宏觀經濟政策的動態(tài)一致性
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宏觀經濟政策的動態(tài)一致性范文第1篇
關鍵詞：宏觀經濟政策；益貧式增長；政策模型
中圖分類號：F120文獻標識碼：A文章編號：1000-176X（2011）04-0017-10
一、引 言
20世紀90年代以來，關注發(fā)展中國家問題的國外學術界和國際機構已從單純強調“經濟增長”，轉而重視“益貧式增長（pro-poor growth，PPG）”。益貧式增長要求發(fā)展中國家政府不僅要確保經濟的持續(xù)穩(wěn)定增長，而且要關注窮人能否參與到經濟增長過程中，并合理地分享經濟增長成果。這意味著發(fā)展中國家需要重新審視以往的發(fā)展戰(zhàn)略和增長模式，科學地制定益貧式增長的經濟政策。
基于經濟增長益貧性以及有利于窮人的經濟政策來研究發(fā)展與減貧問題是當前國際上比較前沿的課題。國外學者就經濟政策對益貧式增長的影響作了大量的經驗研究，得出了一些有價值的結論。跨國經驗分析發(fā)現，宏觀經濟一攬子政策對于益貧式增長有顯著效果，Essama -Nssah［1］通過模擬宏觀經濟政策對總福利和貧困的影響，發(fā)現結構調整政策和分配政策對福利影響非常顯著。Klasen［2］通過跨國比較分析，指出提高農業(yè)生產率、縮小地區(qū)差距、減少性別差異、提高窮人資產儲備的一攬子政策有助于實現益貧式增長。Dollar和Kraay［3］、Lundberg和Squire［4］結合財政、貨幣以及匯率政策，創(chuàng)建了一個宏觀政策指數，以更寬泛的角度度量宏觀經濟穩(wěn)定性，其應用非洲國家樣本的實證分析表明，宏觀政策對低收入群體福利有顯著的正向影響。開放的貿易政策是否會促進益貧式增長，結論尚不明確。Dollar和Kraay［3-5］以進出口額占GDP比重來衡量貿易開放度，研究發(fā)現開放的貿易政策有利于益貧式增長；但Winters［6］采用同樣的衡量標準對巴西、海地、墨西哥、秘魯和贊比亞的研究卻發(fā)現，當這些國家經歷快速貿易開放時，卻保持著較慢的經濟增長和貧困減少水平。Ernesto［7］指出，有效利用勞動力的政策以及對教育醫(yī)療進行合理投資可以實現益貧式增長。Shenggen等［8］的研究表明目前在印度，政府農業(yè)科研、教育和道路投資是促進益貧式增長的有效政策措施。
目前，國內關于經濟政策對益貧式增長影響的研究還比較少，筆者考察所及只有徐俊武［9］、羅小芳和盧現祥［10］等幾項研究。他們都提出有利于窮人的秩序對于益貧式增長的重要性，此外，徐俊武還對二元結構下政府公共支出對益貧式增長的關系進行了闡釋，指出政府對農村的公共支出比例與窮人向現代部門的遷移能力密切相關。此外，杜志雄、肖衛(wèi)東和詹琳［11］進一步研究了益貧式增長的引申概念包容性增長的政策內涵，指出實現包容性增長同時蘊涵著培育和提升人力資本、增強制度設計與政策制定的公平性、建立公平的防護性保障體系三個層面的宏觀政策，并對這一政策體系中的政策措施做了分類，但對政策措施對包容性增長的可能影響沒有做進一步的分析。當窮人向現代部門的遷移能力較強時，可以通過不斷減少對農村的支出比例，增加對城市的支出比例來促進益貧式增長；當窮人向現代部門的遷移能力不足時，必須增加政府對農村的公共支出比例才能實現益貧式增長。
基于上述分析可知，各種政策對于經濟增長的影響是同時起作用的，不論基于益貧式增長理念的改革重點關注何種政策（如財政政策、貨幣政策、政府支出、貿易自由化、金融領域的自由化等），都要求我們說明這些政策對經濟增長的綜合影響，及其對不同的社會群體福利的綜合影響。而就筆者所及文獻來看，很少有研究系統(tǒng)地討論經濟政策和中國益貧式增長問題，據此，本文擬開發(fā)一個小型的中國益貧式增長“宏觀―微觀”政策分析模型，并在此基礎上以中國為樣本開展經驗研究。
二、理論框架與測量模型
（一）益貧式增長政策分析模型的理論基礎
宏觀經濟政策對經濟增長的影響早已在學界基本達成共識，但是宏觀經濟政策對窮人福利的影響至今仍是充滿爭論的課題。Lal和Myint［12］研究了增長、不平等和貧困的關系之后發(fā)現各國的經驗差異較大，差異主要來自于政策選擇的不同。同時，也有證據表明分配政策較公平的國家經濟增長更快，經濟政策可以對初始收入分配中窮人福利的不利狀況進行修補。Demery和Squire［13］指出，在執(zhí)行改革政策的國家，貧困人頭指數降低，而在沒有實施政策調整的國家，貧困狀況改善很小，甚至更為惡化。此外，有研究表明，減貧策略的各種要素還包括：建立在勞動力密集型制造業(yè)基礎上的，出口導向的外向型增長策略；鼓勵采用新技術的早期的農業(yè)和農村發(fā)展；基礎設施投資和人力資本投資；能夠對農民和企業(yè)家提供激勵的有效的制度；促進醫(yī)療衛(wèi)生、教育和社會資本以及為窮人提供社會安全網的社會政策都可以促進益貧式增長［14］；此外，還包括改善經濟增長的微觀環(huán)境的各種要素，例如通過更好的信貸市場作用來改善資本通道，以及更加公平的資產分配等要素。
基于以上文獻提供的經驗證據，本文將重點討論宏觀經濟政策影響貧困人口福利的各種途徑（例如，通脹、總需求、收入分配和宏觀經濟不穩(wěn)定，這些途徑可以按直接影響和間接影響加以區(qū)分），以及周期和危機的非對稱效應和勞動力市場的重要作用。上述各種公共經濟政策對益貧式增長的影響和相互作用的關系可以用圖1來描述。
宏觀經濟政策調整影響窮人的最直接途徑就是公共部門凍結工資，政府轉移支付和補貼支出的削減和公共部門價格的提高。宏觀經濟政策對窮人的間接效應可以通過許多方面起作用，包括總需求、總產出（假設起初存在超額生產的能力）以及就業(yè)的變化；經濟增長速度的變化；通脹的變化和對窮人的相關消費價格平減指數的變化；真實匯率的變化；宏觀經濟的不穩(wěn)定性及分配效應。此外，穩(wěn)定政策帶來的產出和就業(yè)效應也可能是不對稱的。同時，越來越多的經驗數據表明，周期性衰退和經濟危機對貧困會產生非對稱效應：衰退或急劇的產出縮減可能會大大提高貧困水平，然而擴張卻傾向于產生非常有限的影響。
（二）益貧式增長“宏觀―微觀”政策分析模型框架
本文所設計的益貧式增長政策分析模型分三個層級。第一層級使用的是一個靜態(tài)的、加總的、具有宏觀經濟內在一致性的框架。這一模型的優(yōu)點在于，它能夠將財政賬戶、國際收支賬戶和貨幣賬戶聯(lián)系起來，從而確保具有一個內在一致性的國民核算帳戶。而絕大部分的宏觀經濟政策，諸如政府支出水平、稅收水平和赤字融資的結構等等，都可以被整合到這些模塊之中。而后，宏觀一致性框架中的政策信息就會在各個模型之中運行，在此我們選擇了兩個增長模型：一個是屬于長期增長模型的“真實值”模型，另一個是反映短期增長效應的三變量VAR模型。增長模型反映了在相對價格、工資以及產出構成沒有改變的情況下，政策對經濟增長的影響。
第二層級是該框架的核心部分，是一個靜態(tài)的、多部門的、具有一般均衡性質的模型。模型假定經濟的總產出水平是固定的，因此，它主要反映的是宏觀經濟政策以及宏觀經濟震蕩對相關價格和工資造成的影響。在此，首先借鑒了世界銀行開發(fā)的1-2-3CGE模型。簡而言之，從某特定宏觀經濟政策的國民核算賬戶開始，運用1-2-3CGE模型，可以得到一系列相互之間保持內在一致的商品的工資、特定部門的利潤以及相對價格的數據。但是，1-2-3CGE模型存在一個明顯的不足，即宏觀經濟政策與貧困的因果鏈條是單向的，而沒有考慮到宏觀政策對微觀模型變量的反饋效應，另外，我們所應用的簡單1-2-3CGE模型也缺乏對勞動力市場更為令人滿意的描述。第三層級是微觀數據（家庭數據或分組數據）。當模型對價格、工資、利潤和增長進行的預期變動被整合進代表性組群的有關工資、利潤以及商品需求的家庭數據時，就在微觀和宏觀之間建立起了溝通的橋梁。理論上，通過該框架，就可以在有限的時間里，在可以運用的數據資源的情況下，得到與一系列宏觀經濟政策和沖擊具有內在一致性的家庭福利指標以及益貧式增長水平的預測值。
三、變量選擇與計量檢驗設計
（一）“真實值”模型
“真實值”模型的增長回歸方法已被證明在解釋跨國的增長率變化時非常成功，因此也很可能在解釋增長的跨期變化時非常有用，大量文獻使用該方法進行了綜合研究。本文將在對中國主要經濟政策（金融發(fā)展、通貨膨脹、匯率、對外貿易、FDI、公共支出等）進行理論分析的基礎上，應用209個國家的面板數據進行增長回歸分析，考察各個宏觀經濟變量對增長的影響，以及在控制其他經濟政策和變量后，某項經濟政策的變化趨勢是否顯著地促進了經濟增長。
為確定上述經濟政策對增長的影響，筆者通過對世界各國的增長數據進行回歸分析，結合世界范圍內真實值模型的增長系數，討論中國上述經濟政策對增長的影響。本部分主要的數據來源是WDI和IMF的世界各國宏觀經濟數據庫。選取的樣本包含了全世界209個國家和地區(qū)的1970―2003年的相關信息，即包括7072個有效樣本點的國際面板數據。在回歸分析中，對各國的基礎設施情況采用每百人電話線這一國際通用變量進行度量；在已有的實證研究中，M2/GDP度量金融發(fā)展的作用已得到了有力的證實，因此采用M2/GDP來衡量一國的金融發(fā)展水平。
此外，考慮到增長回歸中金融發(fā)展等變量可能存在的內生性問題，本文借鑒了已有文獻中的方法。構建回歸方程時，假設Y表示被解釋變量，X表示解釋變量，由多個解釋變量組成的一個列向量，方程中的下標i和t（t=1970，…，2003）分別代表第i個國家和第t年，b表示截距項，于是一個表示X對Y的影響的總模型可以寫作：
其中，β即需要確定的真實值模型中各個影響經濟增長變量的增長系數，是一個行向量。
增長回歸模型中，第一組解釋變量包括決定增長的政策：（i）金融發(fā)展的衡量（M2/GDP）；（ii）通貨膨脹；（iii）實際匯率；（iv）小學教育完成率；（v）每百人電話線（基礎設施的變量）；第二組變量在前一部分的基礎上，還考慮了可能受到沖擊影響而發(fā)生較大變動的進出口貿易和資本流動的因素，即：（i）進出口貿易占GDP的比例；（ii）資本流動；最后，考慮到1998年是中國經濟增長性質發(fā)生改變的重要分界點［15］，為更好地考察中國經濟政策對益貧式增長的影響，嘗試將1998年前后的國別數據分別進行分析，并將側重點放在1998年以后中國的益貧式增長階段。
通過對方程一中第一組解釋變量的回歸（見表1所示）可以發(fā)現，較高的M2/GDP、較低的通貨膨脹水平、完善的基礎設施供給都與較高的增長率相關，而真實匯率及小學完成率對增長的影響并不顯著。
在第二組回歸中（如表2所示），加入了表示外部沖擊的變量，即進出口貿易、資本流動。二個變量加入方程，得到了以下回歸結果（如表2）
表1、表2均為固定效應（FE，fixed effects）估計結果，因為Hausman檢驗拒絕了隨機效應（random effects）模型，因此沒有報告隨機效應的估計結果。根據解釋變量的R2值，加入了外部因素的“方程二”比“方程一”更有解釋力。通過對兩個方程的綜合考察，可以得出以下估計結果：第一，在固定效應估計中，M2/GDP顯著地影響GDP的增長率變化，并且，與資本積累、貿易與經濟增長的關系研究一樣，金融發(fā)展與經濟增長也存在著雙向的因果關系。第二，不論是否考慮外部沖擊，通貨膨脹對增長率的負向影響都十分顯著，但需要注意的是，雖然研究發(fā)現高通貨膨脹往往伴隨著產出的下降，然而一旦通貨膨脹得到遏制，產出又會重新回復到原來的長期增長路徑。第三，當引入外部沖擊變量如貿易及資本流動以后，M2/GDP即以貨幣表示的金融政策發(fā)展對GDP增長率的作用方向有所變化。第四，進出口貿易占GDP的比例這一變量具有顯著的正影響，說明發(fā)揮各個國家的比較優(yōu)勢，有利于GDP的增長。第五，資本流動（凈流動/GDP）作為沖擊變量，它并不顯著。
至此，已經能夠對影響經濟增長的變量和其影響程度有比較明確的認識了，但這還并不是研究的全部。根據劉暢［15］的測算，及對中國經濟增長性質的判斷，1998年是中國經濟增長是否益貧的一個分界點（1987―1997年間的經濟增長是非益貧的；特別是1995―1997年間，農村經濟增長的成果被收入分配的惡化完全抵消，貧困群體的福利水平顯著降低；而在1998―2006年間，出現了9年穩(wěn)定的益貧式增長）。因此，本文希望能夠以1998年作為分界點，觀察1987―1997年、1998―2006年間經濟政策與經濟增長之間的聯(lián)系。據此對樣本分別進行了固定效應估計，回歸結果如表3、表4所示。
其中，在1998年以前，M2/GDP、通貨膨脹、實際匯率、資本流動幾個變量被證明具有顯著性，但資本流動的作用效果卻不夠明顯，對增長率只有微小的影響；而1998年后，除M2/GDP、通貨膨脹對經濟增長具有顯著影響外，實際匯率對經濟增長的影響變得不顯著了，而進出口貿易占GDP的比例則開始表現出對經濟增長率的正向影響。這說明1994年匯率制度并軌后，人民幣不再出現之前持續(xù)貶值的趨勢，平穩(wěn)的匯率水平為經濟增長提供了良好的環(huán)境，但未能對經濟增長有明顯貢獻；1998年后進出口貿易占GDP比例的提高對經濟增長有良好的促進作用，表明國家的對外貿易政策特征發(fā)生了某些變化，使得其對1998年前后經濟增長有不同影響；另外，各種政策在1998年對經濟增長率的彈性也發(fā)生了很大變化，M2/GDP對經濟增長的彈性有所降低，通貨膨脹對經濟增長的影響有所加強，這些變化對于接下來進一步考察這些政策對不同群體福利的影響非常重要。
需要強調的是，“真實值”模型其實僅僅是反映宏觀經濟政策的長期增長效應的方法之一。它是一個簡約的模型，并且模型是建立在跨國回歸的基礎上，因此，各國家的系數都是相同的。
（二）三變量VAR模型
一般的模型僅僅只是描述因變量對自變量變化的反應，向量自回歸模型則考慮了模型中各變量間的相互作用，在某些給定條件下，VAR模型能夠用來確定一個基本的經濟沖擊給其他經濟變量帶來多大影響，即其他經濟變量對該基本經濟沖擊的響應的大小，所以VAR被公認為描述變量間的動態(tài)關系的一種實用的方法。為討論政府支出的增加對經濟增長的短期影響，建立三變量自回歸（VAR）模型進行評估，三個變量分別是增長率、實際匯率以及政府支出。
1.方法與模型
本文使用1980年Sims提出的向量自回歸模型（vector autoregressive model，VAR模型）。模型采用多方程聯(lián)立的形式，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態(tài)關系。最一般的VAR模型數學表達式為：
yt=μt+∑ki=1αiyt-i+βixt-i+ut（2）
其中，yt為外生變量向量，xt為內生變量向量，ut為隨機擾動項，K為滯后期。
1.平穩(wěn)性檢驗
在模型中選取中國自1987―2006年20年間的數據進行分析。在建立線性的VAR模型之前，首先檢驗數據的平穩(wěn)性，對模型中GDPGR（真實國內生產總值增長率）、EX（真實匯率水平變化）以及PE（公共支出變化率）變量的數據做ADF單位根檢驗，結果表明其均為平穩(wěn)序列（檢驗結果見表5所示）。
2.建立VAR模型
以GDP增長率、真實匯率變化率和公共支出變化率作為變量建立VAR模型，其擴展形式如表6所示：
本文重點關注公共支出沖擊影響經濟增長的短期彈性。VAR模型的擴展形式表明，向量自回歸估計中得到的增長對其自身的短期彈性非常顯著，分別為0.6718、0.4762；而受到公共支出沖擊短期影響的彈性并不顯著，第一年為0.0004，到第二年則更小，為0.0001（這兩個彈性數值是我們下一步在CGE框架中分析公共支出沖擊對低收入群體福利影響的重要參數），這表明我國政府支出政策的變化對拉動經濟增長影響很小，至少在短期如此。
3.脈沖影響分析
脈沖響應函數（impulse response function，IRF）用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，其內涵是一個變量的擾動通過模型影響所有其他變量，最終又反饋到自身的過程。可以通過脈沖響應函數理解政府支出如何影響其它兩個變量，并最終作用于自身的過程。圖2描繪了公共支出和匯率對經濟增長影響的軌跡。
通過對脈沖響應軌跡的觀察，可以得到一些初步結論：（1）經濟增長率（GDPGR）對其自身的變化有較強反應，但這種影響是非常復雜的，出現了先降低而后升高，最后趨近于零的變化軌跡，這說明經濟增長的速度在短期是有慣性的（前兩期），但從長期來看，這種影響會迅速減弱以至消失。（2）匯率的貶值對于提高經濟增長速度有一定作用，且其對經濟增長的影響時間更長（約為5期）。（3）公共支出的增加在短期內促進了經濟增長，但此后對經濟增長的影響為負以至逐漸消失。這種變化趨勢表明公共支出的增加很可能對財政的可持續(xù)性造成了影響，從而影響了經濟增長的可持續(xù)性。對于這一點，我們將在后文應用CGE一般均衡方法進行更加深入的經驗分析。
（三）1-2-3CGE模型
基于“宏觀―微觀”思想的模型的解決方案提供了聯(lián)系變量（LAVs）進行微觀模擬模塊的影響分析。即應用1-2-3CGE數值模型方程組（表7給出了1-2-3CGE模型的方程規(guī)范，表8為模型的變量說明），考察了1987―2006年經濟政策對益貧式增長運行的影響。
通過1-2-3CGE模型，可以得到工資、利潤以及三種商品（國內商品、進口商品、出口商品）價格變動的信息，即LAVs，將這些連接變量與微觀數據模塊連接起來，就可以得到每個代表性家庭群體平均福利變化的信息。
（四）微觀數據模塊
微觀模塊的工作是將1-2-3CGE模型轉化為家庭福利。對于宏觀經濟框架而言，CGE模型計算了各部門相關的收入的變化，以及各種商品價格的變化。家庭模塊的計算使用包絡方法，其中，間接效用分別是工資率、部門利潤和商品價格的函數，而這些都是中觀和微觀層級之間的連接變量（LAVs）。因此，宏觀沖擊對家庭層面的福利影響的第一順序估計等于以下三個組成部分之和：初始勞動收入與工資率的相對變化之積；利潤收入的變化；初始消費的商品與商品價格的相對變化之積。
在實證分析時，各群組的收入和消費數據可以從家庭調查數據中獲得。共有三種收入來源：工資、國內商品部門的利潤以及出口部門的利潤。消費支出被分為進口商品和國內商品，家庭之間的異質性反應在收入來源和消費模式的差異上，這有利于我們分析宏觀沖擊和政策對各類家庭之間的不同影響。但是，目前還很難得到中國居民進口商品消費支出和國內商品消費支出的相關數據，為得到這些必要的信息，即對各組居民消費支出分別各假設了三種消費偏好（偏好假設1中，居民進口商品消費傾向最小；偏好假設3中，居民進口商品消費傾向最大；偏好假設2中，居民進口商品消費傾向居中）下的情況，從而可以得到進口商品消費支出和國內商品消費支出的數據（表7以2006年為例，列示了農村居民收入數據及三種偏好假設下的居民消費進口商品和國內商品的數據）。本文的實證分析是根據2002―2006年偏好假設2的數據進行模擬的，必須指出的是，雖然本文的假設是依據居民的消費偏好擬定的，但不可避免的，基于這一假設的模擬結果與現實的情況會存在一定的差異。
四、結論與建議
（一）主要結論
依靠上述模型及微觀數據模塊，可以對2002―2006選擇2002年為實證分析起始年，主要是從分組數據的統(tǒng)計口徑一致性加以考慮的。即1998―2001年間分組數據的統(tǒng)計口徑與2002―2006年間統(tǒng)計口徑的不一致會導致實證結果的不可比，基于2002―2006年間農村5等份的居民分組數據對于我們考慮不同組群居民福利變化更加直觀，故本文僅對2002―2006年經濟政策對益貧式增長的影響進行分析。年間經濟政策對益貧式增長的影響做綜合分析，分別考察了金融發(fā)展、通貨膨脹、匯率、對外貿易和公共支出等政策出現偏離時，對于當年經濟增長和各組群家庭福利的影響。
1.金融深化對PPG的影響
將代表金融深化的指標M2/GDP在2002―2006年每年都提高5個百分點，即2002年由159%提高到164%，2003年由168%提高到173%，2004年由164%提高到169%，2005年由168%提高到173%，2006年由169%提高到174%，模擬結果如表8所示。
從模擬結果來看，貨幣流速的變化與我國經濟增長速度表現出基本一致的波動趨勢，說明包括儲蓄存款在內的貨幣存量是經濟增長的源泉；此外，從實證結果比較看，三個年度中M2/GDP對經濟增長的影響在逐年減小，說明近年來GDP增長穩(wěn)定性增強，貨幣沖擊對經濟增長的影響下降。從金融深度對居民福利的影響來看，其對收入較低群體的貢獻比對收入較高群體的貢獻更大。可見，金融發(fā)展有利于益貧式增長，但其對益貧式增長的貢獻呈現逐年減小的趨勢。
2.通貨膨脹對PPG的影響
通貨膨脹是衡量宏觀經濟穩(wěn)定性的重要指標，通貨膨脹的大起大落往往會對經濟增長和居民福利水平造成很大影響。我們將2002―2006年各年通貨膨脹水平（平減后）在原有基礎上調低50%。即從2002年的0.58%調整到0.29%，2003年的2.61%調整到1.31%，2004年的6.91%調整到3.46%，2005年的4.17%調整到2.09%，2006年的3.28%調整到1.64%，分析結果如表9所示。
通過以上對通貨膨脹與經濟增長及各群體福利變化的實證分析，可以知道：由于近年來我國通貨膨脹水平處于低位健康區(qū)間，因而繼續(xù)降低通脹率并未對經濟增長和各組群居民的福利水平造成明顯影響。從通脹水平對各組群居民福利水平變動的影響看，當通脹水平處于較高水平時，其變化對各組群居民福利水平變動的影響較大；當通脹水平較低時，其變化對各組群居民福利水平變動的影響較小；且低收入群體的福利水平對通脹水平的變化最為敏感。因此，保持穩(wěn)定且較低的通貨膨脹水平可以促進有效的益貧式增長。
3.匯率政策對PPG的影響
將2002―2006年匯率水平每年調高5%，即7.8633、7.8632、7.8627、7.6721和7.4326，分析結果如表10所示。
人民幣有效匯率的波動是影響中國進出口貿易和利用外資水平的主要因素之一。人民幣有效匯率大幅度升值，不僅會對中國經濟增長產生巨大負面沖擊，而且對世界經濟特別是與中國有密切貿易往來的國家或地區(qū)經濟發(fā)展同樣是不利的。從模擬結果可以看出，如果人民幣按照5%的速度升值，將對經濟增長和居民福利有負向的影響，因此，人民幣的升值并不是益貧式增長理想的政策選擇。當然，實證結果也表明，人民幣升值雖然對經濟增長和居民福利影響為負，但影響程度均不大。因此，鑒于保持匯率穩(wěn)定特別是有效匯率穩(wěn)定，對維護中國經濟持續(xù)穩(wěn)定增長至關重要，短期內人民幣匯率應繼續(xù)保持相對穩(wěn)定；如果升值在經濟運行中是非常必要的選擇，則宜采取漸進式的小幅升值方式，升值的幅度不宜過大，否則將對經濟產生較大震蕩，亦會對居民福利造成很大沖擊。
4.對外貿易對PPG的影響
將2002―2006年進出口貿易/GDP的比例均調高10%，即2002年由48%提高到52.8%，2003年由57%提高到62.7%，2004年由65%提高到71.5%，2005年由69%提高到75.9%，2006年由72%提高到79.2%。考察其對經濟增長和居民福利的影響，結果如表11所示。
從模擬結果可以清楚地看到，對外貿易對我國經濟增長存在著巨大的推動作用，對于低收入群體福利改善也有重要影響。但需要指出的是，2006年我國進出口貿易占GDP的總額已經達到72.03%，繼續(xù)提高的空間不會太大；此外，過高的貿易依存度也使得經濟運行易受到外部沖擊的影響，一旦外部經濟環(huán)境惡化，一方面將使經濟增長遭受重創(chuàng)，另一方面也會令居民福利，尤其是低收入群體福利遭受巨大損失。
5.政府支出對PPG的影響
近年來政府把提高低收入階層的收入作為收入分配政策的重要措施，實行了減免農業(yè)稅，提高個人所得稅起征點、提高失業(yè)救濟金、提高最低收入階層的基本生活費等社會保障支出、增加低收入階層經濟適用房等政策，努力使經濟增長的成果更廣泛的惠及全體人民。由此，政府支出大幅增加。本文模擬了政府支出逐年增加5%的情形，分析結果如表12所示。
從模擬結果可以看出，如果政府支出增加5%，經濟增長率和居民福利水平都將有所提高。但是，也應該注意到，經濟增長和居民福利水平提高的幅度比政府支出的比例低很多，如果政府支出可以不受約束、無限增加，則最終我們將實現益貧式增長；然而這種假設幾乎是不可能的，考慮到財政可持續(xù)性問題，政府支出的規(guī)模是有限的，因而，進一步提高政府支出政策對益貧式增長的績效在很大程度上將依賴于政府支出結構的合理調整。
（二）政策含義
本文通過構建中國益貧式增長政策分析模型，考察了金融發(fā)展、通貨膨脹、匯率、對外貿易、公共支出等政策出現調整時，對于當年經濟增長和各組群家庭福利的影響。結果表明，2002―2006年間，金融發(fā)展對益貧式增長并沒有直接的貢獻，高速的金融發(fā)展政策并非是很好的有利于低收入群體福利改善的政策選擇；穩(wěn)定且較低的通貨膨脹水平對經濟增長和低收入群體福利改善有益，從而可以有效地促進益貧式增長；人民幣升值政策對于益貧式增長顯示為不利影響，即使升值是必要的政策選擇，升值的幅度也不宜過大，否則將對經濟產生較大震蕩，亦會對居民福利造成很大沖擊；貿易條件惡化會對益貧式增長產生不利影響，而且對低收入群體福利的損害要大于高收入人口的損害；增加政府支出有利于經濟的增長和居民福利水平的提高，但經濟增長和居民福利水平提高的幅度比政府支出的比例低很多，在政府支出不能無約束無限增長的情況下，調整政府支出結構使之更加適應益貧式增長的發(fā)展目標是未來一項值得重點關注的課題。
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宏觀經濟政策的動態(tài)一致性范文第2篇
【關鍵詞】 大湄公河次區(qū)域 金融一體化 貨幣合作
在區(qū)域經濟和金融一體化發(fā)展的大背景下，貨幣一體化已成為國際金融合作的研究熱點，并在部分國家和地區(qū)得到了成功實踐。自1997年金融危機之后，亞洲各國，特別是東亞地區(qū)加強經濟合作多層次、全方位的各種機制層出不窮，效果十分顯著。同時，在《清邁協(xié)議》下的雙邊貨幣互換以及亞洲債券市場建設更是標志著亞洲金融合作邁出了實質性的步伐。自亞洲開發(fā)銀行確定次區(qū)域18年來，次區(qū)域各國在亞洲經濟合作浪潮下開展了交通、能源、電信、旅游、環(huán)保、農業(yè)、貿易、投資、人力資源開發(fā)和禁毒等多方面合作，但相對來說，經濟金融合作進程緩慢。
一、大湄公河次區(qū)域貨幣金融合作的可行性分析――基于最優(yōu)貨幣區(qū)標準指標
從最優(yōu)貨幣區(qū)理論的評價標準來看，經濟一體化程度是衡量一個區(qū)域是否具備建立最優(yōu)貨幣區(qū)的重要判斷條件。因此，可以從社會經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、宏觀經濟政策目標、經濟增長的相關性經濟開放度與要素流動性方面對大湄公河次區(qū)域各國的經濟一體化程度進行分析。
1、社會經濟發(fā)展水平
次區(qū)域內各國均屬于中等人類發(fā)展國家，人均國民收入水平除泰國與中國較為突出外，其余四個國家的水平均十分接近。
2、產業(yè)結構
大湄公河次區(qū)域各國產業(yè)結構的差異使得各國產業(yè)互補性很強。中國和泰國制造業(yè)和服務業(yè)所占比重較大，越南工業(yè)和服務業(yè)的比重明顯增加，緬甸、柬埔寨及老撾則是典型的農業(yè)國，農業(yè)所占比重較大。產業(yè)結構的實際差異使得區(qū)域內各國易于在區(qū)域國際貿易分工中各居其位，形成一個相互補充、相互依賴的區(qū)域貿易體系。
3、宏觀經濟政策目標的一致性
從歐盟的經驗來看，衡量各國宏觀經濟政策目標一致性的主要指標有通貨膨脹、失業(yè)率、赤字占GDP的比率和國債占GDP的比率。
據以往數據顯示，泰國的通貨膨脹率在次區(qū)域的五個國家中最低，雖略高于中國，但低于東盟平均水平。20世紀90年代越南的通貨膨脹率與泰國有很大的相似性，東南亞金融危機的爆發(fā)導致越南的通脹率在1998年上漲到7.8%。近三年，受自然災害、國際市場油價和匯率波動等因素的影響，越南的通貨膨脹率達到了6.6%以上，高于同期東盟的平均水平。緬甸和老撾的通貨膨脹最為嚴重，通貨膨脹率在大部分時間都保持著兩位數，其中受東南亞金融危機的影響，老撾的通貨膨脹率在1999年更是達到了128.4%，其后隨著世界及本國經濟的復蘇，兩國的通貨膨脹率雖仍高于東盟平均水平，但已下降到了10%以下。與其他四國一樣，東南亞金融危機導致柬埔寨通貨膨脹率在1998年達到最大，為14.8%，其后隨著經濟的發(fā)展，通貨膨脹率呈現出溫和上漲趨勢，其通脹率也一直略低于東盟平均水平。總體上看，過去的十多年間，除緬甸外，次區(qū)域通貨膨脹率平均水平并不高。
從失業(yè)率水平來看，緬甸與老撾作為農業(yè)國，與外界經濟聯(lián)系不強，因此，兩國失業(yè)率具有穩(wěn)定性，緬甸失業(yè)率始終保持在4%左右，老撾則基本保持在5%左右。泰國、越南和柬埔寨的失業(yè)率變化具有趨同性。1989―1997年，泰國經濟發(fā)展進入快速增長階段，經濟的快速增長使其失業(yè)率由1989年的3.1%下降到1997年的1.5%。柬埔寨則由于國內政治穩(wěn)定帶動了經濟發(fā)展，失業(yè)率也由1994年的2.5%下降到1997年的0.7%。受東南亞金融危機的影響，泰國、越南和柬埔寨的工業(yè)受到較大沖擊，三國失業(yè)率在1998年達到最高。危機之后，經濟的復蘇帶動了就業(yè)人數的穩(wěn)步增加，泰國、越南和柬埔寨的失業(yè)率也呈現下降趨勢。總體上說，次區(qū)域國家的平均失業(yè)率水平較低，與此相比，高失業(yè)問題則一直是困擾歐盟國家的主要宏觀經濟問題。
從財政赤字占GDP的比率來看，1996年底，歐洲貨幣聯(lián)盟通過了《穩(wěn)定與增長公約》，該公約明確規(guī)定成員國必須符合預算赤字占GDP的比率低于3%、國債占GDP比率低于60%的標準。1998年，歐盟的這兩個指標分別為2.3%和73.9%。與此相比，大湄公河次區(qū)域各國財政赤字占GDP比率的平均水平均遠低于歐盟水平。
從國債占GDP的比率來看，緬甸、柬埔寨及老撾等國內國債市場不發(fā)達，政府發(fā)行債券十分有限。據亞洲開發(fā)銀行的統(tǒng)計顯示，中國和泰國的這一比率分別為13.3%和30%，顯著低于歐盟水平。
以上宏觀經濟變量的對比分析表明，大湄公河次區(qū)域各國的通貨膨脹、失業(yè)及政府赤字等宏觀經濟指標表現較好，并存在較高的一致性。宏觀經濟政策指標的趨同為進一步加強彼此之間的金融合作打下了良好的基礎。
4、經濟增長的相關性
區(qū)域成員國間經濟增長的一致性越高，則成員國彼此經濟影響的程度也就越高，因此有必要加強經貿合作。從次區(qū)域各國經濟增長的相關系數分析結果來看，次區(qū)域國家經濟增長的相關程度不一。泰國與越南經濟增長的相關程度最高，但也僅達到0.66的水平。其次，越南、緬甸與老撾的經濟增長具有一定的相關性。總體上看，次區(qū)域各國經濟增長的一致性程度不高，這可能導致區(qū)域各國對外部沖擊的反映不一致，從而不利于區(qū)域經濟金融合作的開展。
5、經濟開放度
衡量一國經濟開放度的最常用的指標是外貿依存度。從對外貿依存度來看，近20年來，泰國、越南和柬埔寨三國的進出口貿易總額占GDP比重持續(xù)增加，表明這三國對世界經濟的依賴程度也在逐年提高。1987―2006年，三國進出口貿易總值占GDP的比重分別由1987年的63.5%、47.5%、9.9%增加到2006年的152.4、156.8%、151.2%，其中柬埔寨提高最快，增長了14.3倍。緬甸與老撾兩國對外經濟依賴性相對較弱，雖然其進出口貿易總額占GDP比重也有提高，但增長緩慢，2006年兩國對外貿易依存度分別為40.2%和75.3%。
6、要素流動性
出現對稱性沖擊時，區(qū)域內要素流動性越強，各國放棄匯率政策和貨幣政策對沖機制的成本就越低，因而越有可能促成區(qū)域內各國的貨幣合作。要素的流動性主要包括資本的流動性與勞動力流動性。
從資本要素的流動性來看，次區(qū)域基本與東亞地區(qū)的平均水平一致。而與歐洲貨幣聯(lián)盟相比，次區(qū)域國家的外商直接投資凈流入水平超過歐洲貨幣聯(lián)盟，說明這些國家對外資的吸引力較強。但是，這兩個區(qū)域在總私人資本流動及外商直接投資凈流出水平方面還存在顯著差距，這一方面說明多數次區(qū)域國家仍然實行嚴格的資本管制政策，另一方面說明這些國家金融市場仍處于成長的初級階段，導致他們對國際金融市場的利用和參與程度較低。從勞動力的流動性來看，由于觀念、文化、交通、資源等原因，次區(qū)域國家之間的勞動力流動性普遍較低。
綜上所述，可以看出，次區(qū)域國家宏觀經濟政策目標的一致性表現優(yōu)于歐洲貨幣聯(lián)盟，但是，次區(qū)域國家經濟增長的一致性程度不高；次區(qū)域各國與世界經濟的整合程度差異顯著，但總體水平居世界前列，并呈現穩(wěn)步上長趨勢；次區(qū)域各國區(qū)域內貿易一體化程度明顯優(yōu)于歐盟成員國的總體水平，這說明次區(qū)域國家經貿往來密切，合作較為緊密，為今后區(qū)域內國家間經貿合作的進一步深化及貨幣金融合作的展開創(chuàng)造了十分有利的條件。
二、大湄公河次區(qū)域貨幣金融合作的推進路徑
1、建立區(qū)域危機預警、救援和防范機制
將《清邁協(xié)議》框架下的雙邊協(xié)議安排方式擴展到多邊協(xié)議安排，并且使之制度化。考慮利用區(qū)域豐富的外匯儲備資產池，建立起一個中期的中央儲備庫，如AMF，充當區(qū)域性的“準最后貸款人”，提供和管理區(qū)域性緊急援助資金，協(xié)調與管理危機救援行動，并建立早期預警指標，監(jiān)督各國、各地區(qū)的宏觀經濟動向和國際收支狀況，協(xié)調各國、各地區(qū)的經濟政策，加強政策協(xié)調的紀律約束。
2、建立次區(qū)域匯率合作體系
次區(qū)域內一些經濟體具有極為相近的對外貿易結構及特征，它們穩(wěn)定雙邊匯率的共同要求，將促進次區(qū)域內最優(yōu)貨幣籃子結構逐步趨同。在此基礎上，可以根據貨幣籃子構成與經濟貿易結構的相似性，在次區(qū)域范圍內選擇共同的貨幣籃子目標，確定中心匯率，并對各國幣值對中心匯率的偏離進行某種程度的波幅限制，建立次區(qū)域內的匯率聯(lián)動機制。考慮到次區(qū)域范圍內經濟規(guī)模相對有限，各經濟體仍將存在一定差異，應規(guī)定較為寬泛的匯率波幅以防止投機沖擊，以便在保證匯率基本穩(wěn)定的前提下提供一定的靈活性。
3、建立各個次區(qū)域的固定匯率制度
建立整個東亞范圍內的共同貨幣籃子制度，形成東亞匯率聯(lián)動機制（EAERM）。在次區(qū)域范圍內，各國、各地區(qū)貨幣維持相對嚴格的固定匯率，再根據各局部區(qū)域的原有釘住目標與整個地區(qū)共同貨幣籃子之間的關系，分別確定各局部區(qū)域釘住共同貨幣籃子的波動幅度。與此同時，在次區(qū)域匯率合作基礎上，應該考慮構建整個區(qū)域對外部貨幣的匯率目標區(qū)，以便協(xié)調區(qū)域對外匯率政策、保證價格環(huán)境的相對穩(wěn)定并防止各國間的惡性競爭。當然，考慮到各個局部地區(qū)的差異，目標區(qū)的范圍可以具備一定的靈活性和彈性。
4、建立東亞單一貨幣區(qū)
隨著各國、各地區(qū)經濟一體化水平的提高，如果條件成熟，可以考慮采用單一貨幣，并成立統(tǒng)一的貨幣管理機構，實行統(tǒng)一的貨幣政策。大量研究成果表明，只有單一貨幣區(qū)才具有長期的可持續(xù)性和明確的制度約束，因而從長遠來看，建立單一貨幣區(qū)是東亞區(qū)域貨幣體系建立建成的最終目標，但同時也是一個相當艱巨、漫長的過程。
三、我國應對次區(qū)域貨幣合作的戰(zhàn)略選擇
作為亞洲地區(qū)重要經濟體的我國，一方面需要積極參與和推進東亞貨幣合作建設，承擔起大國責任；另一方面，也需要不斷加快自身經濟發(fā)展和金融體系的完善，在中國貨幣區(qū)的貨幣合作中發(fā)揮主導作用。針對東亞貨幣合作面臨的困境和障礙，我國應從和平發(fā)展的利益出發(fā)，結合國內人民幣匯率改革的步伐，從以下幾個步驟分階段推進東亞貨幣一體化進程。
1、完善自身經濟、金融體系建設，形成可持續(xù)的良性發(fā)展
中國參與東亞經濟一體化與區(qū)域貨幣合作的前提是自身經濟的發(fā)展，因而我國需要以國內經濟發(fā)展為根基，進一步參與到東亞貨幣合作的建設當中。在發(fā)展實體經濟的同時，我國還需要加快國內金融體制改革。目前我國的整體金融體系建設還很不完善，金融中介機構市場化運作能力不足，資本市場深度不夠，因此需要不斷努力穩(wěn)定國內金融秩序，加快金融創(chuàng)新。我國在進行利率、匯率形成機制市場化進程的同時，還要適時推進資本賬戶的開放，資本的完全流動也是進行區(qū)域貨幣合作的一個基本前提。
2、建立和發(fā)展亞洲債券市場，不斷整合區(qū)域金融市場基礎設施
在以投資支撐經濟增長的條件下，建立和發(fā)展一個有效的亞洲債券市場是健全和穩(wěn)定區(qū)域金融體系所必需的，而借助債券市場建設來整合區(qū)域金融市場基礎設施也是促進區(qū)域金融合作的一個重要基礎。金融危機以后，亞洲各國開始意識到債券市場落后給金融體系穩(wěn)健性帶來的問題，更重要的是由于亞洲國家特別是東盟國家經濟規(guī)模比較小，國內債券市場的規(guī)模也有限，不足以吸引國外投資者，也難以達到活躍市場流動性的基本規(guī)模。因此，客觀上需要開展區(qū)域合作，建立區(qū)域債券市場以擴大市場規(guī)模，保證市場深度和流動性，從而真正發(fā)揮債券市場的作用。但是，目前亞洲債券市場的信息披露機制還很不完善，法律法規(guī)也很不健全，大部分基礎設施建設都是由納稅人付錢進行融資的，多數私有企業(yè)無法通過發(fā)行債券進入這個市場，這些都是阻礙債券市場發(fā)展的關鍵因素。為此，應盡快推出亞洲債券基金，通過合作來推進東亞各經濟體內部債券市場的能力建設，進一步加強本地區(qū)債券市場相關制度的規(guī)范化，并在此基礎上推進東亞債券市場的一體化。
3、建立區(qū)域內各國貨幣之間的匯率穩(wěn)定機制
隨著經濟的發(fā)展，我國在世界經濟中的地位舉足輕重，尤其是匯率政策的任何風吹草動都會給東亞各國甚至國際貨幣體系帶來重大影響。東亞各國應努力加強匯率政策的協(xié)調，尋求改革目前匯率制度的方法，建立區(qū)域貨幣體系。在亞洲金融危機時，東亞各國普遍采取釘住美元的匯率制度，但因東亞各經濟體與美國經濟周期同步以及其他原因而暴露出明顯的脆弱性，從而加劇了東亞各國宏觀經濟形勢的不穩(wěn)定。因此，保持匯率穩(wěn)定對于東亞各國未來的發(fā)展而言，尤為重要。為實現東亞貨幣金融合作，東亞各經濟體首先應在現有匯率下加強政策協(xié)調，維持區(qū)域內雙邊匯率的相對穩(wěn)定，并積極嘗試可行的匯率制度安排。
4、積極推進人民幣匯率改革和自由兌換進程
鑒于我國現階段的實際國情，我國應從自身利益出發(fā)，加快人民幣匯率形成機制的改革，逐步實現人民幣完全可自由兌換。隨著我國經濟實力的加強和人民幣國際化進程的加快，人民幣將逐漸成為東亞貨幣合作的重要錨貨幣之一。
5、率先推動次區(qū)域的貨幣合作
因為東亞不同的經濟情況和發(fā)展水平，目前尚不具備進行區(qū)域整體貨幣一體化的條件，所以區(qū)域貨幣一體化適用的方式應從更小的次區(qū)域開始。而我國基于潛在沖擊對稱性、地緣親近性和社會文化相容性方面的考慮，可以率先推動與中國香港、中國臺灣（即所謂中華貨幣區(qū)）次區(qū)域貨幣合作。目前，我國和大湄公河次區(qū)域雙邊貿易額以每年超過30％的速度遞增，2005年雙邊貿易額已經突破1300億美元，人民幣在次區(qū)域國家中已經是一種強勢貨幣。我國推動與次區(qū)域的貨幣合作將對雙方經貿關系的進一步密切和維護地區(qū)金融穩(wěn)定產生積極作用。我國還可以在次區(qū)域貨幣合作的基礎上，利用貨幣一體化的自我增強機制與東亞各國密切協(xié)作，類似于歐盟建立歐洲匯率機制，推動東亞統(tǒng)一匯率機制的建立。在東亞統(tǒng)一的匯率合作機制經過一段時間的運行、磨合穩(wěn)定之后，可考慮建立東亞單一貨幣區(qū)，并成立地區(qū)內統(tǒng)一的中央銀行，發(fā)行單一貨幣，實施統(tǒng)一的貨幣政策。
四、對次區(qū)域貨幣合作未來之路的思考
在日益形成的世界三大經濟區(qū)即北美、歐洲和東亞中，北美地區(qū)的美元化趨勢日益明顯，歐元地位越來越穩(wěn)定且呈現出與美元抗衡的勢頭，而東亞貨幣合作卻發(fā)展緩慢。加快東亞貨幣區(qū)的形成已迫在眉睫，以大湄公河次區(qū)域的貨幣金融合作為重點突破已勢在必得。
中國作為亞洲經濟發(fā)展的重要推動力，十分重視東亞區(qū)域經濟一體化合作，率先提出了建立東亞自由貿易區(qū)、中日韓貿易區(qū)和東亞投資區(qū)等重要倡導，在東亞貨幣合作中發(fā)揮了舉足輕重的作用。同時，東亞次區(qū)域貨幣合作進程對人民幣國際化、增強中國經濟的區(qū)域與國際影響力等重大問題亦會產生直接而深遠的影響。所以，加強與大湄公河次區(qū)域國家的經濟金融合作是時代的要求，是經濟發(fā)展的必然趨勢，是推動人民幣區(qū)域化最終實現國際化的重要途徑和渠道。因此，中國必須樹立在大湄公河次區(qū)域經濟圈建設中的核心地位，發(fā)揮其推動次區(qū)域經濟發(fā)展的作用。
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宏觀經濟政策的動態(tài)一致性范文第3篇
經濟波動是經濟運行過程中周期性出現的經濟擴張與緊縮更迭交替、循環(huán)往復的現象。在市場經濟的環(huán)境下，一個國家的經濟通常會經歷復蘇、繁榮、衰退、蕭條四個階段。1999年，我國實際國內生產總值（GDP）增長率與潛在GDP增長率的負缺口不斷擴大，經濟衰退日益嚴重，以致出現蕭條，陷入了波谷。2000年以來，我國經濟開始逐步回升，進入復蘇階段。在復蘇的不穩(wěn)定時期，經濟出現了短暫的波動，2002年開始才真正走上穩(wěn)步增長與回升之路。2005年我國經濟運行已超過產出正缺口0.2%的上限（謝太峰、王子博，2013），2007年接近波峰。2008年底，一場金融海嘯席卷全球，全球經濟頓時處于低迷態(tài)勢。正處于高速平穩(wěn)發(fā)展階段的中國經濟，也跌入了暫時性的發(fā)展低谷。2007年至2011年我國經濟經歷了過熱、衰退、低谷、復蘇又緩慢下行的波動，宏觀經濟發(fā)展始終存在諸多的不確定性和復雜性。
宏觀經濟的波動直接影響著微觀層面企業(yè)的生存與發(fā)展。當經濟高速增長時，產品市場上需求比較旺盛，GDP增長較快，物價上漲，資本市場的繁榮使社會投資熱情高漲，銀行貨幣信貸較為活躍，資金需求量擴大，此時企業(yè)通常具有較高的盈利水平。宏觀經濟的波動是微觀層面企業(yè)經營的客觀環(huán)境。宏觀經濟政策的調整與宏觀經濟環(huán)境的變動不僅影響了公司的會計政策與會計業(yè)績，而且直接影響到公司管理層對未來的經濟前景與企業(yè)發(fā)展的預期，關系到公司財務政策的選擇與理財行為的實施。如，陸正飛和祝繼高（2009）發(fā)現在貨幣政策緊縮時期，企業(yè)會增加現金持有量，以備不時之需。然而，鑒于宏觀經濟分析的結果難以量化，宏觀經濟政策對于微觀企業(yè)的影響缺乏直接的證據，因此對于我國宏觀經濟政策的波動對企業(yè)微觀主體行為與業(yè)績之間關系的研究目前仍比較缺乏，從宏觀到微觀的傳導機制研究太少（姜國華、饒品貴，2011）。
股權資本成本是股東進行股權資本投資時要求的必要報酬率，股權資本成本水平關系到企業(yè)價值評估、經營績效評價和股東利益保護等諸多方面，是公司管理層進行融資決策、投資決策、股利決策等財務決策的重要依據。目前國內外學術界對于股權資本成本的研究大多集中于微觀層面，宏觀經濟因素對股權資本成本的影響研究尚不多見。基于這一事實，本文基于2000-2012年中國上市公司的數據，研究宏觀經濟因素對于公司股權資本成本的影響。本文的研究結論將對投資者、政府監(jiān)管部門和公司財務政策制定者等具有重要的參考價值。
二、文獻綜述
（一）國外文獻 20世紀末以來，股權資本成本的一些研究開始關注企業(yè)外部的環(huán)境因素，特別是從宏觀經濟和法律環(huán)境等方面來討論不同經濟背景下股權資本成本的差異。套利定價理論（APT）首次將宏觀經濟環(huán)境變量納入模型中。此后的研究將關注點集中于決定股權資本成本的宏觀經濟因素方面。Chen等（1986）將股票收益作為宏觀經濟變量的函數，發(fā)現收益曲線扭轉、未預期的通貨膨脹、工業(yè)產值以及破產風險溢價這四個宏觀經濟變量對股票收益率具有顯著的系統(tǒng)性影響。此后的McElroy和Burmeister（1988 ）進一步改用多元非線性回歸模型，引入債券償付風險溢價、債券期限溢價、未預期通貨膨脹、未預期GDP增長率以及市場指數，構建了宏觀經濟五因素APT模型，并發(fā)現每個變量均得到APT的風險定價。借鑒這一思路，Golderberg和Robin（1991）將債券風險溢價、債券期限溢價、未預期通貨膨脹和未預期產出增長四個宏觀經濟變量引入，建立資本成本估算的宏觀經濟因素APT模型，并與資本資產定價模型（CAPM）、五因素APT模型等進行比較，結果顯示四因素APT模型的估算值比較準確。
Hammoudeh和Aleisa（2004）指出，通貨膨脹和與公共財政相關的變量是股票價格的基本決定因素。Daske等（2008 ）和Li（2010）在考察歐洲市場執(zhí)行IFRS后資本成本的變化時發(fā)現，國民生產總值、居民消費價格指數、通貨膨脹率等國家宏觀層面因素均在一定程度上影響資本成本水平。Apergis和Eleftheriou（2012）應用廣義矩估計（GMM）方法對新興國家的研究發(fā)現，通貨膨脹、經濟產出、貨幣供應量、政府赤字、貿易赤字對股票收益有正面影響，而利率對股票收益產生負面影響。
除了上述研究以外，Stulz（1999）提出，一國經濟全球化程度的提升可以通過分散風險與提高公司治理水平來降低公司股權資本成本，這一觀點得到了Bekaert 和Harvey（2000）的經驗證據支持。Singh和Nejadmalayeri（2007）的研究結果也表明，企業(yè)的國際化程度與其資本成本呈負相關關系，即國際化程度越高的企業(yè)，其資本成本越低。Erb等（1996）利用135個國家的數據研究指出，影響股權資本成本的宏觀經濟環(huán)境因素可能還包括匯率和國家信用等級等，對于發(fā)展中國家而言，以國家信用等級度量的國家信用風險是影響事前預期報酬率的重要因素。
綜觀以上國外相關研究可以發(fā)現，宏觀經濟變量的選擇、研究方法的使用以及最終得到的結論均存在一定程度的不一致性。
（二）國內文獻 國內學者鮮有根據中國上市公司的數據進行宏觀經濟因素與資本成本的相關研究。一些研究從宏觀、中觀（行業(yè)）層面進行了類似的分析。呂江林（2005）考察了我國上證綜指與實際國內生產總值之間的動態(tài)關系；楊小軍（2007）研究認為影響股票價格指數的最顯著因素包括貨幣供應量、股票供給、物價指數；曹勇和張卓（2009）則認為商品零售價格指數、固定資產投資總額、利率等宏觀經濟變量對股票價格指數存在一定影響；金洪飛和金犖（2010）、溫彬等（2011）發(fā)現國際石油價格、人民幣匯率等宏觀經濟變量對我國不同行業(yè)的股指報酬率具有一定的影響；戴沙（2011）則認為貨幣政策對股票市場的影響較顯著，其中利率政策最明顯。這些研究均以行業(yè)或A股綜指的實際數據研究股東作為一個整體的實際報酬水平，并未觀察宏觀經濟因素對股東要求報酬率――股權資本成本的影響。
一個國家的宏觀經濟運行態(tài)勢、經濟發(fā)展階段以及金融體系變革等外部宏觀經濟因素是股東進行投資的外部客觀環(huán)境，宏觀經濟狀況的改變直接關系到企業(yè)生產經營的諸多方面，進而影響了企業(yè)的風險程度，股東根據這一風險程度提出的理性報酬率必然會反映出宏觀經濟變量變動的結果。因此，忽視宏觀經濟因素對股權資本成本的影響必將造成股權資本成本研究的片面性。筆者選取了6個主要的宏觀經濟變量，詳細分析檢驗其對中國上市公司股權資本成本產生的影響。
三、研究設計
（一）樣本選取與數據來源本文關注研究期間的時間跨度，為了增強研究結果的可靠性與可比性，樣本期間為2000年至2012年。按照中國證券監(jiān)督管理委員會2012年公布的上市公司行業(yè)分類標準，將上市公司劃分為19個行業(yè)。由于金融行業(yè)的特殊性，宏觀經濟變量如實際貸款利率等對金融行業(yè)的影響與其他行業(yè)相比較具有顯著的差異，為了確保數據結果的準確性與可比性，本文剔除了金融行業(yè)，選取其他18個行業(yè)的全部A股上市公司作為研究樣本。本文中各年度宏觀經濟數據（GDP、CPI、M2、CM、INT、TUR）取自中國統(tǒng)計年鑒數據庫和銳思數據庫。股權資本成本估算中運用的數據以及實證分析中相關控制變量的數據均取自國泰安數據庫。
（二）變量定義與研究假設
被解釋變量。汪平等（2012）將股權資本成本的估算方法劃分為三類：內含報酬率法、風險補償法和歷史平均報酬率法。李陽陽（2013）歸納了常見的及新興的15種股權資本成本估算技術，并針對不同的模型結果進行了對比分析。本文采用CAPM、OJ模型、Gordon模型、GLS模型、PEG比率和MPEG比率6種方法分別估算我國全部A股上市公司的股權資本成本，并將六種估算方法的估算值取均值，作為公司的股權資本成本Re。對于GLS模型、OJ模型、PEG比率和MPEG比率四種方法，本文分別采用了實際數據和預測數據兩種數據方法進行估算，并取兩者均值作為該方法的股權資本成本估算值。
解釋變量。筆者選取的宏觀經濟因素包括：經濟增長率、通貨膨脹率、貸款利率、資本市場發(fā)展情況、貨幣供應量和股票市場流動性。
（1）經濟增長率。GDP增長率可以在一定程度上反映一個國家宏觀經濟狀況，是經濟增長率最為直觀的衡量標準，本文選用GDP增長率表示經濟增長率。經濟增長率無疑是影響股票收益的一個重要因素。在經濟繁榮階段，GDP增長率較高，國家總體經濟運行環(huán)境較好，經濟主體的平均獲利水平提高，股東對公司的預期提高，要求的必要報酬率提高，即股權資本成本上升。由此提出本文的假設1：
假設1：GDP增長率與股權資本成本正相關，即GDP增長率越高，股權資本成本越高。
（2）通貨膨脹率。消費者價格指數（CPI）是對一個固定的消費品籃子價格的衡量，主要反映消費者支付商品和勞務的價格變化情況，是一種度量通貨膨脹水平的工具，本文選用CPI增長率表示通貨膨脹率。通貨膨脹通常發(fā)生于經濟繁榮時期，往往是經濟上行至過熱的一種反映。在通貨膨脹的情況下，對于收入波動大的企業(yè)來說，債務融資所要面臨的固定利息支付無疑會帶來更高的財務風險和破產風險。因此，在通貨膨脹嚴重時，企業(yè)往往會回購部分債券，減少債務融資規(guī)模，提高股權融資比例。Clare和Thomas（1994）、Ibrahim和Aziz（2003）等研究將股票視為對沖通貨膨脹的工具，隨著通貨膨脹率的上升，公眾會把大量的資金投資于股票，為了補償通貨膨脹帶來的損失，股東往往會提高其所要求的報酬率水平，即股權資本成本上升。
假設2：CPI增長速度與股權資本成本正相關，即CPI增長率越高，股權資本成本越高。
（3）貸款利率。貸款利率是一個宏觀經濟政策變量，在一定程度上預示了宏觀經濟的走向。在經濟過熱時國家會相應提高貸款利率，經濟疲軟時則會降低貸款利率。利率作為資本市場上資金使用權的轉移價格，在一定程度上影響著企業(yè)的股權資本成本。一方面，貸款利率直接決定了利息費用，間接決定了債務融資成本。利率的變動改變了資本市場上的資金供給量和資金流向。當利率上升時，大量資本回歸銀行導致企業(yè)舉債融資困難，貸款比例降低引起債務成本上升，財務風險的加大導致股東要求報酬率的上升。另一方面，利率代表了股票市場上投資的機會成本。Wasserfallen（1989），Abdullah和Hayworth（1993）等研究發(fā)現，利率負向調節(jié)股價，較高的利率吸引了其它的投資機會，進而降低了股票市價，股東要求的報酬率隨之提高。
假設3：實際貸款利率與股權資本成本正相關，即貸款利率越高，股權資本成本越高。
（4）資本市場發(fā)展情況。完善的資本市場可以提供多元化融資渠道，包括信貸融資、債券融資和股權融資等。根據優(yōu)序融資理論，企業(yè)一般遵循內部融資、債務融資、股權融資的融資順序。西方發(fā)達國家的資本市場發(fā)展的比較成熟，而我國仍處于市場經濟轉變時期，資本市場并不完善。在不成熟的資本市場中，證券價格不能真實全面地反映企業(yè)價值，融資工具的缺乏會阻塞企業(yè)的融資渠道。同時，我國股票市場規(guī)模較大，外部監(jiān)管機制和股權約束機制尚未完全建立，這使得我國上市公司更傾向于選擇約束少、無股息償付壓力的股權融資方式。基于我國實情的融資特色，如果股市處于利好的形勢，股票市場的綜合回報率比較高，市場風險溢價上揚，股東投資要求的必要報酬率就會提高。本文采用考慮現金紅利再投資的情況下，總市值加權平均法的A股市場年度綜合回報率作為股票市場發(fā)展狀況的變量。
假設4：股票市場回報率與股權資本成本正相關，即股票市場回報率越高，股權資本成本越高。
（5）貨幣供應量。貨幣政策是國家宏觀調控的重要手段之一，廣義貨幣供給量（M2）反映了社會總需求的變化和未來通貨膨脹的壓力狀況，本文選用M2的增長率表示貨幣供應量的增長率。
根據凱恩斯理論，貨幣供給量增加導致利率下降，貸款成本的降低會使企業(yè)提高債務融資的比例，而負債的增加會限制企業(yè)的自由現金量，增加企業(yè)的破產風險。同時，貨幣供給量的增加會提高公眾對未來通貨膨脹的預期，從而導致更高的貼現率，因此投資者會要求更高的預期報酬率，提高股權資本成本。
假設5：貨幣供給與股權資本成本正相關，貨幣供給量的增長率越大，股權資本資本越高。
（6）股票市場流動性。股票市場流動性會影響股東要求的報酬水平。一般而言，流動性好的市場，交易指令能迅速執(zhí)行，交易成本降低，而在缺乏流動性的交易市場，投資者的拋售行為會傳遞進而影響股票價格，投資者承擔的風險增大，股權資本成本上升。此外，流動性差的股票通常會倍受投資者冷落，股價相對較低，股權資本成本相應提高。本文采用年平均換手率指標作為股票市場流動性的變量。換手率是反應市場活躍程度和成熟程度的綜合指標，以百分比形式衡量一年內股票的成交量占股票總數的比例。通常情況下，成熟資本市場的流通股年平均換手率在100%左右。我國股票市場尚不成熟，仍處于發(fā)展階段，投資者的專業(yè)知識儲備相對較少，投機現象比較嚴重，投資者多以短線差價投資為主，并不是進行真正意義上的長期投資。劉歡（2008）研究表明，1993年至2007年間，我國股票市場15年的平均年換手率為484%，明顯高于成熟市場的換手率。
假設6：股票市場流動性與股權資本成本負相關，即年平均換手率越高，股權資本成本越低。
（三）研究步驟 本文研究宏觀經濟因素對上市公司股權資本成本的影響，由于既包括時間序列數據又含有截面數據，因此，本文分兩個步驟開展研究。第一步，建立面板數據，對6個宏觀經濟變量以及股權資本成本進行平穩(wěn)性檢驗；第二步，在同一年份，由于對所有上市公司而言統(tǒng)一宏觀解釋變量取值相同，研究期間內每個宏觀變量的有效數值有13個，且模型不同年份回歸系數都相同，為了保證樣本數量，提高模型的有效性，在建立線性回歸模型時，選擇混合橫截面模型，將13個年份的數據放在同一截面中進行檢驗，并且在線性回歸模型中增加了企業(yè)規(guī)模、股權結構與公司成長性三個控制變量，分別用總資產（TA）、前十大股東控股比例（H10）、總資產增長率（GR）表示。
四、實證檢驗分析
（一）描述性統(tǒng)計
（1）宏觀經濟因素的描述性分析。自2000年開始，我國經濟駛入了新一輪的復蘇進程，經過2003年和2004年經濟得以穩(wěn)定與鞏固之后，從2005年開始高速增長，2007年末達到峰值。2008年，受到全球經濟危機的沖擊，GDP增長率下降，宏觀經濟進入衰退階段，且下降的幅度較大。為了緩解金融危機帶來的陣痛，2009年國家實行積極的財政政策和寬松的貨幣政策，以擴大內需為主要目標。2009年至2010年實現了經濟的緩慢回升，但2011年我國通貨膨脹加劇，經濟出現短暫回落，國家繼續(xù)實施積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，以管理通貨膨脹、調整經濟結構、保持經濟平穩(wěn)較快發(fā)展為工作重心。圖1為2000-2012年我國GDP增長率折線圖，13年中，我國經濟經歷了增長、下降、回升再微降的一個過程。
圖2顯示樣本期間，我國CPI增長率波動顯著，尤其在2006年之后波動尤為劇烈。CPI代表了消費者的購買能力，也反映了宏觀經濟的景氣程度。CPI溫和上升，表示經濟平穩(wěn)增長；CPI大幅提高，說明發(fā)生了通貨膨脹，貨幣的實際購買能力降低；如果CPI下跌，則表明經濟衰退。2009年CPI增長率發(fā)生了明顯下降，表明國家實施的積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策對宏觀經濟調控產生了效果。
從圖3中可以看出，2000年至2006年期間，我國實際貸款利率稍有波動，但相對平穩(wěn)。2007年大幅上升，2008年由于國家宏觀政策的調控，又出現大幅回落，2009年以后，國家重視經濟發(fā)展的穩(wěn)定性，為了防止經濟大幅波動，通過利率調整對貨幣市場進行資金的控制。
圖4顯示，在2008年之前，我國廣義貨幣供應量增長率相對平穩(wěn)。2008年經濟危機期間，國家實施寬松的貨幣政策，使流通中的準貨幣基數不斷增加，因此2009年廣義貨幣供給量呈現高速增長。2010年以后M2增速逐漸減緩。
圖5顯示，2001-2005年期間，我國股票市場換手率較為穩(wěn)定，處于一個相對較低的水平上。2006年換手率大幅提升，2007年達到了峰值。2008年的經濟危機使得股票市場受到嚴重沖擊，換手率急劇下降，但在2009年又大幅回升。伴隨股票市場的發(fā)展，2010年以后換手率緩慢降低，但與國外成熟的股票市場相比，仍然位于一個較高的水平。由此可見，我國股市的不穩(wěn)定性和非理性是毋庸置疑的。投資者往往將股票作為投機證券以獲取價差收益，由此引致我國股票市場上極其濃重的投機色彩。
圖6為2000年至2012年考慮現金紅利再投資的綜合市場回報率年度數據，波動趨勢十分顯著。2007年股票市場回報率達到峰值，2008年受國際金融危機影響，市場回報率跌至谷底，2009年國家相關干預政策使得市場回報率迅速回升，這些變動整體上與宏觀經濟周期波動相一致。之后的幾年，隨著宏觀經濟的波動，股票市場也振蕩下挫。
（2）股權資本成本的描述性分析。圖7為2000年至2012年A股上市公司平均股權資本成本折線圖。可以看出，股權資本成本的整體變動趨勢與宏觀經濟周期是趨同的。大部分年份的平均股權資本成本在5%至10%之間波動，2007年達到最大值24.67%，2008年又迅速降低至1.96%，2009年出現較大幅度的反彈，達到22.01%，2010年之后逐漸平穩(wěn)，波動幅度減小。進一步觀察18個行業(yè)的平均股權資本成本，可發(fā)現，研究期間內各個行業(yè)具有較為相似的時序變化――2005年之前行業(yè)平均股權資本成本均比較穩(wěn)定，多數行業(yè)的平均股權資本成本在5%-10%區(qū)間內小幅度波動，2006年之后變動幅度較大，2007年上升到峰值，2008年又跌至谷底，隨后的2009年又大幅回升，此后呈現平穩(wěn)波動的趨勢。
2000-2012年各變量描述性統(tǒng)計見表2。
（二）平穩(wěn)性檢驗由于時間序列數據中包含經濟的動態(tài)信息，在對時間序列進行回歸分析之前，本文首先采用三種方法――相同根單位根檢驗的LLC檢驗和不同根單位根檢驗的ADF檢驗及PP檢驗，對每個時間序列數據進行平穩(wěn)性檢驗。表3顯示，CPI增長率、貸款利率、A股市場回報率、M2增長率和股票市場年平均換手率以及企業(yè)股權資本成本均同時通過了LLC檢驗、ADF檢驗及PP檢驗，充分證明了他們不存在單位根，序列是水平平穩(wěn)的。GDP增長率變量沒有通過ADF與PP檢驗，但通過了LLC檢驗。因此認為所有變量都是同階單整的。
（三）回歸分析 為了更為準確地研究宏觀經濟因素與股權資本成本的關系，需要剔除一些影響股權資本成本的微觀層面因素。本文在線性回歸模型中加入了3個控制變量：（1）采用總資產的自然對數（TA）代表公司規(guī)模，以控制規(guī)模因素對股權資本成本的影響；（2）采用前十大股東控股比例（H10）表示股權結構，以控制公司股權結構對股權資本成本的影響；（3）采用總資產增長率（GR）代表公司成長性，以控制處于不同發(fā)展階段的公司成長性因素對股權資本成本的影響。
基于此，本文建立如下回歸模型：
Rei=α+β1GDPi+β2CPIi+β3INTi+β4CMi+β5M2i+β6TURi+β7TAi+β8H10i+β9GRi+?著
其中，i表示第i個樣本上市公司；β1、β2、……、β9為各解釋（控制）變量的回歸系數；α為常數項，?著為殘差項。
從表4可以看出，回歸模型通過了F檢驗，回歸方程整體在1%的水平上存在顯著的線性關系。GDP增長率、CPI增長率、年平均實際貸款利率、M2增長率、股票市場回報率與股權資本成本呈顯著的正相關關系，與上文提出的假設1至假設5相一致；A股市場年平均換手率與股權資本成本均在1%的水平上顯著正相關，與假設6相反，說明樣本期間我國股票市場年平均換手率越高，股權資本成本越高。在本文選取的三個控制變量中，只有成長性變量沒有通過t檢驗，另兩個變量均與股權資本成本呈顯著的正相關關系，意味著企業(yè)規(guī)模越大、大股東持股比例越高，股東要求的必要報酬率越高，股權資本成本越高。
五、結論
本文結合我國經濟制度背景，以2000-2012年中國A股上市公司為樣本，分年度采用6種方法對股權資本成本進行估算，選用混合回歸模型，對股權資本成本與經濟增長率、通貨膨脹率、貸款利率、貨幣供應量、股票市場流動性以及股票市場發(fā)展狀況等6個宏觀經濟因素進行OLS回歸，得到如下兩個結論：
（1）我國上市公司的股權資本成本與宏觀經濟走勢整體上具有趨同性，公司股權資本成本基本上能夠伴隨著國家宏觀經濟政策的調整做出相應的反應。這一結果在2008年全球性經濟危機之前表現尤為明顯。在我國經濟整體向好的2007年，GDP增長率、CPI增長率、實際貸款利率、股票市場回報率均處于研究期間的相對高值，我國上市公司平均股權資本成本亦位于峰值，達到24.67%。貨幣供給量增長率與公司股權資本成本的正相關關系也比較顯著，2009年M2增長率達到高點，公司股權資本成本也繼2008年跌至谷底后于2009年大幅回升至22.01%。
（2）我國股票市場的換手率與股權資本成本呈正相關關系，這顯然有悖于財務理論。然而這一結論卻是我國股票市場不成熟、股票投資者投機心理嚴重的一個真實表現。換言之，我國的股票投資者并未通過成熟的投資理念引導自己真正意義上的長期投資，過分地追求短期資本利得的財富效應致使我國股票市場交易異常活躍。這種非理性的投資理念對股東期望的報酬水平――股權資本成本產生了扭曲的、甚至是完全逆向的影響。
站在公司財務視角，股權資本成本巧妙地聯(lián)結了股東、資本市場和上市公司三者的關系。股權資本成本是股權資本投資者根據其投資風險水平提出的報酬率要求，這一報酬率水平的高低程度與理性水平從根本上決定了一家公司的財務競爭實力，同時也在一定程度上反映了一國資本市場的發(fā)展狀況。宏觀經濟狀況是公司財務的客觀環(huán)境，是公司一切財務政策賴以執(zhí)行的外部條件。宏觀經濟因素的變動直接影響到股東投資的風險水平，進而導致股東要求報酬率的變化。如何全面洞察國內外宏觀經濟狀況的改變，科學理性地估算股權資本成本，進而積極主動地調整公司財務政策，是任何一家現代公司的財務經理都必須考慮的重要問題。
應當看到，我國股票市場經歷了20余年的發(fā)展與壯大，目前仍屬于不成熟、不完善的新興市場，融資渠道單一、監(jiān)管措施失當、約束機制匱乏等嚴重地制約了股票市場的良性發(fā)展。與之相應，上市公司股東利益保護觀念的淡薄直接導致了資本成本理念的闕如，作為公司財務核心概念的資本成本更是無法發(fā)揮其在財務決策中的基準作用。本文的研究較為全面地分析了宏觀層面的國家經濟政策變動對微觀層面的公司股權資本成本水平產生的影響，結合財務理論與中國現實對這一影響進行了客觀評析。本文只是在宏觀經濟與微觀財務的結合方面作出了初步的嘗試，未來這一方面的研究尚待更加細致、深入地進行下去。
［本文系教育部人文社科規(guī)劃基金資助項目“資本成本、價值創(chuàng)造與我國國企EVA考核研究”（編號：10YJA630146）和北京市屬高等學校高層次人才引進與培養(yǎng)計劃項目（The Importation and Development of High-Caliber Talents Project of Beijing Municipal Institutions）“基于資本成本錨定效應的公司財務政策優(yōu)化研究”階段性研究成果］
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宏觀經濟政策的動態(tài)一致性范文第4篇
0引言
改革開放30多年來，我國經濟實現了舉世矚目的高速增長，為全面建成小康社會和實現現代化奠定了堅實的基礎。研究表明，在引致經濟增長的各種生產要素中，一方面，資本投入的增加是拉動我國經濟增長的最主要因素。從總體上看，對于一個國家或地區(qū)的經濟增長而言，資本形成是引擎，資本的效率則是關鍵。改革開放初期，和絕大多數發(fā)展中國家一樣，資本稀缺是中國經濟增長與發(fā)展的最主要障礙，改革開放政策不僅動員了國內儲蓄，激活了儲蓄轉化為投資的資本形成機制，提高了微觀層面的資本效率；而且通過廉價的土地供給和優(yōu)惠的稅收政策，吸引外國資本與國內廉價的勞動力資源相結合，促進了外向型經濟發(fā)展，提高了經濟增長的速度。可以說，國內資本的加速形成和國外資本的大規(guī)模流入，加上資本效率一定程度的提高，是30多年來我國經濟增長的最大動力。隨著改革開放的進一步深入，我國經濟增長與資本形成表現出非均衡性；另一方面，在短期內，就業(yè)增長與中國經濟之間表現出非一致性，而這似乎背離了傳統(tǒng)經濟理論帶給人們的一貫認識：“就業(yè)增長意味著經濟增長。”那么究竟就業(yè)與經濟增長是何種關系？本文通過計量實證分析發(fā)現就業(yè)增長與經濟增長在短期內并不存在必然的一致性，主要表現在勞動要素對經濟增長的貢獻率低，相反在長期均衡時間內卻保持了一致性，經常保持在1：2的要素貢獻率，繼而提出政府不能把勞動力要素的投入當作是使經濟增長的充分條件，最后提出目前我國政府在宏觀經濟政策上應該實現從就業(yè)帶動增長到就業(yè)與經濟增長協(xié)調發(fā)展的轉變，來促進經濟增長的對策建議。因此，分析資本形成、就業(yè)人員人數與我國經濟增長的關系，解釋經濟增長的資本因素和勞動力因素，無論在理論上還是在實踐上都具有重要意義。
1文獻回顧
自20世紀90年代以來，已經有一些研究對于生產兩要素與經濟增長的關系進行了考察。林毅夫（2001）以1981―2010年GDP增長率、資本效率等統(tǒng)計數據，通過國民收入恒等式考察了資本形成和就業(yè)人口對經濟增長的貢獻程度。他通過深入探討資本形成和就業(yè)人數兩個變量的性質，使用多種聯(lián)立方程估計方法，包括普通最小二乘法（OLS）、兩階段最小二乘法（2SLS）、三階段最小二乘法（3SLS）、似不相關估計（SUR）、有限信息普通最小二乘法（LIML）和完全信息普通最小二乘法（FIML），以根據不同估計方法估計結果所提供的信息來判斷最佳的估計方法。根據林毅夫的估計結果，在上世紀90年代國內生產總值對兩要素的彈性數值大致在0.5左右。該彈性數值在上世紀80年代則相對較低，可能主要是因為兩要素占國內生產總值的比例隨著時間的變化有增長的趨勢。兩要素占國內生產總值比例的增加必然增加兩要素變動對經濟增長影響的程度。陳東平（2001）通過使用中國1980―1998年的國民收入、資本存量、勞動力總數、進出口總額等數據，用實證分析的方法探討了進口、出口以及勞動和資本對我國經濟增長的作用，得出了進口、出口以及勞動和資本的邊際產出，通過實證分析得出資本形成對經濟增長的作用遠遠大于就業(yè)人數。
本文根據1981―2013年中國的經濟數據，通過使用協(xié)整模型對兩生產要素與經濟增長關系進行Granger因果關系檢驗，分析中國進出口與經濟增長之間是否存在協(xié)整關系，在存在協(xié)整關系的情況下，使用誤差修正模型來分析資本投入與勞動投入對產出的長、短期彈性，從而判別哪種生產要素對經濟增長的解釋能力更強。
2實證分析
本文分析所使用的樣本取自1981―2013年的年度數據，數據來源于《國家統(tǒng)計局》。用從業(yè)人員（L/萬人）、資本形成（K總額/億元）來反映生產要素的投入；使用宏觀經濟總量指標國內生產總值（GDP/億元）反映經濟增長。我國GDP、從業(yè)人員、出口總額（EX）與資本形成如表1所示。
對因變量和自變量取對數，考察lnGDP，lnK，lnL即經濟增長率、資本形成總額的增長率，從業(yè)人員增長率之間的協(xié)整關系，首先利用EViews軟件輸入樣本數據GDP、L和K，生成新序列l(wèi)nGDP、lnK和lnL，然后依次對時間序列數據進行單位根檢驗：
表11981―2013年我國GDP、資本形成總額K
t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.423358 0.5576Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007GDPt-1系數的τ值為-1.4234，這個值在絕對值上甚至遠低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26210，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現的自相關，lnGDP序列仍是非平穩(wěn)的。
其次，對lnGDP的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結果見表3。
表3單位根檢驗結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.269919 0.0002Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗結果如表3所示，可見d（lnGDP）是平穩(wěn)的，因此lnGDP是二階段單整的。
（2）對lnK進行單位根檢驗，首先我們用lnK的兩個滯后差分對lnK序列估計，使用上述數據估計結果如下：
ΔlnKt=0.1376-0.0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1
Eviews運行結果如表4所示。
表4Eviews運行結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.442211 0.8895Test critical values：1% level-3.6616615% level-2.96041110% level-2.619160lnKt-1系數的τ值為-0.4422，這個值在絕對值上甚至遠低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26192，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現的自相關，lnK序列仍是非平穩(wěn)的。
其次，對lnK的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結果見表5。
表5單位根檢驗結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.979837 0.0000Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007檢驗結果如表5所示，可見d（lnK）是平穩(wěn)的，因此lnK是二階段單整的。
（3）對lnL進行單位根檢驗，首先我們用lnL的兩個滯后差分對lnL序列估計，使用上述數據估計結果如下：
ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1
Eviews運行結果見表6。
表6Eviews運行結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.053459 0.0406Test critical values：1% level-3.6537305% level-2.95711010% level-2.617434lnLt-1系數的值為-3.0535，這個值在絕對值上甚至遠低于顯著性水平為1%的臨界值τ-3.6537，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現的自相關，lnL序列仍是非平穩(wěn)的。
其次，對lnL的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結果見表7。
表7單位根檢驗結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.409917 0.0000Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗結果如表7所示，可見d（lnL）是平穩(wěn)的，因此lnL是二階段單整的。
（4）綜上可見，lnGDP與lnK、lnL都是二階單整的，可能存在協(xié)整關系，做lnGDP關于lnK、lnL的OLS回歸，消除自相關性后得回歸結果如表8所示。
表8消除自相關性后得回歸結果
CoefficientStd.Errort-StatisticProb. LNK0.5977950.0758227.8841530.0000LNL0.5430350.1334764.0683970.0004AR（1）1.1272080.1938525.8147800.0000AR（2）-0.1566530.192565-0.8135060.4230根據輸出結果，可得lnGDP與lnK、lnL的長期平均均衡表達式：
lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt
（7.8842）（4.0684）
從表8回歸結果看，回歸系數全部通過t檢驗，不存在自相關。
（5）根據表8的回歸結果計算殘差序列e，對其進行ADF檢驗，得表9殘差序列檢驗結果。
表9殘差序列檢驗結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.451514 0.0001Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007從回歸結果可知殘差項是平穩(wěn)的。因此，可得出lnGDP與lnK、lnL存在協(xié)整關系。基于上述協(xié)整分析我們可以認為中國的經濟增長與對兩生產要素之間存在著長期的因果關系，根據格蘭杰表述定理：若兩種變量（Xt和Yt）是協(xié)整的并且每個都是非平穩(wěn)的時間序列，那么，要么Xt一定是Yt格蘭杰原因，要么Yt一定是Xt的格蘭杰原因。在本文中，至少能說明兩種生產要素的投入是我國國民經濟發(fā)展的內在動力所在。表2-表8回歸結果也表明，本期從業(yè)人員每增長1%時，我國國內生產總值將平均增長0.543%；資本形成總額每增長1%時，國內生產總值將平均增長0.598%。
（6）接下來分析短期兩要素對經濟增長的影響，利用EViews軟件建立lnGDP關于lnK、lnL的誤差修正模型ECM。以滯后一期殘差項作為誤差修正項，可建立如表10所示的誤差修正模型。
表10誤差修正模型
R2=0.6920d=1.7727F=17.2895
模擬擬合優(yōu)度較高，方程通過F檢驗、DW檢驗，各回歸系數符合經濟意義，其中，d（lnK）、d（lnGDP（-1））在1%水平上顯著，d（lnL）、RESID（-1）不顯著，其中變量的符號與長期均衡關系的符號一致。結果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期內每增長1%，GDP將依次增長0.0493%、0.3716%和04986%。誤差修正項系數為負，符合反向修正機制，它表明lnGDP與長期均衡值得偏差中的27.21%被修正。此ECM模型反映了lnGDP受lnK、lnL影響的短期波動規(guī)律。根據估計結果可知，資本投入與勞動投入對產出的長期彈性分別為0.598和0.543，短期彈性分別為0.372和0.050。
3結論
宏觀經濟政策的動態(tài)一致性范文第5篇
論文摘要：中國擴大內需的宏觀調控政策效應不理想主要不是政策本身的原因，而是政策背后的市場基礎與制度條件方面的問題。文章從宏觀調控政策是一種典型的政府制度安排的觀點出發(fā)，通過比較內生安排與外生安排的宏觀調控政策的不同績效，給出了一個解釋中國宏觀調控政策效應的理論框架，并在此基礎上進一步通過對政策邊界的明晰界定，從理論上揭示了短期的總量穩(wěn)定與長期的經濟增長的關系，以及如何正確地把握宏觀調控政策的問題。
關鍵詞宏觀調控政府安排制度基礎政策效應政策邊界
與20年來的市場化改革進程相伴隨，中國的宏觀調控也先后經歷了總需求大于總供給背景下的抑制需求型和總需求小于總供給背景下的擴大需求型兩個階段。如果說1997年以前，面對總需求大于總供給的情形還能通過強制的行政手段、法律手段和經濟手段壓制總需求來實現宏觀經濟總量均衡的話，那么，1997年以后，面對在市場機制作用不斷擴大基礎上形成的總需求小于總供給的宏觀總量非均衡情形，盡管政府實施了更為市場經濟意義上的一系列積極的財政政策與貨幣政策，但三年來的宏觀調控政策效應與預期結果仍相距甚遠。對宏觀調控政策效應的實證分析和政策的規(guī)范研究業(yè)已引發(fā)出大量的研究成果。然而，目前學術界大多數關于宏觀調控的研究往往因暗含宏觀調控政策能完全解決經濟衰退的假定前提以及由此演繹的邏輯推論而陷入了宏觀調控認識的誤區(qū)。本文基于宏觀調控政策也是一種制度安排的觀點，依據現代宏觀經濟學理論，在對市場經濟宏觀調控政策有效性的制度基礎與邊界問題進行深入分析的基礎上，試圖構建一個解釋中國宏觀調控政策效應的理論框架。
一、作為一種制度安排的宏觀調控政策：內生與外生的績效
當新制度經濟學家們摒棄制度是外生或中性的新古典假設從而將經濟運行分析由“無摩擦”的新古典框架轉向“新制度”的框架下進行時，市場被描繪成一種為降低交易成本而選擇的制度安排(Coase，1937，1960；North，1981，1990)。在將制度分析引入新古典的生產和交換理論并更深入地分析現實世界的制度問題中，新制度經濟學家同樣給出了各種非市場形式的制度安排理由，這就是，有限理性和機會主義的客觀存在使對市場的使用存在成本，因而，為把有限理性的約束作用降到最小，同時保護交易免于機會主義風險的影響，經濟主體必然會尋求諸如政府安排的制度(Williamson，1975)。任何特定制度的安排與創(chuàng)新無非是特定條件下人們選擇的結果，而有效的制度安排無疑是經濟增長(績效)的必要條件。正是通過對產權、交易成本、路徑依賴等問題的強調，使新制度經濟學得以將經濟增長問題納入制度變遷的框架中作出深刻的解釋。由于制度安排的范圍相當寬泛，這里，筆者并不打算涉及所有正規(guī)和非正規(guī)的制度問題，而只是運用新制度經濟學的分析方法和某些術語(這些術語可能并不一定具有相同的內涵)，在闡述宏觀調控政策也是一種典型的政府制度安排的基礎上，就它相對市場基礎而言是內生還是外生的角度來解釋中國宏觀調控政策的有效性問題。
市場經濟中，對資源配置起基礎性作用的是市場機制，市場經濟運行的基本理論已由標準的一般均衡分析框架給定。盡管市場實現帕累托效率的前提條件過于苛刻而被認為在現實市場中不可能具備，但市場經濟的發(fā)展史表明，對市場制度作用的認識不是削弱而是加強了。出于完善市場配置功能的需要，現代市場經濟國家在市場基礎上日益衍生出了其他一些非市場形式的政府制度安排。其中最主要的有：(1)針對市場失靈而由政府進行的微觀規(guī)制(管制)；(2)針對市場經濟總量非均衡而由政府運用一定的宏觀經濟政策進行的宏觀調控。作為典型的政府安排，宏觀調控是政府在宏觀經濟領域的經濟職能，是現代市場經濟中國家干預經濟的特定方式，它的內在必然性實際上可由市場經濟運行的本質是均衡約束下的非均衡過程推論出來(吳超林，2001)；而它的作用機理已在標準的凱恩斯主義模型中得到了經典的揭示，并被戰(zhàn)后西方國家長期的實踐所驗證。
眾所周知，宏觀總量是由微觀個量組成，宏觀經濟不可能離開微觀基礎而存在，宏觀調控也必然要依賴于現實的微觀基礎和制度條件。我們可以簡單地從宏觀調控是否具有堅實的微觀基礎和制度條件出發(fā)，將宏觀調控區(qū)分為內生的制度安排和外生的制度安排兩類。市場經濟內生安排的宏觀調控意指宏觀經濟政策具有與市場制度邏輯一致的傳導條件和能對政策信號作出理性反應的市場化主體。相對而言，如果市場經濟意義上的宏觀經濟政策是在沒有或不完善的市場基礎和傳導條件下進行的，那么宏觀調控顯然就是一種外生于市場制度的安排。一般地，在有效的邊界范圍內生安排的效應顯著，而外生安排的效應則會受到極大的限制。有基于此，我們可以給出一個分析中國宏觀調控政策效應為何不理想的理論框架。
中國1993—1996年的主導政策被普遍認為是經濟轉型時期的一次比較接近市場經濟意義上的宏觀調控，并成功地使1992年以來總需求嚴重大于總供給的宏觀非均衡經濟實現了“軟著陸”。但宏觀經濟只經歷了短暫的均衡之后，旋又在外部沖擊和內部制約的條件下，陷入了持續(xù)至今且嚴峻的另一種類型的宏觀總量非均衡即總需求小于總供給的狀態(tài)。面對嚴峻的宏觀經濟形勢，出于“速度經濟”的要求及基于宏觀經濟學的基本常識，中國首先選擇的是以貨幣政策為主的宏觀調控政策安排，目的在于阻止經濟增長率持續(xù)下降的勢頭。然而，到1998年7月為止，盡管包括下調利率、取消貸款限額、調整法定準備金率、恢復中央銀行債券回購業(yè)務等市場經濟通用的主要貨幣政策工具幾乎悉數釋出，經濟減速和物價下跌的勢頭卻并未得到有效的遏制。鑒于直觀的宏觀經濟現實，當時人們普遍的共識是貨幣政策失效。關于失效的原因，大多數的分析是借助IS-LM模型進行的，其中主要的觀點是“投資陷阱”論、“流動性陷阱”論、“消費陷阱”論等。應該說，這些觀點基本上是在給定貨幣政策的制度基礎和傳導條件的前提下，主要從貨幣政策本身的作用機理方面實證分析了制約貨幣政策效應發(fā)揮的各種因素，這些政策層面的分析無疑是必要而且也是有針對性的。可是，如果給定的前提在現實中并不存在或不完全具備，那么，這種僅在政策層面的分析就不可能從根本上提出有效的對策。
金融市場制度的局限使得中國貨幣政策的傳導實際上更主要是通過信用機制來進行的。理論上，貨幣政策的信用傳導機制主要有銀行借貸和資產負債表兩種典型的渠道。Bernankehe和Blinder(1988)的CC-LM模型從銀行貸款供給方面揭示了前一種渠道的作用機理，Bernankehe和Gerfier(1995)從貨幣政策態(tài)勢對特定借款人資產負債狀況的影響方面闡明了后一種渠道的作用機理。信用機制能否有效地發(fā)揮傳導作用，其關鍵的問題是如何降低在信息不對稱環(huán)境下存在于借貸行為過程中的逆向選擇或道德風險等問題，從而使信用具有可獲得性。就中國的現實而言，體制內外不同的微觀主體的信用可獲得性是完全不同的。市場體制內的微觀主體(非國有企業(yè))因金融市場的制度歧視被隔絕在以銀行為主的金融體系之外，貨幣政策相對于它們是一種外生的安排，效應當然無從談起。市場體制外的微觀主體(國有企業(yè))的反應則可從兩方面來分析，一方面是，對于那些效益和資信狀況均良好的主體，它們并非惟一地依賴銀行借貸渠道融資，這就意味著信用傳導機制所必需的銀行貸款與債券不可完全替代的前提難以成立，即使這類主體不受市場的制度歧視，而且金融機構也愿意與它們發(fā)生借貸行為，但貨幣政策對它們的效力相當微弱；另一方面，對于那只是較大地減輕了它們的利息負擔。由此可見，中國貨幣政策效果不顯著并不是(或主要不是)貨幣政策本身的原因，而是政策背后的微觀基礎和制度條件問題。
有效的貨幣政策除了要有能對政策信號作出理性反應的微觀基礎外，還必須有政策賴于傳導的條件。在市場經濟中，利率是解釋貨幣政策傳導機制的最重要變量，它通過多種途徑傳導并影響到實體經濟。Munddl(1968)與Fleming(1962)分析了開放經濟條件下利率變化經由總需求和匯率波動效應傳導的過程；robin(1969)通過對q值(資本資產的市值對重置成本的比值)的定義并將它作為把中央銀行與金融市場連接到實體經濟的重要因素，分析了資產結構調整效應的傳導過程；Modidjani(1977)從居民消費需求角度分析了財富變動效應的傳導過程。所有這些傳導過程都是以利率市場化為前提、并以相對完善的貨幣市場和資本市場為基礎的。嚴格地說，中國的利率基本上是由政府確定。利率機制傳導的市場化前提不存在，所謂的“流動性陷阱”、“投資陷阱”、“消費陷阱”失去了分析的前提。假定政府確定的利率反映了市場供求，被認為是一種準市場化的利率，那么，在資本市場受到嚴格的管制以及金融市場被制度的性質強制分割的情況下，金融市場制度基礎的局限也極大地制約著利率機制的有效傳導。謝平和廖強(2000)明確地指出了利率傳導機制的資產結構調整效應與財富變動效應之所以不佳，原因正在于中國的非貨幣金融資產與貨幣金融資產、金融資產與實際資產之間的聯(lián)系不緊密、反饋不靈敏，金融體系與實際經濟體系各行為主體和運行環(huán)節(jié)之間遠未銜接成一個聯(lián)動體。張曉晶(2000)則在MundellV-Fleming模型結論的基礎上論證了開放條件下由固定匯率和資本有限流動引致的套利行為以及外匯占款必然制約中國試圖通過降息刺激經濟政策效果。結合對微觀基礎的更進一步分析，我們可以得出兩點結論：第一：非市場化的利率使中國的貨幣政策在總體上成為一種外生于市場經濟的政府安排，實體經濟難以對其作出靈敏反應；第二，假定這種利率等同于市場化利率，那么，貨幣政策雖然相對于市場經濟體制內的微觀基礎是一種內生安排，但金融市場的制度分割與局限使體制內的主體無法對利率作出反應，而體制外的主體使貨幣政策相應地又變?yōu)橥馍才牛由象w制外的改革滯后于金融制度本身的改革，金，融微觀主體基于金融風險的考慮必然又會限制體制外主體的反應(這就是所謂的“惜貸”)。
事實上，中國仍處于從計劃經濟向市場經濟轉軌的進程中，市場制度基礎的建設取得了長足的進展但還不完善。中國以增量促存量的漸進式改革方式形成了微觀基礎的二元格局：一方面，改革后形成的增量部分——非國有企業(yè)——基本上是按照現代企業(yè)制度的要求建立起來的，它們具有產權明晰的特征，能對市場價格信號作出靈敏的反應，其行為由市場機制調節(jié)，是市場經濟意義上的微觀主體；另一方面，改革后仍然保存的存量部分——國有企業(yè)——雖然歷經不斷深入的改革也日益向現代企業(yè)制度轉變，但其積重已久的深層問題并非短期內能得到徹底解決，無論在產權結構還是在治理結構中，國有企業(yè)都存在著明顯的政企難分的特征，因而其行為具有對市場與政府的雙重依賴性，是不完全市場經濟意義上的微觀主體。目前國內經濟學界對這種二元格局的另一種流行劃分法是所謂的體制內的國有企業(yè)與體制外的非國有企業(yè)。其實，這是相對計劃經濟體制而言的，如果相對市場經濟體制而言，則體制內的就應該主要是非國有企業(yè)，而體制外的是傳統(tǒng)的國有企業(yè)。
中國積極財政政策的效果同樣可以在制度內生與外生安排的框架下得到說明。1998年中期，當日益嚴峻的“通貨緊縮”和“有效需求不足”問題使得貨幣政策一籌莫展，以及東南亞金融危機致使通過出口擴大外需受阻的情況下，為了解決總體物價水平持續(xù)下跌、經濟增長率遞減、失業(yè)(下崗)面不斷擴大等宏觀經濟問題，政府秉持通過宏觀調控擴大內需以啟動經濟的思路，確立了以財政政策為主并與貨幣政策相互配合的積極的宏觀調控政策取向。針對有效需求不足，積極財政政策主要是通過移動IS曲線的方式實現擴大總需求的目的，實際上是凱恩斯主義政策主張在中國的一種實踐。對積極財政政策選擇實施的時機和它的重要意義(穩(wěn)定人們的預期)幾乎沒有人表示懷疑。盡管以增發(fā)國債為主要內容的積極財政政策被認為在擴大基礎設施投資進而拉動經濟增長方面發(fā)揮了重大作用(權威部門統(tǒng)計測算的結果是增發(fā)國債對經濟增長的貢獻率1998年和1999年分別達1．5％和2．1％)，但作為市場經濟意義上的一種宏觀調控政策，財政政策的主要功能并不僅僅體現在擴大支出的直接效應方面，而是在于通過政府支出的擴大去拉動民間投資的間接效應方面，否則，財政政策就與計劃經濟體制下的政府投資沒有兩樣。就后一方面而言實際效果并不理想。不少人擔心積極財政政策長期繼續(xù)下去有可能導致計劃體制復歸和債務危機。
關于積極財政政策為何難以有效地拉動民間投資需求增長的原因，學術界已展開深入的探討并提出了多種解釋。其中大多數的分析都將問題的癥結歸咎于基礎設施的產業(yè)鏈太短以及整個產業(yè)結構不合理方面，強調正是基礎設施的產業(yè)關聯(lián)性差，當把財政資金集中投向本來就已存在生產能力嚴重過剩的基礎原材料部門，并且主要又是以政府大包大攬而不是貼息、參股和項目融資等方式投入的情況下，民間投資自然不可能參與進來，最終的結果是積極財政政策的乘數效應不大，經濟啟而不動。無疑，中國積極財政政策效應在現象層面表現出來的因果關系確實如此。但根本的原因卻正如光教授(1999)所指出的，是政策擴張與體制收縮的矛盾。如果從財政政策是一種典型的政府制度安排的觀點出發(fā)。我們可以就它與微觀基礎的關系對政策效應作出進一步的解釋。這就是，由于財政政策與政府關系緊密的行為主體(特別是國有主體部門)具有較強的內在一致邏輯(這種較強的內在一致邏輯恰恰又是人們所擔心的計劃體制復歸的重要表現)，積極的財政政策對這類主體的投資引誘效果相對明顯；由于財政政策相對市場體制內的微觀主體是一種典型的外生制度安排，積極財政政策的各種乘數效應受到體制的摩擦，因而對民間投資和居民消費需求的拉動效應不明顯，亦即IS曲線移而不動。
上述給出的僅僅是制度基礎的分析框架，它并不是宏觀調控分析的全部內容。如果到此為止，則很容易使人誤解為：只要宏觀調控政策是內生的制度安排，就可以實現經濟持續(xù)穩(wěn)定的增長。其實，即使是內生安排的宏觀調控政策，也并不必然意味著它能夠解決所有的問題(凱恩斯主義政策70年代在“滯脹”面前的失靈就是明證)。因為，如果宏觀調控作用的僅僅是宏觀經濟總量，就不能要求它去解決結構問題；如果宏觀調控政策的本義只是一項短期的穩(wěn)定政策，又豈能冀望它來實現長期的經濟增長?這實際上也就涉及宏觀調控政策是否存在一個有效的邊界問題，內生安排的宏觀調控政策效應也只有在有效的邊界范圍內才能得以釋放出來。
二、宏觀調控政策的期限邊界：短期還是長期?
關于宏觀調控政策的長期與短期之爭，實質上也就是關于政府經濟職能邊界的理念之爭。在西方，現代宏觀經濟學各流派之間對此也展開過激烈的論爭，從凱恩斯主義到貨幣主義再到新古典宏觀經濟學派和新凱恩斯主義，其政策理論的核心實際上也可歸結為宏觀調控政策的期限邊界問題。比較分析各流派不同的政策理論主張，應該會有助于我們對這一問題的理解。
(一)零邊界論：新古典宏觀經濟學的政策主張
建立在理性預期、自然率假設和市場連續(xù)出清基礎上的新古典宏觀經濟學包括以盧卡斯為代表的貨幣經濟周期學派和以巴羅、基德蘭德、普雷斯科特等為代表的實際經濟周期學派。前者從需求沖擊、信息不完全及閑暇(勞動)的跨期替代效應方面建立起解釋經濟周期波動的原因和傳導機制的貨幣經濟周期模型，認為在短期內，雖然不完全信息下發(fā)生的意料之外的貨幣沖擊會導致經濟總量的波動，但在長期中，由于人們能夠根據不斷獲得的信息去修復錯誤的預期，經濟將自行恢復到自然率的增長路徑。基于預期到的貨幣沖擊對經濟沒有實際的影響，因而旨在穩(wěn)定經濟的貨幣政策在任何時候都無效。這種貨幣政策零邊界的推論可由圖4說明。
在圖4中，垂直的LAS曲線表明具有理性預期的經濟主體行為完全由市場價格機制調節(jié)，每一條傾斜的SAS曲線則由相應的預期價格水平給出。假設現期發(fā)生了出乎意料的總需求增加(貨幣沖擊使AD0移到AD1)，則貨幣工資和價格水平必然會因商品和勞動市場存在超額需求而上升。此時，如果具有不完全信息的廠商(工人)誤將一般物價水平(貨幣工資)的上升當做相對價格(實際工資)的上升并相應地增加產品(勞動)供給，那么經濟將暫時“意外”地沿SAS0曲線從A點移動至B點。然而，一旦經濟主體理性地認識到實際工資和相對價格并未發(fā)生變化并完全調整預期，則SAS0會迅速移到SAS1，產量和就業(yè)復歸到自然率水平(C點)。因此，除非貨幣政策不被意料到，否則，無論長期還是短期的貨幣政策都歸無效，而意料之外(欺騙公眾)的貨幣政策本身只能進一步加劇經濟波動。如果用“適應性預期”替代“理性預期”概念，則圖4也是一個貨幣主義的AS—AD模型。
實際經濟周期學派堅持貨幣中性論，認為貨幣對實際經濟變量沒有影響，因為是產出水平決定貨幣變化而不是相反，所以貨幣政策的作用為零。他們主要從生產函數與總供給的關系方面建立起分析模型，強調實際因素(尤其是技術)沖擊是經濟周期波動的根源。在他們看來，當一個部門出現技術進步后，它必然會通過部門性的波動源傳導到經濟的其他部門，技術沖擊的隨機性使產出的長期增長路徑出現隨機性的跳躍，產量和就業(yè)的波動實際上并不是對自然率水平的偏離，而是對生產可能性變化的最優(yōu)反應，因此，任何反周期的政策都是反生產的沒有意義的。關于實際經濟周期模型的政策含義，巴羅通過復活李嘉圖等價命題，認為公債是中性的，經濟主體的預期理性會抵消政府無論是以公債還是稅收等方式籌資的效應，因而試圖刺激經濟擴張的積極財政政策無效。基德蘭德和普雷斯科特則通過比較有無約定條件下的均衡解，從政策的時間不一致性和政府信譽方面論證了凱恩斯主義的相機抉擇政策是無效的。
由上可見，凱恩斯主義為政府提供了市場經濟中反蕭條的最初的政策理論，并將其邊界嚴格地界定在短期，它的效應也被戰(zhàn)后西方國家20多年的實踐所證實。新古典宏觀經濟學將宏觀經濟政策的期限邊界定格為零，雖然這種政策主張遠離現實，但作為政策理論卻為反思傳統(tǒng)的宏觀調控政策效應提供了一種路徑。現代宏觀經濟學中，幾乎沒有任何一派是把宏觀調控政策當做長期的政策。
(二)短期邊界論：凱恩斯主義、貨幣主義及新凱恩斯主義的政策主張
在20世紀30年代大蕭條背景下，凱恩斯從不變的價格水平可以存在不同的總產出水平及相應的就業(yè)水平的現實出發(fā)，以現實存在的貨幣工資剛性、價格剛性、流動性陷阱和利率在長期缺乏彈性等作為分析前提，把經濟分析的重點放在宏觀總體的真實變量上，指出宏觀經濟總量的非均衡主要是總需求波動(有效需求不足)的結果，市場力量并不能迅速有效地恢復充分就業(yè)均衡。根據總需求決定原理，凱恩斯進一步推論出，只有通過政府制定積極的財政政策和貨幣政策引導消費傾向和統(tǒng)攬投資引誘，并使兩者互相配合適應，才能解決有效需求不足的問題，從而使經濟在充分就業(yè)的水平上保持穩(wěn)定。
在凱恩斯看來，針對有效需求不足的總需求管理政策是相機抉擇的短期政策，因為“在長期我們都死了”。關于宏觀調控政策的短期邊界論，我們可用標準凱恩斯主義的AS一AD模型加以說明。在圖1中，假設總需求曲線AD0與總供給曲線AS相交的A點表示經濟最初處于的充分就業(yè)均衡水平(Yn)，當經濟受到現實總需求的沖擊，即AD0左移至AD1之后，由于現實中存在著貨幣工資剛性和價格剛性，必然導致廠商削減產量和就業(yè)量(從Yn減到Y1)，這時，經濟將在小于充分就業(yè)水平的B點實現均衡，而不可能任由價格的自由下降調整到C點的充分就業(yè)均衡水平。正是投資者不確定預期及由此形成的有效需求不足，使得AS在A點以下演變?yōu)橐粭l具有正斜率的總供給曲線，它意味著完全依靠市場力量很難迅速有效地將Y1恢復到Yn。因此，要使經濟在較短的時間內從B點回復到A點，最有效的辦法是通過政府實施積極的財政政策和貨幣政策使AD1，移動到AD0。在有效需求不足問題解決后，AS曲線恢復到古典的垂直狀態(tài)，市場價格機制繼續(xù)發(fā)揮作用，此時如果繼續(xù)實施積極的政策會加劇價格水平的上漲(通貨膨脹)。從凱恩斯主義的AS一AD模型中不難看出，總需求管理政策的邊界只限于AS曲線具有正斜率的部分，亦即存在于有效需求不足的狀態(tài)。
在20世紀60年代末到70年代初，正當凱恩斯主義需求管理政策在“滯脹”面前日益失靈的情況下，以弗里德曼為代表的貨幣主義學派提出持久收入假說和自然率假說來解釋“滯脹”現象，并對凱恩斯主義的需求管理政策發(fā)難。貨幣主義者認為，長期菲力普斯曲線是一條起自自然失業(yè)率的垂直線，不存在失業(yè)率與通貨膨脹率之間的交替關系。雖然短期內通過政府積極的財政政策可以影響產量和就業(yè)量，但就長期而言，財政政策的“擠出效應”使得財政擴張的量不過是對私人部門支出的量的替代，稅收的變化也因不能影響持久收入而僅有非常微弱的乘數效應。貨幣政策也同樣只會在短期內當人們按錯誤的價格預期決策時對產量和就業(yè)量產生影響，而在長期一旦錯誤的價格預期得到糾正，即“貨幣幻覺”消失之后，實際工資、產量和就業(yè)量都將復歸到各自的自然率水平。因而任何通過政府相機抉擇的需求管理政策試圖保持較高的和穩(wěn)定的產量和就業(yè)量水平的努力，最終只會導致通貨膨脹的加速上升和經濟的更不穩(wěn)定。與重視財政政策作用的凱恩斯主義者不同，貨幣主義者從穩(wěn)定的貨幣需求函數出發(fā)，堅持經濟在遭遇需求沖擊后仍會相當迅速地恢復到自然率的產量和就業(yè)水平附近，強調即使是短期的需求管理政策也不會使事情變得更好，因為政策制定者為了某種政治利益而操縱經濟導致的政府失靈可能比市場失靈更糟。因此，為了穩(wěn)定經濟，應該用旨在穩(wěn)定價格預期的貨幣規(guī)則取代相機抉擇的需求管理政策。
新凱恩斯主義從最大化行為和理性預期的基礎上去探尋關于工資和價格粘性的原因，進而建立了包含確定價格和接受需求的廠商、新古典生產函數、市場不完全性、信息不對稱等方面具有堅實微觀基礎的宏觀經濟模型(Mankiw&Romer，1991)。由此導出的政策含義強調，由于經濟自動均衡將以長期的蕭條為代價，因此，通過政府的總需求管理政策可以使經濟在短期內穩(wěn)定在產量和就業(yè)的自然率水平附近。新凱恩斯主義關于短期政策的觀點分別以工資粘性模型(圖2)和價格粘性模型(圖3)來說明。在圖2中，LAS是一條與古典一致的垂直總供給曲線，SAS則是由一定的預期價格水平(pe=p0=W0或pe=p1=W1)給出的短期總供給曲線。假定經濟初始在產量和就業(yè)自然率水平(Yn)的A點上運行，當發(fā)生意外的總需求沖擊后(總需求曲線從AD0移到AD1)，即使價格可自由伸縮，但由于工資已由談判合同固定，經濟必然從A點移動向小于充分就業(yè)均衡(Y1)的B點。正是因為工資合同需要交錯調整不可能使勞動市場在C點出清，新凱恩斯主義者強調政府對意外沖擊的反應遠比私人部門協(xié)商調整工資迅速。因此，在短期內，通過政府的總需求管理政策能夠將經濟穩(wěn)定在自然率水平附近。圖3表明的是，總需求的沖擊之所以使經濟從A點移向B點，主要是因為存在價格粘性(比如菜單成本)。如果商品市場不可能在C點迅速出清，那么總需求管理政策在短期就應該有所作為。
三、宏觀調控政策的對象與目標邊界：總量穩(wěn)定還是結構增長?
作為一種制度安排，宏觀調控政策必然會存在一定的作用對象與目標。關于宏觀調控政策作用的對象究竟是總量還是包括結構?它的目標究竟是穩(wěn)定還是增長?對此的不同認識顯然直接影響到對宏觀調控政策有效性的評價，而在更寬泛的意義上則影響到能否正確地認識市場經濟中市場與政府的作用。
(一)宏觀調控政策的對象是宏觀經濟總量
現代市場經濟中的政府制度安排或經濟職能從總體的內容層次上可以區(qū)分為一般的市場條件的創(chuàng)立與維護、微觀經濟規(guī)制、宏觀經濟調控三大類。與基于市場失靈外在地要求政府干預經濟的微觀規(guī)制安排不同，宏觀調控是市場經濟內在機制充分發(fā)揮作用并導致經濟總量嚴重非均衡基礎上形成的政府安排。由于動態(tài)經濟中經濟出現周期的波動是不可避免的，雖然市場機制如果假以時日能夠自動調節(jié)經濟至自然率的均衡水平，但在經濟達到均衡之前可能需要經歷一個較長時期的蕭條意味著必須付出總體社會福利損失的嚴重代價，因此，現代市場經濟一般內在地要求通過政府運用一定的宏觀經濟政策(主要是財政政策和貨幣政策)去調控經濟總量，以減少市場機制調節(jié)時滯產生的高昂成本。從宏觀調控的內涵來看，它作用的對象顯然是總量方面，但其作用的結果又必然會間接地影響到具體微觀主體的行為。而正是這種直接對象與間接結果的傳導表明了宏觀調控政策的有效性，這也是為什么說有效的宏觀調控必須有堅實微觀基礎和傳導條件的原因。有必要說明的是，如果依據作用結果來界定政策邊界，那么也許可以把結構列為宏觀調控的對象。不過，隨之而來的問題可能就會陷入體制認知的誤區(qū)(這點將在后面說明)。將宏觀調控政策的對象邊界嚴格界定為總量的觀點也明確地反映在現代西方宏觀經濟學的分析框架中。
(二)產業(yè)結構是市場配置資源的結果
前已述及，宏觀調控政策作用的結果不僅會而且應該影響到微觀主體的行為決策和產業(yè)結構的相應調整。但宏觀調控政策的對象卻并不針對具體的行業(yè)和部門，否則宏觀調控就等同于微觀規(guī)制。理論和實踐的發(fā)展表明，對市場機制在資源配置中起基礎性作用的普遍認同，推動了市場經濟在世界范圍內的廣泛發(fā)展。在市場經濟中，通過市場競爭和價格機制對供求關系進行調節(jié)，生產要素的自由流動使資源在各產業(yè)和部門間得到有效配置，產業(yè)結構的形成和優(yōu)化正是市場在產業(yè)間配置資源的必然結果。歷史地看，產業(yè)結構的形成和調整也曾在不同的體制下完全或主要由政府來安排(通過產業(yè)政策)，由此形成了典型的計劃經濟體制及所謂的政府主導型市場經濟體制(如日本和韓國等)。不過由政府取代市場、通過產業(yè)政策干預市場機制在產業(yè)間的資源配置而形成的產業(yè)結構從長期看是非常脆弱的，日本和韓國經濟(金融)危機不斷，中國重復建設問題嚴重，政府安排的產業(yè)政策不能不說是其中的重要原因之一。
由于產業(yè)政策在實質上是政府依據自己確定的經濟變化趨勢和目標設想來干預資源在產業(yè)間的配置，產業(yè)政策在資源配置的方式上與計劃經濟是相同的，計劃經濟所固有的缺陷必然會重現于產業(yè)政策的制定上(湯在新、吳超林，2001)。政府對具體產業(yè)的干預應以市場失靈為依據確定。如果將產業(yè)政策當做一種宏觀調控政策，顯然它相對市場基礎是一種外生的安排，其績效將存在體制的制約。不僅如此，如果將產業(yè)結構作為宏觀調控的對象，也與產業(yè)結構是市場配置資源的結果存在邏輯上的矛盾。應該承認，中國當前的經濟問題主要是結構問題，但結構問題不是宏觀調控直接的對象，結構問題的解決有賴于市場基礎的發(fā)展和完善，這也是理解為什么要大力發(fā)展市場經濟的關鍵之所在。
(三)宏觀調控政策的目標是為市場對資源的基礎性配置創(chuàng)設穩(wěn)定的外部條件
對于通過宏觀經濟政策減少經濟周期波動、促進經濟總量均衡從而為市場機制有效進行資源配置創(chuàng)設穩(wěn)定的外部條件的目標業(yè)已獲得廣泛的認同，并為當今世界各國政府所采納(除新古典宏觀經濟學派反對外)，不過，關于經濟增長是否應該作為宏觀調控政策的目標則在理論上和實踐中都存在重大的分歧。嚴格地說，經濟增長屬于總供給的范疇，它取決于生產要素的投入與組合，在市場經濟發(fā)達國家，一般堅信構成總量內容的總供給方面是市場配置資源的結果。即使出現總供給沖擊的經濟周期波動，認為也應該由市場機制來調節(jié)。在現代西方宏觀經濟理論中，宏觀調控政策歸屬于總需求的范疇，政策的目標被界定在因總需求沖擊引起經濟周期波動后的穩(wěn)定方面，而且強調的是短期。如果說凱恩斯主義所強調的積極財政政策的乘數效應中包含了一定的經濟增長目標，那么這種增長主要也是隨積極財政政策穩(wěn)定投資者預期而來的私人部門的增長，公共財政支出的增長本身在相當大的程度上仍然屬于穩(wěn)定的手段，目標是為民間投資的啟動創(chuàng)設良好的外部環(huán)境。在主要發(fā)達國家的貨幣政策實踐中，貨幣政策事實上也一直是以穩(wěn)定通貨而不是經濟增長為目標。
最近10年來，隨著現代宏觀經濟學的發(fā)展，特別是內生經濟增長理論的發(fā)展，越來越多的經濟學家對政府安排的宏觀調控政策能夠產生合意的長期經濟增長表示懷疑，認為過分關注短期穩(wěn)定的需求管理政策忽視了長期經濟增長的問題。他們指出短期的產量波動雖然具有重要的福利后果，但長期經濟增長的福利含義遠遠超出任何短期波動的影響(Romer，1996)，強調現代經濟分析的重點應該從總需求轉向總供給方面(因為總量非均衡都是微觀扭曲的結果)。這種從對短期穩(wěn)定的關注轉向長期經濟增長路徑探討的理論發(fā)展方向所給出的政策含義是，政府既能夠積極地也能夠消極地影響長期經濟增長，而積極政策的作用主要體現在為經濟的最優(yōu)增長路徑提供良好的外部條件。
在大多數發(fā)展中國家，尤其是像中國這樣處于從計劃經濟向市場經濟轉型的國家，由于市場基礎不完善，政府安排的宏觀調控政策一直附存著經濟增長的目標。在中國擴大內需的宏觀調控實踐中，先是1998年上半年明確地將貨幣政策作為保證8％的經濟增長率目標的手段，當認識到依靠貨幣政策難以實現預期目標的情況下，又進一步明確提出啟用積極的財政政策來保證經濟增長。應該承認，一系列積極的宏觀調控政策對于阻止經濟增長率的嚴重下滑起到了重要作用。然而，現實結果與預期目標的巨大差距表明，將宏觀調控政策目標嚴格界定為短期穩(wěn)定更為確切。實際上，多重目標之間的相互矛盾也在很大程度上制約了宏觀調控政策效應的釋放，積極財政政策的短期經濟增長目標在中國經濟的存量部分還一定程度上存在，但在經濟的增量部分則明顯難容。目前，國內已有不少學者開始在關注短期穩(wěn)定的基礎上探討中國長期經濟增長的路徑問題，如北京大學中國經濟研究中心宏觀組(1999)就曾明確提出：“宏觀政策的制定和實施要始終堅持以市場化為取向，通過制度創(chuàng)新、加快結構調整來求得長遠的發(fā)展，從這個意義上說，擴大內需如果不是作為一項短期政策而是作為一項基本政策，一定要和供給管理的政策結合起來”。特別是從2000年5月中國經濟出現重大轉機后，關于長期經濟增長要依賴市場基礎和制度條件的完善已逐步成為共識。
四、結束語
在中國的經濟發(fā)展進程中，我們一向重視政府制度安排的作用，這無疑是中國客觀現實的要求。與此同時，我們又必須對政府制度安排在經濟的不同領域和層次內容上的差異有一個清晰的認識。事實上，就宏觀調控政策作為一種政府制度安排而言，它在西方國家的理論和實踐中具有比較清楚的界定，而國內對其內涵和目標等問題上的認識則是相當含混或者說是相互矛盾的。基于以上的分析，我們對宏觀調控問題的基本認識是：
——宏觀調控中的積極財政政策的目的主要在于通過政府支出的擴大進而拉動民間投資的增長，如果民間投資啟而不動而又長期依賴財政擴張，那么，一方面是政府復歸為投資的主體，而財政政策的擴張與收縮演變?yōu)榻洕芷诓▌拥母矗涣硪环矫媸秦斦U張在長期的可持續(xù)性將成為嚴重的問題。
