为了研究我国宏观经济波动冲击源的问题，并为经济新常态下我国货币政策和财政政策的选择提供理论指导，本文通过结构性向量自回归模型(SVAR)识别了四种不同的冲击源，即货币供给冲击、技术冲击、政府支出冲击和消费冲击。结果表明：货币冲击对一般价格水平具有长期影响，而且存在明显的滞后效应，但是货币冲击并非造成价格水平波动的支配力量，政府支出冲击才是。货币冲击对产出水平只具有短期影响。实际冲击中的技术冲击对产出波动的贡献率为91%左右，是产出波动的决定性力量，同时政府支出冲击和消费冲击还对价格水平存在长期的正面影响?
研究概述
据统计，2012-2015年中国GDP增速为7.7%、7.7%、7.3%、6.9%，告别了过去30多年平均10%的高速增长，中国经济步入新常态的攻坚期。改革开放三十多年来，我国GDP增速只有三次连续2-3年低于8%，现在是第四次出现。所以在中国经济的增长过程中，什么才是导致波动的主要原因?是货币冲击还是实际冲击?厘清我国经济周期波动中货币冲击和实际冲击的机制和效果，能够为经济新常态下我国货币政策和财政政策的选择提供指引。
西方经济学者很早就对货币冲击与经济波动的影响进行分析，为实证研究奠定了理论基础。Mellander等(1992)用持续的供给冲击来解释国内总产值的波动，Rogers(1999)指出货币冲击对真实汇率波动的影响，Kim，Roubini(2008)用美国数据对比分析了财政冲击和产出冲击的效果。我国学者运用国外的理论和方法对我国宏观经济波动问题进行了大量的实证研究，但是对于中国经济波动的主要冲击根源问题尚未达成一致认识。
我国的学者也进行了大量的研究。李雪、简泽(2007)提出实际冲击对产出的作用不同于货币冲击的短期作用，存在持久的影响。刘金全(2009)提出需求冲击、供给冲击和货币冲击是实际产出波动的来源，但供给冲击对实际产出波动率没有显著影响。王宪勇、韩煦(2009)发现技术冲击对通胀的影响明显小于其货币冲击对通胀的影响。米咏梅、王宪勇(2011)提出我国经济波动的主要来源是供给冲击，同时货币供给冲击在短期内会造成产出下降和通货膨胀下降。田新民、武晓婷(2012)发现短期内货币冲击给CPI带来负向影响，需求冲击给CPI带来正向影响，但是从长期来看两个冲击日趋接近，都趋向于零。杨冬(2013)指出供给冲击和需求冲击对产出都具有正向影响，其中供给冲击的贡献要大于需求冲击。近些年来，我国经济处在转型期，更多地学者开始关注冲击对我国经济增速转变的影响。丁志帆(2014)利用动态随机一般均衡模型对转型期中国经济波动冲击进行实证研究。易晓澂(2015)运用符号约束TVP-VAR研究常规货币政策和非常规货币政策对我国经济的影响，提出我国货币当局应该优先选择常规货币政策作为货币调控手段。鲁君驷等(2015)将货币供应量和异质性消费者纳入到DSGE模型当中，探讨了政府支出冲击对我国经济增长的持续正向影响。
为了分析货币冲击和实际冲击对宏观经济波动的动态影响，本文在搜集25年(1990-2014年)部分经济数据的基础上，建立包含产出、货币供给、利率和价格水平的四变量结构性向量自回归模型，通过施加长短期约束条件来识别不同的冲击源。再运用脉冲响应函数和方差分解，描述和分析不同冲击对这四个经济变量影响的动态效果，得出相关结论，为政策制定者在稳定经济发展的宏观政策选择上提供依据和指导。
模型构建
(一)模型设计和变量选择
为了考察产出、货币供给、利率和价格水平受不同冲击源的动态影响效果，本文建立了如下统计模型：将引起我国宏观经济波动的冲击分为货币冲击和实际冲击，其中实际冲击包括以技术冲击为代表的总供给冲击，以及以政府支出冲击(相对产出)和消费冲击(相对价格)为代表的总需求冲击。在这个四变量的结构性VAR模型中，内生变量包括产出、货币供给、利率和价格水平，4个冲击分别是技术冲击、货币供给冲击、政府支出冲击和消费冲击。
建立SVAR模型：A0Zt=A1et-1+…+At-pep+et
其中Zt=(yt，mt，rt，pt)’为内生变量的向量，u是漂移向量;变量yt、mt、rt和pt分别表示取对数后的实际GDP、货币供给量、利率和一般价格水平的变化率，A(L)是4×4的矩阵多项式，L是滞后算子;et是4×1的矩阵，包含四个经济冲击，et=(ett，emst，egt，ect)’，用ett表示技术冲击，egt表示政府支出冲击，emst表示货币供给冲击，ect表示消费冲击。
(二)数据来源和处理
本文数据使用1990-2014年问我国实际产出、一年定期存款利率、全国零售物价指数和货币供给量(M2)的年度时间序列。实际产出数据选择年度CDP指数，并以1978年为基期进行换算获得实际值。货币供给采用广义货币供给M2的数据。一般价格水平选择商品零售价格指数来衡量。以上数据均源自中国国家统计局网站2014年的《中国统计年鉴》。利率指标选择一年定期存款利率，若某些月份利率发生变动则采用算数平均数代替，数据源自中国人民银行网站。分别对获得的四组数据的变动率取对数，获得对应计量模型中的yt、mt、rt和pt。
实证检验
(一)单位根检验
构建VAR模型首先要对数据的平稳性进行检验，常采用的方法就是ADF检验法。
从表1的检验结果看，yt、mt、rt和pt对应的ADF值均大于1%置信水平的临界值，可以判断它们是非平稳的，而△yt、△mt、△rt和△pt对应的ADF值均小于1%置信水平的临界值，所以可以拒绝原假设，认为它们是平稳的。因此yt、mt、rt和pt是一阶单整的。
(二)协整检验
由于yt、mt、rt和pt是一阶单整的非平稳序列，不能直接建立VAR模型。为了分析这四个变量的线性组合是否存在稳定的关系，可以进行协整检验。协整关系的检验有很多方法，但是由于本文的样本数据少，更适用于用Johansen极大似然法来进行检验。
从表2的检验结果可以看出，在通常的显著性水平上，前两个原假设的最大特征根和迹统计量的值都大于5%临界值，第三个和第四个原假设的最大特征根和迹统计量的值都小于5%临界值，因此前两个原假设都被拒绝，即有且仅有2个协整关系。可以得出结论yt、mt、rt和pt之间存在长期的均衡关系，且协整关系的个数是2。
(三)滞后阶数确定
构建SVAR模型，首先需要做的是确定模型的滞后阶数。检验结果显示，滞后零阶所对应的AIC值和SC值分别为-13.2055和-13.0080，滞后一阶所对应的AIC值和SC值分别为-14.2175‘和-13.2301‘。依据AIC和SC最小准则，确定VAR模型的最佳滞后阶数是1，可以构建VAR(1)模型。对模型进行平稳性检验，发现模型VAR(1)的所有特征方程根的倒数都在单位圆内，说明VAR模型是稳定的。
(四)SVAR模型估计
根据上面的分析，可以对SVAR模型进行估计。对构建的四变量SVAR模型进行变换，则有A‘(L)Zt=et，其中A‘(L)=Ao-A1L-A2L2-…ApLP，因此Zt=D(L)et，其中D(L)=A’(L)-1=D0+D1L+D2L2+…DpLP。所以yt、mt、rt和pt与各个冲击的线性组合为：
SVAR模型是带约束条件的向量自回归模型，所以估计SVAR模型的关键就是施加约束条件(见表3)。由于方差一协方差矩阵为对称阵，它只能对Ao施加10个约束条件，但是Ao中有16个元素，所以还需要另外对Ao施加6个约束条件。这6个长期约束条件：第一，技术冲击是技术进步、知识积累引起的生产率的永久性提高，因此供给冲击对产出产生永久性影响。但是除了供给冲击，货币冲击、政府支出冲击和消费冲击在长期都不会对产出产生永久性影响，因此三个长期约束为D12(1)=D13(1)=D14(1)=0;第二，货币的供应量是由央行确定的，货币供给冲击短期内受到政府支出冲击和消费冲击的影响，但是从长期看两个冲击的叠加效应为零，因此两个长期约束可以表示为D23(1)=D24(1)=0;第三，消费冲击对利率不存在长期永久性影响，因此第六个长期约束条件为D34(1)=0。
实证结果及分析
(一)脉冲响应函数
依据估计出来的结构性模型，可以得到产出、货币供给、利率和价格水平对四个冲击的反应函数，以考察它们之间的动态效果(见图1-图4)。
1.技术冲击。从图1检验结果可以看出，技术冲击对产出具有正向的冲击，而且随着时间的推移，逐渐达到稳定值0.4%。从长期来看，技术冲击对产出具有长久的影响，这也符合的假设。技术冲击和货币供给之间存在长期的正向相关关系，使得货币供给缓慢上升，并趋于稳定值。这可能是因为技术冲击造成了社会生产力的提升，加速了货币对产品的转化，进而增加了对货币的需求。利率受技术冲击影响，短期内迅速上升，在第3期达到最高点，而后又开始缓慢下降，逐渐趋于稳定状态。技术冲击在初期使得价格水平增加了0。4%，并且在第2期迅速上升，峰值在第3期出现，影响达到0.24%，然后影响逐渐消失，趋于零。
2。货币供给冲击。货币冲击在短期内对产出具有正向冲击效果，但是长期影响效果为零。货币供给冲击对利率存在反向影响，并且这个冲击在第4期趋于零，之后又缓慢下降，稳定在-0.7%左右。货币冲击在初期就使价格下降0.2%，从第2期开始速上升，并且达到峰值，之后又迅速下降，从第8期开始脉冲曲线又位于零坐标线下方，之后影响逐渐消失。
3.政府支出冲击。政府支出冲击对产出有负向影响，并长期存在，从第6期开始趋于稳定值0.1%。政府支出冲击与-货币供给正向相关，并且存在长期影响。政府支出冲击短期内对价格水平有正向影响，第2期后这种影响迅速下降，从第4期开始变为负，到第8期又恢复到零坐标线上方，并逐渐趋于稳定状态。
4.消费冲击。消费冲击在短期内对产出具有正向冲击效果，这种效果非常小，而且从长期看，影响效果为零。一个正向的消费冲击使得货币供给缓慢下降，在长期趋于稳定状态0.6%。消费冲击在初期对利率不存在影响，但随着时间推移，缓慢上升，在第4期达到峰值0.5%，之后略有下降，从长期看趋于0.3%。消费冲击在期初对价格水平就有0.2%的贡献率，在第4期达到峰值0.24%，之后一直呈下降趋势，稳定在0.19%。
(二)差分分解
为了考察冲击的相对重要性，分别对四个内生变量进行差方分解。表4-表7中，冲击1表示技术冲击，冲击2表示货币供给冲击，冲击3表示政府支出冲击，冲击4表示消费冲击。从表4可以看出，技术冲击对产出的影响在初期就达到了96%，之后虽然随着时间的推移稍有减弱，但是仍然稳定在91%左右，是贡献率最大的冲击，而其他冲击的影响都非常小。在表5的差方分解表中发现，在初期货币冲击对货币供给的影响最大，但是从第7期开始，技术冲击的贡献率显著提升，并且一直维持在39%附近，而货币冲击的贡献率已经下降到了47%附近，这个两个冲击在长期对货币供给都会产生较大影响。同时，利率受多个冲击影响，其中技术冲击对利率的影响存在延迟效应，消费冲击的贡献率占总贡献率的分量最小。价格水平在初期受到消费冲击的影响最大，政府支出冲击次之，但是从第2期开始，政府支出冲击对价格水平的贡献就高于消费冲击的贡献。
结论
基于本文建立的SVAR模型和分析结果发现：货币冲击对价格水平具有长期动态效果，而且价格水平对货币冲击的反应具有明显的滞后效应，但是货币冲击并非造成价格水平波动的支配力量，政府支出冲击才是，这与之前的假设有些许不同。同时货币冲击在短期内确实对产出水平具有影响。实际冲击中的技术冲击对产出波动的贡献率为91%左右，同时实际冲击的三个代表冲击还对价格水平存在长期的正面影响。
根据以上分析，本文得出以下两个结论：第一，中国经济的波动主要来自技术冲击，技术冲击决定了实际产出变化趋势以及长期波动的绝大部分。中国在生产技术和自主研发能力方面都存在不足，目前主要通过引进国外的先进设备或者聘请外籍专家的方式来解决关键领域的技术问题。目前我国已进入经济增长新常态，工业作为国民经济的支柱产业，想要实现实际产出在数量以及技术含量上的双增长，势必要加快结构调整和产业升级的步伐，增强自主创新能力，转变发展方式。第二，货币冲击对价格水平具有长期影响，但是政府支出冲击才是价格水平波动的主要力量，分析结果意味着在经济新常态的背景下，我国货币当局可以通过控制货币供给量实现调控价格水平的目的，但是这对产出水平没有显著影响。政府支出冲击对价格水平波动贡献率最高，同时政府支出的增加在短期内可能又会造成产出水平下降和价格水平的上升，因此在中国经济转型的关键之际，财政冲击的方向、效果分析对财政政策的选择至关重要。
作者：熊亚敏 姜翔程 来源：商业经济研究 2016年12期
