研究发现均等性转移支付有利于减缓宏观经济波动，这为均等性转移支付的合理化提供了一个可能的解释和依据。
五、结 语
分税制改革后，中央政府和地方政府的财权和事权发生了较大的调整，中央政府通过对地方政府均等性转移支付协调中央和地方之间事权和财权的不匹配问题。中央政府的均等性转移支付已成为地方政府财政收入的重要组成部分。一方面，均等性转移支付有利于平衡地区之间的财力不均衡；另一方面，其也是财政政策的体现，对整个经济有系统性的影响。通过数据分析发现，东部沿海地区省份对均等性转移支付的依赖程度较低，而中西部省份对均等性转移支付的依赖程度较高。本文运用1995―2012年中国31个省份的数据考察了均等性转移支付对宏观经济波动的影响。研究发现，均等性转移支付占财政支出的比重越高，宏观经济波动越小，这说明均等性转移支付有利于平抑宏观经济波动。可能的原因是，地方政府有激励维持辖区内的宏观经济稳定，均等性转移支付放松了地方政府的预算约束，使地方政府维持宏观经济稳定的能力增强，熨平了宏观经济波动。分区域的回归结果表明，无论是东部沿海地区还是中西部地区，均等性转移支付均有利于抑制经济波动。分时间段的分析表明，1995―2002年的样本区间和2003―2012年的样本区间，均等性转移支付均有利于减缓宏观经济波动。
本文的政策建议包括如下三个方面：第一，改变以GDP、经济增长、财政收入为主的地方政府官员绩效考核体系，加强对维持辖区内宏观经济稳定的考核，使得地方政府有足够的激励和动力维持辖区的宏观经济稳定。第二，增加中央政府对地方政府的均等性转移支付力度，尤其是对中西部地区均等性转移支付的力度，以更好地实现不同地区之间的财力均等化和区域协调发展，减缓宏观经济波动。第三，通过立法、行政等手段，监督和约束地方政府，提高均等性转移支付资金使用效率。
本文还存在一些可能的拓展：第一，均等性转移支付包括税收返还、一般性转移支付和专项转移支付，在数据可得的前提下，可以运用省级层面的数据考察不同类型转移支付对经济波动的影响。第二，本文主要运用了静态面板数据模型，现实经济中宏观经济波动具有持续性，可以将本文的模型拓展为动态面板数据模型，运用系统广义矩（GMM）方法考察均等性转移支付对经济波动的影响。第三，本文主要考察了均等性转移支付对宏观经济波动影响效果，进一步的研究可以通过考察均等性转移支付对全要素生产率、投资率、人力资本水平、产业结构和通货膨胀率等宏观指标的影响，进而探讨均等性转移支付影响经济波动的传导机制。第四，本文主要运用中国数据做了实证分析，进一步的研究可以通过构建与中国现实经济相一致的动态随机一般均衡模型（DSGE），在现实经济的参数环境下，数值模拟转移支付的宏观经济效应。
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宏观经济波动范文4
关键词：金融加速器；金融杠杆；利率市场化；货币政策；动态随机一般均衡
中图分类号：F8315；F8220文献标志码：A文章编号：
10085831（2017）03002312
一、研究背景与问题
金融与经济的联系日益紧密，金融领域发生的危机可能造成世界性的经济冲击。近年来，美国金融危机和欧洲债务危机冲击，和与之伴随的全球股市价格的震荡，以及国际原油价格和重要原材料价格的剧烈波动，给中国经济稳定的发展造成巨大的冲击。此外，外部冲击导致的汇率变动也将影响货币政策的实施效果。在国内，股票市场价格暴涨暴跌现象屡见不鲜，房地产也呈现急剧震荡态势，直接危及金融市场和经济稳健发展[1]。资产价格波动会对货币供应产生结构性影响，改变货币政策的传导机制，尤其是金融资产价格泡沫破裂，对实体经济会产生严重冲击，从而影响货币政策最终目标的实现[2]。
金融助推经济发展的金融加速器作用机制可以解释很多经济现象，相关文献也十分丰富。金融加速器（Financial accelerator）是指金融市场中的各种状态如信息不对称、成本会放大经济冲击的一种现象，根本原因在于金融市场不完备、金融摩擦和外部融资溢价。它的提出可以追溯到Bernanke，Gertler，Gilchrist[3-4]，他们首次将动态均衡模型的分析方法引入金融加速器中，以便更好地分析市场摩擦对经济波动的影响。此后，学者对此深入研究，逐渐扩大应用范围。Claudia和Pierdzioch[5]指出，金融市场越发达，经济波动程度越小，造成经济波动加大的主因是金融摩擦。Gilchrist[6]建立两国一般均衡模型分析金融摩擦的国际传导机制，发现发展中国家金融市场信息不对称程度相对严重，金融摩擦导致经济波动的程度较发达国家也相对严重。Gertler，Gilchrist和Natalucci [7]研究了金融加速器机制和汇率制度之间的关系，发现固定汇率制较浮动汇率制而言，金融加速器的传导效应更大。其他相关研究还从不同行业角度分析金融加速器效应。如Aoki等[8]从金融加速器角度研究了英国房地产融资对实体经济的影响，发现英国房地产投资与房价具有周期性波动特征；郑忠华、邸俊鹏[9]在包含金融加速器机制的DSGE模型中模拟了房地产借贷对经济波动影响；刘兰凤、袁申国[10]以BGG模型为基础，研究了货币政策冲击对住房价格与住房投资及消费的影响，结果发现金融加速器机制下货币政策冲击放大了对三者的作用；刘兰凤、袁申国[11]通过构建三部门的DSGE模型，从微观角度证实了中国金融加速器效应的存在，并进一步验证了金融加速器机制能提高解释周期波动的能力。
金融市场冲击对经济波动影响显著，并在全球范围内传导。2008年以来，美国为应对次贷危机引发的流动性骤减，多次实施了“量化宽松”货币政策，造成全球经济的巨大流动性冲击。2013年以来，美联储的“量化宽松”退出，全球经济再次受到影响，导致中国资本外流、汇率贬值等一系列问题。面对经济下行压力，新一届政府进行了卓有成效的改革，其中去杠杆化、利率市场化等都牵涉到金融稳定的核心领域。在金融加速器机制作用下，经济、金融领域的微小变动可能形成“蝴蝶效应”，因此，χ泄金融加速器的传导机理、作用效果等的全面深入分析研究，不仅能够丰富中国金融加速器传导机制的理论研究，而且还有助于通过实证模拟为制定和实施宏观调控政策提供参考，具有重要的理论和现实意义。论文安排如下：第二部分较为详细地描述了基于金融加速器机制的DSGE模型；第三部分对DSGE模型进行贝叶斯估计和实证模拟，侧重分析了金融杠杆化、利率市场化对经济的影响；第四部分给出了结论并提出了四个政策建议，以稳增长、促改革、调结构、惠民生。
三、模型估计和实证分析
（一）参数校准和贝叶斯估计
上述DSGE模型参数之多，依靠有限的时间样本数据显然无法拟合得到各个参数，需通过校准（calibration）即根据现实得到一些参数的值，然后根据模型拟合，比较模型与现实的拟合程度[14]。
结合中国实际经济情况，表1给出模型各个参数的先验分布、均值和标准差。符合AR（1）以及MA（1）过程的参数均为05，独立扰动项标准差均为01。得到投资调整成本φ（4）、消费替代弹性σ（15）、消费偏好h（07）、工资的卡尔沃调整系数ξw（05）、劳动供给弹性σL（2）、价格的卡尔沃调整系数ξp（05）、工资指数Iw（05）、价格指数Ip（05）、稳态时的资本利用率zk（05）、生产固定成本φp（125）。基于中国货币政策实效，货币政策对通胀的系数小于1，名义利率对通货膨胀ρπ、产出（缺口）ρy以及产出增长率变化ρdy的系数分别为08、0125和0125。近10年，中国年均通胀率约3%、名义利率约4%、经济增长率约8%，所以有季度稳态通胀率π（075）、稳态名义利率r（1）、增长率trend（2）。资本份额在经济中获益很大，α为06，杠杆比lev为22014年4月博鳌论坛，央行行长周小川直言，中国的企业部门或者公司部门杠杆率偏高。在5月17日的新供给经济学50人论坛“新供给金融圆桌”首期会议上，中国人民银行调查统计司副司长徐诺金给出的测算结果是：2012年中国非金融类企业部门的杠杆率为106%，2013年进一步增至1096%，分别对应本文杠杆比206和2096。因此，杠杆比lev定为2是合理的。，金融费用弹性为005。
为防止先验分布带来的误差，在金融加速器存在与否两种情况下，结合贝叶斯方法的后验估计，结果如表1所示。总体而言，估计结果差别并不大，均围绕先验分布的均值波动，但是标准差存在较大差异，侧面表明使用贝叶斯方法的合理性，可以防止人为设定先验分布带来的误差。
（二）数据描述与处理
采用2001年第一季度至2013年第四季度数据，它们分别是实际产出GDP、通胀CPI、社会消费C、社会投资I、就业人口LAB、总人口N、工资W、利率R、融资利差S。利率以七天银行间同业拆借市场利率替代，因为央行关注同业拆借市场进行公开市场操作，同时它也是目前中国利率市场化程度最高的地方。融资利差S代表金融扩散冲击，如果经济运行总体平稳，融资利差应该不大且较为稳定，反之，经济受到较大冲击，融资利差就会剧烈波动。借鉴利率期限结构，采用银行间拆借市场利率的月度数据与年度数据之差替代。所有序列以2005年作为基准。为研究波动性，对数据进行差分处理。数据来源中国国家统计局数据库、中国人民银行数据库以及wind数据库，论文对数据进行了整理和季节调整。dy、dc、dinve、labobs、pinfobs、dw、robs、sobs分别表示季度GDP、人均消费额、投资、劳动供给、通货膨胀、工资的差分以及利率和融资利差。
（三）金融参与对经济的影响
通过比较金融加速器机制存在与否可以分别研究和分析对经济的影响。当金融加速器存在时，即金融费用弹性ω不为零，杠杆率lev不为1，以及金融扩散效应存在。图1- 4刻画了存在（右侧）和不存在（左侧）金融加速器情况下，各种冲击对产出、投资、消费和通胀的影响。显然，存在金融加速器时，外生扰动冲击放大了经济扰动效应。
由表2方差分解结果可知，一旦金融加速器进入一般均衡方程中，金融扩散冲击解释了内生量扰动的绝大部分信息，贡献度大多在90%以上，而其他冲击对内生变量扰动的影响则显得微乎其微。金融扩散冲击对经济影响显著的政策意义在于，央行必须密切关注市场融资利差所反映的信息，必要时采取宏观调控，引导预期，确保经济平稳运行。
从历史分解角度分析。以产出和投资为例，分析金融加速器存在与否两种情况下的历史分解，图5-6显示，货币政策冲击在存在金融加速器作用下效应显著提升。主要原因在于，金融杠杆对金融市场中的诸如信息不对称等摩擦具有放大效应，但央行的宗旨在于纠正这些市场非理。央行负有维持经济平稳发展的重任，当面临能威胁经济、金融稳定的外生冲击时，应迅速甄别冲击来源和原因，果断采取措施，利用其在金融市场中的特殊地位，综合运用各种政策指导和货币政策，力保经济、金融平稳健康发展。
（四）杠杆率对经济的影响
为研究不同杠杆率下不同外生冲击对经济的影响，分别以高中低三种杠杆率为研究对象，侧重分析不同冲击对产出、消费、投资和通胀的影响（图7-10）。
通过比较不同杠杆率下各种冲击对产出、消费、投资和通货膨胀的影响，发现当杠杆率为2时，外生冲击对经济的影响最大，而当杠杆率为15或是25时，各种冲击对经济的影响反而较小。主要原因在于，当杠杆率较低时，金融体制不完善导致冲击传导机制不通畅，客观上起到了抗风险的作用，如1997年亚洲经济危机，当时中国没有完全开放外汇市场，客观上阻碍了危机的传导；而当杠杆率较高时，完善的金融体制又具有一定的自我稳定能力，提高了抵御冲击的能力。就政策而言，为防止去杠杆化带来的风险，政府需有充足准备，避免造成经济过度波动。
表3是在杠杆率为15和25时的方差分解（杠杆率为2的方差分解见表2右侧）。一个最大的区别在于当杠杆率为2时，金融扩散冲击解释了诸多内生变量波动的主要部分，而当杠杆率为15和25时，金融扩散冲击对内生变量扰动的贡献力度十分有限。当杠杆率过高或过低时，货币政策对内生变量的贡献力度会提高。联系实际，当面对中国经济下行压力时，总理提出要去杠杆化（作为克强经济Likonomics的重要内容之一），降低金融风险，则在此过程中，央行的货币政策须十分谨慎，避免给经济带来过度干扰。
（五）利率市场化对经济的影响
与杠杆率直接进入动态随机一般均衡模型中不同，利率市场化并不直接进入模型，但这并不影响对利率市场化的分析。所谓的利率市场化就是把利率的决策权交由金融机构，由金融机构根据自己的资金状况和金融市场动态判断自主调节利率水平。如果央行全面放开利率政策，利率波动随着市场供求状况而加大。模型中，利率市场化主要带来两方面的间接影响：货币政策执行过程中的冲击（em）和用融资利率替代的金融扩散冲击（eb）加剧。
货币政策冲击给所有内生变量造成类似驼峰状的轨迹。其中，劳动供给和投资受到冲击最大，一个百分点的货币政策冲击导致劳动供给瞬间下降12个百分点，8个季度下降45个百分点后，起止回升。因为货币政策冲击影响人们预期行为，以至于就业压力在较长时期内存在。投资一直是中国经济增长的驱动力，它受到货币政策冲击有一个先下降23个百分点，后逐渐回归至稳态的动态路径，历时12个季度左右。因为正向货币政策冲击引起名义利率上升，投资成本随之升高，压缩净收益空间，导致部分经营效率不高的企业逐渐退出投资领域。因此，央行改革利率市场化过程中，需密切关注就业市场和投资领域的影响。
金融扩散冲击对产出、消费、投资和劳动供给影响较大。一个百分点的金融扩散冲击瞬间引起产出增加，然后逐渐回落，历时12个季度左右。对消费而言，金融扩散冲击的作用较为温和，经历3个百分点下降后逐渐回归稳态。投资的轨迹正好与消费相反，从3个百分点的正冲击逐渐回归稳态。而劳动供给的轨迹呈现发散状态。如果融资利差变大，在长期融资成本不变的情况下，市场对短期资本需求增加，提高短期融资成本，造成利率上升的替代效应大于收入效应，此时消费减少，劳动供给增加。因此，金融加速器效应得以体现。纵观世界发达国家，资本市场的任何风吹草动都可能引发一系列较为严重的经济问题。因而，处在改革开放进程中的中国，政府要对逐渐放开利率市场化引起的金融扩散冲击带来的经济冲击影响有清醒的认识，做好应对准备，防止经济出现“过山车式”的大起大落。
四、结论和政策建议
本文在金融加速器机制下，运用中国2001年第一季度至2013年第四季度的经济数据，使用贝叶斯技术，通过动态随机一般均衡模型估计，分析了金融杠杆、利率市场化对经济的影响，得到以下几个结论。
第一，与不存在金融加速器情形不同，存在金融加速器机制时，冲击扩大了对经济的影响。主要是存在金融加速器机制时，各种经济变量之间的关系更加密切，彼此受到的影响也会增加。从方差分解结果看，金融扩散冲击解释了大部分内生变量扰动信息。
第二，存在金融加速机制时，不同杠杆率水平下，外生冲击对经济的影响效应不同。实证结果证实，当杠杆率为2时，外生冲击对经济的影响最大，当杠杆率为15或是25时，各种冲击对经济的影响反而较小。方差分解进一步表明，当杠杆率为2时，金融扩散冲击解释了诸多内生变量波动的主要部分，而当杠杆率为15和25时，金融扩散冲击对内生变量扰动的贡献力度十分有限。
第三，利率市场化进程中，形成货币政策冲击和金融扩散冲击的间接影响。对货币政策冲击而言，所有内生变量都遵循类似驼峰状的动态轨迹，其中影响最大的是劳动供给和投资。对金融扩散冲击而言，对产出、消费、投资和劳动供给影响较大。
鉴于此，为保障经济、金融健康稳定发展，提出以下几点政策建议。
第一，去杠杆化过程要有一定的缓冲期，以稳增长、促改革、调结构、惠民生为主要目的。去杠杆化需要一个过程，需要给企业一个消化时间，提高金融资源配置效率。事实上，去杠杆化的目的是要防范高杠杆率带来的金融风险，而不是让去杠杆化成为影响稳增长、控通胀、调结构新的不稳定源。
第二，不断深化和稳步推进利率市场化改革。利率市场化改革的宗旨不是调节利率水平，而是改革利率的形成机制，使之成为反映宏观经济运行状态的准确价格信号。利率市场化也是各国经济持续发展的必由之路，稳步推行改革方式将是可操作的最佳做法。
第三，实行稳健的货币政策以应对各种外部冲击。综合运用多种货币政策工具，采取微{的操作模式，提高信息沟通，增强预期管理，维护经济增长处于稳定区间内，防止通货膨胀突破上限。
第四，实行适当积极的财政政策。适当扩大财政赤字和国债规模，进一步完善结构性减税政策和调整财政支出结构，着力保障和改善民生，进一步深化财税改革，促进经济转型升级，增强经济内生增长动力。参考文献：
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宏观经济波动范文5
关键词:房地产价格;宏观经济;实证研究;文献综述
中图分类号:F293.3文献标志码:A文章编号:1673-291X(2009)29-0086-03
一、引言
2008年,随着雷曼兄弟破产、“两房”被政府接管等一系列事件的发生,美国次贷危机进一步深化成金融风暴波及全球,宏观经济出现剧烈波动。在此国际背景下,国内经济亦不容乐观,现在金融危机也已经开始逐渐渗透到实体经济领域,直接导致了外贸出口下滑,外贸顺差减少,与国内房地产周期演变重叠,从而影响工业和投资下降的结果,造成经济迅速下行趋势,2008年第三季度GDP增幅回落至9%。为了稳定经济,我国政府决定采取扩大内需为主和稳定外需相结合的方式,采取更强有力的措施扩大国内需求特别是扩大消费需求,以拉动经济增长。长期以来,投资、消费、出口是拉动我国经济增长的“三驾马车”,在国内消费不振、外贸出口急剧下降的形势下,政府出台了旨在扩大内需的四万亿刺激计划,其中32%与房地产行业直接相关,包括廉租房、保障性住房等措施。
从2008年10月下旬开始,政府连续出台救市政策,这不仅为购房者提供了更多的利好,最为重要的是从一定程度上改变了购房者的市场预期,这对于促进楼市的回暖具有积极作用。2008年11月份,土地成交量出现回暖迹象,比2007年同期分别增加了8.3%和159%,比上月成交土地面积也增加了37.8%。同时,伴随着商品房住宅量的成交量、成交面积的增加,经济适用房、限价性住房等保障性住房成交套数增加了46.2%,成交面积增加了49.3%。目前,市场上房地产开发土地供给依然充足,房地产开发投资增长在稳步回升;房地产供给将出现结构性差异,商业地产出现过剩,保障性住房供给力度不断加大;房地产价格持续调整;房地产市场体系将逐步完善。
由此可见,宏观经济的波动对房地产价格有着重要影响,而房地产投资作为固定资产投资的重要组成部分,房地产价格的变化势必对宏观经济的运行产生重要影响。虽然从理论上,对房地产价格和宏观经济波动关系进行分析的文献很多,但从实证角度具体检验房地产价格和宏观经济波动关系的文献还不是很成熟。本文将从国内外两个方面对研究房地产价格与宏观经济波动的文献进行综述,以期进一步探讨影响房地产和宏观经济波动的实际因素,同时对相关文献所采用的模型进行归纳、整理,期望能对进一步的研究提供有益的视角。
二、房地产价格与宏观经济关系的实证研究
房地产价格是指房地产市场上供需双方所形成的价格。从各国房地产价格的波动情况来看,房地产价格一般具有阶段性、城市差异性与协同性、泡沫性三个特点。就阶段性而言,房地产价格的阶段性或周期性与宏观经济波动是密切相关的,有时宏观经济波动表现为房地产价格波动,同时又会引起宏观经济波动。根据经济周期理论,房地产价格与宏观经济基本变量存在互动关系,主要表现为宏观经济的一个或多个经济变量会引起房地产价格的变动,同时房地产行业的变化也会引起宏观经济的波动,在变化过程中两者形成相互加强的互动机制。从各国相关文献资料来看,影响房地产价格的宏观经济基本变量主要包括收入、消费、利率、就业率、通货膨胀率、建筑成本、房地产供给等基本变量。
房地产价格与宏观经济的关系包括两个方面,一是宏观经济变化对房地产价格波动的影响,宏观经济变化对房地产价格的影响主要是通过对房地产供给和需求的影响来实现的;二是房地产价格波动对宏观经济的影响,在这方面,已有的研究表明,学者们主要是从房地产价格是否影响总消费和总投资两个角度进行分析的。
(一)国外的相关研究
房地产业在国外许多国家已是成熟的产业,有关房地产业的地位作用已有了明确的认识。从国外的文献来看,大部分的经济学者对于房地产价格与宏观经济关系的实证研究,主要侧重于从均衡理论的角度出发,在传统的回归分析模型的基础上,更多地运用独立线性系统、数量经济模型、技术经济评估模型等来进行数据分析。
首先,宏观经济运行的基本面会影响投资需求,进而通过利率影响房地产的供给,而经济增长会影响居民收入进而影响对房地产的需求,根据均衡理论,市场竞争机制最终会通过房地产价格出清市场。Clapp和Giaccotto(1994)利用简单回归分析,认为宏观经济的变化对于房地产价格有着很好的预测能力,不符合有效市场的假说。而Quigley(1999)采用供求平衡确定价格的模型,对美国1986―1994年41个都市区域的年度数据进行研究,认为对住宅价格的解释能力在12%～30%之间,各变量的显著水平超过了99%,说明美国经济基本面可以解释美国房地产价格的变化。同时,Iacoviello(2002)通过建立SVAR模型研究来6个欧洲国家(法国、德国、意大利、西班牙、瑞典和英国)过去25年的影响房地产价格波动的宏观经济因素,研究发现在利率上调之后,各国的房地产价格会出现不同程度的下跌。Miki Seko(2003)通过利用SVAR模型分析出日本各地区的住宅价格和经济基本面有着比较强的相关性,可以预测房地产市场的发展。同时,房地产价格的变化是影响宏观经济运行的重要因素。Chirinko,DeHaant和Sterken(2004)运用SVAR模型对13个国家进行研究,研究了13个发达国家的情况,发现对一国而言,房屋比股票对消费、产出等实际经济有更大的作用,房价上涨1%之后,消费上涨0.75%,房价上涨1.5%之后,GDP上涨0.4%。
其次,对房地产的需求而言,受经济增长影响的居民收入是主要影响因素,而根据不同经济理论对收入度量是此类文献关注的主要内容,如永久收入假说。Geoffrey Meen(2002)通过对英国、美国住宅价格的时间序列分析发现,无论是暂时性收入还是持久性收入,对房价的弹性都很大,尤其是在美国对于供给弹性欠佳的市场上,长期收入的弹性更高。而GcofKenny(1999)利用协整技术,利用VECM模型,来对爱尔兰住宅市场供给和需求两方面建模,他的研究表明,持久收入增加会引起房地产价格的上涨,并对住宅的需求有一定比例的增加。同时,Abrahma和Hendershott(1996)利用了一个考虑滞后过程在内的住宅价格变化模型,该模型提示了住宅价格上涨与住宅建设成本、就业率和收入直接相关,住宅价格上涨幅度和利率上升成负相关。
最后,对房地产的供给方面而言,宏观经济的变动通过对利率的影响进一步影响实际的房地产投资。在这一方面,Giulindori(2005)通过建立一系列VAR模型,研究发现利率上调之后,9个欧洲国家(比利时、芬兰、法国、爱尔兰、意大利、荷兰、西班牙、瑞典和英国)的房地产价格会出现不同程度的下降。同时,Case和Robert(2003)验证了房地产价格与投资回报存在正的自相关。房地产价格和回报的高度自相关会产生正反馈交易行为, 并推动房地产价格向预期的方向发展,在上升过程中可能会形成价格泡沫。
基于上面的分析,我们可以发现国外文献主要基于均衡理论、收入假说等经济理论构建模型,如SVAR模型。采用的数据主要采用横截面数据和时间序列数据,从而具体的计量模型主要集中在传统的OLS回归、SVAR模型、协整分析等。
(二)国内的相关研究
我国房地产市场相对国外来说,虽然起步比较晚,但伴随着我国经济的迅速发展,房地产行业也呈现出良好的发展态势。房价问题不仅关系到城市的发展和金融的安全,更关系到普通老百姓的生活成本。房价问题的重要性和房地产价格的敏感性吸引了国内大量学者和公众的广泛关注。从国内的文献来看,国内学者对于房地产价格与宏观经济关系,大都从理论上来进行分析,进行实证研究的文章比较少,并主要集中在以下几个方面。
首先,鉴于宏观经济基本面对房地产价格的重要影响,采用合适的数据、模型对二者关系的研究一直以来都是大家关注的重点。沈悦,刘洪玉(2004)利用1995―2002年我国14城市的中房住宅价格指数与宏观经济基本面相关变量的平行数据,运用混合样本回归以及添加城市、年度哑变量等分析方法,对住宅价格与经济基本面的关系进行实证研究。研究结果表明,经济基本面对住宅价格水平的解释模型存在着显著的城市影响特征。姜彩楼、徐康宁、李永浮(2007)运用2003年3月至2006年8月的月度数据,通过协整方法、Granger检验研究了上海市房地产价格变动的影响因素。结果表明,宏观经济发展水平和房地产投资力度是影响上海市房地产价格变动的重要因素。而人均可支配收入、空置面积等反映市场供需关系的指标对房地产价格的影响较小。张益丰(2008)利用协整检验与Granger因果检验等方法对我国房地产销售价格和经济发展、居民人均收入以及上地拍卖价格等变量加以实证分析,指出单纯依靠降低土地价格来遏制房价上涨政策是不可行的;提出加大农村投入、缩小城乡收入差距、减少地域之间的经济差距等一系列能够平抑房屋价格快速上涨的政策建议。
其次,在我国,由于房地产开发的资金来源主要是银行贷款,从而银行利率的变动对房地产投资有重大影响,因而会影响到房地产供给及其价格变化。例如,梁云芳、高铁梅、贺书平(2006)利用协整分析和HP滤波,计算了房地产均衡价格水平,以及房地产价格偏离均衡价格的波动状态,得出结论:我国房地产市场价格的偏离只是受部分地区的影响。通过利率来调控房地产市场,成效不大,但信贷规模的变化对房地产投资有较大的影响。而崔光灿(2009)运用面板数据模型对我国1995―2006 年31个省市的数据进行分析后发现,房地产价格明显受利率和通货膨胀率的影响,而且房地产供给、收入等基础性宏观经济变量在中长期也决定房地产价格。房地产价格明显影响到宏观经济稳定,房地产价格上升会增加社会总投资和总消费,房地产投资通过“财富效应”对消费的影响始终明显,对社会总投资的影响也非常显著。
最后,随着我国房价的连续上涨,住房支出成为居民支出的主要组成部分,居民的生活压力上升,居民消费支出受到重大影响,进而影响到扩大内需的实现,是影响房地产需求的主要因素。姚玲珍、刘旦(2006)在生命周期假说的基础上,构造了一个城镇居民资产与城镇居民人均消费关系的模型,并利用1978―2006年的数据,分阶段实证研究了中国城镇居民住宅资产对城镇居民人均消费的影响。宋勃(2007)在考虑通货膨胀的条件下,利用我国1998―2006年的房地产价格和居民消费的季度数据建立误差修正模型(ECM),使用Granger因果检验方法对我国的房地产价格和居民消费的关系进行实证检验,得出结论,短期而言,两者存在Granger因果关系;长期来说,房屋价格上涨是居民消费增加的Granger原因。
由于我国宏观经济政策在房地产市场上的重要作用,使得对宏观经济政策的研究成为影响房地产价格的重要因素,例如,房地产信贷政策将会直接影响房地产贷款利率,而宏观财政政策则会影响居民收入,进而影响对房地产的需求。周京奎(2005)利用中国4个直辖市房地产价格数据和宏观经济数据,运用单整与协整检验方法及误差修正模型,对住宅价格与货币政策之间的互动关系进行实证研究。研究结果表明住宅价格上涨与宽松的货币政策有紧密的联系。
可以看到,国内文献于国内文献相比,除横截面数据、时间序列数据之外,还采用了面板数据,从而可以使用更多的信息,相关的计量方法主要包括:协整方法、Granger检验、误差修正模型(ECM)、面板数据模型,同时对宏观经济政策的分析也是国内文献重点关注的问题。
三、总结
国外在房地产价格和宏观经济波动关系的研究上要早于国内,并且重视在经济理论的基础上构建结构计量模型进行定量分析,这为国内的相关研究提供了很好的借鉴。近年来,随着国内房地产市场的迅速发展,对房地产价格和宏观经济关系的研究逐渐增多,并且大量采用了相关计量模型进行定量分析。但是,对于以下几个方面的研究仍显不足:
(一)宏观经济政策在我国经济运行中起着重要作用,特别是房地产市场的发展也一直是我国宏观调控的重要目标。但是,现在对宏观经济政策的研究更多地集中在理论分析方面,缺乏全面的实证分析。如果能够对宏观经济政策对稳定经济、促进房地产行业发展的政策效应进行定量分析,那么我们就可以对相应的政策效应和实施效果进行预测、评估。
宏观经济波动范文6
关键词：房地产；价格波动；宏观经济波动；微观作用机制；RBC
一、房地产价格波动的设定与分析
笔者利用RBC模型（真实经济周期模型）分析了房地产价格波动对宏观经济波动的作用机制，并根据国内生产总值与房地产价格的相互关系建立相关模型，从微观经济基础的角度探讨了房地产价格波动对经济增长的影响。其中RBC模型是以古典经济增长模型为基础，结合外生随机冲击，以此为基础对其对宏观经济产生的影响进行了探讨。
（一）国民经济产出
在真实经济周期模型中（RBC模型），房地产价格与宏观经济产出可用生产函数表示。
二、房地产价格波动与宏观经济的互动机制
（一）数据说明与变量选取
根据理论模型，本文选取了2004年到2014年全国商品房价格的定基指数的季度数据fdct，用来表示房产价格的变化情况。选取对应时间段的GDP数据gdpt表示宏观经济变化。为了增加参数估计的有效性，笔者将季度数据转换成月度数据。
（二）房产价格波动的模型分析
笔者采用GARCH模型，对房产价格的波动情况进行分析，具体过程如下。
1、ARCH LM检验
（三）房产价格波动作用机制分析
1、ADF检验
由以上理论分析可知，即宏观经济波动依赖于当期房产价格波动与滞后一期宏观经济波动和滞后两期房产价格波动。现将国内生产总值取对数一阶差分序列得{dlngdpt}，用来表示宏观经济波动。将商品房销售价格指数取对数得{lnfdct}，用来表示房产价格变化，建立数学模型。若数据平稳，则直接使用最小二乘法进行处理，若数据非平稳，则检验各变量间是否存在协整关系。
2、协整检验
协整检验主要用来分析变量之间是否存在长期均衡关系。本文建立的系统只包含两个时间序列，因此采用E-G两步法检验宏观经济波动与房地产价格波动的关系即可。由最小二乘法对二者处理，得回归方程为：
由此可见，宏观经济波动在很大程度上依赖于滞后项，滞后一期的房地产价格对宏观经济的影响系数为0.07，滞后两期的房产价格对宏观经济产生负影响，系数为-0.0588。进一步处理，可得下图：
由图可知，当即期房地产价格正增长时，国内生产总值会在前6个月出现快速上升，在第7月达到顶峰，但在随后三年内缓慢波动下降至0。
三、结束语
房地产价格上升在短期内确实对宏观经济起增长起到了刺激作用，但就长远来看，其模式不利于经济的健康稳定发展，实现经济多远化、可持续发展才是解决经济问题的根本之道。在当前我国房地长经济持续升温的现状下，政府部门应出台相关的措施，实现房地长经济与宏观经济的协调健康发展。
（作者单位：广西师范大学数统学院）
基金资助项目名称：资产收益及其波动率随机跳跃模型下金融衍生品定价的蒙特卡罗模拟法（项目编号：13YJA91000）
参考文献：
