中国产出缺口的持续性特征分析

申树斌

(东北财经大学 数学学院，辽宁 大连 116025)

近来的一些研究强调宏观经济运行和调控中货币和结构因素影响共存的现象。Sudipta Dutta Roy等［1］在结构向量自回归框架中研究发现除货币因素，结构因素在印度通货膨胀和经济波动的产生和持续过程中扮演重要的角色。印度经济具有较大的、不经常的与成本/价格相关的因素扰动的特征。货币/信贷供给增加在短期提高产出和价格，在长期提高价格。而非扩张的货币政策即使以实际产出降低为代价也不能有效控制通货膨胀。价格行为存在相对的刚性。货币当局通过改变货币供给的数量和结构应对不同的价格扰动。Richard Clarida等［2］发现美国货币政策立场从Volcker以前时期(1960－1979)到 Volcker－Greenspan时期(1979－1996)存在从消极货币政策向积极货币政策的转变。申树斌［3－4］的理论分析表明货币政策立场的转变依赖货币政策有效性的实现条件和路径，与经济和金融结构的变化有关。谢平等［5］对中国货币政策利率规则的研究结果表明:中国1992年第1季度至2001年第4季度的货币政策持消极立场。陈彦斌［6］研究发现中国2000年第1季度至2007第4季度的新凯恩斯菲利普斯曲线中对通货膨胀影响显著的因素依次为:通胀预期、通胀惯性、需求拉动和成本推动(最不显著)。王少平等［7］运用Beveridge和Nelson提出的趋势周期分解技术将中国1992年第一季度至2008年第一季度的GDP总量时间序列数据分解为确定性趋势、随机趋势和周期后发现:GDP时间序列存在稳健的确定性趋势，随机冲击在总体上对经济增长产生负面影响;随机冲击对长期波动的持久性效应为20%，瞬间效应为80%。本文进一步揭示货币和结构因素对中国产出缺口持续性的影响。

1 产出缺口持续性特征的指标估计

1.1 数据说明

①国内生产总值(GDP)指数(样本区间:1978－2013)、②居民消费价格指数(上年=100;样本区间:1978－2013)等数据的具体说明:全国(①1978=100;来源:中国统计年鉴)、北京市(①1978=100;来源:北京统计年鉴)、天津市(①1978=100;来源:天津统计年鉴)、河北省(①1978=100;来源:河北经济年鉴)、山西省(①1952=100;②样本区间:1979－2013;来源:①②山西统计年鉴;①新中国六十年统计资料汇编)、内蒙古自治区(①1952=100;来源:内蒙古统计年鉴)、辽宁省(①1952=100;来源:①②辽宁统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、吉林省(①1952=100;来源:吉林统计年鉴)、黑龙江省(①1978=100;来源:黑龙江统计年鉴)、上海市(①1978=100;来源:上海统计年鉴)、江苏省(①1952=100;②样本区间:1979－2013;来源:江苏统计年鉴)、浙江省(①1978=100;来源:浙江统计年鉴)、安徽省(①1978=100;②样本区间:1979－2013;来源:①②安徽统计年鉴;①新中国六十年统计资料汇编)、福建省(①1952=100;来源:福建统计年鉴)、江西省(①1978=100;来源:①②江西统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、山东省(①1952=100;来源:①②山东统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、河南省(①1952=100;来源:①②河南统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、湖北省(①1952=100;来源:①②湖北统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、湖南省(①1952=100;来源:①②湖南统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、广东省(①1978=100;来源:广东统计年鉴)、广西省(①1978=100;来源:广西统计年鉴)、海南省(①1978=100;②样本区间:1979－2013;来源:①②海南统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、重庆市(①1978=100;来源:①②重庆统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、四川省(①1978=100;来源:①②四川统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、贵州省(①1978=100;来源:①②贵州统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、云南省(①1952=100;来源:①②云南统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)、西藏自治区(①1951=100;②样本区间:1990－2013;来源:西藏统计年鉴)、陕西省(①1978=100;来源:陕西统计年鉴)、甘肃省(①1978=100;来源:甘肃发展年鉴)、青海省(①1952=100;来源:青海统计年鉴)、宁夏自治区(①1978=100;来源:①②宁夏统计年鉴;①②新中国六十年统计资料汇编)、新疆自治区(①1978=100;来源:①②新疆统计年鉴;②新中国六十年统计资料汇编)。

1.2 误差项自相关的检验方法［8－9］

回归模型误差项自相关检验采用 Box和Pierce的 Q检验方法果Q大于自由度为P的χ2分布临界值，存在P阶自相关;反之，不存在。

1.3 产出缺口

产出缺口=(实际产出－潜在产出)/潜在产出。产出缺口的估计方法主要包括趋势分解法(如线性趋势估计法、HP滤波法)和经济结构估计法(如生产函数法)。由于本文主要考察非预期产出、非预期通货膨胀和非预期政策之间的长期动态关系，而线性估计方法能够较好区分经济变量的预期和非预期变化，所以采用线性方法估计产出缺口:

式中:Yt为实际产出(国内生产总值指数);t为时间;εi为产出缺口。产出缺口的估计结果见表1。

表1 全国、各地区(省、自治区、直辖市)产出缺口的估计结果

表1中所有回归方程的样本区间均为1978－2013。＊＊＊，＊＊，*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

表1的估计结果显示产出缺口的内涵为产出去除确定性趋势、宏观经济政策和经济结构变动对产出影响的合理预期成分的非预期变化。

1.4 Hurst指数［10］

Hurst(1951)提出RS分析方法，即

式中:R/S为重标极差;n为时间增量区间长度;C为常数;H为描述时间序列分形特征的指标，称之为Hurst指数。Hurst指数揭示了蕴含在时间序列中的许多重要信息。当H=1/2时，时间序列为独立同分布的随机序列;当1/2＜H≤1时，时间序列为具有状态持续性(长期相关性)的非随机序列;当0≤H ＜1/2时，时间序列为具有状态反持续性(均值回复)的非随机序列。

Hurst指数的具体计算步骤:

(1)长度为N的时间序列{Rt}等分为A个子序列，记为 Da(a=1，2，…，A)，其中的元素记为Rk，a(k=1，…，n)。n 为每个子序列长度，A 为 N/n的整数部分。

(2)计算每个子序列的均值:

(3)计算每个子序列中元素偏离均值的累积离差:

(4)计算每一个子序列的级差:

(5)计算每一个子序列的标准差:

(6)计算每一个子序列的重标极差:

(7)计算总序列中所有子序列重标极差的均值:

(8)改变子序列的长度(从 n=3到n=N/2)，重复第(1)步至第(7)步的计算，得序列{(R/S)n}。

(9)根据方程

估计出H值。

Hurst指数的估计结果见表2。

表2 全国、各地区(省、自治区、直辖市)产出缺口序列Hurst指数的估计结果

表2中所有回归方程的样本区间均为1978－2012。＊＊＊，＊＊，*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

表2的估计结果表明:在经济市场化、国际化和经济增长目标粘性的前提下，全国、各地区(省、自治区、直辖市)产出缺口呈现显著的持续性特征，但各地区(省、自治区、直辖市)产出缺口的持续性表现出明显的差异性。产出缺口的持续性表现为非预期产出变化趋势递减的持续性。

2 产出缺口持续性的经济内涵

产出缺口持续性的差异主要从供给方面体现出来。估计供给方程:

式中，π为通货膨胀率(居民消费价格指数增长率)，outputgap为产出缺口。估计结果见表3。

供给方程中常数项的含义为均衡通货膨胀率。πe表示均衡通货膨胀率，πa表示平均通货膨胀率，H表示省、自治区、直辖市产出缺口的Hurst指数。πe－πa反映供给和需求的非均衡状态，即供不应求(πe－πa＞0)或供过于求(πe－πa＜0)。供给方程中AR(1)的系数x1反映融资约束的程度。x1越大(越小)，过度投资需求的约束越紧(越松)。供给方程中AR(2)的系数x2反映消费需求冲击的程度。x2越小(越大)，消费需求的冲击越大(越小)。根据表2、表3和表4中的地区截面数据，估计 H 与 πe－ πa、x1(πe－ πa)、x2(πe－πa)的经验关系:

表3 全国、各地区(省、自治区、直辖市)供给方程的估计结果

表3中所有回归方程的样本区间均为1978－2013。＊＊＊，＊＊，*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

表4 全国、各地区(省、自治区、直辖市)的平均通货膨胀率(1978－2013)

根据式(11)的估计结果，H与πe－πa的正相关关系表明中国产出缺口的持续性源自改革开放背景下，需求引导、供给跟随的经济增长路经。x1(πe－πa)的系数为负表明过度投资需求的约束越松(越紧)，产出缺口的持续性越高(越低)。x2(πe－πa)的系数为负表明消费需求的冲击越大(越小)，产出缺口的持续性越高(越低)。

3 结论

中国产出缺口存在显著的持续性特征。产出缺口的持续性源自需求引导、供给跟随的经济增长路经和粘性经济增长目标的政策偏好。赫斯特(Hurst)指数与过度需求变量，即均衡通货膨胀率与平均通货膨胀率之差成正比。赫斯特(Hurst)指数还受融资约束和消费支出冲击等因素的影响，即宏观经济政策对过度投资需求或过度消费需求的约束越松(越紧)，产出缺口的持续程度越高(越低)。

［1］Sudipta Dutta Roy，Gangadhar Darbha.Dynamics Of Money，Output And Price Interaction—Some Indian Evidence［J］.Economic Modelling，2000，(17):559 －588.

［2］Richard Clarida，Jordi Gali，Mark Gertler.Monetary Policy Rules And Macroeconomic Stability:Evidence And Some Theory［J］.The Quarterly Journal Of Economics，2000，(2):147 －180.

［3］申树斌.资产价格与货币经济的相关机理研究［J］.辽宁大学学报(自然科学版)，2012，39(4):332－335.

［4］申树斌.货币理论的微观基础研究［J］.沈阳理工大学学报，2012，31(6):51 －54，65

［5］谢平，罗雄.泰勒规则及其在中国货币政策中的检验［J］.经济研究，2002，(3):3 －12，92

［6］陈彦斌.中国新凯恩斯菲利普斯曲线研究［J］.经济研究，2008，(12):50 －64.

［7］王少平，胡进.中国GDP的趋势分解与随机冲击的持久效应［J］.经济研究，2009，(4):65 －76.

［8］Greene W.H.经济计量分析［M］.王明舰等译.北京:中国社会科学出版社，1998.

［9］Robert S Pindyck，Daniel L Rubinfeld.计量经济模型与经济预测［M］.钱小军等译.北京:机械工业出版社，1999.

［10］黄诒蓉.中国股市分形结构:理论与实证［M］.广州:中山大学出版社，2006.