總供給、總需求沖擊與我國經濟波動的關系

摘 要：依據1994年第1季度至2012年第2季度產出和價格的季度數據，建立基于長期約束的SVAR模型，用以分析總供給沖擊和總需求沖擊對我國經濟波動的影響，考察經濟增長和價格對總供給、總需求沖擊的動態響應。實證研究表明，總供給沖擊和總需求沖擊標準差均較大，而且總需求沖擊波動性要大于總供給沖擊的波動性，說明我國經濟在樣本數據期內存在波動性。脈沖響應分析發現，總供給沖擊對于產出具有正向長期影響，而總需求沖擊對于產出具有正向短期影響；對于價格而言，總供給沖擊對價格產生負向長期影響，而總需求沖擊對價格產生正向長期影響。2011年以來我國經濟增速持續放緩，主要在于供求沖擊為負，供給負沖擊更為顯著。

關 鍵 詞：總供給；總需求；經濟波動；價格

中圖分類號：F014.32 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544（2013）01-0040-05

一、引言和文獻綜述

經濟波動和經濟周期是宏觀經濟運行中不可避免的經濟問題，雖然政府能夠通過各種宏觀調控政策管理經濟周期，在一定程度上熨平經濟波動，但是經濟波動和經濟周期并沒有消失，像亞洲金融危機、2008年全球金融危機、歐債危機等仍對經濟運行產生較大沖擊。這就有必要研究經濟波動產生的原因，由此就形成了不同派別的經濟周期理論。長期以來，學術界較一致認為供給沖擊對產出波動具有長期影響，而短期產出波動的原因則沒有形成一致觀點。真實經濟周期理論認為技術沖擊是短期產出波動的主要原因，而貨幣學派則認為需求波動是短期產出波動的主要原因。

實證研究方面，Blanchard和Quah（1989）利用美國GNP和失業率數據建立起基于長期約束的SVAR模型， 研究了需求沖擊和供給沖擊對美國產出的影響，認為供給沖擊對于美國產出具有長期影響， 而需求沖擊對于美國產出僅有短期影響。Blanchard和Quah所建立的基于長期約束的SVAR模型成為研究需求沖擊和供給沖擊的經典模型（以下簡稱“BQ模型”），被廣泛應用。Bayoumi和Eichengreen（1993）、Mio（2002）、Stan Du Plessis et al. （2007）分別應用BQ模型檢驗了需求沖擊和供給沖擊對于歐洲國家、日本和南非的影響，實證研究結論與Blanchard和Quah（1989）基本相似，同時進一步指出總需求沖擊對價格具有正向長期影響，而供給沖擊對價格具有負向長期影響， 需求沖擊和供給沖擊能夠較好地解釋現實經濟波動。然而，BQ模型最大不足在于其假設供給沖擊和需求沖擊不相關，這個假設可能過于嚴苛， 研究學者也試圖用其他方法研究需求沖擊和供給沖擊對于產出和價格的影響。Cover et al. （2006）基于AD-AS理論建立了具有長期約束的SVAR模型， 并放松了總供給沖擊和總需求沖擊不相關的假設， 認為美國供給沖擊和需求沖擊相關性較高。Omar H.M.N. Bashar將Cover et al. （2006）模型應用于孟加拉國數據研究發現，供給沖擊對于價格的影響并不弱于需求沖擊。Peter R. Hartley et al. （2003） 應用GMM模型研究了供求沖擊對歐洲國家和美國的影響， 認為需求沖擊對產出不僅有短期影響，也存在長期影響；長期供給沖擊是價格波動的重要因素。

國內方面，我國相關研究也主要借鑒了BQ模型，龔敏和李文溥（2007）實證研究表明1996～2005年我國呈現的“高增長、低通脹”經濟運行態勢，主要在于有效供給能力的改善；呂光明（2009）認為1992～2008年我國產出波動主要歸因于供給沖擊，長期價格波動主要歸因于需求沖擊；歐陽志剛和史煥平（2010） 認為負向供給沖擊和需求沖擊造成了2008年全球金融危機時期我國經濟增長的較快回落，2009年我國經濟的復蘇主要是由需求沖擊推動的。

本文利用1994年第1季度至2012年第2季度實際產出和價格的數據，根據AD-AS理論，建立起基于長期約束的SVAR模型，用以分析總供給沖擊和總需求沖擊與我國經濟波動的關系。

產出對供求沖擊均產生正向響應；而價格對供給沖擊產生負向響應，對需求沖擊產生正向響應；產出和價格對于供求沖擊響應的大小取決于總供給和總需求函數的斜率系數。 上述AD-AS模型為靜態形式，可以進一步引入滯后項，以捕捉其動態調整過程。 根據BQ模型所建立的兩變量SVAR模型移動平均表達式為：

由于結構性沖擊無法直接觀測到， 就需要通過估計SVAR簡化模型獲得的殘差序列間接計算得到。非限制SVAR模型表達式為：

三、實證研究

（一）數據分析和處理

本文使用1994年第1季度至2012年第2季度的GDP和CPI數據進行實證研究，利用EVIEWS6.0進行數據處理和模型計量。GDP季度數據主要根據我國統計局公布的累計季度GDP數據相減得到單季GDP名義值，同時除以以1978年為基期的CPI指數獲得GDP實際值。由于GDP季度數據存在季節性波動因素，通過X-12進行季節性調整。為了得到較為穩定的GDP數據，最終對實際GDP取對數，獲得SVAR模型建模所需要的產出數據y。p采用消費者價格同比增速形式，將單季內各月份CPI進行算數平均求得各季度CPI數據。本文所有數據均來自各年統計年鑒及國家統計局網站。

SVAR模型需要各變量具有穩定性，在進行模型計量之前需要對各變量的穩定性進行檢驗。本文采用ADF進行單位根檢驗，檢驗結果表明（見表1），y、p均存在單位根，呈現不穩定狀態；而y、p的一階差分則不存在單位根，呈現穩定狀態，因而SVAR模型實證研究使用Δy、Δp，即y、p一階差分形式。

（二）模型滯后階數確定

VAR模型滯后階數的確定主要根據EVIEWS6.0所提供的似然比檢驗統計量（LR）、最終預測誤差（FPE）、AIC信息準則、SC信息準則和HQ信息準則等標準進行篩選。實證結果顯示，有一半以上準則選擇的滯后階數為2階，因此本文VAR模型的滯后階數確定為2階。

（三）實證結果分析

1. 參數估計結果

模型參數估計方面，首先根據VAR簡化式估計可以得到簡化式擾動項？著， 進一步施加長期約束條件估算SVAR模型可以得到S（0）。根據（4）式可以求得結構沖擊項v。根據（8）式，利用相關參數通過似無關回歸估計滯后算子S（L）。簡化VAR模型估計以及施加長期約束的SVAR模型估計參數均通過合理性檢驗，所構建的模型效果較好，最終本文所估算的S（L）為：

S（L）= 0.031688 0.009053-0.232711 0.921475

2. 經濟增長和價格波動中的總供給沖擊、 總需求沖擊成分分解

從總供給沖擊和總需求沖擊分解結果看， 樣本期內需求沖擊的平均值為0.005429，標準差為0.96，供給沖擊的平均值為0.029675，標準差為0.70。可以看出， 樣本數據期總供給沖擊和總需求沖擊均為正值，總供給沖擊大于總需求沖擊。另一方面，總供給沖擊和總需求標準差均較大， 說明我國經濟在樣本數據期內存在波動， 而且總需求沖擊波動性要大于總供給沖擊波動性， 說明總需求沖擊對于宏觀經濟的擾動更頻繁。 從供求沖擊具體走勢看，2000年以前總供給沖擊和總需求沖擊波動性都較大，2000年以后表現為供給沖擊波動變小， 需求沖擊的波動沒有顯著變化（見圖1），這可能在于2000年以后，我國市場經濟改革以及對外開放， 進一步解放和發展生產力，有效供給得到持續改善；而需求沖擊則因其本身具有的短期經濟擾動性，繼續呈現較大波動性。

從供求沖擊與我國經濟增長、價格走勢關系看，1997年亞洲金融危機襲來，我國開始遭遇總供給和總需求的負向沖擊， 導致經濟增速放緩和通縮狀態。1998年政府實施了積極的宏觀經濟政策， 總供給和總需求沖擊在1999年由負轉正，但是并不具有長期持續性，總供給和總需求沖擊在正負之間轉換，直到2001年我國加入WTO之后，改革開放使得我國經濟重新獲得經濟增長動能，供給沖擊和需求沖擊逐步保持為正， 并且有明顯的走高趨勢。2000年至2006年，我國經濟增速保持較高水平的同時，價格水平也保持在較低水平，這與我國有效供給水平逐步上升有關。2007年， 總供給和總需求沖擊均達到了較高水平， 分別達到了1.05和2.30， 這也導致了經濟過熱和通貨膨脹壓力增大，為此國家進一步加強了宏觀經濟調控力度。2008年下半年， 由美國爆發的次貸危機演變成全球性金融危機，總供給沖擊和總需求沖擊均高位回落，由正轉負，這也使得我國經濟顯著放緩，經濟呈現通縮狀態。為了抵御全球金融危機對我國經濟的沖擊，2009年我國實施了積極的財政政策和貨幣政策， 具體表現為4萬億的經濟刺激計劃，以及投放了近10萬億元的信貸資金。大規模的經濟刺激政策效果在2009年下半年開始顯現，總供給沖擊和總需求沖擊在2010年實現由負轉正。然而，經濟刺激政策的副作用開始顯現，表現為通貨膨脹壓力不斷增大，投資過熱。宏觀調控政策開始逐步回歸常態，2010年央行6次上調存款準備金率，2次加息；2011年央行7次上調存款準備金率，3次加息。受到歐債危機的負面影響，全球經濟放緩， 我國也面臨著總供給和總需求的負面沖擊，需求沖擊要小于2008年金融危機時期，但是供給沖擊要大于2008年金融危機時期的水平。

3. 供給沖擊和需求沖擊對經濟增長和價格水平的動態影響

（1）對經濟增長的動態影響（見圖2）。1單位供給正沖擊在即期帶動0.03單位產出的增長，但是在第2季度這種增長帶動作用有所下滑，經過實體經濟的消化，在第3季度經濟增長對于供給沖擊的累計響應又會反彈，并在第7季度之后穩定在0.016。而1單位正向需求沖擊在即期會帶動0.009單位產出的增長，隨后各季度需求沖擊對于產出的累計影響逐步下降，直至為0。從長期看，供給沖擊對于產出具有長期趨勢性影響，而需求沖擊對于產出僅具有短期影響，不具有長期趨勢影響。由此可見，政策制定可以通過短期需求管理提高產出增長，但是如果要實現產出增長的穩定可持續性還要從供給管理入手。通過產出預測誤差方差分解可以進一步看到，不同時期供給沖擊和需求沖擊對于產出的影響程度。方差分解發現，第1季度供給沖擊因素貢獻了產出波動的92.78%，而需求沖擊為7.22%，隨著時期的不斷延長， 供給沖擊和需求沖擊對低于產出預測誤差方差的貢獻在第7季度保持穩定， 分別為93.97%和6.03%。 供給沖擊對于產出的影響從始至終占據絕對優勢，遠遠大于需求沖擊的影響。

（2）對價格的動態影響（見圖3）。1單位總供給沖擊在第1季度導致價格下降0.25單位，同時總供給沖擊對價格的影響不斷增大，直到第13季度穩定在-2.76。1單位總需求正沖擊在第1季度帶動價格上升0.96單位， 之后其對價格的累積影響不斷加大，直到第12季度穩定在8.47。相比較可以看出，需求沖擊會提升價格，帶來通脹壓力，而供給沖擊將會使價格下降，帶來通縮壓力。所以，對于通脹的治理要密切關注供求沖擊的影響，做到有的放矢。從總供給和總需求沖擊對價格預測誤差方差的貢獻看，在第1季度總供給沖擊對于價格預測誤差方差的貢獻為6.21%，總需求沖擊的貢獻為93.78%。隨著時間的延長， 供給沖擊的貢獻逐步增大最后穩定于9.40%， 而總需求的沖擊則有所下降， 最終穩定在90.59%。從貢獻度上看，總需求沖擊的貢獻要遠大于總供給沖擊的貢獻， 總需求沖擊對于價格波動的影響占據主導地位。

四、結論和政策建議

本文利用1994年第1季度至2012年第2季度產出和價格的季度數據，根據AS-AD模型，建立了基于BQ長期約束的SVAR模型， 用以分析總供給沖擊和總需求沖擊對我國經濟增長和價格波動的影響。本文進行了總供給沖擊和總需求沖擊的估算，考察了經濟增長和價格對于總供給和總需求沖擊的動態響應。

1. 通過總供給沖擊和總需求沖擊的估算發現，一方面，樣本數據期內總供給沖擊和總需求沖擊均為正值，總供給沖擊大于總需求沖擊。另一方面，總供給沖擊和總需求標準差均較大，而且總需求沖擊波動性要大于總供給沖擊的波動性，說明我國經濟在樣本數據期內存在波動。

2. 2008年全球金融危機期間，我國總供給沖擊和總需求沖擊均為負，而且需求沖擊大于供給沖擊，這導致經濟增長放緩，價格水平下降。目前，我國再次遭受總供給和總需求的負向沖擊，而且總供給沖擊要大于總需求沖擊， 這也使得我國經濟增速連續7個季度放緩。

3. 通過脈沖響應分析發現，對于產出而言，總供給沖擊對于產出具有正向長期趨勢，而總需求沖擊對于產出具有正向短期影響，總供給對產出的影響要大于總需求。而對于價格而言，總供給沖擊對價格產生負向長期影響，而總需求沖擊對價格產生正向長期影響，總需求沖擊對價格的影響要遠大于總供給沖擊。

由于總供給和總需求沖擊對于經濟增速和價格產生不同的影響，而且影響程度不一樣，這就需要針對不同的宏觀經濟運行特征采取切實有效的總需求和總供給管理措施。就當前而言，我國經濟增速顯著放緩，2012年第3季度GDP增速為7.4%，為連續第7個季度放緩。當前總供給沖擊和總需求沖擊均為負，而且總供給沖擊要大于總需求沖擊，因此要實現經濟增長回升就要從供求兩個方面入手，一方面加大基建投資力度，增強需求管理力度，可以在短期內實現經濟的反彈；另一方面，加快政治和經濟領域改革力度，從供給方面提高勞動生產率，以此實現我國較快經濟增長的可持續性。

參考文獻：

[1]Blanchard，O. J.，D. Quah. . The Dynamic Effect of Aggregate Demand and Supply Disturbances[J]. American Economic Review，1989（79）：655-673.

[2]Bayoumi，Eichengreen. Shocking Aspects of European Monetary Integration in Torres，Francisco and Giavazzi，Francesco ed. ，Adjustment and growth in the European Monetary Union[M]. Cambridge University Press，1993：193-229.

[3]Mio，H.. Identifying Aggregate Demand and Aggregate Supply Components of Inf lation Rate：A Structural Vector Autoregression ：Analysis for Japan[J]. Monetary and Economic Studies，2002（20）：33-56.

[4]Stan Du Plessis et al. . Identifying Aggregate Supply and Demand Shocks in South Africa[R]. Stellenbosch Economic Working Papers NO. 11，2007：6-11.

[5]Cover，James Peery，Enders，Walter and Hueng，C. . Using the Aggregate Demand Aggregate Supply Model to Identify Structural Demand-side and Supply-Side Shocks：Results Using a Bivariate VAR[J]. Journal of Money，Credit and Banking，2006，38（3）：777-790.

[6]Peter R. Hartley，Joseph A. Whitt Jr. Macroeconomic Fluctuations：Demand or supply，permanent or temporary？[J]. European Economic Review，2003（47）：61-94.

[7]Omar H. M. N. Bashar. Identifying Aggregate Demand and Supply Shocks in Bangladesh[J]. The Journal of Developing Areas，2011（44）：243-264.

[8]歐陽志剛，史煥平. 中國經濟增長與通脹的隨機沖擊效應[J]. 經濟研究，2010（7）：68-77.

[9]趙留彥. 供給、需求與中國宏觀經濟波動[J]. 財貿經濟，2008（3）：59-65.

[10]龔敏，李文溥. 中國經濟波動的總供給和總需求沖擊作用分析[J]. 經濟研究，2007（1）：32-41.

[11]呂光明. 供求沖擊與中國經濟波動：基于SVAR模型的甄別分析[J]. 統計研究，2009（7）：20-27.

（責任編輯：龍會芳；校對：盧艷茹）