台湾产出波动供求冲击机制和效应研究

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1、台湾产出波动供求冲击机制和效应研究摘 要 本文以凯恩斯主义的总供应总需求模型为理论基本，建立并估计了一种以产出和价格水平为变量的台湾经济波动供求冲击构造向量自回归模型，实证分析了1961年至间供应冲击与需求冲击对台湾产出波动发生作用的动态机制和途径，并得出如下结论：（1）产出对供应与需求构造冲击的响应途径基本上符合凯恩斯asad理论模型的预测；（2）把台湾经济波动的冲击力量分解成构造式总供应和总需求冲击，阐明了台湾经济波动的供求冲击来源，并觉得近年来需求冲击对台湾经济的作用强度已经超过供应冲击，成为推动产出增长的重要动力。核心词 经济波动 供求冲击 svar模型引言供应和需求冲击引起经济波动是

2、宏观经济学的一种基本命题。分析经济波动的供应和需求冲击效应，其重要思想是基于凯恩斯主义的总供应总需求（asad）理论。blanchard和quah（1989）blanchard o j， quah d. the dynamic effects of aggregate demand and supply disturbances. american economic review，1989（4）：655673对供应冲击和需求冲击作用于经济波动的传导机制做了开创性的研究。她们构建了一种涉及美国实际gnp和失业率两个变量的构造向量自回归（svar）模型，将产出和失业的波动解释为具有长期效应的供应冲

3、击和临时影响的需求冲击作用的成果。gali（1992）gali j. how well does the islm model fit postwar u.s. data？. quarterly journal of economics， 1992，107：709738等对美国的实证研究、michael funke（1997）funke m. how important are demand and supply shocks in explaining german business cycles？： new evidence on an old debate. economic model

4、ling， elsevier， january，1997，14（1）：1137对德国的实证研究、mudabber ahmer（）ahmed m. how well does the islm model fit in a developing economy： the case of india. the international journal of applied economics， march， ，2（1）：90106对印度的实证研究以及zhang和wan（）zhang y， wan g. chinas business cycles： perspectives from an ad

5、as model. asian economic journal，19：445469对中国的实证研究均证明，当经济受到总供应冲击和总需求冲击时，产出和价格水平波动的实际成果与基于凯恩斯主义adas理论的svar模型预测成果基本一致。本文将基于凯恩斯的asad理论，借鉴blanchard和quah的建模措施，构建一种涉及台湾实际总产出和价格水平的两变量svar模型，来估计供应冲击和需求冲击对台湾产出的动态效应。本文构造安排如下：第一部分建立了一种涉及总产出和价格水平的台湾地区经济波动构造向量自回归模型；第二部分对有关数据进行检查，并对模型进行了估计；第三部分分析供应和需求冲击对台湾地区产业波动的

6、效应，并通过把台湾地区经济波动的冲击力量分解成供应冲击和需求冲击以及用供应因素解释的部分和用需求因素解释的部分，揭示驱动台湾地区产出和价格水平波动的供求力量及其相对强度，摸索台湾地区经济波动的供求成因；最后为本文的重要结论。台湾产出波动供求冲击svar模型的构建由blanchard和quah（1989）提出的附加长期约束的svar模型，其基本思想是：经济中存在两种互不有关的冲击，一种对产出有长期影响的供应冲击，一种是对产出没有长期效应的需求冲击。根据asad模型，长期总供应曲线垂直，只有像资源禀赋、技术进步和产业构造调节等这些永久影响供应能力的因素，才干在长期对产出具有持久的冲击效应，而不受像

7、财政政策和货币政策等需求冲击的影响；通货膨胀率和失业率等却既受供应冲击的影响，同步也受需求冲击的作用龚敏，李文溥.中国经济波动的总供应与总需求冲击作用分析.经济研究，（11）：3244。因此，可以借助这些衡量短期经济波动指标的变动状况，将产出分解为由供应冲击决定的随机趋势成分和由需求冲击决定的周期波动成分。blanchard 和 quah措施建立在一定的经济理论基本之上，无需对经济变量间的关系做过多的约束，并且克服了hp滤波在解决样本尾部数据时存在的误差。赵昕东.基于svar模型的中国产出缺口估计与应用.经济评论，（6）：9095借助这种思想，可以构建一种涉及产出和价格水平的svar模型，研究

8、具有长期效应的供应冲击和具有短期影响的需求冲击对台湾地区产出波动的动态影响。根据凯恩斯主义的asad理论，产出波动在短期内是供应和需求冲击共同作用的成果，因此短期均衡产出应当由长期均衡产出和在短期内对潜在产出的偏离值构成。beveridge和nelson（1981）beveridge s， nelson c. a new approach to the decomposition of economic time series into permanent and transitory components with particular attention to measurement of

9、 the business cycle. journal of monetary economics，1981，7：15174证明了产出时间序列数据中的持久成分是一种涉及漂移项的随机游走过程，即持久成分具有拟定性趋势与随机趋势，并且这种重要由供应冲击及其累积效应构成的随机趋势体现为一随机游走过程王少平，胡进.中国gdp的趋势周期分解与随机冲击的持久效应.经济研究（4）：6576。因此长期均衡产出水平服从单位根过程：（1）式中，yt表达短期均衡产出，y*t表达长期均衡产出，ydt表达短期内由需求因素引起的对长期均衡产出的偏离，st表达一切可以影响随机趋势的供应冲击，一般假定它是白噪声。滞后算子多

10、项式1s（l）具有绝对可加的系数，并且其所有特性根的倒数均落在单位圆以内。由货币政策等因素引起的需求冲击导致短期内产出对均衡产出的偏离可以表达到如下的形式：（2）其中，dt表达在短期内引起产出周期波动的需求冲击，也假设它是白噪声。1d（l）是滞后算子多项式，其记录特性与1s（l）一致。由式（1）和式（2）容易得到由长期供应冲击和短期需求冲击构成的产出波动构造体现式：（3）这里的lnyt表达当期产出对数值与上一期产出对数值的差，近似等于产出的增长率。滞后算子多项式1s（l）和（1l）1d（l）分别表达供应和需求冲击对产出的累积效应。式（3）体现了短期经济波动源于供求冲击的经济思想：在短期内，总供

11、应曲线向右上方倾斜，总需求冲击直接引起产出的波动，总供应冲击则通过影响经济的潜在产出导致产出的波动。为解释现代凯恩斯主义的短期总供应曲线向右上方倾斜的这种特性，曾经先后浮现三种比较重要的理论模型，即黏性工资模型、不完全信息模型和黏性价格模型尽管三种模型对总供应曲线向右上方倾斜有不同的解释，并且不同经济学家对此意见也并不一致，但由这些理论都能导出基本相似的短期总供应方程形式：产出与自然率的背离同物价水平与预期物价水平的背离正有关。其中，黏性价格模型强调由于菜单成本或受公司与顾客之间合约的限制，公司不能随着市场需求的变动而迅速调节产品的价格，市场（对数）价格取决于预期的（对数）价格水平和（对数）产

12、出水平：（4）式中，pt表达t期的价格水平，pet1表达人们在t1期对t期价格水平所作的预期，yt1表达t1期的产出水平，并且假定市场价格是预期价格水平和产出的增函数。根据适应性预期理论，预期价格应当是前期价格水平的函数：pet=p（pt1）。因此式（4）可以表达为：（5）对上式进行泰勒展开，线性近似后得到总供应函数的一般形式为：（6）式中，cs是常数项，系数s、s表达前期价格水平和产出对总价格水平的弹性系数，st表达供应冲击，一般假设st序列独立同分布并且服从均值为0、方差为2s的正态分布。对式（6）加以合适变形就可以得到现代凯恩斯主义对总供应的一种典型体现式：（7）式中，lnptlnpt1

13、是通货膨胀率，*t是核心通货膨胀率，st是供应冲击。tb），其她值为0；dtt=ttb（ttb），其她值为0。此时涉及构造突变的单位根检查就转化为对序列退势后的残差的单位根检查，据此就可以判断原序列是具有构造突变的退势平稳过程还是具有构造突变的单位根过程。已知台湾产出序列的构造突变点，根据外生构造突变理论，采用式（10）的形式对产出序列进行退势，可以得到下面的回归方程：yt=2.41+0.02t0.2dut0.01dtt（11）（192）（156）（5.2）（6.7）参数估计成果表白，dut和dtt项的t记录量都明显，阐明产出序列存在构造突变。用同样的措施对台湾的价格水平序列进行退势，得到回归

14、方程为：yt=2.74+0.01t+0.55dut0.01dtt（12）（83.2）（11.3）（14.5）（5.2）模型的估计成果表白，dut和dtt项的t记录量也都非常明显，可以断定台湾价格水平时间序列同样存在构造突变。由式（10）回归后所得到的残差序列adf检查式为：t=t1+pj=1jtj+t（13）其中所相应的记录量t（）并不服从原则的adf分布，其渐近分布与突变点的位置=tb/t有关，zivot和andrews（1992）zivot e， andrews d w k. further evidence on the great crash， the oilprice shock，

15、and the unitroot hypothesis. journal of business & economic statistics，1992，10：251270、perron（1997）perron p. further evidence on breaking trend functions in macroeconomic variables. journal of econometrics，1997，80：355385已经计算了有限样本下记录量t（）的精确临界值，记录量t（）的临界值不不小于相应adf临界值。对由式（11）和式（12）得到的残差分别进行单位根检查，产出序列退势后

16、的残差单位根检查的adf值为2.5。在已知产出构造突变点的状况下可以计算得到=tb/t=0.82，查表得在5%明显水平下临界值为4.04。adf值不小于临界值，可以觉得在5%置信水平下不能回绝产出序列具有单位根的原假设；价格水平序列退势后残差单位根检查的adf值为2.4，根据其构造突变点可以算出=tb/t=0.28，查表得在5%明显水平下临界值为3.99，因此在5%置信水平下不能回绝原假设。检查成果表白，台湾产出和价格水平序列不是趋势平稳过程而是单位根过程。表1列出了台湾产出和价格水平一阶差分序列的单位根检查成果，由三种检查的成果可以看出，在1%的置信水平上觉得台湾产出和价格水平的一阶差分序列

17、是平稳过程，因此台湾的产出和价格水平应当为i（1）序列。2产出和价格水平关系的检查（1）产出和价格水平的协整性检查。既然台湾的产出和价格水平都是一阶单整过程，那么还需要检查两个序列之间与否存在协整关系，由于附加长期约束的svar模型规定变量之间不存在协整关系。协整关系的检查一般可以采用两种措施，即englegranger（eg）两步法和johansen检查法。前者使用简便，并且得到的协整回归参数估计量具有超一致性和强渐近有效性，但在小样本下，这种估计量具有实质性偏差。尽管本文的样本为季度数据，但为了避免上述措施的局限性，我们采用基于var模型的johansen协整检查来判断台湾和产出和价格水平

18、之间与否存在协整关系 张晓峒.计量经济分析.经济科学出版社，：140157。协整检查成果如表2：表2 产出和价格水平的协整检查成果hypothesizedno. of ce（s） eigenvalue tracestatistic 0.05critical value prob.*none 0.053247 14.97952 18.39771 0.1411at most 1* 0.024241 4.638 3.841466 0.0313注：*表达在5%的明显水平回绝原假设。由表2可以看出，迹检查表白在5%的置信水平下台湾的产出和价格水平之间不存在协整关系，因此样本数据满足附加长期约束的svar

19、模型对数据的基本记录规定。（2）产出和价格水平的有关性检查。根据凯恩斯asad模型，无论是在短期还是在长期范畴内，当经济受到一种正向供应冲击时，潜在生产能力的变化会导致产出的增长和价格水平的减少。而当经济受到一种正向需求冲击时，短期内会使产出和价格水平一同上升，但长期内由于理性预期的作用，需求冲击仅仅引起价格水平变动而不会对产出发生影响。由此可以对产出和价格水平波动的多阶有关性大体做出这样的判断：如果产出波动和价格水平波动的同期有关系数为负，即体现出所谓的反周期关系，阐明产出和价格水平波动方向此消彼长，预示着供应冲击是驱动经济波动的重要力量。反之，当产出与价格水平波动的同期有关系数为正，即体现

20、出顺周期关系，阐明产出与价格水平波动按照一致的方向同升同降，预示着需求冲击是驱动经济波动的重要力量。台湾的产出和价格水平一阶差分的多阶有关系数见表3。表3 产出与价格水平的多阶有关系数有关系数 pt2 pt1 pt pt+1 pt+2lnyt 0.08594 0.031516 0.054111 0.0304 0.137348由表3可以看出，台湾的产出和价格水平波动的同阶有关系数为0.05，t检查在5%的置信水平上不明显，表白台湾的产出波动与价格水平波动之间存在弱正有关关系或不存在明显有关关系，意味着短期内台湾经济波动是供应冲击和需求冲击共同作用的成果。至于供应冲击和需求冲击力量的相对强度，可以

21、通过估计svar模型得到。3构造var模型的估计由于台湾平稳性的产出增长率（lnyt）和价格水平波动（pt）的时间序列数据满足建立svar模型的规定，因此我们可以建立一种以lnyt和pt为变量的svar模型来估计台湾经济波动的供求冲击效应。根据求解svar模型的一般措施，我们一方面要拟定简化式var模型的滞后阶数，并检查简化式var模型的稳定性，在估计简化式var模型的基本上，通过对模型施加长期约束条件，进而估计svar模型，借助脉冲响应函数判断供应与需求冲击对台湾经济波动的动态效应。（1）模型滞后阶数的拟定。向量自回归模型除了规定满足平稳性条件以外，还需要精确设定模型的滞后阶数。如果模型的滞

22、后阶数过少，误差项会浮现严重的自有关，这将导致参数估计的非一致性，因此在var模型中应当合适增长滞后变量阶数，以消除误差项中也许存在的自有关。但滞后阶数又不适宜过大，否则会导致模型自由度的减少并直接影响模型参数估计量的有效性。常用的滞后阶数选择原则有lr记录量、赤池信息原则（aic）以及施瓦茨准则（sc）等。对简化式var模型采用滞后长度原则检查，检查成果见下表4。表4 var模型滞后阶数的检查记录量 0 1 2 3 4 5 6 7 8logl 948.64 978.10 984.12 990.25 1002.15 1003.32 1007.681014.57 1017.09lr na 57.

23、95 11.73 11.79 22.65 2.20 8.10 12.67* 4.56aic 10.23 10.51 10.53 10.55 10.64 10.61 10.61 10.64* 10.63sc 10.20 10.40* 10.36 10.31 10.33 10.23 10.16 10.12 10.04hq 10.22 10.47 10.46 10.46 10.51* 10.45 10.43 10.43 10.39由表4可以看出，根据lr和aic准则，模型的滞后阶数选择7比较合理，而sc准则觉得选择1较为合理，但chari，kehoe和mcgrattan（）等通过蒙特卡罗（monte

24、 carlo）模拟，发目前相似置信水平下，增长滞后阶数使模型估计的置信区间更小。综合考虑多种因素，特别是样本数据长度较大，最后拟定模型的滞后阶数为7。拟定了滞后阶数后接着就要对模型的稳定性进行检查，由于模型不稳定会导致某些成果不再具有有效性。对简化式var（7）模型的稳定性检查成果表白，模型的ar特性多项式根的倒数均落在单位圆以内，表白滞后阶数的选择是合理的，同步模型也是稳定的。（2）构造var模型的估计。为了估计svar模型，一方面对二元简化式var（7）模型进行估计，并在此基本上对简化式模型施加需求冲击对产出波动的长期累积效应为零的长期约束条件，进而可以估计出svar模型。运用eviews

25、 6.0对模型进行估计，得到模型的产出变量和价格水平变量对供应和需求冲击的长期累积矩阵如下：lnytpt=0.05100.0690.037stdt（14）由式（14）可以看出，供应冲击对产出波动的长期影响系数为0.051，原则差为0.0027，这表白有利的供应冲击将引起台湾潜在生产能力的提高，而不利的供应冲击将相应致使台湾潜在生产能力的下降，可见供应冲击是导致台湾总产出波动的重要因素。根据估计成果还能得到模型的简化式冲击项t与构造式冲击项t的关系：1t2t=0.01690.00270.00110.0156stdt（15）接下来，我们就可以运用台湾产出和价格水平波动对供应与需求冲击的脉冲响应函数

26、和方差分解，来分析台湾经济波动供求冲击的效应；通过度解出构造式总供应冲击和构造式总需求冲击，来探讨台湾经济波动的供求冲击作用机制以及引起供求冲击的内外经济因素。台湾产出波动供求冲击效应及其分解1供求冲击对台湾经济波动的动态效应和方差分解台湾产出波动和价格水平波动的供应和需求冲击的作用途径和效应可以用脉冲响应函数来刻画。产出波动和价格水平波动对构造式供求冲击的脉冲响应分别见图1和图2，它们表述了总供应和总需求发生一种原则差的正向冲击后，产出和价格水平波动对其动态脉冲响应的过程。一方面考察构造式总供求冲击对产出波动的冲击效应。图中的实线和虚线分别表达正的构造式总供应和总需求冲击触发台湾经济波动的动

27、态途径。一种原则差的正向供应冲击即期引起产出增长率有一种大的增长，此后开始回落，在第3期降到最低点后重新上升。从产出波动对供应冲击的累积效应可以看出供应冲击对产出增长率的作用效应是正向的，并具有持久性。由于财政政策和货币政策的滞后性，需求冲击对产出增长率的作用在开始是负向的，但从第4期开始负向冲击的强度在减小，正向推动力量在增长，在第8期达到其最大值。但随着时间的推移，需求冲击的这种效应开始衰减并逐渐趋于0。产出增长率对供应与需求构造冲击的响应途径基本上符合凯恩斯的asad理论模型的结论，即产出波动在短期内是供应和需求冲击共同作用的成果，而长期则只由供应冲击主导。图1 供求冲击对产出波动的动态

28、效应 图2 供求冲击对产出波动的累积效应台湾经济波动供应和需求冲击的构造var模型预测误差的方差分解成果见表5。产出波动的方差分解表白，导致台湾实际产出增长率变动的绝大部分冲击因素属于总供应冲击，并且其对实际产出波动的奉献并不随时间的推移而发生大的变动，第20季度仍然保持在90%以上的水平。而需求冲击对产出波动的奉献在起始阶段微乎其微，此后奉献率虽不断增长，但影响力仍旧十分有限，到第20季度仍局限性10%水平。表5 台湾产出波动供求冲击的方差分解时 期 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 15 20原则差 0.017 0.018 0.018 0.018 0.019 0.019 0.019

29、 0.019 0.020 0.020 0.020 0.020供应冲击 97.579 97.674 97.485 92.033 92.280 91.899 91.864 91.062 90.747 90.721 90.500 90.558需求冲击 2.421 2.326 2.515 7.967 7.720 8.101 8.136 8.939 9.253 9.279 9.501 9.443方差分解成果从整体上表白供应冲击在台湾经济波动中的作用更为重要，这与prescott（1986）prescott e c. theory ahead of business cycle measurement.

30、quarterly review，federal reserve bank of minneapolis，1986，issue fall：922有关美国经济波动供应冲击作用不小于需求冲击的研究结论基本一致。这一结论阐明，驱动台湾经济增长的源泉是技术进步和科技创新等供应冲击的效应，而非像中国大陆靠投资需求去拉动经济增长。2供求冲击相对强度的比较分析通过把台湾经济波动的冲击力量分解成构造式总供应冲击和构造式总需求冲击，我们就可以用来探讨台湾经济波动的供求冲击作用机制以及引起供求冲击的内外经济因素。与此同步，通过把经济波动分解为用总供应因素解释的部分和用总需求解释的部分，我们就可以揭示驱动台湾产出和

31、价格水平波动的总需求力量的相对强度，进一步分析台湾经济波动供求冲击的内外来源因素。对台湾经济波动供求冲击的方差分解表白，供应冲击在台湾经济波动中的作用更为重要。方差分解的成果体现的是扰动项从无限过去到目前时点对某个变量的整体影响，而更重要的是我们需要懂得在不同步期供求冲击的对经济波动的相对冲击强度。因此，把产出增长率波动分解为用总供应因素解释的部分和用总需求解释的部分，有助于我们进一步解释驱动台湾经济波动的供求冲击因素。这对于更好地结识经济波动的特性，制定和实行宏观经济稳定政策都具有现实意义。为了可以从整体上比较宏观地反映台湾自光复以来的供应和需求冲击对经济波动的相对强度，我们运用从1954年

32、到台湾实际gdp和gdp平减指数年度数据对同样的svar模型进行了估计数据取对数后通过检查发现仍然采用一阶差分的形式才干满足构建svar模型规定，因此前后两个模型形式一致。在估计成果的基本上，按照相应的公式就可以计算出把产出增长率波动分解为用总供应因素解释的部分和用总需求解释的部分。图3描述了按这种措施得到的分解成果。图3 产出波动的供求冲击的分解通过比较上图中1954供应和需求冲击引起台湾经济波动的相对强度发现，两种冲击在台湾经济发展的不同阶段对台湾经济波动的作用限度并不对称，我们可以把它分为供应冲击主导期、需求冲击主导期以及供求冲击交替期。在不同步期主导经济波动的冲击因素有所不同。从196

33、11973年应当是台湾经济的供应冲击主导期，此时正好处在台湾经济起飞阶段。台湾当局充足运用当时世界经济繁华和产业国际分工调节的有利机会，采用了出口导向的经济发展战略，改革经济体制，创设加工出口工业区，积极鼓励出口，刺激了出口加工工业的发展，实现了经济构造从农业主导转向工业主导的第一次奔腾，带动了台湾生产力的发展和提高。与供应处在主导地位相相应的需求显得相对局限性。自1974年至1985年台湾的经济构造调节使台湾经济体现出供求冲击交替主导的特性。此阶段比较大的供应冲击是70年代的两次石油危机和80年代初的世界经济危机，但台湾当局采用的第二次进口替代和出口扩张经济发展战略，改善了岛内基本设施和轻重

34、工业比例，经济构造实现从轻工业转向重工业的第二次奔腾。较大的需求冲击是经建项目的实行扩大了投资需求，出口需求的不断增长也使台湾自1977年开始，贸易顺差规模不断扩大。通过不断调节，台湾产业构造发生了变化。从19861995年台湾经济进入以供应冲击为主导的经济转型期。此阶段台湾经济开始由以老式的轻工业和重化工业为主导逐渐向以电子资讯和现代服务业等为重点的高技术高附加价值的方略性工业转换，并通过自由化、国际化和制度化对具有管制和垄断性质的经济体制进行全面改革。此阶段的需求也比较平稳，与供应一道有力地推动了台湾经济的发展。进入21世纪，台湾经济开始呈现出需求冲击主导的新局面。尽管世纪之初受科技网络泡

35、沫破灭的供应冲击，消费和投资需求经历短暂的下滑后逐渐恢复，以出口贸易为主的外部需求十分强劲，成为需求冲击曲线向上走的重要动力。始于底的国际金融危机是这个时期的又一重大冲击，对供应和需求均导致很大的负面影响。受金融海啸冲击，自9月台湾外贸大幅衰退，并波及民间消费与投资，使经济陷入严重衰退。为缓和民间投资和外部资本局限性对经济增长产生的不利影响，台湾当局加大了政府投资的力度。“行政院”先后通过了“加强地方建设扩大内需方案”和“因应景气振兴经济方案”以“刺激消费”、“振兴投资，加强建设”、“稳定金融，增进出口”，带动了岛内的消费需求的增长与投资需求的扩张。加上后来国际经济逐渐复苏，外部需求特别是大陆

36、的需求有力地刺激了台湾经济的迅速增长。小 结本文以凯恩斯主义的总供应总需求模型为理论基本，建立并估计了一种以产出和价格水平为变量的台湾经济波动供求冲击构造向量自回归模型。实证分析了1961年至间供应冲击与需求冲击对台湾经济波动发生作用的动态机制和途径，并得到如下结论：一方面，产出对供应与需求构造冲击的响应途径基本上符合凯恩斯的asad理论模型的结论，即产出波动在短期内是供应和需求冲击共同作用的成果，而长期则只由供应冲击主导；另一方面，在把台湾经济波动的冲击力量分解成构造式总供应冲击和构造式总需求冲击的基本上，探讨了供求冲击对台湾经济波动的作用机制以及引起供求冲击的内外经济因素；第三，通过把经济波动分解为用总供应因素解释的部分和用总需求解释的部分，测定了1954间驱动台湾产出和价格水平波动的总需求力量的相对强度，发目前台湾经济发展的不同步期引起经济波动的供求冲击的主导因素，得到了近年来需求冲击对台湾经济的作用强度已经超过供应冲击而成为推动经济增长的重要动力的结论。