本文關(guān)鍵詞：中國宏觀經(jīng)濟波動的模型研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

中國宏觀經(jīng)濟波動的模型研究 投稿：趙走赱

宏觀經(jīng)濟波動的模型研究，一直是西方經(jīng)濟的熱點問題。薩繆爾森和希克斯的乘數(shù)一加速數(shù)模型作為闡述經(jīng)濟波動周期的理論，已經(jīng)成為經(jīng)典而被到處引用；克萊因建立的1921-1941年間美國的宏觀經(jīng)濟模型，則以其短小精悍、性能優(yōu)越的特點，開創(chuàng)了波動理論模型實踐化的…

本文所定義的經(jīng)濟潛在增長率是剔除短期因素影響的情況下經(jīng)濟所具有的長期增長能力。經(jīng)濟波動一般就是因為各種短期因素的干擾使經(jīng)濟增長率高于或低于潛在增長率。比方說，現(xiàn)有生產(chǎn)能力為100，但由于突發(fā)大規(guī)模自然災(zāi)害或者消費者突然降低消費導(dǎo)致產(chǎn)品大量積壓，實際生…

【摘要】油藏開發(fā)是油田企業(yè)工作的一個重要組成部分，而地震勘探技術(shù)的應(yīng)用對于尋找有利儲層及油藏高效開發(fā)具有非常重要的作用。地震資料解釋是地震勘探技術(shù)的重要組成部分，而三維地震資料解釋技術(shù)是一種面向三維數(shù)據(jù)體的解釋方法及技術(shù)，它能夠更真實、更準(zhǔn)確、更清晰…

作者：夏國忠

經(jīng)濟科學(xué) 1999年09期

　　宏觀經(jīng)濟波動的模型研究，一直是西方經(jīng)濟的熱點問題。薩繆爾森和�？怂沟某藬�(shù)一加速數(shù)模型作為闡述經(jīng)濟波動周期的理論，已經(jīng)成為經(jīng)典而被到處引用；克萊因建立的1921-1941年間美國的宏觀經(jīng)濟模型，則以其短小精悍、性能優(yōu)越的特點，開創(chuàng)了波動理論模型實踐化的先河，從此以后，這一領(lǐng)域流派紛呈，成果層出不窮。然而當(dāng)我們把目光轉(zhuǎn)移到國內(nèi)，不無遺憾地發(fā)現(xiàn)我國的經(jīng)濟波動研究多數(shù)還停留在簡單的統(tǒng)計描述與泛泛的事后解說階段。雖然這種“描述”與“解說”的研究方法具有簡單、直觀和實用的特點，但始終未能逃逸正統(tǒng)派的傳統(tǒng)思維定式，得到的結(jié)論總存在著沒有理論支持的嚴(yán)重缺憾，稱之為非科學(xué)的經(jīng)驗結(jié)論毫不過份。文本利用我國改革開放以來的資料，遵循西方“新派”從一般到簡單的建模思想，以“收入—支出”結(jié)構(gòu)和“需求導(dǎo)向”為基本構(gòu)架，借鑒國外各種流派先進(jìn)的建模方式，在考慮到我國經(jīng)濟的實際情況下，建立了適合中國的宏觀經(jīng)濟模型，然后通過模型確定了各個主要經(jīng)濟變量內(nèi)生波動的周期長度，并且對所得到的解析結(jié)果進(jìn)行了實際驗證，最后還對我國今后十幾年里國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資的波動走向作出了展望。

　　一、中國宏觀經(jīng)濟模型的建立

　　改革開放以來，我國已經(jīng)有了SNA核算體系比較完整的“收入——支出”資料。本文建立的中國宏觀經(jīng)濟計量模型由一個定義方程和兩個行為方程組成：

　　

　　以上各式中，Y[,t]、C[,t]、I[,t]和E[,t]分別為第t年按照支出法核算的國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費、投資和凈出口額度。其中，Y[,t].C[,t].I[,t]為模型的內(nèi)生變量，E[,t]為外生變量，Y[,t-1].C[,t-1].I[,t-1]為滯后一期的內(nèi)生變量，外生變量和滯后內(nèi)生變量共同構(gòu)成模型的前定變量。模型中各方程式的意義如下：

　　(1)式是反映市場均衡的定義方程，任一時刻按照支出法核算的國內(nèi)生產(chǎn)總值Y[,t]等于同期消費C[,t]、投資I[,t]和凈出口E[,t]之和。

　　(2)式為消費行為方程，當(dāng)前國內(nèi)外存在著各種不同流派的消費理論，但把現(xiàn)期收入Y[,t]和前期消費C[,t-1]作為主要解釋變量的線性消費函數(shù)，則得到了包括相對收入、持久收入、生命周期、理性預(yù)期以及滯后調(diào)整等學(xué)說在內(nèi)的許多消費行為理論的支持。事實上在我國的消費領(lǐng)域，“量入為出”自始至終是國民消費的基本法則，現(xiàn)期收入Y[,t]無疑是現(xiàn)期消費C[,t]的主要解釋變量；此外，由于“消費攀比”與“消費示范”的橫向效應(yīng)，加上“消費傳統(tǒng)”與“消費慣性”的縱向作用，決定了前期消費C[,t-1]也成為現(xiàn)期消費C[,t]的解釋變量。由此可見，用現(xiàn)期收入Y[,t]和前期消費C[,t-1]來表達(dá)現(xiàn)期消費費C[,t]的線性消費函數(shù)也得到了我國實際消費行為的支持。消費函數(shù)(2)式之中，C[,0]是起碼必須滿足的自發(fā)消費常數(shù)；α[,1]為邊際消費傾向，1/(1-α[,1])即經(jīng)濟學(xué)意義上的消費乘數(shù)，α[,1]Y[,t]為由收入引致的邊際消費部分；α[,2]為前期消費對當(dāng)期消費的影響乘數(shù)，α[,2]C[,t-1]即為由消費示范或慣性作用導(dǎo)致的消費部分。顯然，當(dāng)期消費C[,t]由自發(fā)消費C[,0]、邊際消費α[,1]Y[,t]和示范或慣性消費α[,2]C[,t-1]三部分構(gòu)成。

　　(3)式為投資行為方程，I[,0]為自發(fā)投資常數(shù)；β[,1]即經(jīng)濟學(xué)意義上的加速數(shù)，β[,1](Y[,t]-Y[,t-1])為由于國民收入增加Y[,y]-Y[,t-1]的情況下引致的投資；此外，一個投資項目常�？缭胶脦讉�年度，上一個年度的投資與下一個年度的投資之間存在著一定的連續(xù)性，β[,2]體現(xiàn)了這種連續(xù)性，稱為前期投資乘數(shù)，β[,2]I[,t-1]即是由于前期投資I[,t-1]而追加的投資額。因此，當(dāng)期投資由自發(fā)投資I[,0]、加速數(shù)投資β[,1](Y[,t]-Y[,t-1])和追加投資β[,2]I[,t-1]三部分組成。

　　定義恒等方程(1)與行為隨機方程(2)和(3)共同構(gòu)成中國宏觀經(jīng)濟模型的“結(jié)構(gòu)式”，它以需求為導(dǎo)向，既體現(xiàn)了乘數(shù)一加速數(shù)的經(jīng)濟學(xué)基本原理，又考慮到了消費的示范與慣性效應(yīng)以及投資的連續(xù)性等實際情況，是描述我國市場經(jīng)濟年代國民收入、消費和投資等主要宏觀經(jīng)濟變量之間“收入——支出”結(jié)構(gòu)關(guān)系的完整方程系統(tǒng)。

　　經(jīng)過分析，中國宏觀經(jīng)濟模型這一聯(lián)立方程具有可識別性，存在著確定的統(tǒng)計形式，模型的結(jié)構(gòu)式與簡化式之間有著線性的一一對應(yīng)關(guān)系，可以相互轉(zhuǎn)化。借助于恒等變換，模型結(jié)構(gòu)式可轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)生量的γ階非齊次差分方程：

　　

　　改革開放以來國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資的年度觀測值分別記為Y[,t]、C[,t]和I[,t]，t為時間，改革開放初始年—1978年記作t=1，以后順延，1997年t=20。運用SAS軟件的三級最小二乘法估計中國宏觀經(jīng)濟模型的結(jié)構(gòu)式，計算結(jié)果如表1所示。

　　顯然，中國宏觀經(jīng)濟模型的消費方程和投資方程均極其顯著地通過F檢驗，可決系數(shù)均高達(dá)0.997以上，同時也比較顯著地過了隨機擾動相關(guān)的DW檢驗。

　　

　　從結(jié)構(gòu)式模型的消費方程可以看出，我國每年的自發(fā)消費額度為541.7973億元人民幣；消費乘數(shù)為1/(1-0.4849)=1.9414，當(dāng)期收入每變動1個單位，將引致當(dāng)期消費同向變動0.4849個單位；前期消費每變動1個單位，由于消費的示范與慣性效應(yīng)將導(dǎo)致當(dāng)期消費同向變動0.1897個單位。從模型的投資方程不難看出，我國每年的自發(fā)投資額為100.0107億元；投資加速數(shù)為0.4980，國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1個單位，將引致投資額增加0.4980個單位；而前期投資每增加1個單位，為保證投資的連續(xù)性則必須追加0.9259個單位的投資。毫無疑問，模型的結(jié)構(gòu)式既符號經(jīng)濟學(xué)基本原理，又不違背客觀經(jīng)濟現(xiàn)實，順利地通過了經(jīng)濟合理性檢驗。

　　模型結(jié)構(gòu)式經(jīng)過恒等變換，可以轉(zhuǎn)化為只用前定變量來表示內(nèi)生變量的模型簡化式，國內(nèi)生產(chǎn)總值Y[,t]、消費C[,t]和投資I[,t]的模型簡化式結(jié)果如表2所示。

　　

　　特征方程式(7)有γ個數(shù)學(xué)解，如果其中有P對復(fù)數(shù)根a[,k]±b[,ki](k=1....P)，第k對復(fù)根可變換為三角函數(shù)形式：

　　

　　與第k對復(fù)根相對應(yīng)，Y[,t]具有周期長度為T[,t]的波動周期：

　　

　　因此，對應(yīng)于模型的p對復(fù)數(shù)根，宏觀經(jīng)濟變量——國內(nèi)生產(chǎn)總值Y[,t]存在p個完整的波動周期，周期長度分別為T[,k]=360/θ[,k].(K=1....p)。

　　按照同樣的原理和方法求解方程(5)式和(6)式的特征方程，來測定消費和投資波動的周期個數(shù)和周期長度。

　　這里不得不聲明，建立模型內(nèi)生變量的高階非齊次差分方程→求解對應(yīng)的特征方程→根據(jù)復(fù)根對數(shù)的多少來確定內(nèi)生波動的周期個數(shù)，這一整套分析思路沒有任何技術(shù)問題，利用計算機SAS軟件可以方便地實現(xiàn)，但是，由于客觀資料的限制和精度要求的約束，本文沒能作這方面的探討。作為最簡單的情形，筆者建立了模型各內(nèi)生變量的2階非齊次差分方程，通過求解相應(yīng)特征方程的復(fù)數(shù)根來分析改革開放以來國內(nèi)生產(chǎn)總值Y[,t]、總消費C[,t]和總投資I[,t]波動的基本周期長度。作為例證，模型的2階非齊次差分方程、相應(yīng)特征方程及其周期長度分析結(jié)果統(tǒng)一列于表3之中。

　　我們利用模型從解析的角度測定出，改革開放以來國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資分別經(jīng)歷了周期長度為5.216年、5.645年和5.644年的內(nèi)生波動。中國宏觀經(jīng)濟系數(shù)是否真的就存在著這樣的波動周期呢？換句話來說，模型測定的周期長度與實際的周期長度是否具有一致性，“一致性”又有多大呢？

　　不難理解，國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資的年度觀測值系列Y[,t].C[,t].I[,t]均為隨機過程，由趨勢變動、周期波動和隨機干擾三部分組成。經(jīng)過分析，國內(nèi)生產(chǎn)總值Y[,t]、消費C[,t]和投資I[,t]都具有指數(shù)形式的趨勢變動特征，傳統(tǒng)的直接環(huán)比法能相對最優(yōu)地剔除掉趨勢變動分量。因此，Y[,t]、C[,t]和I[,t]的環(huán)比發(fā)展速度BY[,t]=Y[,t]/Y[,t-1]、BC[,t]=c[,t]/C[,t-1]和BI[,t]=I[,t]/I[,t-1]分別刻畫了國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資增長的波動特征，如圖1之中的BY、BC和BI曲線所示。

　　

　　我們按照波動的一個谷值到下一個谷值為一個周期的“谷—谷”定義方法，來分析Y[,t]、C[,t]和I[,t]實際波動的周期特征。從圖可以看出，體現(xiàn)著中國宏觀經(jīng)濟狀況的國內(nèi)生產(chǎn)總值Y[,t]、總消費C[,t]和總投資I[,t]一直在交替升降中波動，如果不包括改革之初不太完善的部分，并且把波長小于等于2年的波動歸入隨機干擾不予理會，那么，國內(nèi)生產(chǎn)總值Y[,t]、消費C[,t]和投資I[,t]三個內(nèi)生變量的波動呈現(xiàn)出驚人的相似，均存在著比較完整的3個波動周期，各次波動周期的起止年限、周期長度，以及波長的平均值與變異系數(shù)如表4之中的第4、3、和5列所示。

　　為了考察與分析模型周期與實際周期之間的“一致性”，本文從兩個方面進(jìn)行評價和檢驗：一方面直接在經(jīng)濟變量的實際周期之中尋找，看看是否有與模型測定的周期長度相同或至少相近的實際波長，如果存在，則說明模型測定的結(jié)果得到了實際資料的支持，就可以把模型測定的周期視為經(jīng)濟系統(tǒng)存在的內(nèi)生基本周期；另一方面，定義模型周期與實際周期之間的“差異系數(shù)”作為比較“一致性”大小的度量。若經(jīng)濟系統(tǒng)實際存在s個周期，周期長度分別為T[a,j](j=1,2...s)，模型測定的第k個周期與實際周期的差異系數(shù)為：

　　

　　模型測定的p個周期存在著p個差異系數(shù)，差異系數(shù)越小，相應(yīng)的模型測定周期與實際波動越是具有一致性。按照這種“一致性”檢驗思路得到的判斷結(jié)果如表4第6列所示。經(jīng)過模型測定，國內(nèi)生產(chǎn)總值Y[,t]、消費C[,t]和投資I[,t]分別具有5.216年、5.645年和5.645年的基本波動周期，它們與波長為5年的實際波動周期相差不遠(yuǎn)，更接近于各自實際的平均周期長度；與此同時，它們的變異系數(shù)均不大于0.30，比較接近于實際波長的變異系數(shù)，因此可以說，這些利用模型測定出的周期長度通過了相當(dāng)程度的“一致性”檢驗，模型測定的解析結(jié)果得到了實際資料的驗證。

　　

　　三、今后十幾年中國宏觀經(jīng)濟波動狀態(tài)的前瞻性研究

　　宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)生波動的周期個數(shù)和周期長度可以通過求解模型來解析確定；外生波動是經(jīng)濟系統(tǒng)之外的因素作用于內(nèi)生變量而產(chǎn)生的疊加波，雖然它并不決定系統(tǒng)波動周期的基本特性，但是卻能一定程度地改變內(nèi)生波動的波幅、波峰、波谷、波動位勢乃至波動的周期長度。

　　具體到本文來說，中國宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)的內(nèi)生變量——國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資的內(nèi)生波動由模型確定，但又一定程度地受到國際經(jīng)濟、金融和貿(mào)易形勢的影響。凈出口作為模型的外生變量，以量化的形式很好地體現(xiàn)了這種影響。今后十幾年中國宏觀經(jīng)濟波動狀態(tài)如何？要回答這個問題，，首先必須對模型的前定變量尤其是外生變量作出合理的預(yù)計，只有基于模型外生波動與內(nèi)生波動相互疊合的預(yù)期，才可從解析的角度對國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資三個主要經(jīng)濟變量將來的波動狀況作出令人信服的展望。

　　改革開放以來，我國的對外貿(mào)易蓬勃發(fā)展，凈出口一直在波動中增長。在當(dāng)前瞬息萬變的國際經(jīng)濟形勢下，我們利用當(dāng)今比較流行的博克斯—詹金斯法對今后的凈出口作出動態(tài)預(yù)測，把外生變量—凈出口過去的實際值和未來的動態(tài)預(yù)測值直接輸入中國宏觀經(jīng)濟模型，模型必然輸出內(nèi)生變量—國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資過去的模擬值和將來的預(yù)測值。宏觀經(jīng)濟模型的模擬和預(yù)測效果到底如何？除了前面已述的統(tǒng)計檢驗和經(jīng)濟合理性檢驗之外，還應(yīng)該包括模型的模擬精確度和預(yù)測有效性檢驗兩項基本評價內(nèi)容。為此，筆者引入歷史模擬精確度：，N為樣本容量，ε[,t]為第t年擬合值與真實值之間的絕對差異，RWSP越接近于1，模式模擬越精確，反之亦然。為了檢驗?zāi)Ｐ皖A(yù)測效果，本文以1978-1996年資料估計模型，對1997年的內(nèi)生變量進(jìn)行試預(yù)測，把試預(yù)測的相對精度作為模型的有效性度量F-R。中國宏觀經(jīng)濟模型的模擬和預(yù)測檢驗結(jié)果如表5所示。從表5可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資的模型模擬精度均高達(dá)95%以上，預(yù)測有效性均在90%之上，模型順利地通過了模擬精確度和預(yù)測有效性檢驗。

　　

　　利用模型模擬和預(yù)測出來的結(jié)果計算的環(huán)比發(fā)展速度，反映了內(nèi)生變量歷史和未來的波動狀況。中國宏觀經(jīng)濟主要變量—國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資過去的實際波動與模擬波動以及今后十幾年預(yù)測的波動走向分別如圖2、圖3和圖4所示，圖中實線為實際波動曲線，虛線為過去模擬波動和將來預(yù)測波動曲線。為了便于比較和分析，把國內(nèi)生產(chǎn)總值的模擬波動和預(yù)測波動曲線BY、消費的BC和投資的BI統(tǒng)一繪制在圖5之中。在以上分析基礎(chǔ)上，從圖2、圖3、圖4以及圖5之中，我們不難對今后十幾年里中國宏觀經(jīng)濟的波動狀況作出如下預(yù)測：

　　

　　

　　(1)今后我國宏觀經(jīng)濟的波動狀態(tài)將明顯地趨向和緩。1998年2010年間，中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資將依次經(jīng)歷1998-2001、2001-2003和2003-2005年的3次小幅波動（其中投資波動尤其明顯），于2005年進(jìn)入穩(wěn)定的高位增長態(tài)勢。

　　(2)與歷史情況相似，在今后十?dāng)?shù)年里國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資三者之間將依然呈現(xiàn)出同步震蕩的波動特征。相對來說，國內(nèi)生產(chǎn)總值波動與消費波動更加接近，而投資波動的幅度更大。

　　(3)以現(xiàn)價計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費和投資均將于1998年滑入本次波動周期的谷底，1999年將止降回升，昂首邁入下一個周期的擴張期。

作者介紹：夏國忠 上海財經(jīng)大學(xué) 200083

宏觀經(jīng)濟波動的模型研究，一直是西方經(jīng)濟的熱點問題。薩繆爾森和�？怂沟某藬�(shù)一加速數(shù)模型作為闡述經(jīng)濟波動周期的理論，已經(jīng)成為經(jīng)典而被到處引用；克萊因建立的1921-1941年間美國的宏觀經(jīng)濟模型，則以其短小精悍、性能優(yōu)越的特點，開創(chuàng)了波動理論模型實踐化的…

宏觀經(jīng)濟波動的模型研究，一直是西方經(jīng)濟的熱點問題。薩繆爾森和�？怂沟某藬�(shù)一加速數(shù)模型作為闡述經(jīng)濟波動周期的理論，已經(jīng)成為經(jīng)典而被到處引用；克萊因建立的1921-1941年間美國的宏觀經(jīng)濟模型，則以其短小精悍、性能優(yōu)越的特點，開創(chuàng)了波動理論模型實踐化的…

宏觀經(jīng)濟波動的模型研究，一直是西方經(jīng)濟的熱點問題。薩繆爾森和希克斯的乘數(shù)一加速數(shù)模型作為闡述經(jīng)濟波動周期的理論，已經(jīng)成為經(jīng)典而被到處引用；克萊因建立的1921-1941年間美國的宏觀經(jīng)濟模型，則以其短小精悍、性能優(yōu)越的特點，開創(chuàng)了波動理論模型實踐化的…

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本文編號：230522