经济周期范文

导语：如何才能写好一篇经济周期，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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（1）经济周期(Business cycle)：也称商业周期、景气循环， 经济周期一般是指经济活动沿着经济发展的总体趋势所经历的有规律的扩张和收缩。是国民总产出、总收入和总就业的波动，是国民收入或总体经济活动扩张与紧缩的交替或周期性波动变化。

（2）过去把它分为繁荣、衰退、萧条和复苏四个阶段，表现在图形上叫衰退、谷底、扩张和顶峰更为形象，也是现在普遍使用的名称。

2、经济周期的特征是：

（1）经济波动以经济中的许多成分普遍而同期地扩张和收缩为特征。持续时间通常为2到10年。

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一、“新经济”与经济扩张

根据标准的经济理论，不论短期或长期，总产出都是就业量的函数，而且在达到充分就业的最大产出之前，总产出都是就业量的增函数，即总产出随就业量的增加而逐步递增。因此，从理论上看，在达到充分就业的最大产出之前，经济增长与失业是负相关的，经济增长越快，失业率就越低，反之则反是。但是，和经济增长与失业的关系不同，经济增长与通货膨胀的关系是不确定的。如果出现需求冲击，则高增长伴随高通胀；如果出现供给冲击，则低增长伴随高通胀。因为失业与经济增长负相关，而经济增长与通货膨胀的关系不确定，所以，失业和通货膨胀之间的关系同样是不确定的。这样，在经济增长、失业和通货膨胀之间，就可能出现三种不同的组合。第一种组合：高增长，低失业，高通胀；第二种组合：低增长，高失业，低通胀；第三种组合：低增长，高失业，高通胀。其中，前两种组合比较常见，而且一般说来，第一种组合出现于经济周期的扩张阶段，第二种组合出现于经济周期的衰退阶段。第三种组合则极为罕见，只出现于20世纪70年代各主要资本主义国家经济“滞胀”时期。然而，进入20世纪90年代以来，美国经济从1991年3月走出战后第九次衰退期到2000年12月，已持续增长了117个月，成为1854年以来美国经济史上持续增长时期中最长的一个。而且，20世纪60年代以来，只要美国经济增长率保持在2.25%~2.5%，其自然失业率就会维持在5.5%~6%的水平。但在最近一轮经济增长中，1992~1999年美国GDP年均增长率高达3.6%，1996~1999年更是高达4.1%，而失业率和通货膨胀率则持续走低。1992年美国的失业率为7.5%，之后就逐年下降，1999年全年只有4.1%，2000年1~9月进一步下降为4.02%，创1969年以来的最低记录。通货膨胀率在1990年为5.4%，而1991~1999年平均仅为2.6%。美国经济增长过程中出现的“一高两低”的良性运行态势，标志着在经济增长、失业和通货膨胀的关系中出现了第四种组合，即高增长、低失业、低通胀的同时并存。这种组合是经济发展史上前所未有的，也是标准的经济理论所不曾分析过的。

美国新一轮经济扩张阶段中呈现出的“一高两低”的运行态势，与“新经济”的发展有着极为密切的关系。如前所述，“新经济”是以知识经济为基础的。知识经济不同于物质经济的一个重要方面，在于知识产品的生产呈现出成本递减的特点。众所周知，任何产品的生产都离不开知识。因此，知识产品与物质产品的差别，不在于产品中知识与物质成分的有无，而在于产品中知识与物质成分的比重不同。物质产品的物质含量相对较高，知识含量相对较低，而知识产品的物质含量相对较低，知识含量相对较高。知识产品的知识含量相对较高这一事实，说明知识要素的投入在知识产品的生产过程中起了决定性的作用。知识要素的投入主要发生在知识产品的研制和开发阶段，知识产品一旦研发成功，就可用很少的可变投入生产出来。因此，知识产品生产中固定成本的比重相对较大，可变成本的比重相对较小。因为单位产品的固定成本是随产量的增加而不断降低的，而知识产品生产中固定成本所占的比重大，其推动平均总成本下降的影响超过了报酬递减规律推动平均总成本上升的影响，所以，知识产品的生产呈现出平均总成本一直递减的特点。反映信息技术功能价格比的摩尔定律表明，计算机硅芯片的功能每18个月翻一番，而价格则以减半的速度下降。1991~1996年，计算机微处理器的生产成本从每秒百万条指令（MIPS）230美元下降到342美元，下降幅度之大、速度之快是任何传统产业所无法比拟的。导致知识产品生产成本降低的另一个重要因素是，工人实际工资的提高相对缓慢。信息产业是劳动生产率极高的一个产业。从1995年以来，美国的劳动生产率平均增幅高达2.8%，其中一半以上要归功于信息技术产业。信息产业不仅自身劳动生产率高，而且信息技术在其他产业的广泛运用，还提高了传统产业的劳动生产率。如大量使用计算机的制造业，其劳动生产率的增幅由20世纪80年代的3.2%提高到90年代的5.7%。在劳动生产率迅速增长的同时，美国工人实际工资的增长却比较缓慢。而实际工资的增长低于劳动生产率的增长，必然导致知识产品生产成本的降低。

知识产品生产成本的下降对总体经济运行的影响，可用标准的宏观经济模型来说明。在价格水平不变的情况下，生产成本的下降意味着生产者的利润增加，因此，生产成本下降会使生产者在每一个价格水平下的商品供给数量增加。换句话说，生产成本的不断下降会导致短期总供给曲线不断向右移动。另一方面，总供给的增加意味着国民收入的增加，而国民收入的增加又会导致总需求的增加，所以，短期总供给曲线的不断右移又会导致总需求曲线的适应性右移。短期总供给曲线和总需求曲线同时不断右移，从长期来看，就意味着经济的高速增长，失业率下降，通货膨胀率下降或保持在很低的水平。短期总供给曲线和总需求曲线同时右移导致“新经济”扩张阶段出现的机制，还可更方便地用菲利普斯曲线的移动来说明。众所周知，短期菲利普斯曲线是负倾的，反映失业率和通胀率之间存在负相关的关系。因此，短期总供给曲线和总需求曲线同时右移的过程，也就是短期菲利普斯曲线不断左移的过程。因为失业率和通胀率长期同时下降，所以，作为短期菲利普斯曲线移动轨迹的长期菲利普斯曲线是正倾的。短期菲利普斯曲线沿长期菲利普斯曲线不断左移，说明总体经济持续保持高增长、低失业、低通胀的运行态势。因此，美国“新经济”的发展不是说明菲利普斯曲线失效，而是说明长期菲利普斯曲线具有罕见的特殊形状。

二、“新经济”与经济衰退

20世纪90年代美国“新经济”出现以后，学术界普遍弥漫着一种乐观情绪，有人甚至断言“新经济”的发展标志着经济周期的终结。然而，正当经济学者为“新经济”的发展而喝彩之时，美国经济传来了令人沮丧的消息：美国GDP的增长率从今年开始出现了持续下滑的趋势。2000第四季度，美国GDP的增长率还保持在1.9%的水平，而2001年前三个季度，这一增长率已分别下降为0.5%、0.3%和-0.4%。与此同时，美国的失业率也逐步攀升，9月份美国的失业率已上升到4.9%，与失业率最低的月份（2000年4月）相比，上升了1个百分点。经济增长率持续三个季度大幅下滑，美国经济陷入衰退已是确定无疑。

如果说美国“新经济”扩张阶段的出现主要是由供给方面的因素引起的，那么“新经济”衰退阶段的出现则主要是由需求方面的因素引起的。首先是消费需求不振。消费需求是支撑美国经济增长的主要因素，其对美国经济增长的贡献率高达2/3。美国历来是个高消费的国家，其消费倾向在主要资本主义国家中一直是最高的。进入20世纪90年代，在“新经济”的刺激下，美国的股票指数一路上扬。在股市财富效应的支撑下，美国消费者的消费倾向节节攀升。1997年美国的个人储蓄率下降为3.1%，1999年个人储蓄率进一步下降为负数，消费倾向已超过极限。2000年3~4月间，美国主要股票指数在达到历史最高点后，走势突然急转直下。纳斯达克指数一路狂泻，从去年4的5132点，下跌到今年3月的1700点以下，不到一年就跌去了70%左右。道—琼斯工业指数也持续下滑，从去年3月的13000多点，下降到今年3月的9820.76点，一年之内下跌了24%以上。按市值计算，美国股票投资者的损失高达6.8万亿美元。股票市场下跌产生财富负效应，使消费者的帐面财富大幅蒸发，以致近50年来美国家庭财富净值首度出现下降。财富缩水使消费者的信心受到重大打击，到今年9月初，美国消费者信心指数已连续12个月下降，从去年9月的142.5点下降到100点以下，为最近5年以来的最低点。财富减少和消费者信心指数的持续大幅度下降，导致占美国GDP三分之二的消费支出萎缩。其次是国外需求疲软。美国自从1971年出现战后第一次对外贸易逆差后，其贸易逆差的总趋势是不断扩大。近年来，随着“新经济”的发展，美国的贸易逆差急剧增加。按1996年可比美元计算，1992年美国实际贸易逆差为187亿美元，占GDP的比重为0.27%，1999年实际贸易逆差增加到3229亿美元，占GDP的比重上升到3.64%。短短7年间，美国的贸易逆差增加了16倍以上，贸易逆差占GDP的比重上升了2.37个百分点。外贸逆差的持续快速上升意味着美国的国外需求急剧萎缩。当美国股市飙升，财富效应明显，消费需求旺盛之时，国外需求的萎缩被国内消费需求的膨胀所抵消，其对美国经济的负面效应被掩盖起来。一旦美国股市急转直下，财富效应发生逆转，导致消费需求疲软，国外需求的急剧萎缩对美国的负面影响就日益凸显出来。最后，国内需求和国外需求的同时萎缩，势必影响企业的盈利空间。2000年美国公司的总体利润状况不佳，第二季度的利润增幅仅为2.9%，第三季度更是下滑到0.7%，自1999年第四季度以来，企业利润已持续4个季度下降。企业利润的持续下降必然影响企业对经济前景的预期，导致资本边际效率发生严重动摇，使作为引致需求的投资需求急剧下降。2000年，尽管美国国内私人总投资增长10.3%，高于1999年6.6%的增长幅度，但按季度来看，四个季度国内私人总投资的增长率分别为5.1%、21.7%、1.8%和-2.6%，全年国内私人总投资总的趋势是急剧下降。

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关键词：世界经济周期；区域性经济周期；国际传导；协动性

随着经济全球化的纵深发展，世界各国的经济周期性波动相关性逐渐增强。尤其是近段时间以来，国际金融危机造成全球经济衰退，呈现了明显的世界经济协同性。因此，回顾和理清世界经济周期的脉络，将有助于我们更好地理解当前的全球经济衰退，并从中寻找新的理论研究方向。

一、世界经济周期的概念

学者们从不同角度对世界经济周期的概念进行界定。从定性的角度，Canova和Dellas(1993)给出了世界经济周期定义的简单描述，即世界经济周期是在国别总量经济的跨国周期中存在的共同特征。而对这种共同特征，宋玉华(2004)加以进一步的明确，她认为世界经济周期就是在世界经济运行的过程中，由于某些特定因素的影响，导致世界主要国家的实际经济活动呈现同步的扩张、衰退、萧条和复苏，表现出高度相似的周期性运行形态，这种运行形态会重复发生，最终形成持续时间不同的世界经济周期运动。从定量的角度，Gerlach(1988)用波谱分析研究经济周期的跨国行为，发现大量国家的产出运动在经济周期频带上是相互联系的，世界经济周期是多国工业生产指数的变动在一定的周期频带上的高度相关性存在；Gregory等(1997)则用时间序列相关性来界定世界经济周期，即全世界(国家)的经济时间序列(数据)表现出一个序列相关的共同特征。

二、世界经济周期是否存在

(一)世界经济周期存在的研究

很多实例证明国家之间的确存在经济周期的共振现象和经济波动的传播行为。如，Dellas(1986)发现在英、美、德、日四国间，几乎存在长久的同一的经济周期。Backus，Kehoe，Kydland(1992)扩展了RBC(真实经济周期模型)模型，建立了包含跨国经济协动现象的I—RBC模型，在这个扩展的开放经济理论里，国家之间的消费是高度相关的，由此说明国家之间的协同性是存在的。Sarkissian(2001)也认为国家之间的消费波动与世界经济波动高度相关，特别是在萧条时期更是如此。而Canova，Dellas(1993)发现显著增强的国际经济的相互依赖性和全世界面临着的共同的外部或内部经济扰动是生成跨国的经济周期行为的共同因素。Baxter，Kouparitsas(2004)的研究发现，如果两国之间有较高的双边贸易相关度，那么这两国之间的经济周期相关度就会提高；同时，经济发展程度相近的国家之间的周期相关度一般会比较高。Ravn(1997)的研究表明，除OECD国家政府支出显示了较弱的正相关性外，其他经济变量(包括产出、消费、总投资、出口和进口)都显示了很强的正相关性，并表现出良好的跨国协同运动性。Kouparitsas(2001)研究发现，七国集团的经济周期存在着极高的相关性，尤其是布雷顿森林体系结束以后更是如此，他认为世界经济周期(特别是发达国家之间的世界经济周期)的确是存在的。

(二)世界经济周期不存在的研究

Hickman，Filatov(1983)的研究发现，经济波动的国际传导通常表现得相当微弱，这种微弱的传导很易于被国内的经济环境和经济发展趋势所控制而失去扩散能力。唐海燕(1999)也认为，在经济全球化初期或以前时期，各国经济周期存在着一定程度的时间错位，同一时期各国所处的经济发展周期中的不同阶段所产生的抵消效应在一定程度上熨平了世界经济周期性特征。Kollmann(1996)通过与完全资产市场的对比，发现在不完全资产市场(即国际金融市场只能买卖债券合约)的两个国家实际经济周期模型里，国家之间消费的相关关系比完全资产市场情况要明显弱得多。Selover(1997)在研究美国和日本的经济互动关系时，进一步发现美国和日本的经济因为相互驱动而导致同步波动的假说并不成立，两国经济趋向同步波动是因为低水平的或者弱的冲击所致。

(三)区域性经济周期增强而世界性经济周期减弱的研究更多的学者研究了区域性经济周期的存在。所选择的区域范围主要集中北美自由贸易区和东盟两个区域。Clark，Wincoop(2001)比较了美国各州的经济周期和欧盟内部的国别经济周期的协同性，指出无论在过去20年还是40年中，美国各州之间经济周期的协动性都要强于欧盟国家经济周期的协动性，即区域经济一体化的存在消除了由于区域边界而衍生出的大量交易成本和经济波动的非协动性。此外，Chiquiar，Ramous，Francia(2004)认为美国和墨西哥两国之间贸易与投资关系的加强，导致了美墨两国之间经济周期的协动性增强。在东盟区域经济周期方面，DavidD.Selover(1999)研究了东盟国家之间的经济周期传导的相互依赖性。他们主要考察了印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡和泰国及东盟国家，与它们的主要贸易伙伴——美国、澳大利亚、日本和欧盟之间的经济周期的国际传导，用主成分分析法、自回归分析法和光谱分析法研究了贸易量的相关性，并找到了东盟区域经济周期存在的证据。Choe(2001)研究了十个东亚国家的经济周期与双边贸易的影响，并得出经济波动随着区域内贸易依存度的加深而具有显著的同步性。

还有一些学者认为，世界性经济周期在减弱。Heathcote，Perri(2002)利用一个简单的模型以帮助理解冲击的国际相关性、国际资产贸易程度及宏观总量的国际关系等之间潜在的相互作用。他们的研究指出，1972至1986年间，美国与欧洲总量、加拿大和日本之间的GDP、就业和投资相关性分别是0.76、0.66和0.63，但在1986年至2000年间，这些相关系数降低了，分别为0.26、0.03和-0.07，他们认为，金融全球化导致国际借贷的自由化，从而导致资产风险的分散化，并伴随着经济的区域。在后布雷顿森林体系下，美国与其伙伴国之间的产出、就业和投资的相关性就大幅度降低了。JamesH.Stock，Markw.Watson(2003)研究发现，即使在七国集团内部，经济周期的协同性也降低了，并发生了明显的分化，即出现了欧洲区域国家和英语语系国家各自内部的协同性增加。

三、世界经济周期的产生与传导

综合学者们的研究，世界经济周期产生的原因主要包括特定国家冲击、技术冲击、石油冲击、需求和供给冲击等。Dellas(1986)研究发现，世界范围的共同冲击(如石油冲击、共同的技术进步等)是产生世界经济周期的驱动力量。康特和马克(CantorMark，1988)建立了一个两国家模型，每一个国家有相同的工业，但这些工业受不同的国家特色(主要以技术为主)的冲击。他们的研究证明经济周期风险来源于国家特色的技术冲击，而国际证券市场正是经济周期的媒介。Stefanc.Norrbin，DonE，Schlagenhauf(1996)指出，特定国家冲击和特定技术冲击是世界经济周期的重要来源，而特定国家冲击是产出波动的最重要的因素。Bruno(1997)建立两国家、两产品模型，并假定国内外投资品具有不完全替代性以及资本的使用效率各不相同，结果表明，国内外投资品的替代弹性是国际经济周期协动性产生的重要变量，特定国家的技术冲击是造成两国经济波动的根源。MichaelBergman(1996)利用产出和通货膨胀两变量的VAR模型检测了德国、日本、瑞典、英国和美国等五国的宏观经济波动的原因，结果证明需求和供给冲击是经济周期波动的重要因素。同时，他们还发现，德国、英国和美国三国的经济周期的频率具有极大的相似性，而他们产出和通货膨胀的误差方差的50％以上来源于供给冲击，日本和瑞典产出的90％以上的误差方差来源于供给冲击。

世界经济周期的传导渠道主要包括贸易传导和金融传导。早期的研究主要集中于贸易渠道的传导，近期的研究则更多关注金融渠道的传导，而这是与经济全球化的发展进程相适应的。Dellas(1986)的经验研究发现，经济扰动的跨国传导中，贸易条件发挥着重要作用。但也有学者持相反观点，认为贸易和资本的流动并不能解释世界经济周期的产生。国内有代表性的研究主要是宋玉华(2007)等，其研究表明贸易发展与经济周期的协动性具有正相关关系。早期的研究中，金融交易主要是指国际货币借贷和国际资本投资，基于这种认识，学者们主要研究了利率在世界经济周期传导中的作用。Choudri和Cohen(1980)、Cantor和Mark(1988)、Baxter和Crucini(1995)等的早期研究确认了这些传导渠道的存在性和合理性。Daniel(1981)、Flood和Marion(1982)等的研究发现实际利率和相对价格是扰动跨国传导的因子。Blankenau等(2001)则从另一角度确认了世界利率在传导外部冲击方面的作用，能够导致净出口、净外国资产及产出等的跨国波动联系。Cantor和Mark(1987)、Stockman(1990)等认为资本边际产出是生产率冲击多国传导的重要因子。Jansen，Stokam(2003)从国际直接投资角度对世界经济周期的协动性进行了分析。他们指出，在1995年以前，并没有明显的证据表明投资关系与国际经济周期的协动性有关，那时密切的贸易关系一直是两国经济周期的协动性的重要原因。WilliamBlankenau，M，AyhanKose，Kei—MuYi(2001)认为作为世界经济波动向小型开放国家传导的众多的渠道之一的世界真实利率是世界经济周期向小型开放经济传导的重要机制，并指出世界真实利率对世界经济周期有着重大的影响，特别是对净出口、净外国资产和产出等。

四、中国与世界经济周期的协同性

关于中国与世界经济周期的协同性，仅有较少的学者进行了研究。胡鞍钢(1994)分区段将中国和美国、中国和世界GDP年增长率波动特性进行了比较分析，发现1960—1979年中国与美国、中国与世界的相关系数非常小，而1980～1989年，相关系数相应增大。秦宛顺、靳云汇和卜永祥(2002)以1987-2000年间的季度GDP数据为分析对象，得出中美经济周期波动的关系为弱相关，中日经济周期的关系为负相关。余芳东等(2001)分析指出中国经济增长的波动随世界经济的趋强而走强，随世界经济的趋弱而走弱，经济周期的“拐点”与世界经济动态的一致性越来越明显。

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关键词：经济周期；波动；景气指数

中图分类号：F1文献标识码：A

一、引言

在现实生活中，没有一个经济系统可以保持一个稳定的经济增长率，国民经济运行中总会反复出现上下波动的现象。当经济衰退时，投资、产出和消费等下降，人们必须要面对失业的危机；而经济增长过快，又可能导致严重的通货膨胀，降低人民的实际收入。这些问题都会严重影响到一个国家稳定健康的发展。所以，在很早以前，西方许多经济学家就开始关注宏观经济上下波动的经济周期现象。对经济周期波动研究是宏观经济学中一个重要的组成部分，随着统计数据与资料的大量积累以及各种数学统计方法的逐渐完善，再加上20世纪初资本主义发达国家频频爆发经济危机，使得对经济周期波动的研究就显得更为迫切。

二、国外学者对经济周期和景气指数的研究

W.C.Mitchell（1927）详细总结了历史上对经济景气指数以及经济周期波动测定等方面的一些结果，从理论上讨论了利用经济景气指标对宏观经济进行监测的可能性，提出了经济变量之间可能存在时间变动关系，并由此来超前反映经济景气波动的可能性。这些理论的提出为W.C.Mitchell和A.F.Burns（1938）初步尝试构建先行景气指数提供了基础，他们从500个经济指标中选择了21个构成超前指示器的经济指标，最终正确地预测出经济周期转折点出现的时间。在对经济周期进行系统性的研究后，Mitchell和Burns（1946）在《Measuring Business Cycles》一书中提出了一个关于经济周期的定义：“一个周期包括同时发生在许多经济活动中的扩张、衰退、紧缩和复苏，复苏又溶入下一个周期的扩张之中，这一系列的变化是周期性的，但并不是定期的。在持续时间上各周期不同。”这一定义成为西方经济学家普遍接受的经典定义，并一直作为美国全国经济研究局（NBER）判断经济周期的标准。他们还提出了很多新的关于经济周期的数学统计方法，其中“扩散”思想的提出为后来的“扩散指数”方法的开发埋下了伏笔。

G.H.Moore于1950年开始主持NBER关于宏观经济监测系统的开发工作，他在Mitchell和Burns的研究基础上，从近千个经济指标中最终选出了21个具有代表性的先行、一致和滞后三类指标，开发了扩散指数（DI），其中先行扩散指数在当时能够提前6个月对经济周期的衰退进行预警。虽然扩散指数能够很好地对经济周期波动的转折点出现的时间进行预测，却不能表示经济周期波动的幅度，这使得扩散指数的推广和应用受到了一定的限制，为了弥补这一缺陷，J.Shiskin和G.H.Moore（1968）合作编制了合成指数（CI），并且在1968年开始正式使用，合成指数有效地克服了扩散指数的不足，它不仅能够很好地预测经济周期的转折点，而且能够指出经济周期波动的强度。其中，经济周期波动振幅的标准化是构建合成指数的最核心问题，不同的标准化后获得的合成指数也不相同。合成指数为经济周期波动的度量提供了一个有力的工具，广泛应用于世界各国，为经济稳定的发展做出了很大的贡献。

虽然景气指数方法的应用非常广泛，但在使用这些方法时必须要选择很多经济指标，这些经济指标的好坏将直接影响到最终构建的景气指数，而且有些学者指出这些指标选择的方法缺乏统计理论基础的支持，所以一些经济学家开始尝试利用严谨的数学模型作为其分析的工具，在构建景气指数时，尝试利用多元统计分析中的主成分分析方法来合成景气指数，主成分分析就是用少数几个综合指标来代表多个变量的值，并尽量减少信息损失的一种方法。J.H.Stock和M.W.Watson （1988，1989，1993）认为多个宏观经济总量指标共同变动的背后存在着刻画经济中主要经济指标间的协同变动趋势的一个共同成分，最后他们利用状态空间模型和卡尔曼滤波建立了S-W型景气指数，由于S-W型景气指数是建立在严谨的数学模型上，所以许多国家都开始尝试使用这种方法来监测本国的宏观经济状况。

三、国内学者对经济周期以及景气指数的研究

我国学者对经济周期波动的研究在上世纪九十年代后才得到较快的发展。1990年后我国国民经济开始走出上个周期的谷底，并在1991～1992年后全面高速回升。陈磊等（1993）通过多元统计分析中的主成分分析方法，构建了先行、一致两组指标组的主成分分析来判断我国1993年出现景气循环的可能性，并指出我国国民经济在1993年上半年将达到景气的峰。随后，高铁梅等（1994、1995）通过对当年的宏观经济形势的分析得出S-W型景气指数与合成指数相比也能很好地反映我国经济运行状况的结论，这些结果都很好地被历史所证实。董文泉等（1998）在他们多年教学经验和科研成果的基础上编制了《经济周期波动的分析与预测方法》，全面系统地总结了国际上研究经济周期波动的各种实用的经济计量方法，如季节调整法、阶段平均法、时差相关分析方法、K-L信息量方法等，并利用这些方法筛选的指标合成适合中国的景气指数和宏观经济预警机制，以此来对将要发生的经济形势进行分析和预测。李晓芳、高铁梅（2001）利用HP滤波方法和阶段平均法对我国的经济指标进行了趋势分解，利用剔除趋势因素的一致经济指标构造了我国增长循环的合成指数，并与增长率循环进行了比较，认为增长率在一个基数较小的年份后回升的比较快，因此增长率循环的波动幅度相对较大。陈磊、孔宪丽（2005）构建了反映经济运行状况的合成景气指数和预警信号系统，并以此为基础，对投资、居民消费、对外贸易、货币供应量和通货膨胀等反映经济发展趋势的主要宏观经济指标进行了预测。东北财经大学宏观经济分析与预测课题组（2006）利用物价、房地产、出口、汽车行业等领域的景气指数和宏观总量景气指数构建了一个多维的框架景气指数系统，进而从结构上把握我国宏观经济波动的总体状况和未来发展趋势，保证了我国经济的平稳快速发展。高铁梅、王金明等（2009）编制了《中国转轨时期的经济周期波动》，从投资、消费和外贸等宏观经济的主要领域以及能源、房地产、钢铁、汽车、装备制造业等主要行业的多个角度，对中国经济周期波动问题进行细致的研究。

（作者单位：安徽大学经济学院）

主要参考文献：

[1]Mitchell，W.C.Business Cycles：The Problem and Its Setting，NBER[M]，1927.

[2]Mitchell，W.C.and Burns，A.F.Statistical Indicators of Cyclical Revivals，NBER[R]，1938.

[3]Mitchell，W.C.and Burns，A.F.Measuring Business Cycles，NBER[M]，1947.

[4]Moore，G.H.Statistical Indicators of Cyclical Revivals and Recessions，NBER[R]，1950.

[5]Shiskin，J.and Moore，posite Indexes of Leading，Coinciding，and Indicators，NBER[R]，1968.

[6]Stock，J.H.and Watson，M.W.A Probability Model of the Coincident Economic Indicators[R].NBER Working Paper，1988.10.

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自中国加入世界贸易组织以来，不断地通过自身的努力融入到国际大环境中，利用国际经济的优势促进我国社会经济的发展，但是在这新形势下发展国际贸易为我国经济发展带来机遇的同时，也对我国经济产生了周期性的波动。当前形势下，国际经济波动对我国经济的周期性波动影响的主要实现渠道是国际贸易，尤其是国际贸易所产生的冲击对中国经济的周期性波动影响极为明显。因此，本文旨在对新形势下国际贸易冲击与我国经济周期波动进行研究，概述我国对外贸易波动的特征以及与经济周期相关性，在这个基础上具体分析了国际贸易冲击对我国经济周期波动的影响，研究结果表明随着我国对外贸易的快速增长，国际贸易冲击对我国经济的周期性波动影响将会进一步增加。

关键词：

新形势；国际贸易冲击；中国经济；周期波动

随着经济全球化进程的不断加快，我国经济和国际贸易经济之间的联系日益密切，不断地加快融入国际贸易经济的大环境中的脚步，相互之间的影响也在不断加强，导致国际贸易经济及其金融环境的稍微变动都会对我国经济的发展和波动产生不同程度的影响。新形势下国际经济对我国经济发展的冲击形式是多样化的，主要有贸易、汇率、利率、国际金融市场等多重渠道，且对我国经济波动产生作用还具有一定的复杂性。其中受我国人民币政策的影响，国际经济对我国经济周期波动的影响主要是通过国际贸易冲击渠道来实现的。

一、中国经济周期波动的特征

自我国实行改革开放政策以来，我国的对外贸易在我国经济发展过程中的作用越来越重要，进入了飞速发展的阶段，让我国在国际上的社会地位上取得了长足的进步，同时也对我国的经济发展做出了重要贡献。到了二十一世纪，对外贸易经过十几年的发展，对外贸易总额已经跃居全球第二而且仍然保持着持续增长的趋势,成为国际上公认的名副其实的贸易大国。在这个发展基础上，我国对外贸易经济的发展方向转变为发展成为贸易强国，而贸易强国的一个重要表现就是对外贸易的持续稳定增长，经济的周期性波动频率较低，以保证对外贸易经济以及国民经济的发展。稳定性和波动性是对外贸易一组相对的两种概念，只要是处于发展状态中的系统正常运行都会表现出波动性,国际贸易和中国经济的发展也不例外。周期波动现象在我国经济活动中是普遍存在的，主要是经济变量芳年存在较为显著的周期波动，其主周期长度大约为7年。随着我国对外贸易交易总额的节节攀升，仔细研究其增长率会发现中间存在着明显的波动性，导致国际贸易冲击对我国经济的周期波动产生重大影响。由于波动性是客观存在，在市场体制下无法避免的，在经济发展过程中能做的只有分清形势，深入研究贸易波动性特征和原因的基础上，采取有效措施减小过度的波动对国民经济总体带来的不利冲击和负面影响，保持稳定和波动之间的相对平衡，进而保持经济发展的相对稳定。

二、经济周期相关性

经济周期在经济的发展过程中扮演着重要的角色，随着一个国家的对外贸易开放程度越来越高，经济周期性的波动就会越明显，受影响的因素也会逐渐增加。因为对外贸易与经济周期的协动性呈显著的正向关系，这有利于贸易伙伴之间经济周期传导的通畅。在未进行相关研究之前，许多的经济学家认为各国经济周期的协动主要是由产业内贸易引起的，但是随后许多国家对进出口贸易余额和贸易条件同产出的相关关系研究的不断深入，改变了这一看法。当前我国在这方面的研究表明，有关贸易进出口对经济产生影响的论述更多地集中于讨论贸易进出口对经济增长的影响方面，而对于国际贸易与宏观经济波动之间的相关性和作用机制的研究则非常欠缺，导致当前新形势下国际贸易冲击对我国经济周期波动产生重要影响。

三、国际贸易冲击对我国经济周期波动的影响分析

1.简单的哈罗德贸易乘数分析。

对外开放以来，我国对贸易进出口和国民经济发展之间的关系越来越重视，尤其是当前在对外贸易面临着全球经济迅速发展、国际经济一体化趋势日趋明显所带来的机遇和挑战，为了能够更好的证明国际贸易冲击对我国经济周期波动的影响，利用哈罗德1993年在凯恩斯的基础上提出的贸易乘数理论进行分析。简单的哈罗德贸易乘数分析法认为，出口贸易额的增加会导致出口型企业收入以及其他企业产品消费需求的增加，有效的刺激了生产企业增加投资、扩大生产、增加收入，然后引发新一轮消费需求的增加，最终使国民收入产生数倍于最初出口收入增量的增加，产生所谓的贸易乘数效应。这种理论效果主要体现的就是国际贸易冲击对我国经济周期波动的正向影响。但是，如果考虑到更多的影响因素，简单的哈罗德贸易乘数理论分析将出口贸易作为主要分析对象是远远不够的，并且根据国民收入恒等式可以得出的简单哈罗德贸易乘数估计贸易出口对经济周期波动的影响存在许多局限性。首先，简单的哈罗德贸易乘数分析理论可以操作的前提是必须保证假定消费、投资、政府支出和进口的自主变动都不变，只有在这种情况下才完全适用；其次，简单的哈罗德贸易乘数的相关变量之间是完全独立的，以出口贸易为主要对象，并没有出口对消费、投资、政府支出和进口所产生的间接影响。经过多年的发展研究发现简单的哈罗德贸易乘数分析理论仅适用于少数发达国家，对许多的发展中国家来说，这种贸易乘数显得很不现实。

2.联立方程组估算的贸易乘数。

联立方程组估算的贸易乘数是对简单哈罗德贸易乘数的一种拓展延伸，在分析对外贸易对经济产生的影响过程中，将进出口对投资、消费的间接影响加以考虑。根据国民收入恒等式可以得出，GDP的增量为投资、消费、政府支出和净出口几部分增量之和，根据国民收入恒等式可以得到，GDP的增量为投资、消费、政府支出和净出口几部分的增量之和，其中国际外贸易对经济的周期波动影响体现为净出口额的多少，在这种情况下，要保证外贸易对国民经济的发展起到拉动作用，只有在贸易顺差逐年递增时才有可能，否则，对外贸易就会阻碍国民经济的发展。但是基于经济发展的波动性，长期保持贸易顺差逐年增加是不可能的，所以从长期性的发展来看，在对外贸易过程中要尽量保持进出口的基本平衡。联立方程组估算的贸易乘数就是综合考虑消费、投资、政府支出和进出口相互影响的因素，通过构造联立方程组的方法，来测算出口乘数对经济周期波动的影响。通过对国际贸易冲击与经济周期波动性数量的分析，得到了以下几个结论：首先我国的进口、出口和进出口都是顺周期的，周期时间大约为7年。其次，进口、出口和进出口的波动性比实际GDP的波动性更加剧烈，其中出口对经济的发展具有先导性作用。最后结合简单的哈罗德贸易乘数分析的结果表明，进口、出口和进出口都对经济波动具有显著的影响，前者每波动1%，就会引发经济周期波动0.02-0.27个百分点。

四、结语

通过对新形势下国际贸易冲击与我国经济周期波动进行研究，在日后的经济发展过程中，为了减小因经济波动所带来的不良影响，国家政府必须采取积极有效的措施稳定对外贸易的发展，提高在国际贸易中的竞争地位，促进我国国民经济的快速发展。

作者：孙红 单位：赤峰学院经济与管理学院

参考文献：

[1]李浩,胡永刚,马知遥.国际贸易与中国的实际经济周期——基于封闭与开放经济的RBC模型比较分析[J].经济研究.2007(05).

[2]刘金全,刘志刚.我国GDP增长率序列中趋势成分和周期成分的分解[J].数量经济技术经济研究.2004(05).

[3]孙立坚,孙立行.对外开放和经济波动的关联性检验——中国和东亚新兴市场国家的案例[J].经济研究.2005(06).

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关键词：债务能力；违约风险；经济周期

中图分类号：F069.9 文献标识码：A 文章编号：10035192(2012)03006506

The Study on Economic Cycle Affecting the Default Decision of Enterprises

LEI Hanyun

(Finance School of Xinjiang University of Finance & Economics, Wulumuqi 830012, China)

Abstract:This paper develops a frame work for analyzing the impact of economic cycle on default decisionmaking by building partial equilibrium model of financial decisionmaking on the value of corporate assets. When cash flows depend on current economic conditions, there will be a benefit for firms to adapt their default and financing policies to the position of the economy in the business cycle phase. We show that our model can replicate observed debt levels and the countercyclicality of leverage ratios. We also demonstrate the impact of economic cycle on the debt capacity.

Key words:debt capacity; default risk; economic cycle

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关键词：经济周期；产能波动；营运资本管理；相关性

2015年5月8日，国务院公布了强化高端制造业的国家战略规划《中国制造2025》，这是我国实施制造强国战略第一个十年的行动纲领。此前国务院总理在中国发展高层论坛表示：“中国制造2025”围绕创新驱动、智能转型、绿色发展，将在国际合作中进一步提高中国制造水平。然而，我国的制造业现状不容乐观，根据工信部公布的最新统计数据，我国24个行业中有22个行业存在乐夭能过剩问题。以汽车行业为例，2015年国内车市的销量为2459.76万辆，而业内预计2015年汽车行业的总产能达4000万辆，产能利用率严重不足。国际商报第8295期的分析数据显示：中国汽车行业2010年整体产能利用率尚为84%，2012年降至73%，低于国际汽车界认可的75%―80%盈亏平衡点，国际咨询公司ISHAutomotive预计到2015年中国汽车行业产能利用率将降至68%，低于70%的产能利用率警戒线。随着资源能源的日益匮乏，人口红利的消失以及生产要素价格的全面提高，粗放式的低端制造业发展道路越走越窄，产业政策引导制造业产业结构转型升级迫在眉睫。

营运资本管理是指对企业流动资产及流动负债的管理。当前世界经济复苏进程缓慢，国际贸易和投资持续低迷，全球债务高企，而有效的营运资本管理可以使企业最大限度的降低流动资金的资本成本，提高企业短期偿债能力以及提高企业竞争力。本文从宏观经济政策的视角，对经济周期、产能波动与营运资本管理的相关性进行实证研究，力图构建三者的相关性模型，并检验经济周期、产能波动和营运资本管理是否相关。

一、文献综述

（一）经济周期与营运资本管理研究

1.经济周期与现金持有水平研究

Opler et al.研究发现经济上行期公司现金持有量较少；而当经济步入下行期时，公司为了防止经济衰退带来的负面影响冲击，会加大现金的持有量；吴华强等认为经济周期通过影响融资-托宾Q、融资-现金流敏感度进而影响企业外部融资行为，具体表现为经济扩张期现金流对债权融资负向性减弱，对股权融资的负向性增强；王义中等认为宏观经济不确定性会影响公司投资行为，且通过外部需求、流动性资金需求和长期资金需求渠道起作用。

2.经济周期与商业信用和存货研究

Love et al.认为宏观经济对商业信用影响显著，经济危机高峰期公司商业信用迅速增加，表现为应收账款在危机爆发前显著增加，而应付账款危机前后变化不明显；陈之荣等从宏观、中观、微观三个层面分析了存货投资与经济周期的关系，研究发现存货投资与经济周期同向波动，俞静等却对此提出了相反的观点；徐志伟等利用采购经理人指数对产成品存货投资和原材料存货投资进行研究，发现前者具有逆周期性，而后者表现出顺周期性；张涛等利用5000户企业问卷调查数据也均提出了存货投资的顺周期性观点。

（二）经济周期与产能波动研究

赵颖认为产能利用率与宏观经济周期密不可分，短期内的经济波动会导致厂商要素窖藏行为，引发产能过剩问题；林毅夫等分析了产能过剩的形成机制，指出经济周期波动和投资层面的“潮涌现象”是产能过剩形成的重要原因；韩国高等指出我国经济增长周期投资增长与消费增长严重失衡，固定资产投资大幅增加导致钢铁，水泥等行业产能严重过剩。

综上文献所述，国内外学者大多聚焦于经济周期、产能波动与营运资本管理各部分间的两两研究，并认为两者之间相互关联。我国汽车行业企业必须以当前产业政策为契机，制定适当的产能，对营运资本进行动态管理以降低外部风险，因此经济周期、产能波动和营运资本管理之间的相关性研究不可或缺。

二、理论分析与研究假设

（一）理论分析

1.我国汽车行业营运资本现状分析

国家统计局数据显示：汽车制造业规模以上的工业企业2013年主营业务收入为59692.60亿元，2014年的数据为67818.48亿元，同比增加13.61%；其存货2013年为4763.75亿元，2014年的数据达到了5614.80亿元，同比增长17.87%，由此反映汽车行业库存增长率高于销售收入增长率，去库存化压力较大；应收账款净额由2013年的7029.55亿元增长至2014年的7506.14亿元，应付账款由2013年的9336.78亿元增长至2014年的10525.57亿元，应付账款增速高于应收账款净额增速；从利润总额来看持现水平，从近年的汽车行业公司现金流量表来看，现金流并无趋势性改善，加之外部总需求不足，应付账款增速高于应收账款净额增速，导致销货款回流不畅企业资金链紧张。如此一来企业只能通过信贷帮助来改善经营状况，没有良好的现金流将会放大企业未来的商业风险。（见表1）

2.经济周期的类型划分

根据《中国统计年鉴2014》的数据，我国GDP增速从2000年的8.4%逐年攀升至2007年增速14.2%的最高峰，按照GDP增速的划分法，我们将2000―2007年划分为经济上行期；2008年我国经济受全球金融危机影响，GDP增速迅速回落至9.6%，随后几年逐步回落至2014年的7.3%，因此我们将2008―2014年划分为经济下行期。

3.经济周期对产能波动的影响机理分析

经济周期对产能波动有显著影响。陈柏福认为我国经济周期波动是影响产业结构调整的显著原因，我国产业结构调整对经济周期波动也存在显著影响，并且这种影响作用非常大。经济上行期时，国家为了发展经济，实施扩张的宏观经济政策，鼓励企业提高产能；由于2008年金融危机后企业产能严重过剩，加之国际经济复苏缓慢，经济下行期时国家进行产业结构调整，为防止产能过剩进一步恶化而实施降低产能的紧缩的宏观经济政策。因此，产能波动受经济周期和经济政策影响，具体表现为经济上行期时企业大多提高产能，经济下行期时企业大多降低产能。

（二）研究假设

1.产能波动对营运资本管理的影响机理分析

经济上行期时，国家实施扩张的宏观经济政策，鼓励企业提高产能，并希望通过政策调控最终降低企业库存水平，提高企业资产利用率，缩短企业投资、生产、销售周期，提高企业利润。因此汽车制造业企业将营运资本用于投资、生产和销售，国内的需求旺盛以及国际贸易的宽松环境使得汽车销量大增，经过数个运营周期的变化，存货水平最终下降，营运资本最终会保持较低水平，资产利用率显著提高，上述情况是利好经济形势和有效经济政策的表现形式。因此，利好的国家政策和松的经济环境会最终降低存货；企业资金利用率会大幅提高，持现水平降低；信贷也会由于上行经济和利好政策变得更加容易，最终营运资本将下降。综上所述，提高产能减少了企业营运资本，产能波动与营运资本呈负相关关系。

经济下行期时，去库存是宏观经济调控的重要目标。去库存固然重要，然而经济学家宋清辉认为，适当的库存有利于企业在经济下行期时保持一定的活力。因此在降低产能政策下企业库存大幅减少，但与运营周期较短、库存较少的正常情况相比，“去库存”调控下企业的营运资本仍然较高。此时企业的投资，生产、销售会受到政策的一定阻碍，为了防范风险，企业营运资本也会在有效政策的调控下维持高于正常经济环境下应有的水平。因此营运资本会受到产业政策的调控而略高于正常水平，并具体表现为企业为了尽量减少突然到来的危机带来损失而增加持现水平和库存量，应收、应付账款也会因为下行经济而增加。综上所述，企业降低产能最终表现为增加其内部营运资本，产能波动与营运资本呈负相关。因此，我们提出假设1：

H1：企业提高产能会降低内部营运资本；企业降低产能提高内部营运资本。所以，产能波动与营运资本管理相关，产能波动与营运资本为负相关关系。

2.经济周期对于产能波动与营运资本管理之间的显著性影响机理分析

由上述理论分析，我们得出这样的推理：经济上行期时，大多数汽车行业企业会提高产能，良好的销售情况会提升企业的成长力水平。然而企业为了追逐更大的经济利益，占领市场份额会进一步扩大产能，一系列的良性循环最终导致营运资本显著降低，此时产能波动影响营运资本管理显著。

反之，经济下行期时，国家会实施紧缩的宏观经济政策，其目的之一是防止产能过剩进一步恶化；其目的之二是为了企业防范风险。大多数汽车行业企业也会由于经济政策和市场需求严重不足而降低产量。但从实际情况来看，处于恶化经济条件下的汽车行业企业很难独善其身，其内部营运资本管理并不会因为降低产能而得到明显改善。原因之一是企业对经济形势的误判，导致其在经济上行期末的阶段盲目扩张；原因之二是企业处于经济下行期初时未能及时进行产业调整，而是过于依赖的国家产业政策。综上所述，经济下行期时，产能波动影响营运资本管理不显著。

经济周期不会直接影响企业营运资本管理，而是以产能波动的形式表现出来，处于经济上行期时表现得更为显著。产能波动这个外生变量充当二者的桥梁，既是经济周期的反映，又是营运资本管理提升或抑制的反馈。本文的贡献在于从众多企业的内部变量中寻找出可以反映经济周期影响企业营运资本管理传导机制的变量―产能波动。H1部分只是进行了理论上的论述分析，然而在实际情况下，无论是经济上行期还是经济下行期，各行业及其企业都可能会因产业政策、税收政策、货币政策以及财政政策的不同而提高产能或是降低产能，因此不能一概而论。为了增加普适性，我们推出假设2：

H2：经济上行期时产能波动对营运资本管理影响显著，经济下行期时产能波动对营运资本管理影响不显著。

三、研究设计

（一）样本的选择

本文采用面板数据，数据来源于深圳国泰安信息技术有限公司的《中国上市公司财务年报数据库系统》，以2000―2014年在沪、深两市上市的A股公司共23家汽车行业企业作为研究样本，删除了数据不全的汽车行业公司。我们在前人的研究的基础上建立固定效应模型，通过使用Eviews8.0计量软件，进行描述性统计、Pearson检验、对其进行GLS估计并进行了进行稳健性检验以确保模型的正确性。

（二）衡量指标

（如表2所示）

（三）营运资本管理模型设计

由于目标营运资本不易观测，本文在Banos-Caballero et al.和吴娜目标营运资本模型的基础上进行了部分修改：将原外生变量替换为产能波动PF；并选取原盈利能力中的一项REV作为其衡量指标，并将约束程度不显著的变量固定资产投资删去，增加存货净额作为目标营运资本的约束变量，衡量指标公式见表2。综上所述，我们提出如下模型：

WCRit=β0+β1PFit-1+β2GROWTHit+

β3INVit+β4REVit+β5CFlOWit+β6SIZEit+

β7FCOSTit+ui+εit

本文选用面板数据，通过F-检验和Hausman检验，选用固定效应模型，并假设常量个体效应ui，ui代表恒定不变的影响营运资本管理的因素，其它随时间而变的因素的作用归入随机项εit中。考虑到产能波动对实体经济的滞后性，将外生变量PF滞后一期。

（四）变量描述性统计

（如表3所示）

四、回归结果

（一）多重共线性检验

在多元线性回归分析中，由于多重共线性问题在实际应用中普遍存在，并且自变量出现多重共线性现象时会严重影响到参数估计，扩大模型误差，并破坏模型的稳健性，因此在进行回归分析的参数估计时，消除多重共线性成为了重要的环节。本文采用Pearson相关系数进行变量间的检验（如表4所示），结果发现各个指标之间不存在显著相关性，即不存在多重共线性问题。

（二）回归结果分析

按照经济周期的划分，我们分别对经济上行期、下行期及全周期的产能波动采用GLS法对面板数据进行分析，对固定效应模型、随机效应模型和混合效应模型进行估计。

首先，通过对固定效应模型的全经济周期产能波动进行数据回归（如表5所示）。我们认为模型整体回归效果很好，可决系数为0.659466。此外，除SIZE外各变量t值均大于2，f明各变量对营运资本的影响从整体上看非常显著。PF和GROWTH的t值均大于2，且为负数，证明产能波动与营运资本负相关性显著，企业成长力与营运资本负相关性显著，H1得证。表5还说明CFLOW对营运资本产生显著负相关影响，INV、FCOST和REV对营运资本产生显著正相关影响，变量Size对营运资本影响不显著。其次，F-检验和Hausman检验（如表6所示）说明固定效应模型选取正确。

通过对经济上行期、下行期的产能波动数据的回归（如表5所示），我们发现经济上行期PF的t值大于2，且为负数，证明产能波动与营运资本负相关显著，H1得证；经济下行期PF的t值极为不显著，从而验证了H2。

（三）稳健性检验

为了检验实证结果的稳定性，我们对全经济周期产能数据建立了固定效应模型、混合效应模型和随机效应模型。通过F-检验（如表6所示），其P值均为0，应该拒绝混合效应模型；Hausman检验说明随机效应模型不适合，因此应选择建立固定效应模型。

为了进一步验证产能波动对营运资本管理的影响，我们将模型中的LN产量替换为LN产量增长额，把REV的公式替换成PROFIT净资产增长率，将规模SIZE的计算公式LN总资产替换为LN销售收入，分别进行描述性统计、Pearson检验和进行GLS估计。我们同样选取固定效应模型，对其进行全经济周期、上行期与下行期的数据回归分析，其实证结果与之前吻合，从而进一步证明了H1、H2的正确性。

五、研究结论

本文以汽车制造业企业上市公司的面板数据为研究样本，并检验经济周期、产能波动与营运资本管理的相关性，研究发现：（1）经济周期对产能有显著影响，产能波动与营运资本管理呈负相关关系；（2）经济上行期时的产能波动对营运资本管理影响显著，经济下行期时的产能波动对营运资本管理影响不显著；（3）产能波动受外界经济周期影响进而对营运资本管理产生传导作用。

本文的实证证据表明；在经济上行期市场需求旺盛时，汽车制造业企业应凭借产业政策对本行业的支持加大生产，提高竞争力，以更大的收益获取市场份额，同时要做好营运资本管理，避免盲目生产，为以后产能过剩埋下隐患；在经济下行期我国汽车行业市场主要表现为产能过剩，需求不足，汽车制造业企业在保留必要营运资本以防范风险的情况下，应该降低营运资本，凭借国家对其他行业利好的产业政策将资金用于投资，获取更大的收益。此外，企业还应通过研发支出增强自身成长力，不断创新，迎合消费者需求，增强企业未来发展潜力，避免过度依靠国家产业政策扶持；并且在众多汽车行业公司中制定合适的产能，提升自身竞争力，而当务之急则是合理运用国家推出的产业政策以及做好企业内部营运资本管理。

参考文献：

[1]吴华强，才国伟，徐信忠.宏观经济周期对企业外部融资的影响研究[J].金融研究，2015（8）：109-123.

[2]王义中，宋敏.宏观经济不确定性、资金需求与公司投资[J].经济研究，2014 （2）：6-19.

[3]韩国高，高铁梅，王立国，齐鹰飞，王晓姝.中国制造业产能过剩的测度、波动以及成因研究[J].经济研究，2011（12）：18-30.

篇8

自从人类发明了纸币以后，货币计量和流通的问题被彻底解决了，造假问题也通过严格的法律得到了有效遏制。但是，通胀却取代通缩，成为了一个更为严重的问题。在《这次不一样――800年金融荒唐史》中，卡门•莱因哈特做了一个关于通胀的统计。

根据他的统计数据，就全球平均范围来看，1500年到1799年间，每100年全球平均的物价上涨幅度约为65%，1800年到1913年约为103%，而1914年到2006年，也就是人类的金融体系第一次大规模脱离自然物质的束缚以后，平均每100年的通胀为13050%，也就是130.5倍。

由是想起巴菲特曾经说过一句话，通胀是投资者最大的敌人。如果连股神都认为通胀是一个可怕的敌人，那么显而易见，对于其他的投资者来说，通胀更是一个大的问题了。

那么为什么说通胀是一个问题呢？我们来看以下的一组比对。在缺乏严格统计数据的支持下，让我们做一个比较贴近事实的假设。假设过去每年A股净资产的增长速率是12%，同时分红率为1%，而从1990年至今CPI每年增长的平均值则为4.8%，相当于13%的假设股票收益率的37%。我们再假设美股过去每年的净资产增长率是6%，分红率是2%，而其实际通胀的平均值是1.3%，占投资者收益的16%。

写到这里，有人也许会质疑：谁说A股每年有增长12%的？过去两年你看见股价涨了吗？需要注意的是，这里指的增长12%，是指的净资产的增长，而不是股价的增长――股价等于净资产乘以市净率，而A股的市净率一直很奇特，或者说，一直很高。和全球相比，如果用大气层打个比方，那么过去绝大多数时间里A股的估值都在外太空到电离层晃悠，2003年开始进入中间层，2005年到2006年短暂的处在对流层，2007年又回到电离层，而从金融危机爆发的2008年到现在，基本上处于臭氧层附近（小股票还在外太空）。如果我们想说现在的市场是挺便宜的，就像说臭氧层确实很接近地表一样――虽然只是相对外太空来说。

通胀对投资者收益的侵蚀是一个方面，而我们认为，另一个方面来自于通胀对投资行为的扰乱。让我们再做一个假设，假设股票市场是一个没有增长的零和市场（这当然不符合实际，但为了简便起见，请允许我们打这么一个比方），佣金和印花税就是市场管理者的抽头，那么很明显，这个市场越扰动，作为整体的投资者群体，所能获得的份额就越少。

现在假设有两个经济体，一个使用总量有限的货币（比如在没有银行体系下的贵金属货币），一个使用总量可调整的纸币（比如现代的货币银行系统），而两个经济体除此以外的因素全都相同。

篇9

关键词：劳动参与率；经济周期；劳动经济学

一、引言

劳动力市场是宏观经济的重要市场，其波动往往能反映一国经济的景气程度，是观测一国经济状况的重要指标。在微观层面上劳动力市场也非常重要，它对人们的生活有直接的影响，每个人一生都至少有一个阶段要参与其中，劳动收入是家庭收入的主要组成部分。可以说，劳动力市场关系到国计民生，关系到经济发展和稳定。

中国是人口大国，同时也是劳动力资源大国。劳动力资源是经济发展的重要资源，其丰裕程度往往被用来衡量一国经济发展的潜力。丰富的劳动力资源曾为中国经济的发展提供了强大的助推力。中国利用劳动力丰富的优势，大力发展劳动密集型产业，带动了经济的快速增长。但是随着中国产业结构的调整及人口结构的转变，结构性失业问题日益严重，庞大的失业人群成为社会的经济的不稳定因素。

劳动力资源未被利用或者未充分利用的情况通常我们称为失业，失业率表示失业人口数占失业人口和就业人口数之和的比例。但是一定时期内劳动力参与经济活动的程度仅靠失业率并不能完全反映出来，劳动参与率也是衡量劳动力市场状况的一个重要指标。劳动参与率反映了劳动年龄人口中积极寻找工作的人口所占的比例大小。与就业率相比，劳动参与率能够更准确地反应劳动力市场的供给状况。如果劳动力总量不变但是劳动参与率下降，表示经济活动人口减少，即退出劳动力市场的人要多于进入劳动力市场的人。这可能是因为一部分失业工人由于长期找不到工作，失去信心而退出劳动力市场，这部分工人被称为“受挫折的劳动者”。与单纯的失业者相比，这部分“受挫折的劳动者”情况更加糟糕。因为失业者对寻找工作并未失去信心，尚属于经济活动人口；而“受挫折的劳动者”已没有了提供劳动的愿望，退出了劳动力市场。如果劳动参与率持续下降，一国的劳动供给将相对减少，从而对经济增长产生极大的负面影响。因此，笔者认为，劳动参与率是不可忽视的一个重要的经济指标。

本文结构安排如下：第二部分回顾劳动经济学中经济周期与劳动参与率的两个假说，第三部分参考已有的研究成果，对影响劳动参与率的诸多因素进行划分，在理论基础上建立本文的研究模型；第四部分使用1990—2012年20年的统计数据，用OLS方法对模型进行实证检验，考察经济周期对劳动参与率的实际影响；第五部分应用劳动经济学理论对估计结果进行解释。

二、理论基础

根据劳动经济学理论，劳动参与率波动与经济周期的运行有一定的相关性。但是这种波动的变化却有差异，尤其是在经济衰退时期：在一些衰退时期，总劳动参与率上升，而在另一些衰退时期，总劳动参与率下降。针对这种状况，经济学家们提出了两种劳动参与假说：附加性劳动力假说与悲观性劳动力假说。

这两种假说建立在成年男性的劳动参与率对经济周期的反应不灵敏的相同假设下。这个劳动力群体不管劳动力市场如何变化，总是停留在劳动力市场中，这个劳动力群体被称为一级劳动力。与之相对应，中年妇女和16—18岁的青年人组成的劳动群体被称为二级劳动力，二级劳动力经常会在劳动力和非劳动力之间流动，参与率对经济运行周期有较灵敏的反应性；而他们选择的变动，往往也是引起劳动参与率波动的重要原因。

附加性劳动力假说认为，在经济总体水平下降时期，失业增加，为了保证家庭收入水平，二级劳动力走出家庭寻找工作。因此，二级劳动力参与率与经济周期呈反向关系：经济衰退时，二级劳动力参与率反而提高，进而整个社会的劳动参与率提高。

悲观性劳动力假说认为，在失业上升时期，一些一级劳动力处于失业状态但没有退出劳动力市场，许多二级劳动力对寻找新的工作持悲观态度；对于他们来讲，相对于主动保持一种失业状态，寻找工作而未果或者被辞退带来的打击更大。因而他们宁愿主动退出劳动力市场，而不愿成为失业者。因此，二级劳动力参与率与经济周期呈正向关系：经济衰退时，二级劳动力参与率下降，从而导致整体劳动参与率下降。

在经济衰退时期，附加性劳动效应与悲观性劳动效应同时存在，但是由于两种效应作用方向相反，所以在经济周期中，劳动力参与率可能表现为不同的波动方向。当附加性劳动力效应的作用更强一些时，即进入劳动力市场的人数大于退出劳动力市场的人数，劳动参与率与经济周期呈反向关系；当悲观性劳动力效应的作用更强时，劳动参与率与经济周期存在正向关系。

三、模型建立和数据选取

（一）模型建立

为了着重研究宏观经济状况对劳动参与率的影响，本文将影响劳动参与率的因素分为经济周期因素Et和非经济周期因素NEt，其中非经济周期因素包括人口规模、人口结构、人均受教育年限、社会福利制度等人口和社会因素。对变量之间进行简单的线性拟合，t年的劳动参与率LPRt可以表示为：

由于人口结构和社会制度等因素在现实中变化十分缓慢，因此在短时间内，比如连续的两年可以视为变化很小。由此我们可以认为，影响t年劳动参与率的非经济周期因素与t-1年是相似的，因此t年的非经济周期因素可以近似地看为就是t-1年的非经济周期因素；更进一步，t年的非经济周期因素对劳动参与率的影响可以用t-1年的劳动参与率的影响来近似衡量。

经济周期是指国民经济上下波动的循环运行过程，一般是通过经济总量（国民生产总值或国内生产总值）的变化表现出来。因此，经济周期波动可以用GDP的波动来衡量。

这样，（1）式就可以变形为：

（二）数据选取和来源

根据（2）式，本文的分析需要两部分数据，一是劳动参与率，二是国内生产总值。

1、劳动参与率

根据国际通行标准，劳动参与率=经济活动人口劳动年龄人口，其中经济活动人口=就业人口+失业人口，但是各国对于劳动年龄人口的界定各有不同①。根据中国统计年鉴附录中主要统计指标解释，我国劳动年龄人口一般指16岁以上人口，包括经济活动人口和非经济活动人口。

2、国内生产总值

相关数值显示，1990年—2012年中国的GDP整体呈上升趋势，中国经济处于持续增长状态，但是历年的增长速度有所不同。

四、实证分析

为了避免出现多重共线性的出现，对（2）式各变量取自然对数，构造劳动参与率影响因素方程：

要验证GDP对劳动参与率的影响，需要运用计量经济学的方法对（3）式进行估计，以确定系数γ2。

（一）单位根检验

在现实经济生活中，时间序列数据往往是非平稳的。如果对两个非平稳的数据进行回归，往往导致出现“伪回归”问题，即：即使它们没有任何有意义的关系，也可表现出较高的决定系数，因此在对时间序列数据进行回归之前要先进行单位根检验。本文采用Dickey和Fuller扩展后的ADF检验对各时间序列进行平稳性检验。检验结果如下：

说明：1、检验形式（t，c，n）中，t表示趋势项，c表示截距项，n表示滞后变量的阶数；

2、滞后变量阶数根据SIC准则选择；

3、***表示在10%的水平上显著；**表示在5%的水平上显著；*表示在1%的水平上显著。

通过表1可以看出，lnLPR和lnGDP都是平稳的，因此可以直接对（4）式进行OLS回归。

（二）OLS方程估计

用OLS法对方程（3）进行估计，得到以下结果：

由相关检验结果可以看出，估计结果残差不存在自相关；R2= 0974472，表明方程的拟合度很好；P值说明整个方程是显著的，因此方程（4）的估计结果是可信的。

五、理论分析和总结

根据以上回归结果，GDPt的系数为-0.011434，即GDP和LPR呈反向相关；GDP每增加1%，劳动参与率下降约0.01%。由于本文用GDP来衡量经济周期，故可以得出结论：我国劳动参与率和经济周期变动趋势是相反的。

对应经济衰退时的附加劳动力效应，在经济繁荣时，家庭收入增加，因此并不需要每一个家庭成员都出外劳动以维持生活，二级劳动力会选择退出劳动力市场，使社会劳动参与率降低。同样对应悲观性劳动力效应，在经济繁荣时一级劳动力不会退出劳动市场，同时一片向好的经济形势会激励那些已经退出劳动力市场的二级劳动力重新开始寻找工作，整个社会的劳动参与率上升。

根据前文的分析，中国的劳动参与率与经济周期变动趋势相反，即随着经济不断发展，劳动参与率降低，有越来越多的人选择退出劳动力市场。因此在中国，第一种效应大于第二种效应。笔者认为这种现象产生的原因有二：一方面，如前面所分析，伴随经济的不断发展以及中央民生政策的实施，居民工资收入有了大幅度提高，每个家庭愿意提供的劳动力数量减少。另一方面，随着我国市场经济体制的不断完善，按生产要素分配的分配制度逐渐确立，资本、技术、知识等生产要素的重要性不断提升，居民非工资性收入也在不断增加，并占有越来越重要的地位，这部分收入对工资收入产生了一种替代效应。由于非工资性收入不一定要通过参加劳动获得，这种替代会使得劳动参与率在一定程度上下降。

不同于其他短期因素的冲击，经济周期对劳动参与率的影响是持久性的，因此在未来一段时间内，劳动参与率这种逆经济周期的趋势不会有太大改变。我们可以预测，随着中国经济的持续增长，在一定时间内劳动参与率还会继续下降。（作者单位：中央财经大学政府管理学院）

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篇10

关键词：经济周期；深度；陡度；尖度；持续性

基金项目：国家社会科学基金项目（10BGL056）；教育部人文社科基金项目（09YJC790126）；江西省高校人文社科项目（JJ0909）；江西财经大学校级重点课题（201005）。

作者简介：饶晓辉（1973- ），男，江西广昌人，江西财经大学经济学院副教授，主要从事宏观经济理论、计量经济学研究。

中图分类号：F222.3文献标识码：A文章编号：1006-1096（2012）06-0136-05收稿日期：2011-11-22

本文旨在利用我国季度GDP数据，应用Clements和Krolzig（2003）（以下简称为CK）参数检验方法，对我国经济周期的非对称性及经济周期的持续性进行分析。

国外已有众多文献运用不同的统计方法对经济周期的非对称性进行了检验，如Neftic（1984）、Sichel（1993）、McQueen等（1993），但他们得出的结论不尽相同。

国内学者对经济周期的非对称性既有理论描述，也有实证经验研究（刘树成，2000；刘金全 等，2001；徐大丰 等，2005；陈浪南 等，2007）。国内学者的实证研究存在一定的局限性，数据样本太小，且忽略了深度、尖度及陡度型的非对称检验。

为了更全面地了解和判断我国经济周期的非线性特征，本文扩充了样本容量，采用CK方法，在三区制马尔科夫转换模型框架中对三大非对称、经济周期的转折点及持续期进行了更为全面深入的分析。

一、理论模型

（一）经济周期中深度、陡度及尖度的非对称性

经济周期的非对称性有很多类型，本文主要关注深度、陡度及尖度型非对称。CK在马尔科夫链参数模型的背景下对3种非对称性重新进行了定义。

定义1数据{yt}的生成过程为非深度对称当且仅当yt分布为非偏态，即E[（yt-μy）3]=0。

定义2数据{yt}的生成过程为非陡度对称当且仅当Δyt分布为非偏态，即E[Δyt3]=0。

定义3数据{yt}的生成过程为非尖度对称当且仅当中间任意区制来回于第1区制和最后区制之间的转移概率相等：pm1=pmM，p1m=pMm， m≠1，M，p1M=pM1。

（二）CK检验

CK利用沃特检验统计量W检验了经济周期的非对称性假设。下面以MSI（M）AR模型为例介绍CK检验的具体方法。模型结构如下所示

yt=μ（st）+∑pj=1αjyt-j+ut （1）

其中ut|stNID（0，σ2），st∈{1，…，M}是一个具有M状态的马尔科夫链；转移概率pij具有时间不变性，转移概率pij=pr（st+1=j|st=i）表示从i时刻状态转移到j时刻状态的转换概率，并且不同的概率之间满足正则性约束条件∑Mj=1pij=1，j，j∈{1，…，M}。另外，st还被假设为具有不可退化性：pii

考虑如下假设的W检验

H0：（λ）=0， H1：（λ）≠0 （2）

其中λ=（μ1，…，μM；α1，…，αp，σ2；π），=RnRr是一个秩为r的连续差分函数，秩r=rank（（λ）λ′）≤dimλ。

令λ～、λ^分别表示有约束和无约束条件下λ=（μ1，…，μM；α1，…，αp，σ2；π）的最大似然估计量。沃特检验统计量W依赖于无约束的估计量λ～，W统计量分布近似服从于正态分布，有

T（λ～-λ）dN（0，∑λ～） （3）

函数（λ～）在大样本中也服从正态分布，从而有

T[（λ～）-（λ）]dN（0，（λ）λ′|λ～∑λ～（λ）′λ′|λ′） （4）

如果零假设H0：（λ）=0成立，并且方差协方差矩阵具有不可逆，有

T（λ～）′[（λ）λ′|λ～∑λ～（λ）′λ′|λ′]′（λ～）dχ2（r） （5）

在非深度型零假设条件下，

D（λ）=∑Mm=1ξ-m（μm-μx）3 （6）

其中ξ-m为区制m的遍历概率，μx=∑Mm=1ξ-mμm为x的非条件均值。

非陡度零假设的沃特统计量依赖于

S（λ）=∑M-1i=1∑Mj=i+1（ξ-ipij-ξ-jpji）（μj-μi）3 （7）

最后，非尖度零假设的沃特统计量可表述为

TP（λ）=Φπ （8）

对于非深度和非陡度检验而言，（5）式中的r等于1；对于非尖度检验来说，（5）式中r等于区制的个数。

二、实证结果

本文所采用的数据为1979年第1季度～2009年第4季度中国实际国内生产总值的季度数据，样本容量为124。1994年之前的季度数据，我们采用了Abeysinghe等（2004）的研究成果。2007年第1季度～2009年第4季度实际国内生产总值（以1997年不变价格为基准，对名义GDP进行了调整）的数据来源于历年的《中国统计年鉴》、国泰安研究服务中心数据库和《中国统计公报》。为了剔除季节性的影响因素，我们采用了Census X12方法对原始数据进行了季节性的调整，调整后的实际季度GDP增长率记为yt。

依据深度、陡度及尖度非对称性检验的原理，我们需对yt进行单位根统计检验。由表1结果可知，在5%的统计显著水平下，ADF和PP两种统计检验方法均拒绝了存在单位根的原假设，因此yt符合检验经济周期三大非对称性检验的要求。

表1单位根检验结果

检验 检验统计量的值 统计量的p值 ADF -3.126398 0.0273 PP -2.914449 0.0466注：单位根检验均为截距项的设定形式；p值为接受原假设的概率。

本文同时考虑了MSI、MSM、MSIH以及MSMH 4种类型的三区制马尔科夫转换模型。由于所涉及的数据为季度数据，故每种类型模型的自回归滞后阶数的最大值均设定为4。依据SBC和HQ信息评价标准，MSI、MSM、MSIH以及MSMH模型的最优自回归滞后阶数分别为1、0、2、1。

表2给出了4种相应模型的尖度、深度及陡度非对称性的检验结果。从非尖度的检验结果可知，非尖度零假设条件下卡方分布统计量的值分别为3.9627、0.3338、5.3987、0.8982，接受非尖度零假设的概率分别为0.2655、0.9536、0.1449、0.8259，均大于10%的统计显著水平，说明我国实际GDP增长率序列不存在尖度型非对称。非深度的检验结果告诉我们，除MSM（3）-AR（0）模型在10%统计显著水平接受零假设之外，MSI（3）-AR（1）、MSMH（3）-AR（1）和MSIH（3）-AR（2）模型拒绝零假设的概率分别为0.1819、0.4737和0.9833，均大于10%统计显著水平，说明我国实际GDP增长率序列不存在深度型非对称，我国经济周期不会出现“高峰低谷”或“高谷低峰”型深度非对称。从非陡度型非对称检验结果可知，零假设条件下MSI（3）-AR（1）、MSM（3）-AR（0）、MSMH（3）-AR（1）和MSIH（3）-AR（2）模型中的卡方分布统计量分别等于7.9058、27.8967、3.212和6.865，在10%统计显著水平下均拒绝了零假设，说明我国经济周期存在着显著的陡度型非对称特征，陡度型非对称特征具有稳健性。

依据SBC评价标准，我们选取了MSIH（3）-AR（2）来进一步分析我国经济波动的其他特征。MSIH（3）-AR（2）模型系数估计结果如表3与表4所示，实际数据与模型拟合数据的曲线图为图1。从图1的拟合结果看，模型较好地拟合了改革开放以来我国经济增长的非线性特征。

从表3自回归滞后系数来看，自回归系数α1、α2的估计值分别为0.6371和0.1676，均在统计显著水平上显著不为零，并且自回归系数之和α1+α2等于0.8047小于1，说明MSIH（3）-AR（2）模型具有稳健性。自回归系数α1=0.6371，说明滞后1期的经济增长率对下一期经济增长率有着显著的影响，影响力度达到63.71%，对未来的经济增长有着显著的持久影响；α2=0.1676，说明滞后2期的经济增长率对当期经济增长率的影响力度为16.76%，其持续时间要比滞后1期短。

表2非对称性检验的结果模型MSI（3）-AR（1）MSM（3）-AR（0）非尖度 Chi（3）= 3.9627[0.2655] Chi（3）= 0.3338 [0.9536] p_12 = p_32 test： Chi（1）= 0.0530 [0.8180] Chi（1）= 0.0890 [0.7654] p_13 = p_31 test： Chi（1）= 3.9161 [0.0478]** Chi（1）= 0.0003 [0.9851] p_21 = p_23 test： Chi（1）= 0.0210 [0.8848] Chi（1）= 0.1976 [0.6567]非深度 -2.0494 9.6238 Chi（1）= 1.7823 [0.1819] Chi（1）= 3.1765 [0.0747]*** 非陡度 -0.0251 -0.0044 Chi（1）= 7.0958 [0.0077]* Chi（1）= 27.8967 [0.0000]*模型 MSIH（3）-AR（2） MSMH（3）-AR（1） 非尖度 Chi（3）=5.3978[0.1449] Chi（3）= 0.8982 [0.8259] p_12 = p_32 test： Chi（1）= 0.0819 [0.7747] Chi（1）= 0.8355 [0.3607] p_13 = p_31 test： Chi（1）= 4.6336 [0.0314]** Chi（1）= 0.0003 [0.9868] p_21 = p_23 test： Chi（1）= 0.8011 [0.3708] Chi（1） = 0.0628 [0.8021]非深度 -1.9204 0.1714 Chi（1）= 0.5133 [0.4737] Chi（1）= 0.0004 [0.9833]非陡度 0.3754 0.2461 Chi（1）= 3.2120 [0.0731]*** Chi（1）= 6.8650 [0.0088]*注：*、**、***分别表示1%、5%、10%统计显著水平；[]内的数字为卡方检验的p概率统计值。

图1MSIH（3）-AR（2）模型的拟合数据与实际数据

表3三区制MSIH（3）-AR（2）模型的系数估计结果

变量 系数估计值 标准差 T统计量 μ1 -0.6787 0.9261 -0.7328 μ2 1.7514 0.4274 4.0977 μ3 2.8537 0.5625 4.0977 α1 0.6371 0.0835 7.6278 α2 0.1676 0.0748 2.2395

表4不同区制下标准差系数的估计结果

变量σ1σ2σ3 估计值 1.8991 0.75883 1.3009

表4结论显示适度增长阶段的经济波动性最小，其次为高速增长阶段的经济波动性，最大为低速阶段的经济波动性。这表明我国经济增长在适度经济增长阶段是最平稳的。

表5、表6分别给出了转移概率矩阵和区制特征属性。从表5估计结果可以看出，三区制转移概率分别为p11=0.6729，p22=0.9656，p33=0.9222。特别的，区制1自身持续的概率0.6729大于其转向区制2和3的概率之和0.3252139，意味着经济体处于低速增长区制的趋势具有一定强度的惰性，因此政府需要强有力的政策措施来刺激经济体由低速增长区制向适度或高速增长区制转移。p13=0.325，说明区制1转移到区制3的概率为32.5%，说明我国经济由低速增长区制跳跃到高速增长区制有着非常大的可能性。当经济体一旦达到高速增长阶段时，其自身持续概率为0.9222，具有相当程度的稳定性，经济将能保持一段时间的高速增长态势。但它也有回复到低速增长阶段（转移概率约为4.95%）和适速增长阶段（转移概率为2.83%）的可能性。当经济受到外部冲击时，经济增长有着急速下滑的趋势，政府部门若能及时制定相机抉择的宏观经济政策，经济下降趋势将会逆转，在进一步的刺激下经济增长率将回复到高速增长阶段（p13=0.325）。在三区制自身转移概率中，区制2自身转移概率（0.9656）最高，说明我国经济体处于适度经济增长阶段具有很强的持续性。

表6的统计结果显示，在总共124个季度数据中，经济能够被识别出处于低速、适速与高速阶段的时期数分别为13.5、63.6和46.8个季度。在1979年第1季度～2009年第4季度期间，我国经济处于低速增长区制的频率为11.42%，其持续期占整个周期长度的10.48%；我国经济处于适度增长区制的频率为40.36%，其持续期占整个周期长度的50.81%；而经济处于高速增长区制的频率为48.23%，高速增长持续期占了整个周期长度的38.71%。我国经济处于适度增长阶段的持续性最高，处于高速增长阶段的持续性次之，而低速阶段持续性最低，且它具有一定的惰性但又具有较高的概率转向高速增长阶段。这说明我国政策决策部门在制定宏观经济政策刺激经济走出低速增长阶段时，经济增长会得到快速回复，但也要预防经济返回低速增长状态的可能。

表5区制转移概率的估计结果

区制 1 区制 2 区制 3 区制 1 0.6729 0.002139 0.3250 区制 2 0.03338 0.9656 0.0009902 区制 3 0.04950 0.02825 0.9222

表6区制的特征属性

观测值的个数 频率 平均持续期 区制1 13.5 0.1142 3.06 区制 2 63.6 0.4036 29.10 区制 3 46.8 0.4823 12.86

MSIH（3）-AR（2）将样本数据划分为如图2和表7中的3个不同的周期阶段。图2给出了不同周期阶段的事后平滑概率和滤波概率。概率值越大，则经济处于相应区制的可能性也就越大。

从表7及图2中的第2幅图可知，1980年第4 季度～1981年第3季度、1988年第4季度～1989年第4季度期间我国经济出现了较长的低速增长阶段，分别为4个季度和5个季度；而1986年第1季度、2008年第4季度～2009年第1季度间我国经济出现较为短暂的低速增长时期，其时间跨度分别为1个季度和2个季度。这与表6中低速阶段的平均持续期为3.06个季度的结果基本一致。低速增长阶段的划分符合我国经济运行的实际情况。

我国经济保持适速增长的阶段为1979年第1季度～1980年第3季度和1994年第3季度～2008年第3季度，其时间跨度分别为7个季度和56个季度，说明我国经济在较长时期内保持了稳定的适速发展，几乎有一半时间处于适度增长阶段，这也构成了近十多年来我国经济增长的中间力量。适度增长时期符合我国经济发展阶段的特征事实。20世纪90年代初我国经济处于转轨时期，有着强烈的扩张冲动和通货膨胀态势。1993年中央政府开始采取“双紧”政策对经济进行调整，有效地遏制了通货膨胀和投资冲动，使我国经济在1996年成功实现了“软着陆”。期间，随着我国社会主义市场经济体制的逐步建立，我国政府政策制定及调整具有一定稳定性和谨慎性，这使我国经济维持了较长时间的适度增长，这一阶段一直持续到2008年第3季度。

表7区制的划分估计结果 区制1 区制2 区制3 1980：4～1981：3 [0.8281] 1979：1～1980：3 [0.9493] 1981：4～1985：4 [0.9743]1986：1～1986：1 [1.0000] 1994：3～2008：3 [0.9846] 1986：2～1988：3 [0.8888]1988：4～1989：4 [0.9871] —— 1990：1～1994：2 [0.9474]2008：4～2009：1 [0.8952] —— 2009：2～2009：4 [0.9683]注：方括号里为区制概率值。

图2MSIH（3）-AR（2）模型的事后概率

表7及图2表明，1981年第4季度～1985年第4季度、1986年第2季度～1988年第3季度、1990年第1季度～1994年第2季度、2009年第2季度～2009年第4季度期间我国经济处于高速增长阶段。从持续时间看，最长的持续期18个季度，最短的持续期为3个季度。模型分析的结果与我国相应的宏观经济政策相一致。比如，2008年下半年国际金融危机期间，我国经济遭遇了强烈的负面外部冲击，经济增长率急剧下滑。这时，我国政府出台了包括4万亿人民币的经济刺激计划、央行百日内5次降息、大规模的税负调整等相机抉择政策，促使我国经济迅速止跌并反弹到高速增长阶段（这与p13所隐含的结论相一致）。自2009年第2季度起，我国经济就处于高速增长时期，领先世界进入了危机后的复苏阶段。

三、结论

本文运用CK检验方法，对经季节调整后的我国实际GDP增长率的不对称特征及持续性进行了实证分析。研究结论归纳如下。

第一，在本文所考虑的4种MS-（V）AR中，MSIH（3）-AR（2）模型的估计结果能够较好地拟合实际数据的非线性结构特征。我国经济周期存在“陡升缓降”型的陡度型非对称，但不存在深度及尖度型非对称。

第二，从经济周期不同阶段之间的转移概率看，我国经济从低速增长状态转移到高速增长状态的可能性较大，远大于经济从低速增长状态转移到适速增长状态的可能性；同时，经济也存在着由高速（或适速）增长状态转向低速增长状态的可能。自身持续概率表明，经济处于适速增长阶段的持续性最高，处于高速增长阶段的持续性次之，而低速阶段持续性最低，且它具有一定的惰性但又具有较高的概率转向高速增长阶段。

上述实证结论对我国宏观经济有着重要的实践和政策涵义。政府在制定宏观经济政策刺激经济走出低速增长阶段时，因低速增长阶段具有一定的惰性，所以政策实施就要有一定的力度。经济一旦处于高速增长阶段，由于高速增长阶段具有较高的持续概率，经济将会持续一段较长的高速增长时期。但要注意的是，经济也存在着由高速增长转向低速增长的可能。在当前的经济运行背景下，如果经济一旦出现下滑现象，政府政策制定部门若能及时制定相应的宏观政策并加大政策实施力度，经济将很快恢复到高速增长阶段。

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（编校：沈育）

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