基于中國實時數(shù)據(jù)的產(chǎn)出缺口估計

郭紅兵，段軍山

（1.中山大學 嶺南學院，廣州 510275；2.廣東商學院 金融學院，廣州 510320）

基于中國實時數(shù)據(jù)的產(chǎn)出缺口估計

郭紅兵1，段軍山2

（1.中山大學 嶺南學院，廣州 510275；2.廣東商學院 金融學院，廣州 510320）

文章基于1994Q 1～2008Q 4的數(shù)據(jù)并分別利用三次趨勢和HP濾波兩種模型方法估計了我國的實時、準實時和最終產(chǎn)出缺口。分析表明，這一時期我國的產(chǎn)出缺口遭受了較大而且高度持續(xù)的修正，說明我國的實時產(chǎn)出缺口和基于事后修正數(shù)據(jù)估計的產(chǎn)出缺口有很大不同。由于產(chǎn)出缺口是貨幣政策決策的重要依據(jù)，而貨幣政策決策總發(fā)生在“實時”，不能等待后來產(chǎn)出缺口等數(shù)據(jù)信息的修正。因此，區(qū)分實時產(chǎn)出缺口和基于事后修正數(shù)據(jù)估計的產(chǎn)出缺口，對政策制定者而言十分重要。

實時產(chǎn)出缺口；準實時產(chǎn)出缺口；最終產(chǎn)出缺口；修正

0 引言

自從奧肯 （Okun，1962）提出潛在產(chǎn)出和產(chǎn)出缺口的概念，它們已經(jīng)在宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域中被廣泛使用，既是分析宏觀經(jīng)濟運行態(tài)勢的重要工具，也是制定宏觀經(jīng)濟政策特別是貨幣政策的重要依據(jù)。所謂產(chǎn)出缺口，是指實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之差，有時也表示為實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的差值占實際產(chǎn)出或潛在產(chǎn)出的比率①本文將產(chǎn)出缺口表示為實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的差值占實際產(chǎn)出的比率。，它測度的是經(jīng)濟周期性波動對產(chǎn)出的影響，反映了現(xiàn)有經(jīng)濟資源的利用程度。國內(nèi)已有不少學者利用各種模型方法對我國的產(chǎn)出缺口進行了估計。

鑒于實時產(chǎn)出缺口對貨幣政策的決策十分重要，而國內(nèi)尚未對此展開應有的研究，本文將基于我國的實時數(shù)據(jù)對產(chǎn)出缺口進行估計以對我國的貨幣政策研究有所貢獻，以期未來的研究起到拋磚引玉的作用。

1 實時產(chǎn)出缺口的估計

1.1 模型和方法

總的來說，估計產(chǎn)出缺口的方法大致可以分為三大類：一是統(tǒng)計分解趨勢法，包括線性趨勢法、二次趨勢法、三次趨勢法、峰值趨勢法、HP濾波法、BP濾波法、UC-卡爾曼濾波法等等；二是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)關(guān)系估計法，主要包括奧肯定律法、產(chǎn)出-資本比率法、要素需求函數(shù)推導法和生產(chǎn)函數(shù)法等等；三是混合型方法，即把統(tǒng)計分解趨勢法與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)關(guān)系相結(jié)合的方法，主要包括SVAR模型法和各種多變量狀態(tài)性分解方法。各類方法各有優(yōu)缺點，由于統(tǒng)計分解趨勢法對數(shù)據(jù)要求低，一般只需實際產(chǎn)出值即可，數(shù)據(jù)較易獲得且真實性有保證，因此，我們擬采用三次趨勢法和HP濾波法對中國的產(chǎn)出缺口進行估計。

1.1.1 三次趨勢法（LT3）

三次趨勢模型表示為

其中，Yt表示實際產(chǎn)出，t表示時間趨勢變量，α、β、γ 和η為待估計參數(shù)，εt為擾動項。用每個季度的實際產(chǎn)出減去估計得到的該季度的趨勢成分（潛在產(chǎn)出）即得該季度的周期成分，即式（1）中的εt項，我們用εt/Yt表示產(chǎn)出缺口。

1.1.2 HP 濾波法（HP）

HP濾波技術(shù)是Hodrick和Prescott(1997)提出的，是一種時間序列在狀態(tài)空間的分解方法，該方法假設(shè)產(chǎn)出由趨勢成分和周期性成分兩部分組成，它的計算方法為

其中，T為樣本期。通過上式將實際產(chǎn)出Yt分解為趨勢成分即潛在產(chǎn)出（）和周期性成分（Yt-），我們用（Yt-）/表示產(chǎn)出缺口。HP濾波法存在的最大爭議是值的選取，不同的λ值決定了不同的周期方式和平滑度。一般認同Hodrick和Prescott(1997)的意見，季度數(shù)據(jù)一般取λ=1600，年度數(shù)據(jù)一般取λ=100。

1.2 數(shù)據(jù)來源和概念說明

獲得實時潛在產(chǎn)出和產(chǎn)出缺口數(shù)據(jù)來源的方法有兩種。第一種可稱之為歷史方法，即通過考察有關(guān)歷史記錄看在當時是否有明確的潛在產(chǎn)出數(shù)據(jù)被記錄，或者看那些數(shù)據(jù)是否能從當時政策制定者的公開聲明中獲得。這種歷史方法曾被Orphanides(2000)和Nelson&Nikolov(2001)使用過。另一種是計量方法，即利用某種計量經(jīng)濟學方法來估計實時潛在產(chǎn)出和產(chǎn)出缺口，該方法應用較為廣泛。在計量方法中，實時產(chǎn)出缺口序列的構(gòu)建分兩個步驟：首先利用在每個季度當時可得的數(shù)據(jù)估計得到該季度的實時缺口；然后將每個季度的實時缺口估計值進行組合就構(gòu)成所謂的實時產(chǎn)出缺口序列。而利用最終時點（本文指2009Q1）可得的全部樣本數(shù)據(jù)估計得到的產(chǎn)出缺口序列就是最終產(chǎn)出缺口序列。另外，根據(jù)下文的需要，還須定義所謂的準實時產(chǎn)出缺口。準實時產(chǎn)出缺口用跟實時產(chǎn)出缺口一樣的方法構(gòu)建，但利用的是最終數(shù)據(jù)而不是實時數(shù)據(jù)。以上三種產(chǎn)出缺口序列的相互關(guān)系見表1。序列at表示基于實時GDP和潛在產(chǎn)出的實時估計值計算的實時產(chǎn)出缺口序列。相反，序列ct是基于最終時點的GDP數(shù)據(jù)和利用最終時點的所有可得信息估計的潛在產(chǎn)出計算的最終產(chǎn)出缺口序列。最后，序列bt對應的是準實時產(chǎn)出缺口序列。

表1 各種產(chǎn)出缺口序列的相互關(guān)系

就我國而言，由于沒有可供查找的關(guān)于潛在產(chǎn)出和產(chǎn)出缺口數(shù)據(jù)的完備歷史記錄，故不適合應用歷史方法來構(gòu)建我國的產(chǎn)出缺口實時數(shù)據(jù)集，只能應用計量方法來估計我國的實時產(chǎn)出缺口。因此需要首先獲得估計實時產(chǎn)出缺口所用的實時數(shù)據(jù)集。

現(xiàn)實中我國的GDP核算和數(shù)據(jù)發(fā)布制度經(jīng)過了一系列改革，正在逐步與世界接軌。自1994年以來，我國的GDP歷史數(shù)據(jù)已進行過4次重大修訂，從1994年1季度以來的我國的GDP實時數(shù)據(jù)可以從各期《中國人民銀行統(tǒng)計季報》并結(jié)合國家統(tǒng)計局國民經(jīng)濟核算司編制的《中國季度國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料（1992～2001）》與《中國季度國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料（1992～2005）》得到，由于國民經(jīng)濟核算司編制的兩本《歷史資料》分別于2003年12月和2008年2月才出版公布，因此，我們將這兩次修訂后的實時GDP的起始時間分別算在2004年1季度和2008年1季度。通過以上方法得到的我國實際GDP的實時數(shù)據(jù)和最終數(shù)據(jù)之間的差別見圖1。盡管圖1只給出了實際GDP三個有代表性的實時序列和2009Q1最終序列的曲線圖，從中我們?nèi)匀豢梢钥吹礁鱾€序列之間的不同之處，特別是2004Q1和2009Q1之間存在顯著差異，說明我國實際GDP數(shù)據(jù)的修正還是較大的。

由于我國公布的季度GDP是累計名義GDP，因此，我們首先通過計算得到當季名義GDP，然后為了消除通貨膨脹的影響，我們再將名義季度GDP轉(zhuǎn)化為實際季度GDP，方法為：實際季度GDP=（名義季度GDP/CPI94）×100，其中，CPI94是以1994年為基期的定基季度居民消費價格指數(shù)。另外，由于GDP數(shù)據(jù)的季節(jié)性因素很強8，因而我們采用X-12方法對數(shù)據(jù)進行季節(jié)性調(diào)整，得到剔除季節(jié)性因素后的實際GDP。由于我們擁有1994Q1-2008Q4共60個季度的數(shù)據(jù)，我們決定構(gòu)建V2001Q4-V2009Q19共30個實時數(shù)據(jù)集10。每個數(shù)據(jù)集的數(shù)據(jù)從1994Q1開始，新數(shù)據(jù)的獲得有一個季度的滯后，例如，在V2002Q1，僅能獲得1994Q1-2001Q4的數(shù)據(jù)；在V2002Q2，僅能獲得1994Q1-2002Q1的數(shù)據(jù)；以此類推。

1.3 產(chǎn)出缺口估計及結(jié)果描述

這里的實時數(shù)據(jù)庫涵蓋自1994Q1以來的時期。為了描述1994Q1以來我國的經(jīng)濟運行狀況，基于最終數(shù)據(jù)，即2009Q1的數(shù)據(jù)集估計的產(chǎn)出缺口見圖2。這些產(chǎn)出缺口是利用前述兩個不同的模型估計的。

由圖2可見，LT3和HP兩個最終產(chǎn)出缺口序列之間的差別較小，波動和起伏方向的大體一致。由于20世紀90年代初是我國經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌的初期，經(jīng)濟擴張沖動、瓶頸制約加劇和通貨膨脹是經(jīng)濟的常態(tài)。1993年開始，中央采取雙緊的經(jīng)濟政策進行干預，產(chǎn)生了顯著的效果。1994～1997年我國經(jīng)濟增長處于“軟著陸”時期，由于宏觀調(diào)控政策比較溫和與穩(wěn)定，保證了經(jīng)濟平穩(wěn)較快地增長。由于受1997年亞洲金融危機的影響，我國從1998年初出口增長速度減緩，宏觀經(jīng)濟增長速度持續(xù)減速，出現(xiàn)生產(chǎn)能力過剩的現(xiàn)象，盡管中央政府采取了積極的財政政策和適度從緊的貨幣政策，以擴大內(nèi)需，但由于緊接受到美、日、歐三大經(jīng)濟體同時衰退的外部沖擊，我國內(nèi)外需求仍然不足，為此我國政府繼續(xù)采取了擴大內(nèi)外需的政策，從2000年開始，新一輪經(jīng)濟周期波動出現(xiàn)了“軟擴張”（劉金全，鄭挺國，2008），經(jīng)濟增長開始逐步回升；而到了2003年，由于投資過熱引發(fā)經(jīng)濟過熱，為此中央政府采取了行政干預為主的手段進行調(diào)控，促使經(jīng)濟運行在2004年回到正常軌道；從2005年開始，由于我國政府通過積極的宏觀調(diào)控及時抑制和消除了2005年和2007年出現(xiàn)的經(jīng)濟過熱現(xiàn)象，保證了我國經(jīng)濟的平穩(wěn)快速增長，直到最近國際金融海嘯的爆發(fā)，致使我國經(jīng)濟再次出現(xiàn)產(chǎn)能過剩的局面。

圖3給出了利用前述兩個模型估計的實時產(chǎn)出缺口和對應的最終產(chǎn)出缺口的比較。如圖3所示，最終和實時產(chǎn)出缺口有幾個顯著的特征：

（1）利用兩個模型估計的實時產(chǎn)出缺口一般都同向運動；最終產(chǎn)出缺口也是如此。

（2）LT3實時產(chǎn)出缺口在大多數(shù)時期都是負的，其最終產(chǎn)出缺口則圍繞零線上下波動；而HP實時產(chǎn)出缺口在大多數(shù)時期都是正的，其最終產(chǎn)出缺口在大多數(shù)時期卻都是負的。

2 實時產(chǎn)出缺口的修正檢驗

2.1 產(chǎn)出缺口修正的大小和持續(xù)性

這一節(jié)我們將遵循Orphanides和van Norden（2001）的方法來分析利用前述兩個模型估計的產(chǎn)出缺口的修正值。定義總修正（Total revisions）為產(chǎn)出缺口的最終估計值和實時估計值之差，它有兩個主要來源：原數(shù)據(jù)的修正和新數(shù)據(jù)的增加。為了分解總修正，我們在前面已經(jīng)估算了準實時產(chǎn)出缺口。準實時產(chǎn)出缺口和實時產(chǎn)出缺口之間的差別完全是因為所用數(shù)據(jù)的不同，稱為數(shù)據(jù)修正。最終產(chǎn)出缺口和準實時產(chǎn)出缺口之間的差別只跟新數(shù)據(jù)的增加有關(guān)，稱為其他修正。

總修正、數(shù)據(jù)修正和其他修正如圖4（a）～4（c）所示。對LT3模型而言數(shù)據(jù)修正要大于其他修正，其總修正主要由數(shù)據(jù)修正構(gòu)成；而HP模型的其他修正要大于數(shù)據(jù)修正，其總修正主要由其他修正構(gòu)成。產(chǎn)出缺口實時、準實時和最終估計值以及總修正的描述性統(tǒng)計在表2列出②由于在樣本終點實時、準實時和最終產(chǎn)出缺口的估計值趨于一致，為了比較和評價各種產(chǎn)出缺口的表現(xiàn)我們在做描述性統(tǒng)計時將它們最后兩個季度的估計值排除在外。。表2第一列，是用兩個模型估計的三種產(chǎn)出缺口和總修正的均值大小。隨后的三列分別報告了序列的標準差、最小值和最大值。再后面一列是最終產(chǎn)出缺口分別與實時和準實時產(chǎn)出缺口之間的相關(guān)性。最后一列給出了總修正的一階自相關(guān)系數(shù)。

表2 產(chǎn)出缺口和總修正的統(tǒng)計特征，V2001Q4-V2008Q3

由表2可見，所有兩個模型，其總修正均值的絕對值都大于最終產(chǎn)出缺口均值的絕對值，總修正的標準差也大于最終產(chǎn)出缺口的標準差。兩個模型實時產(chǎn)出缺口和最終產(chǎn)出缺口之間的相關(guān)性都低于0.3。總修正是高度持續(xù)的，自相關(guān)系數(shù)都高于0.5。

為了方便對模型進行比較，表3給出了一些不依賴于產(chǎn)出缺口大小的測度指標。由于這些指標測度了最終產(chǎn)出缺口和實時產(chǎn)出缺口的差別程度，因此通過這些指標可以表示以最終產(chǎn)出缺口為基準時實時產(chǎn)出缺口的相對可靠性。但這些統(tǒng)計值并沒有告訴我們不同的模型測度“真實”產(chǎn)出缺口的可靠程度。

第一列重復列出了表2中實時和最終產(chǎn)出缺口估計值之間的相關(guān)性統(tǒng)計值。第二列是噪音信號比率 （noise-to-signal,N/S），即總修正的均方根對產(chǎn)出缺口最終估計值的標準差的比值。N/S值越高，則實時估計值比最終估計值的噪音更大。由表3可見，LT3和HP模型的N/S都大于1，表明在它們的實時產(chǎn)出缺口中噪音程度很高。后面一列，OPSIGN度量了實時估計值和最終估計值具有相反符號的頻率。最后一列（XSIZE）顯示了總修正的絕對值大于最終產(chǎn)出缺口的絕對值的頻率。顯然，LT3模型的實時估計值和最終估計值具有較少的相反符號，產(chǎn)生相反符號的頻率僅為35.71%，而HP模型的兩種估計值產(chǎn)生相反符號的頻率超過了50%。在75%的時間里，HP總修正的絕對值大于最終產(chǎn)出缺口的絕對值，而LT3模型的XSIZE值僅為0.64。表2和表3的統(tǒng)計值是對圖 3（a）～3（b）和圖 4（a）～4（c）視覺印象的驗證。 總的來看，LT3和HP實時產(chǎn)出缺口的相對可靠性是糟糕的，兩個模型的總修正值都很大而且高度持續(xù)。

表3 實時產(chǎn)出缺口相對最終產(chǎn)出缺口的可靠性，V2001Q4-V2008Q3

表4 各種修正的統(tǒng)計特征，V2001Q4～V2008Q3

2.2 產(chǎn)出缺口修正的分解

表4給出了來自兩個模型的產(chǎn)出缺口的總修正及其子成分（數(shù)據(jù)修正和其他修正）的描述性統(tǒng)計值。圖5(a)和圖5(b)則給出了V2001Q4～V2008Q3總修正及其子成分的詳細圖示。

圖5(a)顯示了LT3模型的結(jié)果。在大多數(shù)時期總修正是正的，這意味著產(chǎn)出缺口被向上修正。最近幾年修正比較大，超過6個百分點，而2005年以前的修正較小。LT3產(chǎn)出缺口的修正幾乎完全是由于數(shù)據(jù)修正，并且數(shù)據(jù)修正導致產(chǎn)出缺口產(chǎn)生不規(guī)則的季度變化，新數(shù)據(jù)的增加則是逐漸地改變產(chǎn)出缺口，其他修正很小，沒有超過2個百分點。相比之下，圖5(b)顯示的HP模型的結(jié)果有很大不同。在大多數(shù)時期其總修正是負的，這意味著產(chǎn)出缺口被向下修正。新數(shù)據(jù)的增加（其他修正）是產(chǎn)出缺口修正的主要原因，但仍然是數(shù)據(jù)修正導致產(chǎn)出缺口產(chǎn)生不規(guī)則的季度變化。數(shù)據(jù)修正和其他修正的自相關(guān)系數(shù)分別是0.14和0.99。

在前面的圖表中我們已經(jīng)較為詳細地描述了來自兩個不同模型的產(chǎn)出缺口的修正。主要結(jié)論是產(chǎn)出缺口的修正很大而且高度持續(xù)，說明我國實時產(chǎn)出缺口和基于事后數(shù)據(jù)估計的產(chǎn)出缺口之間有很大不同。這些特征必然會影響到基于產(chǎn)出缺口對未來通貨膨脹的預測和貨幣政策的制定等方面，但這超出了本文的研究范圍。

3 結(jié)語

本文我們基于1994Q1～2008Q4的數(shù)據(jù)并分別利用LT3和HP兩種模型方法估計了我國的實時、準實時和最終產(chǎn)出缺口，并分析了產(chǎn)出缺口各種修正的統(tǒng)計特征。結(jié)果表明，我國的產(chǎn)出缺口遭受了很大而且高度持續(xù)的修正，就LT3模型而言數(shù)據(jù)修正是總修正的主要根源，而對HP模型來說其他修正是總修正的主要原因。總的來看，以最終產(chǎn)出缺口作為基準，LT3和HP實時產(chǎn)出缺口的相對可靠性是糟糕的，其總修正值很大而且高度持續(xù)。因此，正如Orphanides和van Norden（2001）指出的，實際上利用任何特定的模型方法對實時產(chǎn)出缺口的估計都不可能十分可靠，這就給需要實時產(chǎn)出缺口可靠估計值的貨幣政策決策造成了嚴重困難。

由于貨幣政策決策總發(fā)生在“實時”，不能等待后來產(chǎn)出缺口等數(shù)據(jù)信息的修正，因此，區(qū)分實時產(chǎn)出缺口數(shù)據(jù)和事后修正的產(chǎn)出缺口數(shù)據(jù)對政策制定者而言可能就十分重要。然而，鑒于實時產(chǎn)出缺口估計值的不可靠性，在使用它們時必須十分小心。

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F222.33

A

1002－6487（2011）04－0010-04

國家社會科學基金資助項目（10CJL017)；中國博士后科學基金資助項目（20090450907）；教育部人文社科規(guī)劃基金一般資助項目（08JA790025）

段軍山（1971-），湖南常德人，博士，副教授，研究方向為商業(yè)銀行與風險管理。

郭紅兵（1972-），山東淄博人，博士后，研究方向：國際金融，金融理論與政策。

（責任編輯/亦 民）