前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的經濟周期與宏觀經濟政策主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。

第1篇：經濟周期與宏觀經濟政策范文

宏觀經濟理論包括：國民收入決定理論、消費函數理論、投資理論、貨幣理論、失業與通貨膨脹理論、經濟周期理論、經濟增長理論、開發經濟理論宏觀經濟政策包括經濟政策目標、經濟政策工具、經濟政策機制即經濟政策工具如何達到既定的目標、經濟政策效應與運用。

目的：戰后凱恩斯主義宏觀經濟政策在西方各國得到廣泛的運用，相當大程度上促進了經濟的發展，但是，國家對經濟的干預也引起了各種問題，其具體內容主要包括經濟增長、經濟周期波動、失業、通貨膨脹、國家財政、國際貿易等方面涉及國民收入及全社會消費、儲

（來源：文章屋網 ）

第2篇：經濟周期與宏觀經濟政策范文

關鍵詞：不動產經濟 波動規律 波動特征

一、前言

不動產經濟作為實體經濟的重要組成部分，對我國經濟發展產生了深遠的影響。從目前我國不動產經濟的發展情況來看，考慮到經濟周期發展規律，不動產經濟波動受到多方面因素的影響，如何把握不動產經濟的波動規律，全面分析不動產經濟波動的特征，對提高我國不動產經濟發展質量，促進實體經濟發展具有重要的現實意義?；谶@一認識，我們應認識到不動產經濟的重要作用，重點做好不動產經濟波動的特征研究工作，正確分析我國不動產經濟波動的影響因素，確保我國不動產經濟波動在可控的范圍之內。

二、我國不動產經濟波動受到宏觀經濟運行的影響較大

宏觀經濟的整體運行情況與房地產的發展往往呈現出正相關性，即當宏觀經濟運行良好，社會總財富持續增加，人均收入不斷增加的情況下，往往伴隨著房地產的蓬勃發展。

我國不動產經濟受到宏觀經濟運行的影響最大，具體表現在以下幾個方面：

（一）宏觀經濟的高效運行，促進了不動產經濟的發展

宏觀經濟的高效運行，帶給了各行各業以發展機遇，對于不動產經濟的促進更是具有較大作用，具體表現在為不動產經濟提供了充足的購買力。

（二）宏觀經濟政策的制定，影響了不動產經濟的發展軌跡

不動產經濟的發展軌跡受到宏觀經濟政策的影響較大，宏觀經濟政策如何制定，決定了不動產經濟的整體發展軌跡及發展質量，所以，不動產經濟與宏觀經濟政策關系密切。

（三）宏觀經濟的發展質量，決定了不動產經濟的發展方向

宏觀經濟發展質量較高，不動產經濟就會朝著良性方向發展。宏觀經濟發展質量較低，不動產經濟就會表現的相對低迷。所以，宏觀經濟的發展質量，直接決定了不動產經濟的發展方向。

三、我國不動產經濟波動不可避免的受到城市化進程的影響

房地產的發展從根本上說是為了滿足人們居住的需求，而城市化進程又可以使大量的農村剩余勞動力涌入城市，從而造成了對房屋的需求。我國正處在城市化高速發展的時期，每年大量進程農民工、大學畢業生進入城市，從而帶動了房地產的繁榮。

我國的不動產經濟主要是建立在城市化基礎上的，如果沒有城市化政策的支持，城市不動產經濟不可能獲得充足的購買力，城市不動產經濟也不可能有如此的多的消費群體參與到不動產經濟中來。從這一點來看，我國不動產經濟波動與城市化進程密切相關。在當前形勢下，城市化進程的加快，無疑給不動產經濟帶來了繁榮和促進，直接提升了不動產經濟的發展質量。但是隨著城市化進程的減緩，不動產經濟也將從過熱朝著趨緩的方向發展。由此可見，我國不動產經濟波動不可避免的受到城市化進程的影響，只有認識到城市化進程對不動產經濟波動的影響，才能保證不動產經濟保持平穩發展。

四、我國不動產經濟波動受到了來自政策支持力度的影響

從歷史看，政策包括財政政策、稅收政策、信貸政策等對房地產的影響非常大，當國家出臺相應的支持政策的時候，往往能迎來房地產發展的高峰，而當國家收緊銀根，房地產受到的沖擊又是最大的，考察房地產的經濟周期要很好的看清楚政策的調控力度。

對于當前我國的不動產經濟來說，不動產經濟的繁榮程度，已經成為了銀行金融業的晴雨表。每當銀行和金融政策出現調整的時候，不動產經濟都會出現小幅的波動和調整。所以，政策支持力度對不動產經濟發展至關重要。如果不能正確理解政策支持力度對不動產經濟波動的影響，就不能達到正確分析不動產經濟波動的目的。

五、我國不動產經濟波動與供需矛盾有著密切關系

房地產的需求主要表現在兩方面，一是人們的住房需求，即所謂的剛性需求；一是人們的投資需求。而供給也主要表現在兩個方面，一是開發商開發的商品房，一是政府投資興建的政策性保障住房。

從供需方面來看，不動產經濟的波動與供需有著密切的關系。如果不動產數量供大于求，則不動產經濟的發展質量將會較低，其整體發展速度也會受到影響，不動產經濟的整體效益將會受到較大影響。如果供不應求，則不動產經濟的升值空間較大，不動產經濟將會出現較為理想的繁榮狀態。

六、結束語

通過本文的分析可知，在我國實體經濟發展中，不動產經濟在實際發展中是呈現上下波動的狀態的，只有掌握了不動產經濟的波動特征，正確理解不動產經濟波動的影響因素，才能保證不動產經濟波動在合理范圍之內，進而達到提高不動產經濟發展質量，滿足實體經濟發展需要的目的。

參考文獻：

[1]胡江.不動產通論[M].廣東高等教育出版社；2011年11月版

[2]張亞麗，梁云芳，高鐵梅.預期收入、收益率和房價波動――基于35個城市動態面板模型的研究[J].財貿經濟；2011年01期

[3]石柱鮮，趙紅強，譚屹然.我國房地產業的泡沫分析[J].重慶與世界；2011年05期

[4]孔行.我國房地產價格形成機理與波動研究[D].哈爾濱工業大學；2010年

[5]池京均.金融危機后中日韓經濟周期協動性和影響因素的確定性分析[D].吉林大學；2011年

第3篇：經濟周期與宏觀經濟政策范文

一、中國經濟陷入“活亂”循環引發的思考

1978年中國開始進行從微觀經營機制起步的經濟體制改革，傳統意義上的計劃經濟體制逐步被打破，其中主要的手段是放權讓利使政府的計劃權力削弱和分解，國家財力向企業和家庭部門轉移，經濟增長主體多元化的格局已逐步形成，市場機制在經濟運行中發揮著越來越重要的作用。但是，中國經濟體制轉軌的任務還遠遠沒有完成，經濟改革進程中還面臨著一系列矛盾。產權改革滯后，國有企業問題無法解決，銀行治理結構也沒有實質性的改進，計劃應該進一步退出的領域不能徹底退出，政府對企業進行行政性干預的能力仍然很強，社會資源的動員和配置還不同程度地受制于體制轉軌不完全和市場規則不完全的制約，經濟容易出現“一放就亂、一收就死”的現象。

我國經濟的冷熱和“活亂”循環，表面上看是市場經濟運行中的周期性問題，實質上反映出內在體制性癥結。反經濟周期性的宏觀調控具有短期性、周期性特征，只能解決經濟總量平衡等問題，并不具有解決體制性問題的能力[1].宏觀經濟政策的實施既是市場經濟運行周期性危機的要求，同時宏觀經濟政策的效果又以市場機制的有效運行為條件。由于中國市場機制不完善，經濟體制特別是投融資體制還具有很強的傳統計劃經濟體制特征，一些投資沒有產權約束，貨幣政策很難調節市場機制，影響消費和投資，維持經濟自主增長。貨幣政策很難確保我國宏觀調控取得預期效果，我國的宏觀調控主要采用的是財政政策和行政手段。積極財政政策會放松國有企業和銀行的預算約束，強化國有企業和銀行依賴國家承擔風險的意識；強制性控制財政支出、強制性控制信貸投放和強制性壓制非國有經濟的擴張會導致舊體制的復歸。如果不解決一些深層次的體制問題，經濟運行的大起大落和“活亂”循環難以避免。

二、國有企業功能財政化與國有企業改革

國有企業改革成功是我國經濟改革成功和宏觀調控改進的關鍵。自改革開放以來，我們已經在改革國有企業方面想了很多辦法，政府先后采取了“放權讓利”、“利改稅”、“撥改貸”、承包制、股份制等措施，雖然也取得了一定成效；但從總體上看國有企業改革并不成功。其中最重要的原因在于國有企業的目標不明確，國有企業改革方向不正確。社會主義市場經濟中的國有企業或國有控股企業只能是以社會福利最大化為目標的一種特殊的經濟組織，是政府實施宏觀經濟政策的工具，必須承擔國家政策性負擔，不可能成為以利潤極大化為目標的真正意義上的企業。因此，衡量國有企業改革成功的標準應該是市場經濟中沒有必要存在的國有企業民營化、有必要存在的國有企業財政化[2].

市場經濟中國家的經濟職能應集中在提供純公共產品、促進社會的公平和穩定、實現宏觀經濟政策目標上[3].政府履行上述經濟職能，有些需要通過建立國有企業來實現，這是現代市場經濟國家中的普遍現象。就連以私有制為基礎的市場經濟國家，也特別注重建立并經營一定數量的服務于國家經濟職能和實現宏觀經濟政" 策目標的國有企業。顯然，在以公有制為基礎的社會主義市場經濟中，政府更應注重也更容易建立并經營一定數量的國有企業實現國家經濟職能。政府應當從國民經濟整體利益出發，不僅要經營有關國計民生的自然壟斷行業，更要經營私人不愿進入或無力進入的社會公益、國防工業和高新技術等行業。因此，社會主義市場經濟中國有企業具有財政化功能。

1.國有企業具有生產公共物品的功能。公共物品消費的非競爭性和非排他性特征使私人廠商不愿意生產。實際上，每個人都有搭便車的動機，企圖使用他人可能會生產的公共物品。因此，國防、燈塔、市政建設、道路養護、街道照明、公園、博物館、圖書館，直至義務教育和醫療衛生等公共物品的社會需求將無法得到滿足。政府建立經營國有企業直接生產公共物品是必要的。另外，在自然壟斷產業中建立經營國有企業，將壟斷收入收歸國有，可以增加國家財政收入和提高社會效益。

2.國有企業具有促進經濟發展的功能。國有企業是以國家財政為后盾的，因而它們有能力承擔一些有巨大風險的投資，并通過這些投資消除國民經濟發展中的各種瓶頸，例如，新興產業和高技術產業。國有企業能夠比較容易地進入國際經濟中那些難以進入的領域，可以迅速提高本國經濟的國際競爭力。

3.國有企業具有穩定宏觀經濟的功能。政府可以利用國有企業來增加社會總需求，如在經濟衰退時期強制國有企業增加投資，安排更多人員就業，調節收入分配，實現社會公平；在通貨膨脹時期政府可以要求國有企業放棄利潤，限制國有企業職工的工資水平，降低產品價格以降低物價水平；強制國有企業在不同地區布局，實現區域協調發展；強制國有企業停產和轉產，實現產業結構調整和升級。

為保證國有企業改革成功，我們必須按照中央提出的“有所為，有所不為”的方針推進國有企業改革。通過拍賣、租賃、國家所有權債權化等方式將市場經濟中沒有必要存在的國有企業民營化，國家可以集中有限的財政資金搞好有必要存在的國有企業，提高國有企業行為與國家宏觀經濟政策目標的一致性，使其成為國家實施宏觀經濟政策的工具。

三、國有企業改革、企業信貸硬約束與國家宏觀調控改進

財政收入水平決定了國家經濟職能的大小，也決定了國家創辦經營國有企業的數量。按照這一原則，我國有必要存在的國有企業的數量必須大大減少，市場經濟中沒有必要存在的國有企業必須民營化，國有企業改革才能成功。沒有必要存在的國有企業民營化后，銀行與企業成為擁有獨立財產的法人實體，就會自動地在平等、自愿、公平、等價有償、互利互惠、誠實守信的基礎上進行借貸活動，建立起真正的信用制度，產生真正的金融市場[5].政府不必也不能夠通過信貸計劃強制銀行提供企業的資金，“殺貧濟富”的銀行經營原則會形成企業信貸硬約束；政府也不必為了企業的生存對借貸的價格即利率進行嚴格的行政管制，利率可以由資金供求關系來決定。

一個富有效率的金融市場可以使貨幣政策發揮對市場機制的調節作用，使我們在今后宏觀調控中少用行政手段，主要采用經濟手段、法律手段。貨幣政策可以很好地實現宏觀經濟政策四大目標：經濟增長、充分就業、物價穩定和國際收支平衡。貨幣政策的變化將直接影響到銀行面向企業和個人的借款，由此影響到總需求，進而影響經濟增長；貨幣政策的變化可以影響資產組合的改變和基礎貨幣或銀行儲備的需求，進而影響物價穩定；貨幣政策的變化可以影響實際工資或勞動生產率，進而影響勞動就業；貨幣政策的變化可以影響進出口價格和外國貨幣資產的需求，進而影響國際收支平衡。

利率市場化是國家宏觀調控改進的核心和經濟運行最終擺脫“活亂”循環的關鍵。利率作為最重要生產要素———資金的價格，既是由金融市場中的資金供求關系決定的，同時又調節著金融市場中的資金供求關系。利率作為一國經濟中最重要的經濟杠桿，具有反應靈敏、制約力強、作用面大的特點，它既是連接貨幣經濟和實物經濟的橋梁，又是聯系宏觀經濟與微觀經濟的紐帶，它通過調節儲蓄、消費和投資的流向、流量，達到以資金流引導實物流，促進資源的合理配置，帶動經濟增長。利率市場化可以加速我國金融深化，逐步消除經濟發展中的金融抑制，建立一個能夠為國民經濟發展提供全方位、多層次金融服務的現代金融市場體系。利率市場化也可以為非國有企業提供一個寬松的投融資環境，解決我國非國有企業資金需求長期得不到滿足的問題，非國有企業可以迅速地擴大生產規模和進行技術改革，可以繼續發揮非國有經濟部門支持未來中國經濟增長的作用。利率市場化以后，那些成本過高或凈生產率大大低于平均利潤率的低效率企業將會在均衡利率水平下將被逐步淘汰而自動退出市場，而只有那些凈生產率大大高于平均利潤率的高效率企業才有能力在均衡利率水平下獲得更多的資源以不斷擴大生產或投資規模，這會大大提高我國經濟的整體效益。凡是利率由市場供求關系決定，利率水平能夠反映資金稀缺程度，經濟運行較容易調控，經濟發展也較平穩；而利率由政府嚴格管制、利率水平不能夠反映資金稀缺程度，經濟運行較難調控，經濟發展總會出現大起大落。

有必要存在的國有企業財政化、沒有必要存在的國有企業民營化后，可以建立起一個穩定的能夠充分適應市場經濟發展的宏觀調控的制度基礎。宏觀調控的制度基礎決定了宏觀經濟目標和政策手段之間傳導機制的性質和可能影響的" 程度，進一步決定宏觀經濟政策運用的實際效果。這套制度包括政府的財政預算分配制度、稅率稅種和稅收征管制度、貨幣發行和中央銀行制度、金融體系的內在組織結構、基本的會計統計制度、政府的財政金融監督制度等等。如果宏觀調控的制度基礎很穩定，宏觀經濟政策目標和手段的變量之間就會有穩定的統計相關性，可以提高宏觀經濟政策目標和手段選擇的科學性，引導市場經濟的健康發展。

中國當前宏觀調控的制度基礎具有如下特點：政府財力有限和機構膨脹的矛盾日益突出，國家財力在國有企業和銀行的流失十分嚴重，削弱了政府調控經濟可以運用的財力；負責宏觀調控的中央政府部門的改革和政策職能的建設嚴重滯后，加上缺乏互相之間的監督和協調，宏觀經濟政策目標和手段的選擇錯過了很多最好的時機，加劇了經濟的周期波動；財政金融政策仍然不能擺脫過度集中和缺乏法治的傾向，特別是在金融監管的問題上，很多政策出臺背離市場經濟的原則，用的是計劃經濟的行政手段，干的是拍腦袋的事，結果損害市場經濟的健康發展。一個穩定的宏觀調控的制度基礎可以解決貨幣政策和財政金融政策的選擇失當、政策出發點同政策執行的實際效果背離、決策過程的時滯太長、政府官員瀆職和濫用職權等等問題，改進國家宏觀調控改進，使經濟運行最終擺脫“活亂”循環。

參考文獻：

[2]劉振彪。論社會主義市場經濟中國有企業功能財政化[J].湖南財經高等?？茖W校學報，2004，（1）。

[3]睢國余，藍一。企業目標與國有企業改革[J].北京大學學報（哲學社會科學版），2004，（3）。

第4篇：經濟周期與宏觀經濟政策范文

【關鍵詞】房地產經濟 周期波動 對策

房地產經濟周期波動在世界各國的經濟發展中都屬于十分正常的經濟現象，也是各國宏觀經濟研究的重點。隨著改革開放的進一步深入，我國房地產經濟周期波動也一直伴隨著國民經濟的發展。隨著我國和世界各國經濟交往的密切，房地產經濟周期波動也出現了新特點與新的發展趨勢。房地產經濟周期波動會影響我國的經濟發展，可見，分析我國房地產經濟周期波動，可以降低經濟周期波動頻率與幅度，防止頻繁波動造成的經濟發展障礙，這對于我國的經濟發展來說具有十分重要的意義。

一、研究我國房地產經濟周期波動的必要性

經濟的周期波動會影響產業經濟發展，導致同樣周期波動現象的頻繁發生，而房地產經濟與國民經濟相同，都是以波浪型的方式增長變化的。房地產經濟的波動會隨時間和條件變化產生擴張或者收縮等交替運動。

我國經濟處于高速發展的時期，對城鎮化的發展戰略已使房地產行業獲得了飛速的發展，逐漸成為我國經濟支柱型產業。研究我國房地產經濟周期，是市場經濟發展需要，也是房地產實現發展的必然選擇。研究房地產經濟周期波動的規律可以為我國經濟的宏觀調控提供更多的參考依據，也可以通過政府的干預，制定相應的房地產政策，促進我國房地產行業的穩定發展。研究房地產行業經濟周期波動還能有效避免受到周期波動影響造成的重大經濟損失及產業衰退[1]。

二、我國房地產經濟周期波動的分析

我國房地產經濟周期指房地產發展與趨勢間存在的偏差，是以長期波動所產生的趨勢為中心的。房地產經濟與國民經濟在增長是一致的，都不是直線的增長，是以波動方式進行上下起伏。這一點，從長遠角度來看，我國國民經濟的發展會影響房地產經濟不斷發展而呈現出上升的趨勢。從短期情況來看，受到不平衡與外部因素影響，房地產的波動曲線與長期趨勢有著很大的偏差。本文對房地產經濟周期不同時期進行分析為以下幾個方面：

1、隨著我國經濟水平提高，政府也要通過經濟擴張方式對外部經濟的需求進行刺激，房地產價格具有很大的需求彈性，在資源配置上可以從國民經濟基礎與行業配置上開始，房地產行業就進入到了復蘇的階段。

2、經過了房地產行業復蘇階段，我國宏觀經濟的增長，使房地產需求越來越大，房地產行業的短期供比和消費者的剛性需求又使房地產具有了保值的價值。而房地產的價格一路走高，使房地產的開發也得到了迅速的發展。

3、走向繁榮時期之后，我國政府也開始緊縮國家政策，開始壓低房地產的投入，努力降低房地產的消費需求，這時的房地產具有很強的投機性。這時的消費者也開始了理性的思考，這時的房地產行業進入了收縮期。房地產行業屬于先導行業，與其他行業相比會優先進入收縮期[2]。

4、出現經濟危機，我國的房地產行業因為乘數作用，會受到很嚴重的影響，這時會出現房價的大幅度下跌，而房地產的成交量也出現萎縮，同時，房屋的空置率也大大提高。

三、保持房地產行業健康發展的解決對策

1、國民經濟波動會影響房地產經濟波動的宏觀調控，這和我國經濟的宏觀調控政策是保持一致的，也是符合我國經濟政策的。如果房地產行業的發展超出了國家經濟的承受能力，就會給其它行業帶來沉重的壓力，要使宏觀經濟得到穩定健康的發展，就要以宏觀調控的措施，對房地產經濟采取必要的控制[3]。

2、我國房地產市場經常出現供需的不平衡，即便出現了供需平衡也只是短暫的。我國對房地產行業進行宏觀的調控可以減小這種不平衡的波動幅度，供需矛盾如果過于尖銳，就無法自動完成市場協調。這時，很容易發生房地產的經濟危機，從而以強制的手段完成供需的平衡。這就會使我國房地產市場元氣受損，需要很長一段時間才能使房地產市場恢復到正常的狀態。要避免這種情況的發生，就要在矛盾出現時，及時發現，及時化解。

3、我國房地產經濟周期波動的調控可以暫時將房地產經濟發展進行抑制，即便這種做法會使房地產經濟下滑也要執行到底，因為這種做法可以保障房地產經濟保持長期的、健康的可持續發展。如果出現失控的狀態，就要及時采取措施進行制止與糾正。我國對房地產市場的調控要盡可能的保持經濟的穩定，盡可能的避免做出影響重大經濟決策的改變，可能更利于房地產行業的發展[4]。

4、房地產價格如果發生變化也會引發房地產經濟周期的波動，我國一定要認真分析和區別房地產價格，做好調控工作，房地產價格的變動要在正常的范圍內，這時，國家不適合干預。價格波動是有利于房地產市場的競爭的，也會使房地產企業更好的完善企業管理與經營，使企業的經濟效益得到提高。房價的過度上升會限制了消費者的消費需求，使相關產業價格受到影響而提高，這就增加了我國經濟膨脹的壓力，所以，一定要把房地產價格控制到合理的范圍內，才能更有利于房地產經濟的發展。

結束語：

綜上所述，我國經濟在宏觀環境下得到了迅速的增長，隨著房地產行業中不合理投資結構和需求的增多，房地產經濟產生了過度的周期波動。我國的房地產行業具有特殊性，尤其國家政策對房地產經濟具有深遠影響，經濟周期波動必然受到國家政策的主導影響。通過政府的政策引導，對全國房地產投資進行控制，既要控制好土地與開發規模，也要控制房價的增長，使我國房地產經濟周期邁進調整期。

參考文獻：

[1]于斌.淺析房地產經濟周期與宏觀經濟政策的關聯性[J].現代經濟信息，2013，14（20）：114-115.

[2]張麗娜.論房地產市場的波動性[J].商業經濟，2011（9）：251-253.

第5篇：經濟周期與宏觀經濟政策范文

無論是在計劃經濟還是市場經濟當中,經濟運行過程中各種宏觀經濟總量在不同的階段具有不同的性質,并且這些性質在經濟發展過程當中階段性地重復出現,這就是經濟周期體現出的特定現象。在人們對經濟周期進行關注的100多年中,對經濟周期的認識也經歷了一個周期性的過程。目前對于經濟周期的理解和認識,已經從原來的古典型經濟周期發展到目前的增長型經濟周期,這意味著已經將長期過程中的經濟增長,與短期過程當中的經濟波動,在一個統一的分析框架下結合起來進行分析。對經濟周期在不同階段的性質,人們在檢驗大量典型化事實(stylizedfacts)的基礎上,普遍認為經濟周期具有兩個基本特征(Zarnowitz,2000):一個是經濟波動體現為宏觀經濟變量與長期趨勢的偏離,另一個是經濟周期當中諸多宏觀經濟變量之間存在著協同變化和非線性關聯。由于在20世紀90年代西方大多數國家的經濟增長比較穩定,政府采取的各種形式的積極政策干預收到了比較明顯的穩定經濟的效果,在這個時候,關于經濟周期的研究出現了“經濟周期過時了”,甚至懷疑“經濟周期消失了”等觀點,這時已經將“經濟周期擴張期長于收縮期、收縮期的幅度明顯低于擴張期的幅度”等作為基本的經濟周期特征進行分析,并且對于出現這種現象的原因,提出了各種假設,其中技術進步和金融創新等均是主要的經濟增長驅動力量,也有很多經濟學家認為這是“新經濟”框架下經濟周期的新體現(Romer,1999)。這些研究均表明,經濟周期和經濟波動還是存在的,但確實出現了與Burns和Mitchell(1946)開始系統研究經濟周期時不同的新現象。

本文所研究的經濟周期問題,是經濟周期過程中的一個最為基本的現象,即經濟周期是否具有非對稱性及其形成原因。一個具有對稱性的經濟周期,它的擴張期與收縮期的反映像應該是基本重合的,但是自從人們注意到經濟周期這一帶有重復性的現象時,就已經發現經濟周期并不是這樣完美的,周期一詞具有的定時和規則性已經給人們帶來了概念上的混淆,其實Burns和Mitchell(1946)早就已經將經濟周期的非對稱性作為定義加以描述,Hicks(1950)已經給出了完全競爭市場條件下具有確定性的非對稱周期的例子。隨著經濟計量技術的進展,人們發現了經濟周期當中的多種合成成分都具有非對稱性,并且經濟周期當中的非對稱成分可能是主要成分,而且當隨機性成分比較顯著的時候,經濟周期的非對稱就越加顯著,為此,Hamilton(1989)在非線性隨機時間序列模型中,檢驗發現在實際產出周期中確實存在非對稱性。

關于經濟周期是否存在非對稱性,一些研究認為它依賴于宏觀經濟變量時間序列的分解方式,即采用什么樣的方式將時間序列當中的趨勢成分和周期成分分離開來。體現經濟周期性質的是變量序列當中的周期成分,如果周期成分是具有對稱分布的隨機擾動,那么周期將具有對稱性的特點,因此利用高斯-馬爾可夫假設下的線性時間序列模型檢驗經濟周期的非對稱性存在一定的欠缺,因此在本文當中我們采用H-P濾波和時間趨勢分解方法,然后直接對周期成分進行偏移度和波動深度檢驗,這樣可以避免一些統計方法導致的偽非對稱性。

對于經濟周期普遍出現了明顯的非對稱性和經濟波動出現平緩的特征,目前主要的觀點是認為采用了比較廣泛的宏觀經濟政策干預的緣故,但也有經濟學家認為,對于經濟周期階段性的劃分和非對稱性的形成,并不是源于經濟周期本身的屬性,而是由于采用的統計數據,特別是統計數據的階段性和區域性導致的(Romer,1986)。因此本文當中得到的統計結論雖然已經注意到數據和方法的穩健性,但是還需要更為廣泛的統計檢驗,這些需要對照更多樣本和更多的時間變量序列進行分析,才能彌補一些由于統計推斷方法相對于數據靈敏性所造成的偽結論。

本文研究的另一個重要內容是,將提出中國宏觀經濟運行當中的一些重要的典型化事實,并且將這些典型化事實作為檢驗經濟理論和政策分析的實證標準,這是中國宏觀經濟分析當中比較欠缺的一種實證性研究。由于經濟波動和經濟周期中的典型化事實,也依賴時間序列的不同趨勢分解方式(Fabio,1998),因此在本文的分析當中,我們也使用了幾種不同的趨勢分解方式,以便增加典型化事實的穩健性。在對主要宏觀經濟變量時間序列進行趨勢分解和非對稱性檢驗的同時,我們還大量計算了一些主要宏觀經濟變量周期成分與實際GDP序列周期成分之間的關系,并且針對季節增長率和同比增長率進行了分別計算,這些是描述經濟周期的兩種主要指標方式。通過對周期成分之間的相關性和非對稱性檢驗,我們得到了關于經濟運行特征和經濟政策等方面的重要結論。例如可以檢驗經濟波動中需求和供給對經濟波動的驅動作用,檢驗累積非對稱性的形成原因,這是分析中國經濟周期驅動因素的重要方法。另外,我們通過這個非對稱性的比較以及時間序列周期成分之間的相關性分析,我們還可以判斷各種指標的周期方向性(順周期和反周期),對經濟政策(貨幣政策和財政政策)的有效性和作用時滯給出統計描述和計量檢驗上的判斷。這樣可以判斷它們的順周期(反周期)性質和相對強度,對于經濟波動和經濟周期過程中的經濟政策作用強度和方向給出明確的指示。在本文的第二部分,將給出描述和檢驗非對稱性的統計模型和方法,并且簡單介紹時間序列趨勢分解的一些方式。在第三部分將給出各種檢驗統計量和檢驗結果。在第四部分介紹經濟周期非對稱性和本輪經濟周期拖長尾部的各種經濟含義和相關的經濟政策作用,并給出本文主要結論。

二、時間序列的非對稱性和趨勢分解

由于經濟周期是主要宏觀經濟變量圍繞著趨勢水平的隨機或者非隨機偏離形成的,因此描述經濟周期必須將時間變量的趨勢成分分離出來,然后分析剩余的周期成分的統計行為,因此下面我們考察的均是時間變量序列的周期成分。

1·經濟周期的非對稱性目前引起人們普遍關注的非對稱性有兩種,即偏移型非對稱性和深度型非對稱性。由這兩種非對稱性也可以組合形成其他形式的非對稱性。正常的對稱性周期如所示,這樣的周期沿著均值線進行反折后是重合的。如果一個經濟周期的擴張期和收縮期的深度基本相同,但是擴張期和收縮期的延續長度不同,這樣的經濟周期被稱為陡峭型周期。如果周期當中的張期比收縮期過程繁榮昌盛,而且收縮期下降程度要比擴張期上升程度更為陡峭,這樣的非對稱性被稱為緩升陡降型非對稱性周期,如(b)所示。如果一個周期當中的收縮期要比擴張期更為長一些,即周期的上升期比較陡峭,則稱之為陡升緩降型非對稱周期,如(c)所示。如果一個周期沿著平均水平線反折后的峰頂仍然低于周期的谷底水平,這樣的周期被稱為深度收縮型周期,由(d)所示。如果折后的峰頂普遍高于周期對應的谷底水平,則稱其為深度擴張型周期。在西方國家的經濟運行當中,經常出現的非對稱性類型是緩升陡降型和深度收縮型的非對稱性(Hess和Iwata,1997),與此形成鮮明對照的是,我們檢驗發現,在中國目前的經濟波動當中頻繁出現的是陡升緩降型和深度擴張型類型的非對稱性,這可能由是目前中國經濟發展階段性和各種體制因素形成的。

除了上述單純的陡峭型和深度型的非對稱性,如果在一個經濟周期過程中,收縮期比擴張期具有更大的深度,同時收縮期比擴張期持久,這樣就體現出一種陡升型和深度型混合的非對稱性,如(e)所示。這種類型的經濟周期在中國改革開放之前出現過,但目前中國經濟周期的非對稱性,主要以陡升緩降和深度擴張的混合型為主。對于經濟波動的非對稱性,可以證明使用通常高斯-馬爾可夫假定條件下的線性時間序列方法是無法檢驗的,因為如果假設一個平穩時間序列yt滿足下述ARMA模型:A(L)yt=B(L)εt,其中A(L)和B(L)分別是有限階的滯后算子多項式,則可以得到周期變量相對于隨機擾動的反應函數是:yt=A(L)-1B(L)εt,如果假設擾動序列εt是獨立同分布的正態隨機序列的話,那么由它的線性組合得到的yt便也具有對稱分布。因此描述經濟周期的非對稱性,要么假設隨機擾動當中存在序列相關,要么采用非線性時間序列模型。為了構造非線性時間序列模型,Hess(1997)直接將刻畫衰退程度的解釋變量引入到ARMA模型當中,從而通過結構方程解釋波動過程當中的非對稱性。在本文當中,我們采用更為直觀的偏移度檢驗,這樣可以直接檢驗時間變量序列當中出現的非對稱性。為了檢驗非對稱性,我們構造時間序列的偏移統計量。對于緩升陡降型非對稱性,由于處于均值或者趨勢曲線下面的樣本數量要比處于其上面的樣本數量少,因此計算出來的偏移度是負的。與此對應,如果非對稱性是陡升緩降型的,那么計算出來的偏移度則是正的。

2·時間序列的趨勢分解由于我們要檢驗時間序列當中的非對稱性,因此采用的趨勢分解方式需要滿足一些要求。首先分解方式本身不應該在分解過程當中引入附加的偽非對稱性,其次要求檢驗統計量具有可以采用的標準分布,再次采用的分解方式要有比較直觀的解釋。為此,本文當中主要采用下述三種趨勢分解方法。

在本文的檢驗當中,我們主要使用和比較后兩種分解方式,同時對比相應分解之下結論的穩健性,差分分解方法主要應用于價格水平的分解當中。需要注意的是,H—P濾波等分解沒有區分各種周期不同的周期成分,近來開始普遍使用的一種趨勢分解方式是BandPass濾波方法(Lawrence和Terry,1999),這是在時間序列頻域中進行分解的方式,主要的優點是可以針對不同周期長度的周期成分進行趨勢分解。由于中國經濟中統計數據的樣本容量較小,本文處理累積數據時暫時沒有使用這種方法。另外,也是由于數據樣本容量較小的原因,我們也沒有使用著名的B-N分解方式(Beverage和Nelson,1981),本文研究可以通過擴展使用趨勢分離方法得到進一步的印證和推廣。本文主要采用的H-P濾波方式,本質上是一種線性濾波方式。使用線性濾波具有明顯的優點,即在分解當中不會引入偽非對稱性,因為線性濾波應用到對稱序列以后,將仍然得到對稱序列。因此線性濾波不會將原來對稱的序列經過濾波以后得到非對稱性。對于時間趨勢脫離,在時間的二次函數上我們嘗試使用了非線性的趨勢脫離,但是我們發現,非對稱和相關性對于趨勢分解方式來說,雖然體現在數值上非常靈敏,但是在定性結論上還是基本穩健的。

三、主要宏觀經濟變量的非對稱性和周期成分相關性的檢驗結果

為了給出中國經濟波動中存在非對稱性的一個直觀的說明,我們首先在H-P濾波方式下,分別作出了一些主要宏觀經濟變量的趨勢圖。(a)是1953年以來我國經濟的增長速度軌跡,其中點劃線表示H-P濾波線,體現了經濟增長過程當中的趨勢水平(趨勢曲線是否表示自然率水平,還存在著廣泛的爭論,但是確實可以作為一種參考)。柱形圖表示當期經濟增長速度同趨勢水平的偏離,是經濟增長的損失或者超出,也是下面將要分析的一種重要周期成分。從圖中可以看出,柱形圖的高度出現了明顯的收斂趨勢,這是我國經濟增長速度趨于穩定的明顯跡象,也是我們將要檢驗的拖長尾部。(b)是中國國內生產總值GDP季度數據的自然對數值①(當年價格,加以季節調整)。從圖中可以看出我國經濟波動從1995年第二季度開始出現了小幅度的對稱波動,這是經濟處于軟著陸之后調整期間的一種特定現象。(c)主要表明的是實際固定資產投資(加以季節調整)的周期成分圖,清楚地可以看出從1998年到2000年投資出現了深度型的波動,這是近年來投資較大波動的體現。(d)表示社會消費品零售總額的周期成分,其典型特征是出現了周期較長的并且近似對稱的周期類型,這是消費需求比較穩定導致的,即表明消費需求對于政策調整的滯后期比較長。(e)表示進出口總額的波動情形,顯然從2000年的一季度開始,中國對外貿易開始出現了強勁反彈的跡象。(f)顯示的是實際M2的變化情形,從中可以看出,從1999年二季度至今,貨幣供給已經開始處于一個緊縮過程當中,這是實行穩健性貨幣政策的直接體現。

表示政府財政支出情況,可以看出從1996年開始,財政政策幅度再次逐漸加劇,而且形成的周期深度越來越明顯,這是積極財政政策誘致的加速周期形式。(h)表示近年來價格水平的周期軌跡,從圖中可知,困擾人們已久的通貨緊縮,已經從1999年二季度出現了緩解的跡象,但是需要引起充分重視的是,中國價格水平的波動都是大周期的,而且收縮的幅度遠低于擴張的幅度,因此根據這樣的經驗,這輪價格回升可能將是一個較長過程,對于是否出現新的通脹,需要加以研究和警惕。上面只是根據周期波動圖形簡單地說明了一下時間序列的基本特征,下面我們對于一些主要的宏觀經濟變量的非對稱性進行檢驗,并且計算各種趨勢水平之間的各期超前和滯后關系的相關性,得到下述表1和表2的統計結果。表中第一行表示利用H-P濾波的結果,第二行表示時間趨勢脫離的結果。為了進一步揭示各種變量序列周期性之間的關系,我們繼續對變量的同比增長率進行了周期性分解,得到了下面的表3和表4,其中表4當中對于M2使用了差分趨勢脫離方法。同比增長率是比較經濟周期特征的一種主要經濟指標,我們計算得到的主要結論同順序增長率的情形是基本相同的,這從統計指標的角度進一步增加推斷的穩健性。

需要注意到,我們得到的統計結果同一些其他國家的經驗結果之間具有兩點明顯區別。首先,我們計算得到的宏觀經濟變量各期相關性系數的數值,顯然要比美國等類似序列的相關性要小(見Stock和Watson,1998)。其次,我們得到的對稱性檢驗的統計顯著性卻明顯增強,(見Daniel,1993),基本上都能在0·01的顯著性水平上拒絕對稱性的原假設。上述這兩點統計結論,固然同中國經濟發展的階段性有關,但是還需要進一步通過經濟理論模型加以描述和說明。

四、非對稱性和拖長尾部的主要成因和結論

通過對于上述主要宏觀經濟變量時間序列周期成分的非對稱性檢驗,以及經濟波動之間相關性的典型化事實描述,我們可以得到下述基本結論和經濟政策啟示。關于實際GDP周期非對稱性出現的原因,一般有幾種理論解釋。第一個解釋是可能出現了在工資、價格等名義變量上的非對稱性調整,即在經濟的收縮期出現了一些反周期的名義粘性,這一點在本文的研究當中無法體現,因為我們沒有檢驗出價格水平當中存在的顯著非對稱性。第二個解釋是出現了貨幣的非對稱性需求和供給,即在經濟的擴張期,貨幣需求擴大時,貨幣供給出現了相對緊張,但是在經濟收縮期,即使貨幣需求增加,貨幣供給仍然偏緊。非對稱的貨幣供給在對稱性的傳導過程當中對實際產出便形成了非對稱作用。這種貨幣政策的傳導機制在實際M2和名義M2的非對稱性類型上得到檢驗結果的證實。第三個方面原因是出現了經濟政策上的順周期調控,本文主要體現為積極財政政策的靈敏性和有效性。第四個方面是經濟需求方面影響的原因。劉樹成(2000)給出了一個從投資需求方面解釋中國經濟周期非對稱性十分重要的解釋,即由于財政主導型的投資方式和資金預算等軟約束的存在,使得銀行資金和企業投資需求在經濟的擴張期和收縮期出現了顯著的非對稱性,這樣的論斷無論是從貨幣供給還是實際投資,都在本文的檢驗當中得到了驗證。除此以外,消費需求和進出口等存在的非對稱性也是實際GDP出現非對稱性的主要原因,因為這些因素是直接累加在實際GDP當中的。

隨著中國市場經濟體制的逐步建立和國民經濟整體規模的日益擴大,中國宏觀經濟調控的能力也明顯加強,經濟周期當中拖長高位尾部的出現,是因為中國從20世紀90年代中后期實行的一系列宏觀經濟政策發揮了顯著效果。從周期成分之間的相關性來看,貨幣供給名義水平之間和實際水平之間的統計檢驗結果基本相同,這說明即使在零通貨膨脹或者通貨緊縮的情形下,都沒有出現古典兩分法的情形,積極的財政政策和穩健的貨幣政策,都已經將其作用傳導到經濟的實際部門當中,政策有效性得到了充分體現。從周期成分之間的相關性來看,財政政策具有明顯的順周期性,財政支出同實際GDP的相關性在同期達到其作用的最大值0·321,并且在一年之后體現出另一個相關的高峰,這是我國財政支出形成實際作用的大致時滯。財政支出對實際產出作用的敏感性,使得積極財政政策成為了有效宏觀調控的基礎。由此可以認為,中央政府的財政支出仍然可以作為一個重要的同步或者先行指數用于經濟形勢預測和分析。與此不同,貨幣供給對實際GDP周期波動的影響具有大約一個季度的滯后性,達到0·224(線性趨勢分離方式下為0·373),并且滯后的正相關性仍然繼續持續,大約經過一年以后,再一次形成一個相關的高峰,這說明此時貨幣流通速度有所加快,并且形成了一定的乘數效應。從作用強度和時滯上,貨幣政策與財政政策基本相同,這同我國中央銀行承擔了一定的財政職能密切相關的,這就是中央銀行擔當的“準財政”角色所起到的作用。但是必須注意到的一個現象是,目前貨幣政策和財政政策形成的非對稱性形式是“一緊一松”,其非對稱性表現為一個是“緩升陡降”,另一個是“陡升緩降”,并且都具有擴張性深度型。我們認為,如何使得貨幣供給也具有與實際GDP相同的非對稱性形式,是緩解和消除通貨緊縮的重要途徑,因此何時和如何改變貨幣供給的“緩升陡降”,已經成為了一種十分重要的政策組合問題。

第6篇：經濟周期與宏觀經濟政策范文

2008年世界金融危機的爆發，造成世界實體經濟衰退的同時，也給微觀企業帶來了巨大的沖擊，致使諸多企業出現了財務危機乃至瀕臨破產。中國經濟雖然經歷了30年的持續快速增長，也未能在此次衰退中幸免。然而對我國而言，這次危機作為一種外生沖擊，具有良好的自然實驗屬性，雖然給實體經濟帶來了深遠的影響，但同時也為我們研究宏觀經濟的周期性波動提供了難得的機遇。陳武朝（2013）研究發現了經濟周期會影響公司的盈余管理行為，江龍與劉笑松（2011）發現宏觀經濟周期性波動會對公司現金持有行為產生影響，石曉軍等（2011）則發現了商業信用對信貸政策具有反周期性，可見宏觀經濟周期性波動對企業行為特別是投資行為會產生重要影響。目前關于宏觀經濟周期性波動，學者們主要從宏觀視角研究其波動的原因以及可能的后果，較少涉及其對微觀企業可能產生的影響。此外，受金融危機的影響，宏觀經濟的衰退致使我國政府先后出臺了財政、貨幣以及產業政策等系列刺激政策，進而出現了鋼鐵、煤炭、水泥、光伏產業、電解鋁等行業的產能過剩，造成投資效率的低下。特別是在轉型期的中國經濟，政府干預更是加劇了宏觀經濟周期性衰退造成的低效率投資。因此本文從宏觀經濟周期角度出發，研究其對微觀企業的投資效率的影響，具有十分重要的理論與現實意義。投資行為作為微觀企業行為的一項重要組成部分，對公司價值的形成具有非常關鍵的作用。目前關于投資效率的研究主要集中于公司微觀層面，總結起來主要有兩類：格爾根和倫內布格（Goergen and Renneboog，2001）與唐雪松等（2007）所作的公司治理與公司投資效率研究、李青原（2009）、比德爾和希拉里（Biddle and Hilary,2006）所作的會計信息質量與公司投資效率研究。此外近年來，伴隨著金融危機的沖擊，越來越多的學者開始關注宏觀經濟與財稅貨幣政策對公司投資效率的影響。如靳慶魯等（2012）關注了貨幣政策下民營企業的投資效率，申慧慧等（2012）則研究了環境不確定性條件下公司的投資效率?？梢姡壳吧形磸暮暧^經濟周期性波動角度研究公司投資效率的變化及其在中國制度環境下表現的差異。然而，這些問題的解答，不僅有利于為宏觀經濟周期性波動的微觀后果提供經驗證據，而且有助于政府部門以及企業在應對經濟周期性波動時提供經驗借鑒，所以對經濟周期性波動與公司投資效率的研究具有一定的理論與現實意義。本文可能的貢獻主要體現在：本文以2008年金融危機為背景，探究了宏觀經濟周期性波動影響公司投資效率的具體作用機理，并對此進行了實證檢驗，一方面為宏觀經濟周期性波動的經濟后果提供了經驗證據，同時也豐富了公司投資效率影響因素研究的文獻；結合中國制度環境，分別考察產權性質以及金融發展對宏觀經濟周期性波動影響公司投資效率的作用，為揭示處于轉型期的中國經濟經濟規律提供了經驗證據；從多元化與行業周期性角度檢驗了不同類型公司受經濟周期影響的敏感程度差異，為公司抵抗經濟周期性風險提供經驗證據。此外，以2008年金融危機作為自然實驗，在一定程度上減弱了研究宏微觀問題之間可能存在的內生性問題，同時也豐富了宏觀經濟政策與微觀企業互動行為的文獻。

二、研究設計

（一）理論分析與研究假設宏觀經濟周期性波動作為宏觀經濟運行的一項基本規律，特別是2008年世界金融危機的沖擊對企業行為產生了重要的影響。作為企業經營的重要行為，投資效率直接影響公司價值，同時也極易受宏觀環境的影響。改革開放以來，特別是市場經濟制度建立以來，我國宏觀經濟實現了年均9.8%的穩步快速增長。然而在2008年世界金融危機的沖擊下，我國宏觀經濟增長率一度跌至歷史低點。為防止宏觀經濟的衰退，我國政府先后使用寬松的財政、貨幣及產業政策刺激微觀企業行為，這些政策實施對微觀企業最直接的影響表現為公司的投資行為與投資效率。因此以此次金融危機為契機，研究宏觀經濟周期性波動對微觀企業投資效率的影響，具有重要的理論與現實意義。然而處于轉型時期的中國，政府有著強烈的動機對企業的經營活動。特別是當宏觀經濟步入衰退期，政府為實現宏觀經濟率先復蘇，頻繁通過系列政策措施等以刺激經濟，其最終表現為對企業經營活動尤其是企業投資行為進行干預。陳信元與黃?。?007）的研究表明，在政府干預經濟較嚴重的地區，政府更多地涉足地方經濟的建設，因而對企業的干預更為普遍。程仲鳴等（2008）則發現政府干預對上市公司特別是地方國有上市公司投資效率產生重要影響。2008年世界金融危機爆發，我國政府先后使用了財政政策、貨幣政策及產業政策等措施刺激宏觀經濟，出臺了前所未有的以“四萬億”刺激計劃，如此大幅度的刺激政策對微觀企業投資效率會產生何種影響？經濟周期是指宏觀經濟運行過程中表現的周期性波動，集中體現為宏觀經濟的擴張與衰退的交替更迭。靳慶魯等（2012）的研究表明，資本逐利規律強調公司未來的投資活動取決于其當前的投資機會，當面臨好的投資機會時，公司應追加投資、擴大規模，當面臨差的投資機會時，應減少投資，縮減規模。根據經濟周期理論，當宏觀經濟由擴張期進入衰退期時，公司面臨的投資機會減少，理性的投資者應該會選擇減少投資。然而為防止經濟衰退，政府會進行逆周期性干預政策，特別是處于轉型經濟的中國，在政府力量的驅動下，企業必須進行逆周期性行為的投資行為，從而降低其資本逐利規律，公司投資行為與投資機會間的敏感性會降低，最終表現為更低的投資效率。綜上所述，經濟周期性衰退會降低公司投資效率，因此，本文提出假設：

H1：相對于宏觀經濟繁榮期，宏觀經濟衰退期時公司投資對Q值的敏感度會更低，表現為順周期性

產權性質對公司投資效率的影響主要基于融資約束與政府干預程度角度。首先周和方（Chow and Fang，1998）指出，在我國由于特殊的制度背景同時存在著國有與非國有兩類產權性質完全不同的企業類別，這兩類公司所受的融資約束差異較大，因此，產權性質可以作為公司受融資約束程度較好的替代變量。同時，包括張莉芳（2012）、古倫和艾恩（Gulen and Ion，2012）、連玉君（2009）等國內外學者研究也證實了融資約束是影響公司投資效率的重要調節變量。林毅夫與李志（2004）的研究也證實了，從融資約束程度來看，相比非國有企業，由于國有企業與政府有著天然的“血肉”聯系，在父愛主義下，國有企業往往存在著預算制度上的軟約束，因此在經濟周期的衰退期，其表現為更低的融資約束程度。從政府干預程度來看，申慧慧等（2012）研究認為國有股權公司更容易受到政府干預。特別是在經濟衰退的背景下，政府從財政貨幣及產業政策入手刺激宏觀經濟時，資金方面收益的首先是國有企業，因此國有企業在衰退期受約束程度較低。此外，相比非國有企業，國有企業往往需要承擔更多的社會責任，且更易受到來自政府非營利目的的干預，從而弱化了其經營的營利性，弱化了資本逐利規律在國有企業中的作用，從而致使國有企業產生了更低的投資效率。無論從融資約束程度還是從受政府干預程度視角，國有企業均更易表現為投資與Q值更低的敏感性程度。因此，本文提出假設：

H2：相對于民營企業，國有企業投資對托賓Q的敏感度受經濟周期影響更顯著，表現為衰退期更低的投資效率

金融發展程度較高的地區，與之發展較低的地區，至少存在以下差異：第一，公司受融資約束程度存在差異。金融發展程度較高地區，金融中介組織更為發達，金融工具更為多樣化，從而為公司規避宏觀經濟周期性波動提供了更多可能，同時其資本市場化程度更高，獲取資金的成本也將更加合理。第二，債務的治理作用存在差異。余明桂與潘紅波（2008）的研究表明，公司債務具有一定的治理作用，然而在金融發展程度較低地區，公司債務融資主要取決于關系等非正式制度，從而債權人參與公司治理的程度更弱，對公司投資效率影響力較小。第三，受政府干預程度存在差異。金融發展程度較低的地區，往往也是市場化進程較低的地區，其受政府干預程度越高。在宏觀經濟的衰退期，政府為率先實現經濟復蘇，一方面干預銀行放松銀根；另一方面促使微觀企業投資。根據以上闡述可以發現，金融發展程度的不同會通過資金來源、債務治理以及政府干預等多個渠道影響微觀企業的投資行為。具體來講，在金融發展程度較低的地區，資金配置更加無效，債務治理作用更弱以及受干預程度更高，因此其會弱化資本逐利規律的作用，進而產生在危機期間更為激進的投資行為，最終表現為更低的投資效率。因此本文提出假設：

H3：相對于金融發展程度較高地區的公司，金融發展程度較低地區公司的投資對托賓Q的敏感度受經濟周期影響更顯著，表現為衰退期更低的投資效率

（ 二 ）樣本選取與數據來源考慮金融危機從2008年開始，同時為使年度分布更加對稱，以避免因樣本分布偏差而產生的誤差，本文選擇2006年至2009年上市公司數據為樣本；考慮被解釋變量（投資Investment）與解釋變量（投資機會TQ）需要錯開一期，滯后一期指標均為2005年至2008年數據，因此本文實際樣本選擇為2005年至2009年期間數據；本文所有數據均來自于國泰安（CSMAR）數據庫，同時剔除數據不全、資產負債率大于1或為負值的上市公司以及金融類公司，最終選擇了4945個年度公司樣本；為了避免異常值對回歸結果可能產生的影響，本文對除了宏觀經濟周期性波動（Cycle）等啞變量之外的所有連續變量進行上下1%的winsorize處理。

（ 三 ）變量定義公司規模（Size）、現金流（CFO）、資產負債率（Lev）、風險（?琢return）、行業啞變量，均是控制公司投資水平的控制變量，具體變量見下表（1）。根據該研究模型中TQ*Cycle系數?茁3是主要測試變量系數，如果其顯著大于0，表明經濟周期衰退會提高公司投資效率，反之如果顯著小于0，則表明經濟周期衰退會降低公司投資效率。

（ 四 ）模型建立 借鑒靳慶魯等（2012）、陳德球等（2012）的研究設計，使用投資與托賓Q敏感度代表公司投資效率，其敏感性越大表示投資效率越高，反之越低。為此我們使用以下模型對研究假設H1、H2及H3進行檢驗，其模型設定為：

Investmenti，t+1=?茁0+?茁1*TQ+?茁2*Cycle+?茁3*TQ*Cycle+?茁4*Size+?茁5*CFO+?茁6*Lev+?茁7*?滓（Return）+IndustryDummies+?著i，t

其中Investment為公司投資水平的變量。TQ表示投資機會的托賓q，Cycle為經濟周期的變量。考慮2008年為我國宏觀經濟受金融危機影響最深刻的一年，而2010年之后在經濟政策的刺激下，宏觀經濟開始復蘇，因此為了能夠更準確的捕獲金融危機深刻影響，本文將2008與2009年定義為經濟衰退期，同時為了考慮樣本的對稱性，避免因樣本的分布偏差，將繁榮期定義為2006與2007年。為了使結論更加穩健，本文還使用2003-2011年度數據為樣本，將2008年之后定義為經濟衰退期進行重新回歸，發現本文的結論依然成立。

三、實證檢驗分析

（ 一 ）描述性統計表（2）與表（3）為本文主要變量的描述性統計與相關系數表。從表（2）看，公司投資水平（Investment）均值（0.057）大于中位數（0.038），表明樣本公司的投資水平整體右偏。經濟周期變量（Cycle）均值為0.527，表明處于衰退期的樣本數略高?？刂谱兞客顿Y機會（TQ）的均值（1.493）略大于中位數（1.198），公司規模均值（21.355）與中位數（21.279）比較接近，呈現正態分布，現金流（CFO）均值（0.051）與中位數（0.050）接近，呈現正態分布，其最小值為-0.216，表明樣本公司有部分公司現金流小于0，資產負債率（Lev）的均值（0.530）與中位數（0.520）基本相當，呈現整體分布，經營風險（?滓（return））同樣呈現正態分布，從而在一定程度上保證了回歸結果的可靠性。從表（3）的結果看，投資機會與公司投資呈現正相關，而經濟衰退與公司投資也呈現顯著正相關，表明在面臨衰退時，公司投資不是減少，反而增加，從而直觀上可以判斷這可能是導致衰退期低效率投資的重要原因。此外其它變量之間均沒有較強的線性關系，從而降低可能存在的多重共線性帶來回歸產生的誤差。

（ 二 ）回歸分析表（4）報告了本文研究假設1與研究假設2的回歸結果。表（4）中的第1列經濟周期與投資機會交乘項（Cycle*TQ）的系數為-0.008（t值為-1.81），顯著為負，與研究假設H1一致，表明相對于經濟繁榮期，經濟周期的衰退期會導致公司投資效率的降低。表（4）中的第2與第3列為分別按照國有企業與非國有企業分組進行檢驗，發現其系數分別為-0.006（t值為-1.43），-0.003（t值為-0.89），前者達到邊際顯著，并且其絕對值也明顯大于后者，表明相對于非國有企業，國有企業受經濟周期影響更敏感，從而表現出更低的投資效率。表（4）中的第4列則將國有企業與非國有企業設置為啞變量與經濟周期和投資機會交叉項進行交乘，其系數為0.002（t值為1.82），顯著為正，也表明相對于非國有企業，國有企業投資效率受宏觀經濟周期性波動更敏感，因此具有更低的投資效率，以上均與研究假設H2相一致。

（ 三 ）相關性分析 表（5）為假設H3的回歸結果。從回歸結果看，金融發展程度較低時，Cycle*TQ系數為-0.009，顯著為負，而當金融發展程度較高時，Cycle*TQ系數為-0.003，為負但不顯著，且前者絕對值明顯大于后者，此外第3列的交乘項系數也顯著為負，其結果與研究假設H3一致，表明相對金融程度發展較高的地區，金融發展程度較低的地區，其公司投資效率受宏觀經濟波動更敏感，表現為更低的投資效率。根據陳武朝研究認為，微觀企業受經濟周期影響與企業所處的行業周期性有關系，因此借鑒陳武朝采用上海證?交易所和中證指數有限公司的上證周期行業50和非周期行業100指、滬深300周期行業和非周期性行業指數對周期性與非周期性行業的分類，將采掘業、交通運輸倉儲業、金屬非金屬、房地產等行業定義為周期性行業，其余行業則定義為非周期性行業。周期性行業與非周期性行業中，其經濟周期對公司投資效率回歸結果分別見表（6）的第（1）與（2）列，其結果表明經濟周期影響公司投資效率主要存在于強周期性行業，而弱周期性行業則影響較小。公司多元化不僅有利于公司規?；a，而且有利于降低公司經營風險。宏觀經濟周期對微觀企業投資效率產生影響，會不會因公司多元化而降低？為此，本文根據公司經營收入的行業分布，如果其跨兩個及以上的行業進行分布，將該公司定義為多元化公司，反之則定義為非多元化公司，按多元化與非多元化進行分組進行回歸，其回歸結果見表6。結果顯示，經濟周期影響公司投資效率主要在于多元化公司中，表明多元化可以降低經濟周期對微觀企業投資效率的影響。

（ 四 ）穩健性測試為了使本文的結論更加穩健，本文還考慮使用固定資產變化率作為投資水平的變量，使用資產報酬率作為投資機會，直接使用GDP增長率與公司投資機會進行交乘，并使用2003年至2011年數據為樣本，以檢驗本文回歸結果的穩健性，結果發現本文的結論均未發生實質性改變，囿于文章篇幅所限，未能報告其回歸結果，讀者如有需要，可向我們索取。

第7篇：經濟周期與宏觀經濟政策范文

【關鍵詞】金融危機經濟衰退預期信心

從此次全球金融危機爆發至今,金融市場動蕩、交易規模下滑、失業率上升,原本寫在書本上的景象正呈現在我們面前,衰退背后是人們對于經濟前景的悲觀和無奈。走向復蘇需要信心,但信心無疑是今天市場上最稀缺的東西,歷史上有關危機過后經濟蕭條的描述讓悲觀預期成為此時行事的基礎,因為人們相信這種判斷是理性的。然而單單基于過去預測未來屬于適應性預期,只有最大限度利用所得到的信息做出行動才是理性預期。本文置身充斥消極情緒的環境,分析經濟周期自身屬性與中國經濟運行的真實狀況,以期提升市場信心,實現中國經濟的盡早回暖。

一、市場悲觀預期蔓延加劇全球經濟衰退

過去一年多來,全球經濟經歷了20世紀30年代以來最嚴重的挑戰,自08年9月雷曼兄弟公司申請破產以來,美國次貸危機逐漸完成由虛擬經濟領域到實體經濟領域、由發達經濟體到新興市場經濟體和發展中國家的蛻變,演化為一場世紀性的金融危機。全球金融危機改變了市場參與者對市場環境、市場概況以及面臨風險的看法,嚴重挫傷了人們對于未來不確定性的樂觀態度。悲觀預期,令經濟效率源泉的自由市場運行的流暢程度大大降低,從另一個角度看,當前全球經濟快速惡化正是交易伙伴間信任關系的斷裂,市場體系內部信用崩潰的表現。

1.悲觀預期促使金融機構紛紛“去杠桿化”

全球金融危機讓金融機構脆弱性暴露無遺,此前已有一些機構由于過高的財務杠桿比率付出慘重代價(見圖1),為了降低財務風險,金融機構紛紛降低杠桿率,防止陷入破產的絕境。隨著華爾街五大投資銀行歸入商業銀行體系,投資銀行傳統的約30-35倍的杠桿比率將逐漸向商業銀行十幾倍的杠桿比率轉化。與此同時,對沖機構破產與大幅度削減杠桿比率也將導致金融市場的杠桿率大幅降低。金融機構“去杠桿化”的行為不僅造成金融市場混亂,資產價格大幅下跌,流動性高度緊張,預計全球股票、債券和金融衍生品等金融資產累計損失將超過50萬億美元。同時“去杠桿化”行為會導致信貸萎縮,影響投資和消費,波及實體經濟,在更大“去杠桿化”規模發生之前,金融市場難以恢復正常,實體經濟穩定和復蘇遙不可及。

2.信心不足引發投入要素價格大幅跳水

受預期需求和產出下行的影響,國際能源、金屬礦石、農產品等初級產品價格經歷劇烈波動。國際原油價格大幅跳水,紐約原油期貨價格從2008年初90美元/桶攀升至年中147美元/桶,年末又大幅降至44.6美元/桶。農產品、黃金、礦產資源等大宗商品的價格也經歷了相似的調整。次貸危機顯現之后,各經濟體也紛紛下調了其國內利率水平。為了強化宏觀經濟政策的干預力度,美聯儲多次降息,聯邦基金率自去年年初的4.25%降至0%-0.25%,降至歷史新低。為了應對經濟衰退,其他發達國家和新興市場經濟體紛紛采取協調行動,推動數輪大幅聯合降息。與此同時,勞動力價格水平也呈現出下滑趨勢。由于預期消費水平降低,企業主正在壓縮產出、裁員或降薪,在不確定性越來越大的時候,企業首先考慮的是謹慎行事。

3.市場悲觀態度弱化了政府干預的效果

市場信心與政府干預存在微妙的關系,此前美國政府對貝爾斯登的救助曾一度使危機趨于平緩,但此后拒絕援助雷曼兄弟的戰略性失誤,令危機全面升級,此前暫時重建的信心最終隨雷曼兄弟的煙消云散。丟失信心的市場呼喚政府的介入。為了應對金融危機,各國政府出臺了規模龐大、層次多樣的救市計劃,減息、注資、推出擴張性財政刺激計劃等等。政策效果地釋放離不開市場主體的積極配合,但在悲觀預期的環境中,市場對于刺激政策的冷漠會弱化干預效果。例如,之前美國政府向銀行系統注資來迫使銀行解除拆借限制,但是銀行本身處于水深火熱之中,僅僅遵循自身利益行事,銀行間融資壓力并沒有得到緩解。又如,美國政府希望建立公私合營投資基金購買問題貸款和證券的計劃很可能也是一廂情愿,畢竟當前“現金為王”的投資理念很難激發私人資金介入這一領域。

二、客觀審視金融危機與中國經濟增長放緩

經濟走出困境的過程,伴隨著市場信心的重建,如果在經濟衰退時一味強調不利因素,無視經濟運行中的有利因素,就會讓悲觀預期拖延經濟復蘇的時間。日益融入國際經濟秩序的中國沒能在全球金融危機中獨善其身,經濟增長放緩已經定局。正因如此,中國更加需要客觀審視此次金融危機以及中國經濟增長放緩的原因,為市場主體重建信心奠定基礎。

1.經濟周期具有不可避免性和內在合理性

當前全球各主要經濟體正處在經濟周期的衰退期,盡管各國政府紛紛采取擴張性的宏觀經濟政策對經濟進行干預,但是不能在短時間內徹底治愈衰退,衰退總會在一輪繁榮過后不期而至。立足經濟周期視角,當前經濟衰退與8年前美國互聯網泡沫危機有極為深遠的聯系,在互聯網泡沫破裂以后,美國聯邦儲備銀行通過擴張性貨幣政策激活了美國國內的房地產市場,令經濟很快復蘇并趨于繁榮,但是這種繁榮景象的背后并非經濟自我調整后健康機體,從本質上看仍然是一個泡沫,并且比此前的互聯網泡沫更大。2007年,美國房地產市場泡沫破裂,造成了此次全球金融危機,使美國乃至全球不可避免的陷入衰退,事實上,今日的嚴重衰退正是一場姍姍來遲的衰退。

2.外部與內部原因致使中國經濟增速下降

金融危機爆發之后,中國經濟增長趨于放緩。自2008年第一季度GDP同比增長10.6%,此后四個季度漸次回落,至2009年第一季度,GDP同比增長速度降至6.1%(見圖2)。全球金融危機首先沖擊了深度參與美國金融市場的經濟體,隨后波及了高度負債和依賴外部融資的經濟體,最后影響了對外依存度較高的國家。由于存在資本項目管制并擁有巨額外匯儲備,中國經濟受到沖擊的程度遠遠低于歐盟、韓國、冰島等經濟體,但是隨著危機向實體經濟轉化,中國由于較高的對外依存度而成為危機損失的被轉嫁方之一。與此同時,在危機來臨前的一年多來,中國宏觀經濟政策一直趨于緊縮,為了醫治久久不能平抑的經濟過熱,多次提高利率、調高準備金率、加速貨幣升值甚至直接控制信貸規模和流向,也給經濟增長不小的內在壓力,但是隨著政府轉向擴張性政策的出臺,來自政策方面的壓力轉變為增長的動力。

三、保持中國經濟發展信心的力量源泉

溫總理指出,在經濟困難便面,信心與合作比黃金和貨幣更重要,信心是戰勝危機的力量源泉。從現在的情況看,中國經濟增長的信心來自于國內經濟增速快于發達經濟體和同類型國家的事實以及中國政府宏觀經濟政策的有力實施。

1.中國經濟增速快于發達經濟體和金磚四國另外三個國家

外部沖擊和此前緊縮性的政策冷卻了一度過熱的中國經濟,但是和全球主要經濟體相比,中國經濟沒有想象的那么糟糕。自2008年第三季度,美、歐、日等發達經濟體相繼陷入衰退,紛紛出現連續兩個季度出現負增長的情況;金磚四國的另外三個國家:巴西、俄羅斯、印度在2008年前三季度實現了6%-7%的增長速度,而中國同期增長速度達到9.9%。從投資和消費情況看,固定資產投資增速略有提高。2009年一季度,固定資產投資同比增長28.8%,比上年同期加快4.2個百分點。消費增速趨于平穩,2009年一季度,社會消費品零售總額同比增長15.0%,未來,消費依然是GDP中相對穩定的因素。

2.中國政府具備應對全球金融危機的信心和能力

全球金融危機爆發之后,中國政府的宏觀經濟政策出手快、出拳重的特點充分顯示了我國政府捍衛經濟增長的決心與信心。去年11月份,國務院宣布高達4萬億元的經濟刺激方案,其中政府籌措1.2萬億,其余來自配套貸款和自籌資金。投資方向集中于公路、鐵路、港口、機場等基礎設施的建設。同時,中國政府家底厚,國有經濟部門資產規模大、質量優的特點保證了中國政府有能力落實刺激計劃:第一,2008年,中國外匯儲備增至19460億美元,過去的5年時間中,財政收入一直保持了較為快速的增長,公共債務占GDP的比重只有30%左右,銀行和社?；鸬碾[性債務大幅降低。第二,國有經濟部門在中國固定資產投資中所占比重已經達到43%左右,國有商業銀行資產總量增至中國商業銀行總資產的近60%,且銀行的不良資產比例降至7%左右。隨著各項刺激政策的逐步落實,刺激計劃已初見效果,自2008年12份至今,中國制造業采購經理指數連續四個月回升,并與2009年3月一舉突破標志著經濟擴張和收縮分界點的50點關口,達到52.4。

參考文獻:

[1]吉爾•福斯樂.2009:全球經濟預測與展望.國際金融研究,2009.2.

[2]黃益平.美國金融危機與中國經濟增長前景.國際金融研究,2009.1.

第8篇：經濟周期與宏觀經濟政策范文

[關鍵詞]宏觀調控 經濟周期 市場失靈 市場經濟

一、宏觀調控的定義

宏觀調控亦稱國家(政府)干預，是指國家(政府)從經濟運行的全局出發，按預定目標通過各種宏觀經濟政策、經濟法規等對市場經濟的運行從總量上和結構上進行調節、控制的活動，是政府對國民經濟的總體管理。

二、宏觀調控的必要性及其作用

1.經濟周期與宏觀調控

經濟危機涉及經濟生活的各個方面，其表現也多種多樣，但其實質是無效供給過多、有效需求不足。凱恩斯認為，要克服經濟危機就應當由國家來進行宏觀調控。他說：“最聰明的辦法還是雙管齊下。一方面設法由社會來統制投資量……同時用各種政策來增加消費傾向?！碑斀洕l生衰退時政府采取擴張性的財政政策和貨幣政策來抑制經濟衰退；而當經濟膨脹時則采取緊縮性的貨幣政策與財政政策來擠壓泡沫；即“逆風向而行事”。這樣，國家通過實施有效的宏觀調控，在一定程度上緩解周期性波動的幅度，以延長經濟景氣階段及縮短衰退的時間，實現“調控周期的收益”，使得經濟更趨于平穩，就業更為充分，國際收支更趨于平衡。

2.市場失靈與宏觀調控

市場失靈是指市場機制不能按人們的意愿而有效地配置資源，主要表現為：市場競爭失敗、市場功能有缺陷(外部效應)、信息不充分、市場不能完全實現公正的收入分配。另外，失業、通貨膨脹、經濟波動是市場經濟的固有弊端。只有實施宏觀調控才能保證市場經濟正常運行和宏觀經濟總量平衡，更好地解決社會公平問題。

三、有效實施宏觀調控促進我國市場經濟發展

1.我國經濟的現狀及實施宏觀調控的必要性

目前，我國的市場經濟有了初步發展，市場體系還很不完善，市場機制難以真實反映社會成本和利益，難以成為評估和選擇投資項目的依據，與市場經濟配套的有關法律、法規還不健全。人均收入水平低，區域經濟發展不平衡，產業結構水平低，國際競爭力差，固定資產投資增長過快，但是物價持續上漲，出現了結構性通貨膨脹，經濟增長強勁，但產能過剩的矛盾尖銳。因此，對我國市場經濟發展實施宏觀調控十分必要。

2.當前我國宏觀經濟調控具體措施

(1)根據實際情況，采用適當的貨幣政策和財政政策。宏觀調控的關鍵在于實施適當的貨幣政策和財政政策。針對目前我國經濟出現的通貨上漲、投資過熱、結構不合理等現象，政府應當采取適當緊縮的貨幣政策和財政政策，例如：通過采取減少貨幣供應量、提高利息率和準備金率、適度減少財政赤字、適當減少長期建設國債發行規模、提高住房貸款利率等措施，抑制投資過熱及某些行業的不合理重復投資，進而優化經濟結構，確保國民經濟平穩發展。同時，注意貨幣政策與財政政策的配合，強化貨幣政策對刺激總需求和調整總供給的作用。例如在發行國債的過程中，就要通過恰當的貨幣政策操作保持相應的貨幣供給量和貨幣流動性，防止“擠出效應”。要發揮貨幣政策在促進體制變革和供給結構調整中的刺激作用，應優化信貸結構，對積極轉換機制、效益好的企業優先支持，創造迫使企業市場化變革的環境，利用政策性貸款加大對產業結構的調整?？偟膩碚f，可以在貨幣政策中通過利率的市場化和差別化加強政策作用。

(2)改革稅收制度，促進社會公平。我國的稅收現在仍停留在生產、經營環節，稅收制度還很不完善，稅收在促進社會公平方面發揮的作用還十分有限。政府應當改革稅收制度，完善稅收體系，合理地進行收入再分配，縮小貧富差距，提高全民的生活水平，實現社會穩定。

(3)調整財政政策，改善就業狀況。針對我國嚴峻的就業問題，我們應當適時調整財政政策，逐步改善就業現狀。一是調整財政支出結構，建立專項基金，對一些下崗職工由政府出資進行技能和創業培訓；二是建議有關部門，要加大對一些發展前景好的行業和企業信貸款支持，使企業發展壯大，進而不斷增加就業人數；三是從戰略上講，以促進就業為主，失業保障為輔。

(4)改革金融體制，完善金融體系。深化財政、金融等體制的改革，從而促進市場體制的建立和二元結構的調整，為宏觀經濟調控構筑穩定的框架，營造宏觀經濟政策調控的良好基礎。宏觀經濟政策需要通過政策傳導機制有效地作用于微觀主體上，才能達到預期的成效。

(5)制定產業政策來引導產業正確發展，減少其盲目性。產業政策包括產業結構政策、產業組織政策、產業規劃等。當產業發展存在發展過快的盲目性時，運用金融政策控制其信貸規模，在其發展存在過熱時，使其降溫。通過產業政策為導向，引導和調控產業發展方向，形成合理的產業結構。

(6)積極引導，實現區域協調發展。全球化和市場化必然使區域內及區域間的差距擴大，中西部地區在強化“發展是第一要務”理念基礎上，全面實施追趕戰略，這種發展熱情和現行地方財政體制相結合，使得地區之間的經濟競爭愈演愈烈。在這種情況下，中央政府既要適當控制各地的盲目沖動和過度投資行為，又要努力保護地方發展的積極性，為中西部地區的發展提供優惠的政策措施，積極引導東部和中西部地區加強合作，實現資源共享和優勢互補，縮小地區差距，促進區域協調發展。

(7)抓住機遇，加速融入全球化。自我國“入世”以來，對外開放全面提速，貨物商品、服務貿易流量和貿易盈余規模急劇擴大，在資本流出逐年遞增的同時資本凈流入持續增長，經濟的國際化水平迅速提高。在全球化進程中，政府應積極引進外資，合理引導外資的投資方向，優化外商投資的產業結構，制定優惠的出口政策，鼓勵國內企業并購重組，提高自身競爭力，通過合理地調控匯率和實施貨幣政策實現國際收支平衡。

總而言之，宏觀調控是確保市場經濟正常、高效運轉必不可少的手段和措施，并且隨著市場經濟的發展而不斷發展和完善。在我國社會主義市場經濟建設中，要進一步加強和改善宏觀調控，有效避免經濟的大起大落，使我國的社會主義市場經濟更加健康、穩定、高速地發展。

參考文獻：

[1]丁冰.現代西方經濟學[M].北京：中國經濟出版社，1995.

[2]蔣智華.凱恩斯主義與我國的宏觀經濟調控.陜西師范大學學報[J]，1998.27.

[3]凱恩斯.就業利息與貨幣通論[M].商務印書館，1957.

[4]陳東琪.現代市場經濟為什么需要政府[J].財貿經濟，1999(6).

[5]丁興業.論市場失靈的類型、原因及對策[J].武漢科技學院學報，2006(8).

第9篇：經濟周期與宏觀經濟政策范文

內容摘要：本文使用一個非對稱uc-ur模型對中國最近幾次經濟周期進行了研究，研究表明，中國經濟存在兩種不同類型的衰退，在最近的7次衰退中有3次衰退是由需求沖擊造成，3次是由供給沖擊造成，2008年至2009年的衰退可能是由需求沖擊和供給沖擊同時影響造成。

關鍵詞：經濟周期 非對稱uc-ur模型 馬爾科夫過程

受2008年的國際金融危機的影響，我國宏觀經濟在2008年也遭受重創，其間中央政府推出了4萬億的需求刺激計劃，各地方政府也相繼出臺了相應的配套措施，擴張的宏觀經濟政策使我國經濟在較短時期內走出低谷。但在2011年，我國又出現了較嚴重的通貨膨脹，迫使政府又轉而實行偏緊的宏觀經濟政策遏制高通脹。因此，2008年中央政府在應對經濟衰退時所采取的以需求為主的經濟擴張政策是否合適，力度大小是否恰當，該需求擴張政策是否是2011年高通脹的誘因值得商榷。

傳統的不可觀測成份模型（uc模型）將產出分解為持久成分和周期成分，并假定產出的持久成分和周期成分的隨機誤差項不相關。sinclair（2010）在前人研究基礎上，提出了一個新的uc模型（非對稱uc-ur模型），該模型除了允許產出的持久成分和周期成分的隨機誤差項存在相關性外，還允許產出的周期性成分存在不對稱性，并用一個馬爾科夫過程描述這種不對稱。sinclair使用該模型對美國產出數據的研究表明：美國最近的10次衰退中，有6次可以由產出的周期性成分沖擊解釋，4次可以由產出的持久成分沖擊解釋。

本文將使用一個非對稱uc-ur模型對近期中國產出波動的周期性進行研究，探尋引發近期中國經濟衰退的主要原因，并對我國2011年高通脹的誘因進行解釋。本文所使用的模型主要特點為：使用馬爾科夫狀態轉換模型描述產出的周期性成分的非對稱性；允許模型中的所有隨機誤差項存在相關性。能夠識別經濟中引發衰退的原因。

實證模型

產出yt可被分解成兩個不可觀測成分 ：

（1）

這里，τ代表產出的持久成分（或稱趨勢成分），c代表產出的周期成分。

本文假定產出的持久成分呈現隨機漫步，持久成分可表示為：

（2）

本文使用一個二階自回歸模型表示產出的周期成分，該模型的隨機誤差項由兩部分組成，一部分為對稱性的隨機誤差項，另一部分為非對稱誤差項。非對稱性的隨機誤差項被表示為一個常數乘以表示經濟周期所處狀態的狀態變量，產出的周期成分：

（3）

本文假定隨機誤差項ηt和εt服從均值為0的多元正態分布，上述模型中的隨機誤差項在經濟學上一般被稱為沖擊。γ的取值大小可以用來檢驗周期成分的非對稱性程度，γ的取值越大，表示周期成分的非對稱性程度越強。

st代表不可觀測的狀態變量，當經濟處于擴張狀態時該變量取0，當經濟處于衰退狀態時該變量取1，該狀態變量假定服從一個一階馬爾科夫過程：

（4）

（5）

為了識別狀態變量，sinclair（2010）對γ的符號進行了限制，取值限定在小于0。該限定條件能保證當經濟處于擴張狀態時，隨機誤差項的均值為0，本文對γ也作同樣限制。

（6）

（7）

另外，本文假定狀態變量st為外生變量，wt，ηt和εt服從均值為0的多元正態分布。

數據和實證結果

本研究所使用的數據為1992年1季度至2010年2季度的中國實際季度gdp。由于中國統計局只公布以現價形式的當年累計季度gdp，故中國實際季度gdp數據需要計算得出。在計算中國實際季度gdp時，本文所選取的基期為2002年，gdp的相關數據均來自中國統計局網站。

本文使用kim（1994）方法分別對上文的非對稱uc-ur模型和非對稱uc-0模型（將持久成分與周期成分沖擊相關系數限定為0的非對稱uc-ur模型）的參數進行估計，參數估計值見表1。

表1顯示，非對稱uc-ur模型參數估計值在5%水平下均顯著不為0，估計效果較好；非對稱uc-0模型參數除ar（1）的系數外，其他參數估計值在5%水平下均顯著不為0。對數似然率檢驗表明，在5%顯著水平下，非對稱uc-ur模型要優于非對稱uc-0模型。

除了產出持久性成分沖擊的標準差、周期性成分沖擊的標準差和它們的相關系數外，兩個模型的參數估計值變化不大。由表1可知，由于非對稱uc-ur模型中兩種沖擊的相關系數為-0.957，接近-1，并在1%水平下顯著不為0，可以認為產出的持久性成分沖擊與周期性成分沖擊為高度負相關，因此傳統uc模型假定二者不相關是不合理的。sinclair（2010）對產出的持久性成分與周期性成分的沖擊高度負相關的經濟學解釋為：實際沖擊在宏觀經濟中發揮重要作用，產出的持久性成分沖擊是導致產出的長期趨勢發生偏移的原因，而經濟的短期波動則是對經濟長期趨勢偏移的調整。

非對稱uc-ur模型的非對稱效應參數估計值為-2.13，為周期成分沖擊的標準差的2.5倍，這表明產出的周期性成分具有很強的非對稱性，因此使用非對稱uc-ur模型能夠更好地描述產出的周期成分的非對稱性。

另外，非對稱uc-ur模型中持久性成分沖擊的標準差估計值大于非對稱uc-0模型，這表明，當限定兩種沖擊不相關時，會低估持久性成分沖擊對經濟波動的影響作用。表1也顯示非對稱uc-0模型的周期成分沖擊的標準差為0，這表明如果兩種沖擊不相關，則不會存在周期性成分的對稱性沖擊（該結果與sinclair（2010）對美國的經驗研究結果類似）。在非對稱uc-ur模型中，周期性成分的標準差為0.859，并顯著不為0，這表明非對稱uc-0模型也會低估產出的周期性成分沖擊對經濟波動的影響作用。

圖1中實線表示產出的周期性成分沖擊所引發經濟衰退的概率，圖中的陰影部分表示樣本期中國經濟處于衰退期的時間段。由于中國缺少一個類似美國nber這樣一個經濟周期各階段的權威機構，對于近期中國經濟周期不同階段的劃分至今仍沒有一個達成共識劃分結果。本文采用孫振（2010）對1993年至2009年中國經濟周期各階段的劃分結果來確定樣本期中國經濟的衰退期，該劃分結果與樣本期中國經濟周期演變過程基本相符，從1993年至2009年，中國經濟共經歷7次衰退。

產出的周期性成分沖擊引發衰退的界定：如果產出的周期性成分沖擊引發衰退的概率大于0.5，則認為周期性成分沖擊產生了此次衰退，并且概率越大判定周期性成分沖擊引發衰退的可信度越大。

如圖1顯示，在樣本期的7次衰退中，有4次衰退的周期性成分沖擊引發衰退的概率大于0.5，這4次衰退分別是1993年下半年、1997年底至1998年中期、1998年底至1999年上半年和2008年至2009年的4次衰退，故認定這4次衰退源于產出的周期性成分沖擊；其余的3次衰退期由于周期性成分沖擊引發衰退的概率遠小于0.5，故認定這3次衰退源于產出的持久性成分沖擊。

圖2為樣本期中國產出的周期性成分變化情況，圖中的陰影部分表示經濟的衰退期。由圖2可知，在樣本期的7次衰退中，由周期性成分沖擊所引發的4次衰退均伴隨產出的周期性成分顯著下降；而源于持久成分沖擊所引發的3次衰退，產出的周期性成分降低均不明顯。故我們可以得到以下結論，由周期性成分沖擊所引發的衰退總是伴隨著產出的周期性成分大幅降低，而由持久成分沖擊所引發的衰退，產出的周期性成分一般不會出現明顯下降。sinclair（2010）對美國數據的研究也得到類似的結論，對于持久成分所引發的衰退期，美國產出的周期性成分一般沒有明顯的下降，一個極端的例子是，在美國2001年的衰退期間，美國產出的周期性成分非但沒有大幅下降反而增加了。

受國際金融危機影響，2008年至2009年中國經濟經歷了一場嚴重的衰退。但圖1顯示，該時期產出的周期性成分沖擊所引發衰退的概率只略微大于0.5（這意味著將2008年至2009年的中國經濟衰退歸結于周期性成分沖擊引發的可信度不是很高）；另外，其間中國的產出的周期性成分下降的幅度也不是很大，下降幅度與非衰退期的2003年和2006年的下降幅度相當。據此我們推斷，2008年至2009年中國的經濟衰退可能同時受到周期性成分沖擊和持久性成分沖擊的影響，而持久成分的影響程度更大些。一般情況下，周期性成分的沖擊可以被理解為需求沖擊，持久成分沖擊可以被理解為供給沖擊。故可認為， 2008年至2009年的中國經濟衰退可能是由需求沖擊和供給沖擊共同影響造成，而供給沖擊的影響程度更大。因為在該輪經濟衰退中，產出的周期性成分雖有下降但下降程度并不大，因此政府在針對該輪經濟衰退制定調控政策時，需求的刺激計劃規模不宜過大，更多的政策工具應以調整經濟結構和經濟運行質量為主。但我國政府對待該輪經濟衰退實行了以大規模的需求刺激計劃為主的經濟政策，該政策直接導致了2010年以后幾年的中國高通脹。

結論和建議

本文使用一個非對稱uc-ur模型對中國最近幾次衰退原因進行了研究。研究的主要結論：需求沖擊和供給沖擊都有可能造成中國經濟的衰退，非對稱uc-ur模型能夠有效識別這兩種不同類型的經濟衰退。非對稱uc-ur模型優于非對稱uc-0模型，非對稱uc-0模型由于假定隨機誤差項不相關，會同時低估持久成分沖擊和周期成分沖擊在經濟波動中的作用。

由于需求沖擊和供給沖擊都有可能引發經濟衰退，政府在應對經濟衰退時，應根據產生衰退的主要原因采取相對應的宏觀經濟對策。對于需求沖擊所引發的衰退，政府可通過刺激需求來抑制衰退；而對于供給沖擊所引發的衰退，由于供給沖擊所引發的衰退一般不會導致產出的周期性成分大幅降低，對于這種衰退如果政府僅施以大規模的需求刺激計劃，非但不會有效減輕衰退，還會導致高通脹的出現，因此對于供給沖擊所引發的衰退政府應主要采取以調整經濟結構和經濟運行質量為主的經濟調控政策。

參考文獻：

1.sinclair， t.m.， asymmetry in the business cycle： friedman's plucking model with correlated innovations [j]. studies in nonlinear dynamics & econometrics， 2010（14）