《運(yùn)用SVAR模型實(shí)證分析影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的主因》由會(huì)員分享，可在線閱讀，更多相關(guān)《運(yùn)用SVAR模型實(shí)證分析影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的主因（10頁(yè)珍藏版）》請(qǐng)?jiān)谘b配圖網(wǎng)上搜索。

1、運(yùn)用SVAR模型實(shí)證分析影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的主因 0 引言 改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持了30多年的持續(xù)高速增長(zhǎng).從1978~2010年,中國(guó)經(jīng)濟(jì)年均增長(zhǎng)率接近9.8%,經(jīng)濟(jì)總量已超越日本成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體.我國(guó)經(jīng)濟(jì)在快速增長(zhǎng)的同時(shí),往往也伴隨著經(jīng)濟(jì)的過(guò)度波動(dòng).經(jīng)濟(jì)的忽冷忽熱會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的持續(xù)平穩(wěn)運(yùn)行產(chǎn)生極為不利的影響.因此,研究分析造成我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響因素并找到相應(yīng)的對(duì)策措施對(duì)保持我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期快速健康增長(zhǎng)具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義. 本文運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型,對(duì)影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的主要因素進(jìn)行了實(shí)證分析

2、. 1 數(shù)據(jù)整理與模型設(shè)定 1.1 變量選取分析 消費(fèi)、投資、出口和地方政府財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定性的影響,需要對(duì)各變量挑選合適的衡量指標(biāo). 本文以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)變動(dòng)狀況衡量中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng).考慮到數(shù)據(jù)的可得性,以固定資產(chǎn)投資額(I)代表投資需求,其中,以中央項(xiàng)目固定資產(chǎn)投資額(I_zy)代表中央政府投資,以地方項(xiàng)目固定資產(chǎn)投資額(I_df)代表地方政府投資;并且結(jié)合對(duì)財(cái)政分權(quán)的影響,以地方政府固定資產(chǎn)投資額占總投資額比重大小代表財(cái)政分權(quán)指標(biāo);以全社會(huì)消費(fèi)品零售總額(C)代表消費(fèi)需求;以出口額(EXP)代表出口,來(lái)分析投資、出口和消費(fèi)對(duì)

3、產(chǎn)出增長(zhǎng)和波動(dòng)的影響.考慮到1994年分稅制改革以后,我國(guó)財(cái)政分權(quán)程度加大,為了充分說(shuō)明地方政府投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響,本文選取1995Q1至2011Q4的季度數(shù)據(jù),共68個(gè)樣本.所用各變量數(shù)據(jù)皆來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù). 1.2 數(shù)據(jù)整理 我們首先將各季度出口額(以美元計(jì)價(jià))乘以各季度人民幣對(duì)美元加權(quán)平均匯率得到以人民幣計(jì)價(jià)的各季度出口額(EXP)數(shù)據(jù).其次,我們利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的同比數(shù)據(jù)和環(huán)比數(shù)據(jù)構(gòu)建以1994年12月為基期的定基物價(jià)指數(shù)(CPI),然后將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、中央項(xiàng)目固定資產(chǎn)投資額(I_zy)、地方項(xiàng)目固定資產(chǎn)投資額(I_df)、出口額(EXP)和全

4、社會(huì)消費(fèi)品零售總額(C)的季度數(shù)據(jù)除以定基物價(jià)指數(shù)(CPI)得到各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的季度實(shí)際值,接著采用X-12季度調(diào)整方法對(duì)以上各經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列做季節(jié)調(diào)整,以消除季節(jié)因素的影響.此外,為了減少各時(shí)間序列的波動(dòng)性,克服數(shù)據(jù)中的異方差,分別對(duì)季節(jié)調(diào)整后的GDP、I_zy、I_df、EXP和C做對(duì)數(shù)變換,得到各變量的對(duì)數(shù)序列LnGDP、LnI_zy、LnI_df、LnEXP、LnC. 1.3 模型設(shè)定 為了納入經(jīng)濟(jì)變量之間的同期相互影響,本文采用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)進(jìn)行實(shí)證研究: 其中,Y 為經(jīng)濟(jì)變量向量,C 為常數(shù)向量,B0，A 為系數(shù)

5、矩陣;下標(biāo) t 為時(shí)間變量,i 為向量滯后階數(shù),p 為最大滯 后 階 數(shù) ,T 為 樣 本 個(gè) 數(shù) ;μ 為 結(jié) 構(gòu) 式 沖 擊 ,且μ~VWN（0,I） .變量與參數(shù)矩陣的具體形式為: 其 中 , μ1t，μ2t，μ3t，μ4t，μ5t分 別 為 作 用 于LnI_zy，LnI_df，LnEXP，LnC，LnGDP 的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊.假設(shè) B0可逆,則SVAR模型可以轉(zhuǎn)化為如下的簡(jiǎn)化式VAR方程: 簡(jiǎn)化式模型(2)中,Γ0=C/(B0) ;Γi=Ai/(B0);&epsil

6、on;t=μt/(B0),即 μt=B0εt.可以看出,簡(jiǎn)化式擾動(dòng)項(xiàng) εt是結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊 μt的線性組合,代表一種復(fù)合沖擊. 2 實(shí)證結(jié)果分析. 2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn). SVAR模型要求時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的,因此,模型設(shè)定好以后,需要對(duì)相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以確定其平穩(wěn)性.本文采用ADF檢驗(yàn)對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1. 從表1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,Panel A 中對(duì)數(shù)序列LnI_zy、LnI_df、LnEXP、LnC和LnGDP的ADF值都大于5%顯著性水平下的臨界值,

7、它們都不是平穩(wěn)序列.因此,需要對(duì)這些變量進(jìn)行平穩(wěn)化處理.在對(duì)各序列進(jìn)行一階差分后,我們得到Panel B 中各差分序列DLnI_zy、DL-nI_df、DLnEXP、DLnC和DLnGDP的ADF值皆小于5%的臨界值,表明它們?yōu)槠椒€(wěn)序列,從而可以將其帶入SVAR方程中進(jìn)行模型估計(jì)和脈沖響應(yīng)分析. 2.2 模型估計(jì). 向量自回歸模型的估計(jì)結(jié)果受到滯后階數(shù)選擇的影響,因此,首先需要確定恰當(dāng)?shù)臏箅A數(shù).考慮到我們所選取的宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間相互影響的期限,同時(shí)受樣本期長(zhǎng)度限制,本文取最大滯后階數(shù)為4.根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則我們判斷滯后階數(shù)選擇4是合理的(表2).同時(shí)根據(jù)模型特征多項(xiàng)式

8、根的倒數(shù)全部小于1(位于單位圓內(nèi)),證明我們所選擇的SVAR(4)模型結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的. 對(duì)k元SVAR模型進(jìn)行估計(jì),需要對(duì)結(jié)構(gòu)式施加k(k一l)/2 個(gè) 約 束 條 件 才 能 識(shí) 別 出 結(jié) 構(gòu) 式 沖 擊(Hanmilton,1999).本文使用的SVAR模型包含5個(gè)內(nèi)生變量,因此需要施加10個(gè)約束條件才能有效識(shí)別結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊.本文根據(jù)一般宏觀經(jīng)濟(jì)理論來(lái)確定內(nèi)生變量之間的短期約束條件,常規(guī)使用的短期約束條件就是0約束.首先,根據(jù)新古典增長(zhǎng)理論,我們假設(shè)當(dāng)期的固定資產(chǎn)投資只受前一期的經(jīng)濟(jì)狀況影響,與同期的產(chǎn)出、消費(fèi)和出口無(wú)關(guān),因此可得 b13，b14，b15和 b23，b24，

9、b25皆為0;其次,根據(jù)一般貿(mào)易理論,當(dāng)期的出口額不受同期的固定資產(chǎn)投資額的影響,因此 b31=b32=0 ;最后,消費(fèi)水平的大小也與同期的固定資產(chǎn)投資額大小無(wú)關(guān),從而 b31=b32=0 .以上設(shè)定的10個(gè)約束條件滿足SVAR模型的識(shí)別條件,可以估計(jì)得出B0系數(shù)矩陣: 式(3)~(7)表明,每一個(gè)結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊 εt不僅對(duì)相應(yīng)變量產(chǎn)生影響,還將通過(guò)簡(jiǎn)化式?jīng)_擊 μt對(duì)其他經(jīng)濟(jì)變量形成沖擊.SVAR模型與VAR模型最關(guān)鍵的不同之處就是考慮了經(jīng)濟(jì)變量之間的同期影響. 2.3 脈沖響應(yīng)分析. 通過(guò)

10、對(duì)圖1中的脈沖響應(yīng)圖形進(jìn)行分析,我們可以得到以下結(jié)論: ⑴雖然總體上投資需求增加有助于解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng),但通過(guò)對(duì)比我們可以發(fā)現(xiàn),中央政府固定資產(chǎn)投資沖擊和地方政府固定資產(chǎn)投資沖擊對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)有著完全不同的影響.中央政府投資沖擊短期內(nèi)有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的長(zhǎng)期累積效應(yīng)也較大;而地方政府的固定資產(chǎn)投資沖擊在短期對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響效果不明顯,并且出現(xiàn)了程度較小的累積負(fù)面效應(yīng).造成這種情況的可能原因是:首先,中央政府的財(cái)政支出等經(jīng)濟(jì)政策和投資決策代表了政府決策層對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)狀況的態(tài)度和看法,會(huì)對(duì)以后的經(jīng)濟(jì)走勢(shì)起到很大的指示作用,而地方政府投資大多是為了響應(yīng)中央政府號(hào)召,從而中央政府投資沖擊對(duì)產(chǎn)

11、出的影響能力要大于地方政府投資沖擊.其次,中央項(xiàng)目的投資多是對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極其重要的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和關(guān)鍵行業(yè)領(lǐng)域,效率較高,而地方政府的投資卻往往忽視投資的質(zhì)量和效率,造成資源和資金的極大浪費(fèi),從而對(duì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)產(chǎn)生不利的影響.最明顯的例子是2008年金融危機(jī)以后,我國(guó)中央政府出臺(tái)了"4萬(wàn)億";投資刺激方案,地方政府配套的投資資金更是高達(dá)17萬(wàn)億之多.雖然中央政府的資金支出大多投資于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和關(guān)系國(guó)計(jì)民生的關(guān)鍵行業(yè)領(lǐng)域(如交通、電力、科技、水利、節(jié)能減排等)保護(hù)了經(jīng)濟(jì)的持續(xù)平穩(wěn)增長(zhǎng),但是大多數(shù)地方政府的投資卻較多的投向了"三高一低";(高投入、高污染、高消耗、低效益)行業(yè),造成了資源的

12、極大浪費(fèi).這無(wú)疑會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)帶來(lái)不利的影響. ⑵對(duì)外貿(mào)易沖擊雖然也會(huì)對(duì)我國(guó)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成沖擊,但影響程度不大.從DLnGDP對(duì)DLnEXP的累積脈沖響應(yīng)可以看出,短期內(nèi)的對(duì)外貿(mào)易沖擊對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響不明顯,但長(zhǎng)期內(nèi)有較小程度的正向效應(yīng).可見(jiàn),雖然我國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)外依存度較大,出口對(duì)GDP的貢獻(xiàn)度較高,但國(guó)外需求沖擊并不會(huì)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生較大的影響.一個(gè)可能的解釋是:加工貿(mào)易占我國(guó)出口貿(mào)易的比重過(guò)大.出口貿(mào)易一般分為一般貿(mào)易、加工貿(mào)易和其他貿(mào)易,其中加工貿(mào)易是指依賴(lài)進(jìn)口的原材料、零部件,經(jīng)過(guò)加工裝配后再出口到國(guó)外的貿(mào)易形式.加工貿(mào)易的特點(diǎn)是"中間在內(nèi),兩頭在外";,原材料和

13、零部件是從國(guó)外進(jìn)口的,在本國(guó)生產(chǎn)后又運(yùn)到國(guó)外市場(chǎng).在我國(guó)最常見(jiàn)的加工貿(mào)易形式是"三來(lái)一補(bǔ)";,即來(lái)料加工、來(lái)樣加工、來(lái)件裝配和補(bǔ)償貿(mào)易,其中補(bǔ)償貿(mào)易是指國(guó)外廠商提供或利用國(guó)外進(jìn)出口信貸進(jìn)口生產(chǎn)技術(shù)和設(shè)備,由我方企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn),以返銷(xiāo)其產(chǎn)品的方式分期償還對(duì)方技術(shù)、設(shè)備價(jià)款或信貸本息的貿(mào)易方式.因此,雖然我國(guó)出口額占GDP的比重很大,但出口增加對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)自身增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)并不是很大. ⑶消費(fèi)需求沖擊是決定我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的主要因素.從DLnGDP對(duì)DLnEXP的脈沖響應(yīng)可以看出,1單位標(biāo)準(zhǔn)差的消費(fèi)需求正向沖擊導(dǎo)致GDP 出現(xiàn)了1.2個(gè)百分點(diǎn)的增長(zhǎng),隨后迅速下降,在8季度后基本消退.同時(shí)從D

14、LnGDP對(duì)DLnEXP的動(dòng)態(tài)累積脈沖響應(yīng)圖形可以看出,正向的消費(fèi)需求沖擊不僅造成經(jīng)濟(jì)短期內(nèi)的較大增長(zhǎng),而且長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)起到了重要作用.這主要是因?yàn)橐环矫嫦M(fèi)一般是短期行為,持續(xù)時(shí)間不長(zhǎng),對(duì)經(jīng)濟(jì)的短期刺激較大;另一方面,消費(fèi)需求的提高可以改變?nèi)藗冮L(zhǎng)期的消費(fèi)習(xí)慣,從而對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起到較大程度的長(zhǎng)期影響.這充分說(shuō)明了當(dāng)前我國(guó)擴(kuò)大內(nèi)需拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的極端重要性. 2.4 方差分解. 為了測(cè)度各種內(nèi)外因素對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的相對(duì)影響程度,本文對(duì)脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行方差分解.方差分解通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊對(duì)內(nèi)生變量變化(以方差度量)的貢獻(xiàn)度,進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)

15、構(gòu)式?jīng)_擊的重要性.表3列示了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)方差分解結(jié)果. 我國(guó)產(chǎn)出波動(dòng)的方差分解表明： ⑴在預(yù)測(cè)期內(nèi)，由投資波動(dòng)引起的我國(guó)產(chǎn)出的波動(dòng)并不大,但卻有隨著滯后期逐漸增加的趨勢(shì).一方面,中央政府投資沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的解釋能力要大于地方政府投資沖擊,這說(shuō)明了中央政府的經(jīng)濟(jì)政策或投資決策代表了我國(guó)政府決策層對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)狀況的態(tài)度和看法,會(huì)對(duì)以后的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)起到很大的指示和影響;另一方面,中央政府投資沖擊引致產(chǎn)出波動(dòng)的速度也要快于地方政府投資沖擊.這說(shuō)明中央投資政策的出臺(tái)大多是針對(duì)當(dāng)時(shí)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的短期行為. ⑵與投資波動(dòng)一樣,國(guó)外需求的波動(dòng)對(duì)我國(guó)實(shí)際產(chǎn)出的波動(dòng)影響并不

16、大,其解釋能力隨滯后期的增加逐漸增大到穩(wěn)定狀態(tài)時(shí)的8.7%.這說(shuō)明雖然我國(guó)的經(jīng)濟(jì)對(duì)外依存度較高,但國(guó)際經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響并不大.這可以歸因于我國(guó)國(guó)內(nèi)較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)活力和穩(wěn)健的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng). ⑶國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求波動(dòng)在短期內(nèi)解釋了我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的絕大部分波動(dòng),雖隨滯后期的延長(zhǎng)而有所下降,但得穩(wěn)態(tài)時(shí)仍然有66.5%的解釋能力.這也再次驗(yàn)證了擴(kuò)大內(nèi)需對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)較快增長(zhǎng)的極端重要性,同時(shí)也提示我們,通過(guò)擴(kuò)大內(nèi)需來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),應(yīng)該作為一項(xiàng)長(zhǎng)期政策來(lái)實(shí)施. 2.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn). 本文的實(shí)證分析結(jié)果受到我們根據(jù)一般經(jīng)濟(jì)理論設(shè)定的約束條件和Cholesky分解強(qiáng)加給經(jīng)濟(jì)變量的次

17、序的影響,為了說(shuō)明以上實(shí)證結(jié)果的可靠性,需要對(duì)模型的設(shè)定和估計(jì)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn).具體做法是:我們首先調(diào)整SVAR模型中的經(jīng)濟(jì)變量順序,但不改變約束條件,依次進(jìn)行模型估計(jì)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解;其次,我們對(duì)原有的約束條件作適當(dāng)修正,但不調(diào)整SVAR模型中的經(jīng)濟(jì)變量順序,再依次進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解;最后,我們既調(diào)整SVAR模型中的經(jīng)濟(jì)變量順序又對(duì)約束條件作出適當(dāng)修正,依次進(jìn)行模型估計(jì)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解.經(jīng)過(guò)多次模型調(diào)整和實(shí)證分析后,我們發(fā)現(xiàn),實(shí)證結(jié)果并沒(méi)有大的變化(限于篇幅,具體檢驗(yàn)過(guò)程省略).這表明,本文所使用SVAR模型具有穩(wěn)健性,得出的實(shí)證結(jié)果是比較穩(wěn)定可靠的. 3

18、結(jié)論與建議. 通過(guò)以上實(shí)證分析并結(jié)合我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行實(shí)際,可以看出,一直以來(lái)造成我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的原因主要有以下幾個(gè)方面: ⑴投資與消費(fèi)比例的失調(diào).伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng),我國(guó)的投資率不斷上升.在總需求的構(gòu)成中,投資需求已經(jīng)取代消費(fèi)需求成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)因素.投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)是有目共睹的,但投資增長(zhǎng)率波動(dòng)卻相當(dāng)大,且超前于GDP和消費(fèi)的波動(dòng).過(guò)高的投資率讓我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)分依賴(lài)固定資產(chǎn)的投資,加劇了經(jīng)濟(jì)大幅度波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn).自改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了五次"過(guò)熱 ";現(xiàn) 象(1984~1985、1987~1988、1991~1994、2003~2006、2009~20

19、10),其中四次源于投資增長(zhǎng)(1984~1985、1991~1994、2003~2006、2009~2010).在這四次過(guò)熱中,投資增長(zhǎng)率全都超過(guò)了25%.當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降時(shí),政府通過(guò)財(cái)政、貨幣政策及其它相關(guān)制度刺激投資,投資快速上升;經(jīng)濟(jì)過(guò)熱,政府開(kāi)始控制投資,投資增長(zhǎng)率下降,GDP和消費(fèi)增長(zhǎng)率隨之下降,出現(xiàn)了投資過(guò)熱-通脹-宏觀調(diào)控-通縮的怪圈. ⑵對(duì)外依存度較大.首先,高外貿(mào)依存度會(huì)降低本國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)外部沖擊的防御能力,一旦外貿(mào)出口受到較大沖擊,國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)便會(huì)產(chǎn)生連鎖反應(yīng),造成大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng).其次,出口增長(zhǎng)易受?chē)?guó)外經(jīng)濟(jì)對(duì)本國(guó)商品需求的限制.由于我國(guó)人口眾多,目前的增長(zhǎng)速度又明顯高于世

20、界上大多數(shù)國(guó)家,想依靠外貿(mào)增長(zhǎng)來(lái)長(zhǎng)時(shí)期地維持當(dāng)前的增長(zhǎng)率,前提條件是世界其他國(guó)家對(duì)我國(guó)商品需求的增長(zhǎng)率不能低于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率水平,這一點(diǎn)從長(zhǎng)期看顯然是不可行的.像當(dāng)前國(guó)際金融危機(jī)造成的國(guó)外需求下降對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的不利影響顯而易見(jiàn). ⑶政府主導(dǎo)和財(cái)政分權(quán).一方面,在政府主導(dǎo)的體制性誘導(dǎo)下,國(guó)有企業(yè)成為了政府的一致行動(dòng)人.2008年的四萬(wàn)億投資主要針對(duì)國(guó)有企業(yè),從而導(dǎo)致了在政府出臺(tái)"救市";政策、擴(kuò)大投資來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí),國(guó)有企業(yè)也在政府部門(mén)的體制性的誘導(dǎo)下擴(kuò)大規(guī)模,增加投資,致使經(jīng)濟(jì)過(guò)熱.而當(dāng)政府意識(shí)到經(jīng)濟(jì)過(guò)熱時(shí),政府出臺(tái)的"降溫";政策又會(huì)誘導(dǎo)國(guó)有企業(yè)減少投資支出,致使經(jīng)濟(jì)進(jìn)

21、一步過(guò)冷.其次,地方政府的分權(quán)過(guò)度,會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不利的影響,造成經(jīng)濟(jì)內(nèi)在的不正常波動(dòng),特別是近年來(lái)地方政府之間單純的以GDP作為考核政績(jī)、衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的唯一目標(biāo)的競(jìng)爭(zhēng)越來(lái)越激烈,使得各地基礎(chǔ)建設(shè)力度加大,導(dǎo)致了投資熱的出現(xiàn),并造成經(jīng)濟(jì)的一熱再熱. 參考文獻(xiàn): [1] 陳昆亭,龔六堂,鄒恒甫.什么造成了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng),供給還是需求-中國(guó)經(jīng)濟(jì)的RBC分析[J].世界經(jīng)濟(jì),2004,(9). [2] 郭慶旺.中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的解釋:投資沖擊與全要素生產(chǎn)率沖擊[J].管理世界,2004,(7). [3] 黃賾琳.中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期特征與財(cái)政政策效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究

22、2005,(6). [4] 張軍等.中國(guó)為什么擁有了良好的基礎(chǔ)設(shè)施-分權(quán)競(jìng)爭(zhēng)、政府治理與基礎(chǔ)設(shè)施的投資決定[J].經(jīng)濟(jì)研究,2007,(3). [5] Ahmed,Shaghil,Ickes Barry,Ping Wang,Byung Sam Yoo. InternationalBusiness Cycles[J]. American Economic Review,1993,(83). [6] David. C. W. The Trade-Off between Cash Flow and Net Present Val?ue[J]. Journal of Economics, 1993, 95 ( 1) . [7] Blanchard,Olivier , Danny Quah. The Dynamic Effects of AggregateDemand and Aggregate Supply Disturbances[J]. American EconomicReview,1994,(81).