宏观经济政策的动态一致性

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宏观经济政策的动态一致性范文第1篇

关键词：宏观经济政策；益贫式增长；政策模型

中图分类号：F120文献标识码：A文章编号：1000-176X（2011）04-0017-10

一、引 言

20世纪90年代以来，关注发展中国家问题的国外学术界和国际机构已从单纯强调“经济增长”，转而重视“益贫式增长（pro-poor growth，PPG）”。益贫式增长要求发展中国家政府不仅要确保经济的持续稳定增长，而且要关注穷人能否参与到经济增长过程中，并合理地分享经济增长成果。这意味着发展中国家需要重新审视以往的发展战略和增长模式，科学地制定益贫式增长的经济政策。

基于经济增长益贫性以及有利于穷人的经济政策来研究发展与减贫问题是当前国际上比较前沿的课题。国外学者就经济政策对益贫式增长的影响作了大量的经验研究，得出了一些有价值的结论。跨国经验分析发现，宏观经济一揽子政策对于益贫式增长有显著效果，Essama -Nssah［1］通过模拟宏观经济政策对总福利和贫困的影响，发现结构调整政策和分配政策对福利影响非常显著。Klasen［2］通过跨国比较分析，指出提高农业生产率、缩小地区差距、减少性别差异、提高穷人资产储备的一揽子政策有助于实现益贫式增长。Dollar和Kraay［3］、Lundberg和Squire［4］结合财政、货币以及汇率政策，创建了一个宏观政策指数，以更宽泛的角度度量宏观经济稳定性，其应用非洲国家样本的实证分析表明，宏观政策对低收入群体福利有显著的正向影响。开放的贸易政策是否会促进益贫式增长，结论尚不明确。Dollar和Kraay［3-5］以进出口额占GDP比重来衡量贸易开放度，研究发现开放的贸易政策有利于益贫式增长；但Winters［6］采用同样的衡量标准对巴西、海地、墨西哥、秘鲁和赞比亚的研究却发现，当这些国家经历快速贸易开放时，却保持着较慢的经济增长和贫困减少水平。Ernesto［7］指出，有效利用劳动力的政策以及对教育医疗进行合理投资可以实现益贫式增长。Shenggen等［8］的研究表明目前在印度，政府农业科研、教育和道路投资是促进益贫式增长的有效政策措施。

目前，国内关于经济政策对益贫式增长影响的研究还比较少，笔者考察所及只有徐俊武［9］、罗小芳和卢现祥［10］等几项研究。他们都提出有利于穷人的秩序对于益贫式增长的重要性，此外，徐俊武还对二元结构下政府公共支出对益贫式增长的关系进行了阐释，指出政府对农村的公共支出比例与穷人向现代部门的迁移能力密切相关。此外，杜志雄、肖卫东和詹琳［11］进一步研究了益贫式增长的引申概念包容性增长的政策内涵，指出实现包容性增长同时蕴涵着培育和提升人力资本、增强制度设计与政策制定的公平性、建立公平的防护性保障体系三个层面的宏观政策，并对这一政策体系中的政策措施做了分类，但对政策措施对包容性增长的可能影响没有做进一步的分析。当穷人向现代部门的迁移能力较强时，可以通过不断减少对农村的支出比例，增加对城市的支出比例来促进益贫式增长；当穷人向现代部门的迁移能力不足时，必须增加政府对农村的公共支出比例才能实现益贫式增长。

基于上述分析可知，各种政策对于经济增长的影响是同时起作用的，不论基于益贫式增长理念的改革重点关注何种政策（如财政政策、货币政策、政府支出、贸易自由化、金融领域的自由化等），都要求我们说明这些政策对经济增长的综合影响，及其对不同的社会群体福利的综合影响。而就笔者所及文献来看，很少有研究系统地讨论经济政策和中国益贫式增长问题，据此，本文拟开发一个小型的中国益贫式增长“宏观―微观”政策分析模型，并在此基础上以中国为样本开展经验研究。

二、理论框架与测量模型

（一）益贫式增长政策分析模型的理论基础

宏观经济政策对经济增长的影响早已在学界基本达成共识，但是宏观经济政策对穷人福利的影响至今仍是充满争论的课题。Lal和Myint［12］研究了增长、不平等和贫困的关系之后发现各国的经验差异较大，差异主要来自于政策选择的不同。同时，也有证据表明分配政策较公平的国家经济增长更快，经济政策可以对初始收入分配中穷人福利的不利状况进行修补。Demery和Squire［13］指出，在执行改革政策的国家，贫困人头指数降低，而在没有实施政策调整的国家，贫困状况改善很小，甚至更为恶化。此外，有研究表明，减贫策略的各种要素还包括：建立在劳动力密集型制造业基础上的，出口导向的外向型增长策略；鼓励采用新技术的早期的农业和农村发展；基础设施投资和人力资本投资；能够对农民和企业家提供激励的有效的制度；促进医疗卫生、教育和社会资本以及为穷人提供社会安全网的社会政策都可以促进益贫式增长［14］；此外，还包括改善经济增长的微观环境的各种要素，例如通过更好的信贷市场作用来改善资本通道，以及更加公平的资产分配等要素。

基于以上文献提供的经验证据，本文将重点讨论宏观经济政策影响贫困人口福利的各种途径（例如，通胀、总需求、收入分配和宏观经济不稳定，这些途径可以按直接影响和间接影响加以区分），以及周期和危机的非对称效应和劳动力市场的重要作用。上述各种公共经济政策对益贫式增长的影响和相互作用的关系可以用图1来描述。

宏观经济政策调整影响穷人的最直接途径就是公共部门冻结工资，政府转移支付和补贴支出的削减和公共部门价格的提高。宏观经济政策对穷人的间接效应可以通过许多方面起作用，包括总需求、总产出（假设起初存在超额生产的能力）以及就业的变化；经济增长速度的变化；通胀的变化和对穷人的相关消费价格平减指数的变化；真实汇率的变化；宏观经济的不稳定性及分配效应。此外，稳定政策带来的产出和就业效应也可能是不对称的。同时，越来越多的经验数据表明，周期性衰退和经济危机对贫困会产生非对称效应：衰退或急剧的产出缩减可能会大大提高贫困水平，然而扩张却倾向于产生非常有限的影响。

（二）益贫式增长“宏观―微观”政策分析模型框架

本文所设计的益贫式增长政策分析模型分三个层级。第一层级使用的是一个静态的、加总的、具有宏观经济内在一致性的框架。这一模型的优点在于，它能够将财政账户、国际收支账户和货币账户联系起来，从而确保具有一个内在一致性的国民核算帐户。而绝大部分的宏观经济政策，诸如政府支出水平、税收水平和赤字融资的结构等等，都可以被整合到这些模块之中。而后，宏观一致性框架中的政策信息就会在各个模型之中运行，在此我们选择了两个增长模型：一个是属于长期增长模型的“真实值”模型，另一个是反映短期增长效应的三变量VAR模型。增长模型反映了在相对价格、工资以及产出构成没有改变的情况下，政策对经济增长的影响。

第二层级是该框架的核心部分，是一个静态的、多部门的、具有一般均衡性质的模型。模型假定经济的总产出水平是固定的，因此，它主要反映的是宏观经济政策以及宏观经济震荡对相关价格和工资造成的影响。在此，首先借鉴了世界银行开发的1-2-3CGE模型。简而言之，从某特定宏观经济政策的国民核算账户开始，运用1-2-3CGE模型，可以得到一系列相互之间保持内在一致的商品的工资、特定部门的利润以及相对价格的数据。但是，1-2-3CGE模型存在一个明显的不足，即宏观经济政策与贫困的因果链条是单向的，而没有考虑到宏观政策对微观模型变量的反馈效应，另外，我们所应用的简单1-2-3CGE模型也缺乏对劳动力市场更为令人满意的描述。第三层级是微观数据（家庭数据或分组数据）。当模型对价格、工资、利润和增长进行的预期变动被整合进代表性组群的有关工资、利润以及商品需求的家庭数据时，就在微观和宏观之间建立起了沟通的桥梁。理论上，通过该框架，就可以在有限的时间里，在可以运用的数据资源的情况下，得到与一系列宏观经济政策和冲击具有内在一致性的家庭福利指标以及益贫式增长水平的预测值。

三、变量选择与计量检验设计

（一）“真实值”模型

“真实值”模型的增长回归方法已被证明在解释跨国的增长率变化时非常成功，因此也很可能在解释增长的跨期变化时非常有用，大量文献使用该方法进行了综合研究。本文将在对中国主要经济政策（金融发展、通货膨胀、汇率、对外贸易、FDI、公共支出等）进行理论分析的基础上，应用209个国家的面板数据进行增长回归分析，考察各个宏观经济变量对增长的影响，以及在控制其他经济政策和变量后，某项经济政策的变化趋势是否显著地促进了经济增长。

为确定上述经济政策对增长的影响，笔者通过对世界各国的增长数据进行回归分析，结合世界范围内真实值模型的增长系数，讨论中国上述经济政策对增长的影响。本部分主要的数据来源是WDI和IMF的世界各国宏观经济数据库。选取的样本包含了全世界209个国家和地区的1970―2003年的相关信息，即包括7072个有效样本点的国际面板数据。在回归分析中，对各国的基础设施情况采用每百人电话线这一国际通用变量进行度量；在已有的实证研究中，M2/GDP度量金融发展的作用已得到了有力的证实，因此采用M2/GDP来衡量一国的金融发展水平。

此外，考虑到增长回归中金融发展等变量可能存在的内生性问题，本文借鉴了已有文献中的方法。构建回归方程时，假设Y表示被解释变量，X表示解释变量，由多个解释变量组成的一个列向量，方程中的下标i和t（t=1970，…，2003）分别代表第i个国家和第t年，b表示截距项，于是一个表示X对Y的影响的总模型可以写作：

其中，β即需要确定的真实值模型中各个影响经济增长变量的增长系数，是一个行向量。

增长回归模型中，第一组解释变量包括决定增长的政策：（i）金融发展的衡量（M2/GDP）；（ii）通货膨胀；（iii）实际汇率；（iv）小学教育完成率；（v）每百人电话线（基础设施的变量）；第二组变量在前一部分的基础上，还考虑了可能受到冲击影响而发生较大变动的进出口贸易和资本流动的因素，即：（i）进出口贸易占GDP的比例；（ii）资本流动；最后，考虑到1998年是中国经济增长性质发生改变的重要分界点［15］，为更好地考察中国经济政策对益贫式增长的影响，尝试将1998年前后的国别数据分别进行分析，并将侧重点放在1998年以后中国的益贫式增长阶段。

通过对方程一中第一组解释变量的回归（见表1所示）可以发现，较高的M2/GDP、较低的通货膨胀水平、完善的基础设施供给都与较高的增长率相关，而真实汇率及小学完成率对增长的影响并不显著。

在第二组回归中（如表2所示），加入了表示外部冲击的变量，即进出口贸易、资本流动。二个变量加入方程，得到了以下回归结果（如表2）

表1、表2均为固定效应（FE，fixed effects）估计结果，因为Hausman检验拒绝了随机效应（random effects）模型，因此没有报告随机效应的估计结果。根据解释变量的R2值，加入了外部因素的“方程二”比“方程一”更有解释力。通过对两个方程的综合考察，可以得出以下估计结果：第一，在固定效应估计中，M2/GDP显著地影响GDP的增长率变化，并且，与资本积累、贸易与经济增长的关系研究一样，金融发展与经济增长也存在着双向的因果关系。第二，不论是否考虑外部冲击，通货膨胀对增长率的负向影响都十分显著，但需要注意的是，虽然研究发现高通货膨胀往往伴随着产出的下降，然而一旦通货膨胀得到遏制，产出又会重新回复到原来的长期增长路径。第三，当引入外部冲击变量如贸易及资本流动以后，M2/GDP即以货币表示的金融政策发展对GDP增长率的作用方向有所变化。第四，进出口贸易占GDP的比例这一变量具有显著的正影响，说明发挥各个国家的比较优势，有利于GDP的增长。第五，资本流动（净流动/GDP）作为冲击变量，它并不显著。

至此，已经能够对影响经济增长的变量和其影响程度有比较明确的认识了，但这还并不是研究的全部。根据刘畅［15］的测算，及对中国经济增长性质的判断，1998年是中国经济增长是否益贫的一个分界点（1987―1997年间的经济增长是非益贫的；特别是1995―1997年间，农村经济增长的成果被收入分配的恶化完全抵消，贫困群体的福利水平显著降低；而在1998―2006年间，出现了9年稳定的益贫式增长）。因此，本文希望能够以1998年作为分界点，观察1987―1997年、1998―2006年间经济政策与经济增长之间的联系。据此对样本分别进行了固定效应估计，回归结果如表3、表4所示。

其中，在1998年以前，M2/GDP、通货膨胀、实际汇率、资本流动几个变量被证明具有显著性，但资本流动的作用效果却不够明显，对增长率只有微小的影响；而1998年后，除M2/GDP、通货膨胀对经济增长具有显著影响外，实际汇率对经济增长的影响变得不显著了，而进出口贸易占GDP的比例则开始表现出对经济增长率的正向影响。这说明1994年汇率制度并轨后，人民币不再出现之前持续贬值的趋势，平稳的汇率水平为经济增长提供了良好的环境，但未能对经济增长有明显贡献；1998年后进出口贸易占GDP比例的提高对经济增长有良好的促进作用，表明国家的对外贸易政策特征发生了某些变化，使得其对1998年前后经济增长有不同影响；另外，各种政策在1998年对经济增长率的弹性也发生了很大变化，M2/GDP对经济增长的弹性有所降低，通货膨胀对经济增长的影响有所加强，这些变化对于接下来进一步考察这些政策对不同群体福利的影响非常重要。

需要强调的是，“真实值”模型其实仅仅是反映宏观经济政策的长期增长效应的方法之一。它是一个简约的模型，并且模型是建立在跨国回归的基础上，因此，各国家的系数都是相同的。

（二）三变量VAR模型

一般的模型仅仅只是描述因变量对自变量变化的反应，向量自回归模型则考虑了模型中各变量间的相互作用，在某些给定条件下，VAR模型能够用来确定一个基本的经济冲击给其他经济变量带来多大影响，即其他经济变量对该基本经济冲击的响应的大小，所以VAR被公认为描述变量间的动态关系的一种实用的方法。为讨论政府支出的增加对经济增长的短期影响，建立三变量自回归（VAR）模型进行评估，三个变量分别是增长率、实际汇率以及政府支出。

1.方法与模型

本文使用1980年Sims提出的向量自回归模型（vector autoregressive model，VAR模型）。模型采用多方程联立的形式，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。最一般的VAR模型数学表达式为：

yt=μt+∑ki=1αiyt-i+βixt-i+ut（2）

其中，yt为外生变量向量，xt为内生变量向量，ut为随机扰动项，K为滞后期。

1.平稳性检验

在模型中选取中国自1987―2006年20年间的数据进行分析。在建立线性的VAR模型之前，首先检验数据的平稳性，对模型中GDPGR（真实国内生产总值增长率）、EX（真实汇率水平变化）以及PE（公共支出变化率）变量的数据做ADF单位根检验，结果表明其均为平稳序列（检验结果见表5所示）。

2.建立VAR模型

以GDP增长率、真实汇率变化率和公共支出变化率作为变量建立VAR模型，其扩展形式如表6所示：

本文重点关注公共支出冲击影响经济增长的短期弹性。VAR模型的扩展形式表明，向量自回归估计中得到的增长对其自身的短期弹性非常显著，分别为0.6718、0.4762；而受到公共支出冲击短期影响的弹性并不显著，第一年为0.0004，到第二年则更小，为0.0001（这两个弹性数值是我们下一步在CGE框架中分析公共支出冲击对低收入群体福利影响的重要参数），这表明我国政府支出政策的变化对拉动经济增长影响很小，至少在短期如此。

3.脉冲影响分析

脉冲响应函数（impulse response function，IRF）用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响，其内涵是一个变量的扰动通过模型影响所有其他变量，最终又反馈到自身的过程。可以通过脉冲响应函数理解政府支出如何影响其它两个变量，并最终作用于自身的过程。图2描绘了公共支出和汇率对经济增长影响的轨迹。

通过对脉冲响应轨迹的观察，可以得到一些初步结论：（1）经济增长率（GDPGR）对其自身的变化有较强反应，但这种影响是非常复杂的，出现了先降低而后升高，最后趋近于零的变化轨迹，这说明经济增长的速度在短期是有惯性的（前两期），但从长期来看，这种影响会迅速减弱以至消失。（2）汇率的贬值对于提高经济增长速度有一定作用，且其对经济增长的影响时间更长（约为5期）。（3）公共支出的增加在短期内促进了经济增长，但此后对经济增长的影响为负以至逐渐消失。这种变化趋势表明公共支出的增加很可能对财政的可持续性造成了影响，从而影响了经济增长的可持续性。对于这一点，我们将在后文应用CGE一般均衡方法进行更加深入的经验分析。

（三）1-2-3CGE模型

基于“宏观―微观”思想的模型的解决方案提供了联系变量（LAVs）进行微观模拟模块的影响分析。即应用1-2-3CGE数值模型方程组（表7给出了1-2-3CGE模型的方程规范，表8为模型的变量说明），考察了1987―2006年经济政策对益贫式增长运行的影响。

通过1-2-3CGE模型，可以得到工资、利润以及三种商品（国内商品、进口商品、出口商品）价格变动的信息，即LAVs，将这些连接变量与微观数据模块连接起来，就可以得到每个代表性家庭群体平均福利变化的信息。

（四）微观数据模块

微观模块的工作是将1-2-3CGE模型转化为家庭福利。对于宏观经济框架而言，CGE模型计算了各部门相关的收入的变化，以及各种商品价格的变化。家庭模块的计算使用包络方法，其中，间接效用分别是工资率、部门利润和商品价格的函数，而这些都是中观和微观层级之间的连接变量（LAVs）。因此，宏观冲击对家庭层面的福利影响的第一顺序估计等于以下三个组成部分之和：初始劳动收入与工资率的相对变化之积；利润收入的变化；初始消费的商品与商品价格的相对变化之积。

在实证分析时，各群组的收入和消费数据可以从家庭调查数据中获得。共有三种收入来源：工资、国内商品部门的利润以及出口部门的利润。消费支出被分为进口商品和国内商品，家庭之间的异质性反应在收入来源和消费模式的差异上，这有利于我们分析宏观冲击和政策对各类家庭之间的不同影响。但是，目前还很难得到中国居民进口商品消费支出和国内商品消费支出的相关数据，为得到这些必要的信息，即对各组居民消费支出分别各假设了三种消费偏好（偏好假设1中，居民进口商品消费倾向最小；偏好假设3中，居民进口商品消费倾向最大；偏好假设2中，居民进口商品消费倾向居中）下的情况，从而可以得到进口商品消费支出和国内商品消费支出的数据（表7以2006年为例，列示了农村居民收入数据及三种偏好假设下的居民消费进口商品和国内商品的数据）。本文的实证分析是根据2002―2006年偏好假设2的数据进行模拟的，必须指出的是，虽然本文的假设是依据居民的消费偏好拟定的，但不可避免的，基于这一假设的模拟结果与现实的情况会存在一定的差异。

四、结论与建议

（一）主要结论

依靠上述模型及微观数据模块，可以对2002―2006选择2002年为实证分析起始年，主要是从分组数据的统计口径一致性加以考虑的。即1998―2001年间分组数据的统计口径与2002―2006年间统计口径的不一致会导致实证结果的不可比，基于2002―2006年间农村5等份的居民分组数据对于我们考虑不同组群居民福利变化更加直观，故本文仅对2002―2006年经济政策对益贫式增长的影响进行分析。年间经济政策对益贫式增长的影响做综合分析，分别考察了金融发展、通货膨胀、汇率、对外贸易和公共支出等政策出现偏离时，对于当年经济增长和各组群家庭福利的影响。

1.金融深化对PPG的影响

将代表金融深化的指标M2/GDP在2002―2006年每年都提高5个百分点，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%，模拟结果如表8所示。

从模拟结果来看，货币流速的变化与我国经济增长速度表现出基本一致的波动趋势，说明包括储蓄存款在内的货币存量是经济增长的源泉；此外，从实证结果比较看，三个年度中M2/GDP对经济增长的影响在逐年减小，说明近年来GDP增长稳定性增强，货币冲击对经济增长的影响下降。从金融深度对居民福利的影响来看，其对收入较低群体的贡献比对收入较高群体的贡献更大。可见，金融发展有利于益贫式增长，但其对益贫式增长的贡献呈现逐年减小的趋势。

2.通货膨胀对PPG的影响

通货膨胀是衡量宏观经济稳定性的重要指标，通货膨胀的大起大落往往会对经济增长和居民福利水平造成很大影响。我们将2002―2006年各年通货膨胀水平（平减后）在原有基础上调低50%。即从2002年的0.58%调整到0.29%，2003年的2.61%调整到1.31%，2004年的6.91%调整到3.46%，2005年的4.17%调整到2.09%，2006年的3.28%调整到1.64%，分析结果如表9所示。

通过以上对通货膨胀与经济增长及各群体福利变化的实证分析，可以知道：由于近年来我国通货膨胀水平处于低位健康区间，因而继续降低通胀率并未对经济增长和各组群居民的福利水平造成明显影响。从通胀水平对各组群居民福利水平变动的影响看，当通胀水平处于较高水平时，其变化对各组群居民福利水平变动的影响较大；当通胀水平较低时，其变化对各组群居民福利水平变动的影响较小；且低收入群体的福利水平对通胀水平的变化最为敏感。因此，保持稳定且较低的通货膨胀水平可以促进有效的益贫式增长。

3.汇率政策对PPG的影响

将2002―2006年汇率水平每年调高5%，即7.8633、7.8632、7.8627、7.6721和7.4326，分析结果如表10所示。

人民币有效汇率的波动是影响中国进出口贸易和利用外资水平的主要因素之一。人民币有效汇率大幅度升值，不仅会对中国经济增长产生巨大负面冲击，而且对世界经济特别是与中国有密切贸易往来的国家或地区经济发展同样是不利的。从模拟结果可以看出，如果人民币按照5%的速度升值，将对经济增长和居民福利有负向的影响，因此，人民币的升值并不是益贫式增长理想的政策选择。当然，实证结果也表明，人民币升值虽然对经济增长和居民福利影响为负，但影响程度均不大。因此，鉴于保持汇率稳定特别是有效汇率稳定，对维护中国经济持续稳定增长至关重要，短期内人民币汇率应继续保持相对稳定；如果升值在经济运行中是非常必要的选择，则宜采取渐进式的小幅升值方式，升值的幅度不宜过大，否则将对经济产生较大震荡，亦会对居民福利造成很大冲击。

4.对外贸易对PPG的影响

将2002―2006年进出口贸易/GDP的比例均调高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%。考察其对经济增长和居民福利的影响，结果如表11所示。

从模拟结果可以清楚地看到，对外贸易对我国经济增长存在着巨大的推动作用，对于低收入群体福利改善也有重要影响。但需要指出的是，2006年我国进出口贸易占GDP的总额已经达到72.03%，继续提高的空间不会太大；此外，过高的贸易依存度也使得经济运行易受到外部冲击的影响，一旦外部经济环境恶化，一方面将使经济增长遭受重创，另一方面也会令居民福利，尤其是低收入群体福利遭受巨大损失。

5.政府支出对PPG的影响

近年来政府把提高低收入阶层的收入作为收入分配政策的重要措施，实行了减免农业税，提高个人所得税起征点、提高失业救济金、提高最低收入阶层的基本生活费等社会保障支出、增加低收入阶层经济适用房等政策，努力使经济增长的成果更广泛的惠及全体人民。由此，政府支出大幅增加。本文模拟了政府支出逐年增加5%的情形，分析结果如表12所示。

从模拟结果可以看出，如果政府支出增加5%，经济增长率和居民福利水平都将有所提高。但是，也应该注意到，经济增长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约束、无限增加，则最终我们将实现益贫式增长；然而这种假设几乎是不可能的，考虑到财政可持续性问题，政府支出的规模是有限的，因而，进一步提高政府支出政策对益贫式增长的绩效在很大程度上将依赖于政府支出结构的合理调整。

（二）政策含义

本文通过构建中国益贫式增长政策分析模型，考察了金融发展、通货膨胀、汇率、对外贸易、公共支出等政策出现调整时，对于当年经济增长和各组群家庭福利的影响。结果表明，2002―2006年间，金融发展对益贫式增长并没有直接的贡献，高速的金融发展政策并非是很好的有利于低收入群体福利改善的政策选择；稳定且较低的通货膨胀水平对经济增长和低收入群体福利改善有益，从而可以有效地促进益贫式增长；人民币升值政策对于益贫式增长显示为不利影响，即使升值是必要的政策选择，升值的幅度也不宜过大，否则将对经济产生较大震荡，亦会对居民福利造成很大冲击；贸易条件恶化会对益贫式增长产生不利影响，而且对低收入群体福利的损害要大于高收入人口的损害；增加政府支出有利于经济的增长和居民福利水平的提高，但经济增长和居民福利水平提高的幅度比政府支出的比例低很多，在政府支出不能无约束无限增长的情况下，调整政府支出结构使之更加适应益贫式增长的发展目标是未来一项值得重点关注的课题。

参考文献：

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宏观经济政策的动态一致性范文第2篇

【关键词】 大湄公河次区域 金融一体化 货币合作

在区域经济和金融一体化发展的大背景下，货币一体化已成为国际金融合作的研究热点，并在部分国家和地区得到了成功实践。自1997年金融危机之后，亚洲各国，特别是东亚地区加强经济合作多层次、全方位的各种机制层出不穷，效果十分显著。同时，在《清迈协议》下的双边货币互换以及亚洲债券市场建设更是标志着亚洲金融合作迈出了实质性的步伐。自亚洲开发银行确定次区域18年来，次区域各国在亚洲经济合作浪潮下开展了交通、能源、电信、旅游、环保、农业、贸易、投资、人力资源开发和禁毒等多方面合作，但相对来说，经济金融合作进程缓慢。

一、大湄公河次区域货币金融合作的可行性分析――基于最优货币区标准指标

从最优货币区理论的评价标准来看，经济一体化程度是衡量一个区域是否具备建立最优货币区的重要判断条件。因此，可以从社会经济发展水平、产业结构、宏观经济政策目标、经济增长的相关性经济开放度与要素流动性方面对大湄公河次区域各国的经济一体化程度进行分析。

1、社会经济发展水平

次区域内各国均属于中等人类发展国家，人均国民收入水平除泰国与中国较为突出外，其余四个国家的水平均十分接近。

2、产业结构

大湄公河次区域各国产业结构的差异使得各国产业互补性很强。中国和泰国制造业和服务业所占比重较大，越南工业和服务业的比重明显增加，缅甸、柬埔寨及老挝则是典型的农业国，农业所占比重较大。产业结构的实际差异使得区域内各国易于在区域国际贸易分工中各居其位，形成一个相互补充、相互依赖的区域贸易体系。

3、宏观经济政策目标的一致性

从欧盟的经验来看，衡量各国宏观经济政策目标一致性的主要指标有通货膨胀、失业率、赤字占GDP的比率和国债占GDP的比率。

据以往数据显示，泰国的通货膨胀率在次区域的五个国家中最低，虽略高于中国，但低于东盟平均水平。20世纪90年代越南的通货膨胀率与泰国有很大的相似性，东南亚金融危机的爆发导致越南的通胀率在1998年上涨到7.8%。近三年，受自然灾害、国际市场油价和汇率波动等因素的影响，越南的通货膨胀率达到了6.6%以上，高于同期东盟的平均水平。缅甸和老挝的通货膨胀最为严重，通货膨胀率在大部分时间都保持着两位数，其中受东南亚金融危机的影响，老挝的通货膨胀率在1999年更是达到了128.4%，其后随着世界及本国经济的复苏，两国的通货膨胀率虽仍高于东盟平均水平，但已下降到了10%以下。与其他四国一样，东南亚金融危机导致柬埔寨通货膨胀率在1998年达到最大，为14.8%，其后随着经济的发展，通货膨胀率呈现出温和上涨趋势，其通胀率也一直略低于东盟平均水平。总体上看，过去的十多年间，除缅甸外，次区域通货膨胀率平均水平并不高。

从失业率水平来看，缅甸与老挝作为农业国，与外界经济联系不强，因此，两国失业率具有稳定性，缅甸失业率始终保持在4%左右，老挝则基本保持在5%左右。泰国、越南和柬埔寨的失业率变化具有趋同性。1989―1997年，泰国经济发展进入快速增长阶段，经济的快速增长使其失业率由1989年的3.1%下降到1997年的1.5%。柬埔寨则由于国内政治稳定带动了经济发展，失业率也由1994年的2.5%下降到1997年的0.7%。受东南亚金融危机的影响，泰国、越南和柬埔寨的工业受到较大冲击，三国失业率在1998年达到最高。危机之后，经济的复苏带动了就业人数的稳步增加，泰国、越南和柬埔寨的失业率也呈现下降趋势。总体上说，次区域国家的平均失业率水平较低，与此相比，高失业问题则一直是困扰欧盟国家的主要宏观经济问题。

从财政赤字占GDP的比率来看，1996年底，欧洲货币联盟通过了《稳定与增长公约》，该公约明确规定成员国必须符合预算赤字占GDP的比率低于3%、国债占GDP比率低于60%的标准。1998年，欧盟的这两个指标分别为2.3%和73.9%。与此相比，大湄公河次区域各国财政赤字占GDP比率的平均水平均远低于欧盟水平。

从国债占GDP的比率来看，缅甸、柬埔寨及老挝等国内国债市场不发达，政府发行债券十分有限。据亚洲开发银行的统计显示，中国和泰国的这一比率分别为13.3%和30%，显著低于欧盟水平。

以上宏观经济变量的对比分析表明，大湄公河次区域各国的通货膨胀、失业及政府赤字等宏观经济指标表现较好，并存在较高的一致性。宏观经济政策指标的趋同为进一步加强彼此之间的金融合作打下了良好的基础。

4、经济增长的相关性

区域成员国间经济增长的一致性越高，则成员国彼此经济影响的程度也就越高，因此有必要加强经贸合作。从次区域各国经济增长的相关系数分析结果来看，次区域国家经济增长的相关程度不一。泰国与越南经济增长的相关程度最高，但也仅达到0.66的水平。其次，越南、缅甸与老挝的经济增长具有一定的相关性。总体上看，次区域各国经济增长的一致性程度不高，这可能导致区域各国对外部冲击的反映不一致，从而不利于区域经济金融合作的开展。

5、经济开放度

衡量一国经济开放度的最常用的指标是外贸依存度。从对外贸依存度来看，近20年来，泰国、越南和柬埔寨三国的进出口贸易总额占GDP比重持续增加，表明这三国对世界经济的依赖程度也在逐年提高。1987―2006年，三国进出口贸易总值占GDP的比重分别由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，增长了14.3倍。缅甸与老挝两国对外经济依赖性相对较弱，虽然其进出口贸易总额占GDP比重也有提高，但增长缓慢，2006年两国对外贸易依存度分别为40.2%和75.3%。

6、要素流动性

出现对称性冲击时，区域内要素流动性越强，各国放弃汇率政策和货币政策对冲机制的成本就越低，因而越有可能促成区域内各国的货币合作。要素的流动性主要包括资本的流动性与劳动力流动性。

从资本要素的流动性来看，次区域基本与东亚地区的平均水平一致。而与欧洲货币联盟相比，次区域国家的外商直接投资净流入水平超过欧洲货币联盟，说明这些国家对外资的吸引力较强。但是，这两个区域在总私人资本流动及外商直接投资净流出水平方面还存在显著差距，这一方面说明多数次区域国家仍然实行严格的资本管制政策，另一方面说明这些国家金融市场仍处于成长的初级阶段，导致他们对国际金融市场的利用和参与程度较低。从劳动力的流动性来看，由于观念、文化、交通、资源等原因，次区域国家之间的劳动力流动性普遍较低。

综上所述，可以看出，次区域国家宏观经济政策目标的一致性表现优于欧洲货币联盟，但是，次区域国家经济增长的一致性程度不高；次区域各国与世界经济的整合程度差异显著，但总体水平居世界前列，并呈现稳步上长趋势；次区域各国区域内贸易一体化程度明显优于欧盟成员国的总体水平，这说明次区域国家经贸往来密切，合作较为紧密，为今后区域内国家间经贸合作的进一步深化及货币金融合作的展开创造了十分有利的条件。

二、大湄公河次区域货币金融合作的推进路径

1、建立区域危机预警、救援和防范机制

将《清迈协议》框架下的双边协议安排方式扩展到多边协议安排，并且使之制度化。考虑利用区域丰富的外汇储备资产池，建立起一个中期的中央储备库，如AMF，充当区域性的“准最后贷款人”，提供和管理区域性紧急援助资金，协调与管理危机救援行动，并建立早期预警指标，监督各国、各地区的宏观经济动向和国际收支状况，协调各国、各地区的经济政策，加强政策协调的纪律约束。

2、建立次区域汇率合作体系

次区域内一些经济体具有极为相近的对外贸易结构及特征，它们稳定双边汇率的共同要求，将促进次区域内最优货币篮子结构逐步趋同。在此基础上，可以根据货币篮子构成与经济贸易结构的相似性，在次区域范围内选择共同的货币篮子目标，确定中心汇率，并对各国币值对中心汇率的偏离进行某种程度的波幅限制，建立次区域内的汇率联动机制。考虑到次区域范围内经济规模相对有限，各经济体仍将存在一定差异，应规定较为宽泛的汇率波幅以防止投机冲击，以便在保证汇率基本稳定的前提下提供一定的灵活性。

3、建立各个次区域的固定汇率制度

建立整个东亚范围内的共同货币篮子制度，形成东亚汇率联动机制（EAERM）。在次区域范围内，各国、各地区货币维持相对严格的固定汇率，再根据各局部区域的原有钉住目标与整个地区共同货币篮子之间的关系，分别确定各局部区域钉住共同货币篮子的波动幅度。与此同时，在次区域汇率合作基础上，应该考虑构建整个区域对外部货币的汇率目标区，以便协调区域对外汇率政策、保证价格环境的相对稳定并防止各国间的恶性竞争。当然，考虑到各个局部地区的差异，目标区的范围可以具备一定的灵活性和弹性。

4、建立东亚单一货币区

随着各国、各地区经济一体化水平的提高，如果条件成熟，可以考虑采用单一货币，并成立统一的货币管理机构，实行统一的货币政策。大量研究成果表明，只有单一货币区才具有长期的可持续性和明确的制度约束，因而从长远来看，建立单一货币区是东亚区域货币体系建立建成的最终目标，但同时也是一个相当艰巨、漫长的过程。

三、我国应对次区域货币合作的战略选择

作为亚洲地区重要经济体的我国，一方面需要积极参与和推进东亚货币合作建设，承担起大国责任；另一方面，也需要不断加快自身经济发展和金融体系的完善，在中国货币区的货币合作中发挥主导作用。针对东亚货币合作面临的困境和障碍，我国应从和平发展的利益出发，结合国内人民币汇率改革的步伐，从以下几个步骤分阶段推进东亚货币一体化进程。

1、完善自身经济、金融体系建设，形成可持续的良性发展

中国参与东亚经济一体化与区域货币合作的前提是自身经济的发展，因而我国需要以国内经济发展为根基，进一步参与到东亚货币合作的建设当中。在发展实体经济的同时，我国还需要加快国内金融体制改革。目前我国的整体金融体系建设还很不完善，金融中介机构市场化运作能力不足，资本市场深度不够，因此需要不断努力稳定国内金融秩序，加快金融创新。我国在进行利率、汇率形成机制市场化进程的同时，还要适时推进资本账户的开放，资本的完全流动也是进行区域货币合作的一个基本前提。

2、建立和发展亚洲债券市场，不断整合区域金融市场基础设施

在以投资支撑经济增长的条件下，建立和发展一个有效的亚洲债券市场是健全和稳定区域金融体系所必需的，而借助债券市场建设来整合区域金融市场基础设施也是促进区域金融合作的一个重要基础。金融危机以后，亚洲各国开始意识到债券市场落后给金融体系稳健性带来的问题，更重要的是由于亚洲国家特别是东盟国家经济规模比较小，国内债券市场的规模也有限，不足以吸引国外投资者，也难以达到活跃市场流动性的基本规模。因此，客观上需要开展区域合作，建立区域债券市场以扩大市场规模，保证市场深度和流动性，从而真正发挥债券市场的作用。但是，目前亚洲债券市场的信息披露机制还很不完善，法律法规也很不健全，大部分基础设施建设都是由纳税人付钱进行融资的，多数私有企业无法通过发行债券进入这个市场，这些都是阻碍债券市场发展的关键因素。为此，应尽快推出亚洲债券基金，通过合作来推进东亚各经济体内部债券市场的能力建设，进一步加强本地区债券市场相关制度的规范化，并在此基础上推进东亚债券市场的一体化。

3、建立区域内各国货币之间的汇率稳定机制

随着经济的发展，我国在世界经济中的地位举足轻重，尤其是汇率政策的任何风吹草动都会给东亚各国甚至国际货币体系带来重大影响。东亚各国应努力加强汇率政策的协调，寻求改革目前汇率制度的方法，建立区域货币体系。在亚洲金融危机时，东亚各国普遍采取钉住美元的汇率制度，但因东亚各经济体与美国经济周期同步以及其他原因而暴露出明显的脆弱性，从而加剧了东亚各国宏观经济形势的不稳定。因此，保持汇率稳定对于东亚各国未来的发展而言，尤为重要。为实现东亚货币金融合作，东亚各经济体首先应在现有汇率下加强政策协调，维持区域内双边汇率的相对稳定，并积极尝试可行的汇率制度安排。

4、积极推进人民币汇率改革和自由兑换进程

鉴于我国现阶段的实际国情，我国应从自身利益出发，加快人民币汇率形成机制的改革，逐步实现人民币完全可自由兑换。随着我国经济实力的加强和人民币国际化进程的加快，人民币将逐渐成为东亚货币合作的重要锚货币之一。

5、率先推动次区域的货币合作

因为东亚不同的经济情况和发展水平，目前尚不具备进行区域整体货币一体化的条件，所以区域货币一体化适用的方式应从更小的次区域开始。而我国基于潜在冲击对称性、地缘亲近性和社会文化相容性方面的考虑，可以率先推动与中国香港、中国台湾（即所谓中华货币区）次区域货币合作。目前，我国和大湄公河次区域双边贸易额以每年超过30％的速度递增，2005年双边贸易额已经突破1300亿美元，人民币在次区域国家中已经是一种强势货币。我国推动与次区域的货币合作将对双方经贸关系的进一步密切和维护地区金融稳定产生积极作用。我国还可以在次区域货币合作的基础上，利用货币一体化的自我增强机制与东亚各国密切协作，类似于欧盟建立欧洲汇率机制，推动东亚统一汇率机制的建立。在东亚统一的汇率合作机制经过一段时间的运行、磨合稳定之后，可考虑建立东亚单一货币区，并成立地区内统一的中央银行，发行单一货币，实施统一的货币政策。

四、对次区域货币合作未来之路的思考

在日益形成的世界三大经济区即北美、欧洲和东亚中，北美地区的美元化趋势日益明显，欧元地位越来越稳定且呈现出与美元抗衡的势头，而东亚货币合作却发展缓慢。加快东亚货币区的形成已迫在眉睫，以大湄公河次区域的货币金融合作为重点突破已势在必得。

中国作为亚洲经济发展的重要推动力，十分重视东亚区域经济一体化合作，率先提出了建立东亚自由贸易区、中日韩贸易区和东亚投资区等重要倡导，在东亚货币合作中发挥了举足轻重的作用。同时，东亚次区域货币合作进程对人民币国际化、增强中国经济的区域与国际影响力等重大问题亦会产生直接而深远的影响。所以，加强与大湄公河次区域国家的经济金融合作是时代的要求，是经济发展的必然趋势，是推动人民币区域化最终实现国际化的重要途径和渠道。因此，中国必须树立在大湄公河次区域经济圈建设中的核心地位，发挥其推动次区域经济发展的作用。

【参考文献】

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宏观经济政策的动态一致性范文第3篇

经济波动是经济运行过程中周期性出现的经济扩张与紧缩更迭交替、循环往复的现象。在市场经济的环境下，一个国家的经济通常会经历复苏、繁荣、衰退、萧条四个阶段。1999年，我国实际国内生产总值（GDP）增长率与潜在GDP增长率的负缺口不断扩大，经济衰退日益严重，以致出现萧条，陷入了波谷。2000年以来，我国经济开始逐步回升，进入复苏阶段。在复苏的不稳定时期，经济出现了短暂的波动，2002年开始才真正走上稳步增长与回升之路。2005年我国经济运行已超过产出正缺口0.2%的上限（谢太峰、王子博，2013），2007年接近波峰。2008年底，一场金融海啸席卷全球，全球经济顿时处于低迷态势。正处于高速平稳发展阶段的中国经济，也跌入了暂时性的发展低谷。2007年至2011年我国经济经历了过热、衰退、低谷、复苏又缓慢下行的波动，宏观经济发展始终存在诸多的不确定性和复杂性。

宏观经济的波动直接影响着微观层面企业的生存与发展。当经济高速增长时，产品市场上需求比较旺盛，GDP增长较快，物价上涨，资本市场的繁荣使社会投资热情高涨，银行货币信贷较为活跃，资金需求量扩大，此时企业通常具有较高的盈利水平。宏观经济的波动是微观层面企业经营的客观环境。宏观经济政策的调整与宏观经济环境的变动不仅影响了公司的会计政策与会计业绩，而且直接影响到公司管理层对未来的经济前景与企业发展的预期，关系到公司财务政策的选择与理财行为的实施。如，陆正飞和祝继高（2009）发现在货币政策紧缩时期，企业会增加现金持有量，以备不时之需。然而，鉴于宏观经济分析的结果难以量化，宏观经济政策对于微观企业的影响缺乏直接的证据，因此对于我国宏观经济政策的波动对企业微观主体行为与业绩之间关系的研究目前仍比较缺乏，从宏观到微观的传导机制研究太少（姜国华、饶品贵，2011）。

股权资本成本是股东进行股权资本投资时要求的必要报酬率，股权资本成本水平关系到企业价值评估、经营绩效评价和股东利益保护等诸多方面，是公司管理层进行融资决策、投资决策、股利决策等财务决策的重要依据。目前国内外学术界对于股权资本成本的研究大多集中于微观层面，宏观经济因素对股权资本成本的影响研究尚不多见。基于这一事实，本文基于2000-2012年中国上市公司的数据，研究宏观经济因素对于公司股权资本成本的影响。本文的研究结论将对投资者、政府监管部门和公司财务政策制定者等具有重要的参考价值。

二、文献综述

（一）国外文献 20世纪末以来，股权资本成本的一些研究开始关注企业外部的环境因素，特别是从宏观经济和法律环境等方面来讨论不同经济背景下股权资本成本的差异。套利定价理论（APT）首次将宏观经济环境变量纳入模型中。此后的研究将关注点集中于决定股权资本成本的宏观经济因素方面。Chen等（1986）将股票收益作为宏观经济变量的函数，发现收益曲线扭转、未预期的通货膨胀、工业产值以及破产风险溢价这四个宏观经济变量对股票收益率具有显著的系统性影响。此后的McElroy和Burmeister（1988 ）进一步改用多元非线性回归模型，引入债券偿付风险溢价、债券期限溢价、未预期通货膨胀、未预期GDP增长率以及市场指数，构建了宏观经济五因素APT模型，并发现每个变量均得到APT的风险定价。借鉴这一思路，Golderberg和Robin（1991）将债券风险溢价、债券期限溢价、未预期通货膨胀和未预期产出增长四个宏观经济变量引入，建立资本成本估算的宏观经济因素APT模型，并与资本资产定价模型（CAPM）、五因素APT模型等进行比较，结果显示四因素APT模型的估算值比较准确。

Hammoudeh和Aleisa（2004）指出，通货膨胀和与公共财政相关的变量是股票价格的基本决定因素。Daske等（2008 ）和Li（2010）在考察欧洲市场执行IFRS后资本成本的变化时发现，国民生产总值、居民消费价格指数、通货膨胀率等国家宏观层面因素均在一定程度上影响资本成本水平。Apergis和Eleftheriou（2012）应用广义矩估计（GMM）方法对新兴国家的研究发现，通货膨胀、经济产出、货币供应量、政府赤字、贸易赤字对股票收益有正面影响，而利率对股票收益产生负面影响。

除了上述研究以外，Stulz（1999）提出，一国经济全球化程度的提升可以通过分散风险与提高公司治理水平来降低公司股权资本成本，这一观点得到了Bekaert 和Harvey（2000）的经验证据支持。Singh和Nejadmalayeri（2007）的研究结果也表明，企业的国际化程度与其资本成本呈负相关关系，即国际化程度越高的企业，其资本成本越低。Erb等（1996）利用135个国家的数据研究指出，影响股权资本成本的宏观经济环境因素可能还包括汇率和国家信用等级等，对于发展中国家而言，以国家信用等级度量的国家信用风险是影响事前预期报酬率的重要因素。

综观以上国外相关研究可以发现，宏观经济变量的选择、研究方法的使用以及最终得到的结论均存在一定程度的不一致性。

（二）国内文献 国内学者鲜有根据中国上市公司的数据进行宏观经济因素与资本成本的相关研究。一些研究从宏观、中观（行业）层面进行了类似的分析。吕江林（2005）考察了我国上证综指与实际国内生产总值之间的动态关系；杨小军（2007）研究认为影响股票价格指数的最显著因素包括货币供应量、股票供给、物价指数；曹勇和张卓（2009）则认为商品零售价格指数、固定资产投资总额、利率等宏观经济变量对股票价格指数存在一定影响；金洪飞和金荦（2010）、温彬等（2011）发现国际石油价格、人民币汇率等宏观经济变量对我国不同行业的股指报酬率具有一定的影响；戴沙（2011）则认为货币政策对股票市场的影响较显著，其中利率政策最明显。这些研究均以行业或A股综指的实际数据研究股东作为一个整体的实际报酬水平，并未观察宏观经济因素对股东要求报酬率――股权资本成本的影响。

一个国家的宏观经济运行态势、经济发展阶段以及金融体系变革等外部宏观经济因素是股东进行投资的外部客观环境，宏观经济状况的改变直接关系到企业生产经营的诸多方面，进而影响了企业的风险程度，股东根据这一风险程度提出的理性报酬率必然会反映出宏观经济变量变动的结果。因此，忽视宏观经济因素对股权资本成本的影响必将造成股权资本成本研究的片面性。笔者选取了6个主要的宏观经济变量，详细分析检验其对中国上市公司股权资本成本产生的影响。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源本文关注研究期间的时间跨度，为了增强研究结果的可靠性与可比性，样本期间为2000年至2012年。按照中国证券监督管理委员会2012年公布的上市公司行业分类标准，将上市公司划分为19个行业。由于金融行业的特殊性，宏观经济变量如实际贷款利率等对金融行业的影响与其他行业相比较具有显著的差异，为了确保数据结果的准确性与可比性，本文剔除了金融行业，选取其他18个行业的全部A股上市公司作为研究样本。本文中各年度宏观经济数据（GDP、CPI、M2、CM、INT、TUR）取自中国统计年鉴数据库和锐思数据库。股权资本成本估算中运用的数据以及实证分析中相关控制变量的数据均取自国泰安数据库。

（二）变量定义与研究假设

被解释变量。汪平等（2012）将股权资本成本的估算方法划分为三类：内含报酬率法、风险补偿法和历史平均报酬率法。李阳阳（2013）归纳了常见的及新兴的15种股权资本成本估算技术，并针对不同的模型结果进行了对比分析。本文采用CAPM、OJ模型、Gordon模型、GLS模型、PEG比率和MPEG比率6种方法分别估算我国全部A股上市公司的股权资本成本，并将六种估算方法的估算值取均值，作为公司的股权资本成本Re。对于GLS模型、OJ模型、PEG比率和MPEG比率四种方法，本文分别采用了实际数据和预测数据两种数据方法进行估算，并取两者均值作为该方法的股权资本成本估算值。

解释变量。笔者选取的宏观经济因素包括：经济增长率、通货膨胀率、贷款利率、资本市场发展情况、货币供应量和股票市场流动性。

（1）经济增长率。GDP增长率可以在一定程度上反映一个国家宏观经济状况，是经济增长率最为直观的衡量标准，本文选用GDP增长率表示经济增长率。经济增长率无疑是影响股票收益的一个重要因素。在经济繁荣阶段，GDP增长率较高，国家总体经济运行环境较好，经济主体的平均获利水平提高，股东对公司的预期提高，要求的必要报酬率提高，即股权资本成本上升。由此提出本文的假设1：

假设1：GDP增长率与股权资本成本正相关，即GDP增长率越高，股权资本成本越高。

（2）通货膨胀率。消费者价格指数（CPI）是对一个固定的消费品篮子价格的衡量，主要反映消费者支付商品和劳务的价格变化情况，是一种度量通货膨胀水平的工具，本文选用CPI增长率表示通货膨胀率。通货膨胀通常发生于经济繁荣时期，往往是经济上行至过热的一种反映。在通货膨胀的情况下，对于收入波动大的企业来说，债务融资所要面临的固定利息支付无疑会带来更高的财务风险和破产风险。因此，在通货膨胀严重时，企业往往会回购部分债券，减少债务融资规模，提高股权融资比例。Clare和Thomas（1994）、Ibrahim和Aziz（2003）等研究将股票视为对冲通货膨胀的工具，随着通货膨胀率的上升，公众会把大量的资金投资于股票，为了补偿通货膨胀带来的损失，股东往往会提高其所要求的报酬率水平，即股权资本成本上升。

假设2：CPI增长速度与股权资本成本正相关，即CPI增长率越高，股权资本成本越高。

（3）贷款利率。贷款利率是一个宏观经济政策变量，在一定程度上预示了宏观经济的走向。在经济过热时国家会相应提高贷款利率，经济疲软时则会降低贷款利率。利率作为资本市场上资金使用权的转移价格，在一定程度上影响着企业的股权资本成本。一方面，贷款利率直接决定了利息费用，间接决定了债务融资成本。利率的变动改变了资本市场上的资金供给量和资金流向。当利率上升时，大量资本回归银行导致企业举债融资困难，贷款比例降低引起债务成本上升，财务风险的加大导致股东要求报酬率的上升。另一方面，利率代表了股票市场上投资的机会成本。Wasserfallen（1989），Abdullah和Hayworth（1993）等研究发现，利率负向调节股价，较高的利率吸引了其它的投资机会，进而降低了股票市价，股东要求的报酬率随之提高。

假设3：实际贷款利率与股权资本成本正相关，即贷款利率越高，股权资本成本越高。

（4）资本市场发展情况。完善的资本市场可以提供多元化融资渠道，包括信贷融资、债券融资和股权融资等。根据优序融资理论，企业一般遵循内部融资、债务融资、股权融资的融资顺序。西方发达国家的资本市场发展的比较成熟，而我国仍处于市场经济转变时期，资本市场并不完善。在不成熟的资本市场中，证券价格不能真实全面地反映企业价值，融资工具的缺乏会阻塞企业的融资渠道。同时，我国股票市场规模较大，外部监管机制和股权约束机制尚未完全建立，这使得我国上市公司更倾向于选择约束少、无股息偿付压力的股权融资方式。基于我国实情的融资特色，如果股市处于利好的形势，股票市场的综合回报率比较高，市场风险溢价上扬，股东投资要求的必要报酬率就会提高。本文采用考虑现金红利再投资的情况下，总市值加权平均法的A股市场年度综合回报率作为股票市场发展状况的变量。

假设4：股票市场回报率与股权资本成本正相关，即股票市场回报率越高，股权资本成本越高。

（5）货币供应量。货币政策是国家宏观调控的重要手段之一，广义货币供给量（M2）反映了社会总需求的变化和未来通货膨胀的压力状况，本文选用M2的增长率表示货币供应量的增长率。

根据凯恩斯理论，货币供给量增加导致利率下降，贷款成本的降低会使企业提高债务融资的比例，而负债的增加会限制企业的自由现金量，增加企业的破产风险。同时，货币供给量的增加会提高公众对未来通货膨胀的预期，从而导致更高的贴现率，因此投资者会要求更高的预期报酬率，提高股权资本成本。

假设5：货币供给与股权资本成本正相关，货币供给量的增长率越大，股权资本资本越高。

（6）股票市场流动性。股票市场流动性会影响股东要求的报酬水平。一般而言，流动性好的市场，交易指令能迅速执行，交易成本降低，而在缺乏流动性的交易市场，投资者的抛售行为会传递进而影响股票价格，投资者承担的风险增大，股权资本成本上升。此外，流动性差的股票通常会倍受投资者冷落，股价相对较低，股权资本成本相应提高。本文采用年平均换手率指标作为股票市场流动性的变量。换手率是反应市场活跃程度和成熟程度的综合指标，以百分比形式衡量一年内股票的成交量占股票总数的比例。通常情况下，成熟资本市场的流通股年平均换手率在100%左右。我国股票市场尚不成熟，仍处于发展阶段，投资者的专业知识储备相对较少，投机现象比较严重，投资者多以短线差价投资为主，并不是进行真正意义上的长期投资。刘欢（2008）研究表明，1993年至2007年间，我国股票市场15年的平均年换手率为484%，明显高于成熟市场的换手率。

假设6：股票市场流动性与股权资本成本负相关，即年平均换手率越高，股权资本成本越低。

（三）研究步骤 本文研究宏观经济因素对上市公司股权资本成本的影响，由于既包括时间序列数据又含有截面数据，因此，本文分两个步骤开展研究。第一步，建立面板数据，对6个宏观经济变量以及股权资本成本进行平稳性检验；第二步，在同一年份，由于对所有上市公司而言统一宏观解释变量取值相同，研究期间内每个宏观变量的有效数值有13个，且模型不同年份回归系数都相同，为了保证样本数量，提高模型的有效性，在建立线性回归模型时，选择混合横截面模型，将13个年份的数据放在同一截面中进行检验，并且在线性回归模型中增加了企业规模、股权结构与公司成长性三个控制变量，分别用总资产（TA）、前十大股东控股比例（H10）、总资产增长率（GR）表示。

四、实证检验分析

（一）描述性统计

（1）宏观经济因素的描述性分析。自2000年开始，我国经济驶入了新一轮的复苏进程，经过2003年和2004年经济得以稳定与巩固之后，从2005年开始高速增长，2007年末达到峰值。2008年，受到全球经济危机的冲击，GDP增长率下降，宏观经济进入衰退阶段，且下降的幅度较大。为了缓解金融危机带来的阵痛，2009年国家实行积极的财政政策和宽松的货币政策，以扩大内需为主要目标。2009年至2010年实现了经济的缓慢回升，但2011年我国通货膨胀加剧，经济出现短暂回落，国家继续实施积极的财政政策和稳健的货币政策，以管理通货膨胀、调整经济结构、保持经济平稳较快发展为工作重心。图1为2000-2012年我国GDP增长率折线图，13年中，我国经济经历了增长、下降、回升再微降的一个过程。

图2显示样本期间，我国CPI增长率波动显著，尤其在2006年之后波动尤为剧烈。CPI代表了消费者的购买能力，也反映了宏观经济的景气程度。CPI温和上升，表示经济平稳增长；CPI大幅提高，说明发生了通货膨胀，货币的实际购买能力降低；如果CPI下跌，则表明经济衰退。2009年CPI增长率发生了明显下降，表明国家实施的积极的财政政策和稳健的货币政策对宏观经济调控产生了效果。

从图3中可以看出，2000年至2006年期间，我国实际贷款利率稍有波动，但相对平稳。2007年大幅上升，2008年由于国家宏观政策的调控，又出现大幅回落，2009年以后，国家重视经济发展的稳定性，为了防止经济大幅波动，通过利率调整对货币市场进行资金的控制。

图4显示，在2008年之前，我国广义货币供应量增长率相对平稳。2008年经济危机期间，国家实施宽松的货币政策，使流通中的准货币基数不断增加，因此2009年广义货币供给量呈现高速增长。2010年以后M2增速逐渐减缓。

图5显示，2001-2005年期间，我国股票市场换手率较为稳定，处于一个相对较低的水平上。2006年换手率大幅提升，2007年达到了峰值。2008年的经济危机使得股票市场受到严重冲击，换手率急剧下降，但在2009年又大幅回升。伴随股票市场的发展，2010年以后换手率缓慢降低，但与国外成熟的股票市场相比，仍然位于一个较高的水平。由此可见，我国股市的不稳定性和非理性是毋庸置疑的。投资者往往将股票作为投机证券以获取价差收益，由此引致我国股票市场上极其浓重的投机色彩。

图6为2000年至2012年考虑现金红利再投资的综合市场回报率年度数据，波动趋势十分显著。2007年股票市场回报率达到峰值，2008年受国际金融危机影响，市场回报率跌至谷底，2009年国家相关干预政策使得市场回报率迅速回升，这些变动整体上与宏观经济周期波动相一致。之后的几年，随着宏观经济的波动，股票市场也振荡下挫。

（2）股权资本成本的描述性分析。图7为2000年至2012年A股上市公司平均股权资本成本折线图。可以看出，股权资本成本的整体变动趋势与宏观经济周期是趋同的。大部分年份的平均股权资本成本在5%至10%之间波动，2007年达到最大值24.67%，2008年又迅速降低至1.96%，2009年出现较大幅度的反弹，达到22.01%，2010年之后逐渐平稳，波动幅度减小。进一步观察18个行业的平均股权资本成本，可发现，研究期间内各个行业具有较为相似的时序变化――2005年之前行业平均股权资本成本均比较稳定，多数行业的平均股权资本成本在5%-10%区间内小幅度波动，2006年之后变动幅度较大，2007年上升到峰值，2008年又跌至谷底，随后的2009年又大幅回升，此后呈现平稳波动的趋势。

2000-2012年各变量描述性统计见表2。

（二）平稳性检验由于时间序列数据中包含经济的动态信息，在对时间序列进行回归分析之前，本文首先采用三种方法――相同根单位根检验的LLC检验和不同根单位根检验的ADF检验及PP检验，对每个时间序列数据进行平稳性检验。表3显示，CPI增长率、贷款利率、A股市场回报率、M2增长率和股票市场年平均换手率以及企业股权资本成本均同时通过了LLC检验、ADF检验及PP检验，充分证明了他们不存在单位根，序列是水平平稳的。GDP增长率变量没有通过ADF与PP检验，但通过了LLC检验。因此认为所有变量都是同阶单整的。

（三）回归分析 为了更为准确地研究宏观经济因素与股权资本成本的关系，需要剔除一些影响股权资本成本的微观层面因素。本文在线性回归模型中加入了3个控制变量：（1）采用总资产的自然对数（TA）代表公司规模，以控制规模因素对股权资本成本的影响；（2）采用前十大股东控股比例（H10）表示股权结构，以控制公司股权结构对股权资本成本的影响；（3）采用总资产增长率（GR）代表公司成长性，以控制处于不同发展阶段的公司成长性因素对股权资本成本的影响。

基于此，本文建立如下回归模型：

Rei=α+β1GDPi+β2CPIi+β3INTi+β4CMi+β5M2i+β6TURi+β7TAi+β8H10i+β9GRi+?着

其中，i表示第i个样本上市公司；β1、β2、……、β9为各解释（控制）变量的回归系数；α为常数项，?着为残差项。

从表4可以看出，回归模型通过了F检验，回归方程整体在1%的水平上存在显著的线性关系。GDP增长率、CPI增长率、年平均实际贷款利率、M2增长率、股票市场回报率与股权资本成本呈显著的正相关关系，与上文提出的假设1至假设5相一致；A股市场年平均换手率与股权资本成本均在1%的水平上显著正相关，与假设6相反，说明样本期间我国股票市场年平均换手率越高，股权资本成本越高。在本文选取的三个控制变量中，只有成长性变量没有通过t检验，另两个变量均与股权资本成本呈显著的正相关关系，意味着企业规模越大、大股东持股比例越高，股东要求的必要报酬率越高，股权资本成本越高。

五、结论

本文结合我国经济制度背景，以2000-2012年中国A股上市公司为样本，分年度采用6种方法对股权资本成本进行估算，选用混合回归模型，对股权资本成本与经济增长率、通货膨胀率、贷款利率、货币供应量、股票市场流动性以及股票市场发展状况等6个宏观经济因素进行OLS回归，得到如下两个结论：

（1）我国上市公司的股权资本成本与宏观经济走势整体上具有趋同性，公司股权资本成本基本上能够伴随着国家宏观经济政策的调整做出相应的反应。这一结果在2008年全球性经济危机之前表现尤为明显。在我国经济整体向好的2007年，GDP增长率、CPI增长率、实际贷款利率、股票市场回报率均处于研究期间的相对高值，我国上市公司平均股权资本成本亦位于峰值，达到24.67%。货币供给量增长率与公司股权资本成本的正相关关系也比较显著，2009年M2增长率达到高点，公司股权资本成本也继2008年跌至谷底后于2009年大幅回升至22.01%。

（2）我国股票市场的换手率与股权资本成本呈正相关关系，这显然有悖于财务理论。然而这一结论却是我国股票市场不成熟、股票投资者投机心理严重的一个真实表现。换言之，我国的股票投资者并未通过成熟的投资理念引导自己真正意义上的长期投资，过分地追求短期资本利得的财富效应致使我国股票市场交易异常活跃。这种非理性的投资理念对股东期望的报酬水平――股权资本成本产生了扭曲的、甚至是完全逆向的影响。

站在公司财务视角，股权资本成本巧妙地联结了股东、资本市场和上市公司三者的关系。股权资本成本是股权资本投资者根据其投资风险水平提出的报酬率要求，这一报酬率水平的高低程度与理性水平从根本上决定了一家公司的财务竞争实力，同时也在一定程度上反映了一国资本市场的发展状况。宏观经济状况是公司财务的客观环境，是公司一切财务政策赖以执行的外部条件。宏观经济因素的变动直接影响到股东投资的风险水平，进而导致股东要求报酬率的变化。如何全面洞察国内外宏观经济状况的改变，科学理性地估算股权资本成本，进而积极主动地调整公司财务政策，是任何一家现代公司的财务经理都必须考虑的重要问题。

应当看到，我国股票市场经历了20余年的发展与壮大，目前仍属于不成熟、不完善的新兴市场，融资渠道单一、监管措施失当、约束机制匮乏等严重地制约了股票市场的良性发展。与之相应，上市公司股东利益保护观念的淡薄直接导致了资本成本理念的阙如，作为公司财务核心概念的资本成本更是无法发挥其在财务决策中的基准作用。本文的研究较为全面地分析了宏观层面的国家经济政策变动对微观层面的公司股权资本成本水平产生的影响，结合财务理论与中国现实对这一影响进行了客观评析。本文只是在宏观经济与微观财务的结合方面作出了初步的尝试，未来这一方面的研究尚待更加细致、深入地进行下去。

［本文系教育部人文社科规划基金资助项目“资本成本、价值创造与我国国企EVA考核研究”（编号：10YJA630146）和北京市属高等学校高层次人才引进与培养计划项目（The Importation and Development of High-Caliber Talents Project of Beijing Municipal Institutions）“基于资本成本锚定效应的公司财务政策优化研究”阶段性研究成果］

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宏观经济政策的动态一致性范文第4篇

0引言

改革开放30多年来，我国经济实现了举世瞩目的高速增长，为全面建成小康社会和实现现代化奠定了坚实的基础。研究表明，在引致经济增长的各种生产要素中，一方面，资本投入的增加是拉动我国经济增长的最主要因素。从总体上看，对于一个国家或地区的经济增长而言，资本形成是引擎，资本的效率则是关键。改革开放初期，和绝大多数发展中国家一样，资本稀缺是中国经济增长与发展的最主要障碍，改革开放政策不仅动员了国内储蓄，激活了储蓄转化为投资的资本形成机制，提高了微观层面的资本效率；而且通过廉价的土地供给和优惠的税收政策，吸引外国资本与国内廉价的劳动力资源相结合，促进了外向型经济发展，提高了经济增长的速度。可以说，国内资本的加速形成和国外资本的大规模流入，加上资本效率一定程度的提高，是30多年来我国经济增长的最大动力。随着改革开放的进一步深入，我国经济增长与资本形成表现出非均衡性；另一方面，在短期内，就业增长与中国经济之间表现出非一致性，而这似乎背离了传统经济理论带给人们的一贯认识：“就业增长意味着经济增长。”那么究竟就业与经济增长是何种关系？本文通过计量实证分析发现就业增长与经济增长在短期内并不存在必然的一致性，主要表现在劳动要素对经济增长的贡献率低，相反在长期均衡时间内却保持了一致性，经常保持在1：2的要素贡献率，继而提出政府不能把劳动力要素的投入当作是使经济增长的充分条件，最后提出目前我国政府在宏观经济政策上应该实现从就业带动增长到就业与经济增长协调发展的转变，来促进经济增长的对策建议。因此，分析资本形成、就业人员人数与我国经济增长的关系，解释经济增长的资本因素和劳动力因素，无论在理论上还是在实践上都具有重要意义。

1文献回顾

自20世纪90年代以来，已经有一些研究对于生产两要素与经济增长的关系进行了考察。林毅夫（2001）以1981―2010年GDP增长率、资本效率等统计数据，通过国民收入恒等式考察了资本形成和就业人口对经济增长的贡献程度。他通过深入探讨资本形成和就业人数两个变量的性质，使用多种联立方程估计方法，包括普通最小二乘法（OLS）、两阶段最小二乘法（2SLS）、三阶段最小二乘法（3SLS）、似不相关估计（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），以根据不同估计方法估计结果所提供的信息来判断最佳的估计方法。根据林毅夫的估计结果，在上世纪90年代国内生产总值对两要素的弹性数值大致在0.5左右。该弹性数值在上世纪80年代则相对较低，可能主要是因为两要素占国内生产总值的比例随着时间的变化有增长的趋势。两要素占国内生产总值比例的增加必然增加两要素变动对经济增长影响的程度。陈东平（2001）通过使用中国1980―1998年的国民收入、资本存量、劳动力总数、进出口总额等数据，用实证分析的方法探讨了进口、出口以及劳动和资本对我国经济增长的作用，得出了进口、出口以及劳动和资本的边际产出，通过实证分析得出资本形成对经济增长的作用远远大于就业人数。

本文根据1981―2013年中国的经济数据，通过使用协整模型对两生产要素与经济增长关系进行Granger因果关系检验，分析中国进出口与经济增长之间是否存在协整关系，在存在协整关系的情况下，使用误差修正模型来分析资本投入与劳动投入对产出的长、短期弹性，从而判别哪种生产要素对经济增长的解释能力更强。

2实证分析

本文分析所使用的样本取自1981―2013年的年度数据，数据来源于《国家统计局》。用从业人员（L/万人）、资本形成（K总额/亿元）来反映生产要素的投入；使用宏观经济总量指标国内生产总值（GDP/亿元）反映经济增长。我国GDP、从业人员、出口总额（EX）与资本形成如表1所示。

对因变量和自变量取对数，考察lnGDP，lnK，lnL即经济增长率、资本形成总额的增长率，从业人员增长率之间的协整关系，首先利用EViews软件输入样本数据GDP、L和K，生成新序列lnGDP、lnK和lnL，然后依次对时间序列数据进行单位根检验：

表11981―2013年我国GDP、资本形成总额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系数的τ值为-1.4234，这个值在绝对值上甚至远低于显著性水平为10%的临界值τ-26210，从而表明，即便考虑了误差项中可能出现的自相关，lnGDP序列仍是非平稳的。

其次，对lnGDP的二阶段差分做单位根检验，检验结果见表3。

表3单位根检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.269919 0.0002Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989检验结果如表3所示，可见d（lnGDP）是平稳的，因此lnGDP是二阶段单整的。

（2）对lnK进行单位根检验，首先我们用lnK的两个滞后差分对lnK序列估计，使用上述数据估计结果如下：

ΔlnKt=0.1376-0.0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1

Eviews运行结果如表4所示。

表4Eviews运行结果

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系数的τ值为-0.4422，这个值在绝对值上甚至远低于显著性水平为10%的临界值τ-26192，从而表明，即便考虑了误差项中可能出现的自相关，lnK序列仍是非平稳的。

其次，对lnK的二阶段差分做单位根检验，检验结果见表5。

表5单位根检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.979837 0.0000Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007检验结果如表5所示，可见d（lnK）是平稳的，因此lnK是二阶段单整的。

（3）对lnL进行单位根检验，首先我们用lnL的两个滞后差分对lnL序列估计，使用上述数据估计结果如下：

ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1

Eviews运行结果见表6。

表6Eviews运行结果

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系数的值为-3.0535，这个值在绝对值上甚至远低于显著性水平为1%的临界值τ-3.6537，从而表明，即便考虑了误差项中可能出现的自相关，lnL序列仍是非平稳的。

其次，对lnL的二阶段差分做单位根检验，检验结果见表7。

表7单位根检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.409917 0.0000Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989检验结果如表7所示，可见d（lnL）是平稳的，因此lnL是二阶段单整的。

（4）综上可见，lnGDP与lnK、lnL都是二阶单整的，可能存在协整关系，做lnGDP关于lnK、lnL的OLS回归，消除自相关性后得回归结果如表8所示。

表8消除自相关性后得回归结果

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根据输出结果，可得lnGDP与lnK、lnL的长期平均均衡表达式：

lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt

（7.8842）（4.0684）

从表8回归结果看，回归系数全部通过t检验，不存在自相关。

（5）根据表8的回归结果计算残差序列e，对其进行ADF检验，得表9残差序列检验结果。

表9残差序列检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.451514 0.0001Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007从回归结果可知残差项是平稳的。因此，可得出lnGDP与lnK、lnL存在协整关系。基于上述协整分析我们可以认为中国的经济增长与对两生产要素之间存在着长期的因果关系，根据格兰杰表述定理：若两种变量（Xt和Yt）是协整的并且每个都是非平稳的时间序列，那么，要么Xt一定是Yt格兰杰原因，要么Yt一定是Xt的格兰杰原因。在本文中，至少能说明两种生产要素的投入是我国国民经济发展的内在动力所在。表2-表8回归结果也表明，本期从业人员每增长1%时，我国国内生产总值将平均增长0.543%；资本形成总额每增长1%时，国内生产总值将平均增长0.598%。

（6）接下来分析短期两要素对经济增长的影响，利用EViews软件建立lnGDP关于lnK、lnL的误差修正模型ECM。以滞后一期残差项作为误差修正项，可建立如表10所示的误差修正模型。

表10误差修正模型

R2=0.6920d=1.7727F=17.2895

模拟拟合优度较高，方程通过F检验、DW检验，各回归系数符合经济意义，其中，d（lnK）、d（lnGDP（-1））在1%水平上显著，d（lnL）、RESID（-1）不显著，其中变量的符号与长期均衡关系的符号一致。结果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期内每增长1%，GDP将依次增长0.0493%、0.3716%和04986%。误差修正项系数为负，符合反向修正机制，它表明lnGDP与长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影响的短期波动规律。根据估计结果可知，资本投入与劳动投入对产出的长期弹性分别为0.598和0.543，短期弹性分别为0.372和0.050。

3结论

宏观经济政策的动态一致性范文第5篇

论文摘要：中国扩大内需的宏观调控政策效应不理想主要不是政策本身的原因，而是政策背后的市场基础与制度条件方面的问题。文章从宏观调控政策是一种典型的政府制度安排的观点出发，通过比较内生安排与外生安排的宏观调控政策的不同绩效，给出了一个解释中国宏观调控政策效应的理论框架，并在此基础上进一步通过对政策边界的明晰界定，从理论上揭示了短期的总量稳定与长期的经济增长的关系，以及如何正确地把握宏观调控政策的问题。

关键词宏观调控政府安排制度基础政策效应政策边界

与20年来的市场化改革进程相伴随，中国的宏观调控也先后经历了总需求大于总供给背景下的抑制需求型和总需求小于总供给背景下的扩大需求型两个阶段。如果说1997年以前，面对总需求大于总供给的情形还能通过强制的行政手段、法律手段和经济手段压制总需求来实现宏观经济总量均衡的话，那么，1997年以后，面对在市场机制作用不断扩大基础上形成的总需求小于总供给的宏观总量非均衡情形，尽管政府实施了更为市场经济意义上的一系列积极的财政政策与货币政策，但三年来的宏观调控政策效应与预期结果仍相距甚远。对宏观调控政策效应的实证分析和政策的规范研究业已引发出大量的研究成果。然而，目前学术界大多数关于宏观调控的研究往往因暗含宏观调控政策能完全解决经济衰退的假定前提以及由此演绎的逻辑推论而陷入了宏观调控认识的误区。本文基于宏观调控政策也是一种制度安排的观点，依据现代宏观经济学理论，在对市场经济宏观调控政策有效性的制度基础与边界问题进行深入分析的基础上，试图构建一个解释中国宏观调控政策效应的理论框架。

一、作为一种制度安排的宏观调控政策：内生与外生的绩效

当新制度经济学家们摒弃制度是外生或中性的新古典假设从而将经济运行分析由“无摩擦”的新古典框架转向“新制度”的框架下进行时，市场被描绘成一种为降低交易成本而选择的制度安排(Coase，1937，1960；North，1981，1990)。在将制度分析引入新古典的生产和交换理论并更深入地分析现实世界的制度问题中，新制度经济学家同样给出了各种非市场形式的制度安排理由，这就是，有限理性和机会主义的客观存在使对市场的使用存在成本，因而，为把有限理性的约束作用降到最小，同时保护交易免于机会主义风险的影响，经济主体必然会寻求诸如政府安排的制度(Williamson，1975)。任何特定制度的安排与创新无非是特定条件下人们选择的结果，而有效的制度安排无疑是经济增长(绩效)的必要条件。正是通过对产权、交易成本、路径依赖等问题的强调，使新制度经济学得以将经济增长问题纳入制度变迁的框架中作出深刻的解释。由于制度安排的范围相当宽泛，这里，笔者并不打算涉及所有正规和非正规的制度问题，而只是运用新制度经济学的分析方法和某些术语(这些术语可能并不一定具有相同的内涵)，在阐述宏观调控政策也是一种典型的政府制度安排的基础上，就它相对市场基础而言是内生还是外生的角度来解释中国宏观调控政策的有效性问题。

市场经济中，对资源配置起基础性作用的是市场机制，市场经济运行的基本理论已由标准的一般均衡分析框架给定。尽管市场实现帕累托效率的前提条件过于苛刻而被认为在现实市场中不可能具备，但市场经济的发展史表明，对市场制度作用的认识不是削弱而是加强了。出于完善市场配置功能的需要，现代市场经济国家在市场基础上日益衍生出了其他一些非市场形式的政府制度安排。其中最主要的有：(1)针对市场失灵而由政府进行的微观规制(管制)；(2)针对市场经济总量非均衡而由政府运用一定的宏观经济政策进行的宏观调控。作为典型的政府安排，宏观调控是政府在宏观经济领域的经济职能，是现代市场经济中国家干预经济的特定方式，它的内在必然性实际上可由市场经济运行的本质是均衡约束下的非均衡过程推论出来(吴超林，2001)；而它的作用机理已在标准的凯恩斯主义模型中得到了经典的揭示，并被战后西方国家长期的实践所验证。

众所周知，宏观总量是由微观个量组成，宏观经济不可能离开微观基础而存在，宏观调控也必然要依赖于现实的微观基础和制度条件。我们可以简单地从宏观调控是否具有坚实的微观基础和制度条件出发，将宏观调控区分为内生的制度安排和外生的制度安排两类。市场经济内生安排的宏观调控意指宏观经济政策具有与市场制度逻辑一致的传导条件和能对政策信号作出理性反应的市场化主体。相对而言，如果市场经济意义上的宏观经济政策是在没有或不完善的市场基础和传导条件下进行的，那么宏观调控显然就是一种外生于市场制度的安排。一般地，在有效的边界范围内生安排的效应显著，而外生安排的效应则会受到极大的限制。有基于此，我们可以给出一个分析中国宏观调控政策效应为何不理想的理论框架。

中国1993—1996年的主导政策被普遍认为是经济转型时期的一次比较接近市场经济意义上的宏观调控，并成功地使1992年以来总需求严重大于总供给的宏观非均衡经济实现了“软着陆”。但宏观经济只经历了短暂的均衡之后，旋又在外部冲击和内部制约的条件下，陷入了持续至今且严峻的另一种类型的宏观总量非均衡即总需求小于总供给的状态。面对严峻的宏观经济形势，出于“速度经济”的要求及基于宏观经济学的基本常识，中国首先选择的是以货币政策为主的宏观调控政策安排，目的在于阻止经济增长率持续下降的势头。然而，到1998年7月为止，尽管包括下调利率、取消贷款限额、调整法定准备金率、恢复中央银行债券回购业务等市场经济通用的主要货币政策工具几乎悉数释出，经济减速和物价下跌的势头却并未得到有效的遏制。鉴于直观的宏观经济现实，当时人们普遍的共识是货币政策失效。关于失效的原因，大多数的分析是借助IS-LM模型进行的，其中主要的观点是“投资陷阱”论、“流动性陷阱”论、“消费陷阱”论等。应该说，这些观点基本上是在给定货币政策的制度基础和传导条件的前提下，主要从货币政策本身的作用机理方面实证分析了制约货币政策效应发挥的各种因素，这些政策层面的分析无疑是必要而且也是有针对性的。可是，如果给定的前提在现实中并不存在或不完全具备，那么，这种仅在政策层面的分析就不可能从根本上提出有效的对策。

金融市场制度的局限使得中国货币政策的传导实际上更主要是通过信用机制来进行的。理论上，货币政策的信用传导机制主要有银行借贷和资产负债表两种典型的渠道。Bernankehe和Blinder(1988)的CC-LM模型从银行贷款供给方面揭示了前一种渠道的作用机理，Bernankehe和Gerfier(1995)从货币政策态势对特定借款人资产负债状况的影响方面阐明了后一种渠道的作用机理。信用机制能否有效地发挥传导作用，其关键的问题是如何降低在信息不对称环境下存在于借贷行为过程中的逆向选择或道德风险等问题，从而使信用具有可获得性。就中国的现实而言，体制内外不同的微观主体的信用可获得性是完全不同的。市场体制内的微观主体(非国有企业)因金融市场的制度歧视被隔绝在以银行为主的金融体系之外，货币政策相对于它们是一种外生的安排，效应当然无从谈起。市场体制外的微观主体(国有企业)的反应则可从两方面来分析，一方面是，对于那些效益和资信状况均良好的主体，它们并非惟一地依赖银行借贷渠道融资，这就意味着信用传导机制所必需的银行贷款与债券不可完全替代的前提难以成立，即使这类主体不受市场的制度歧视，而且金融机构也愿意与它们发生借贷行为，但货币政策对它们的效力相当微弱；另一方面，对于那只是较大地减轻了它们的利息负担。由此可见，中国货币政策效果不显著并不是(或主要不是)货币政策本身的原因，而是政策背后的微观基础和制度条件问题。

有效的货币政策除了要有能对政策信号作出理性反应的微观基础外，还必须有政策赖于传导的条件。在市场经济中，利率是解释货币政策传导机制的最重要变量，它通过多种途径传导并影响到实体经济。Munddl(1968)与Fleming(1962)分析了开放经济条件下利率变化经由总需求和汇率波动效应传导的过程；robin(1969)通过对q值(资本资产的市值对重置成本的比值)的定义并将它作为把中央银行与金融市场连接到实体经济的重要因素，分析了资产结构调整效应的传导过程；Modidjani(1977)从居民消费需求角度分析了财富变动效应的传导过程。所有这些传导过程都是以利率市场化为前提、并以相对完善的货币市场和资本市场为基础的。严格地说，中国的利率基本上是由政府确定。利率机制传导的市场化前提不存在，所谓的“流动性陷阱”、“投资陷阱”、“消费陷阱”失去了分析的前提。假定政府确定的利率反映了市场供求，被认为是一种准市场化的利率，那么，在资本市场受到严格的管制以及金融市场被制度的性质强制分割的情况下，金融市场制度基础的局限也极大地制约着利率机制的有效传导。谢平和廖强(2000)明确地指出了利率传导机制的资产结构调整效应与财富变动效应之所以不佳，原因正在于中国的非货币金融资产与货币金融资产、金融资产与实际资产之间的联系不紧密、反馈不灵敏，金融体系与实际经济体系各行为主体和运行环节之间远未衔接成一个联动体。张晓晶(2000)则在MundellV-Fleming模型结论的基础上论证了开放条件下由固定汇率和资本有限流动引致的套利行为以及外汇占款必然制约中国试图通过降息刺激经济政策效果。结合对微观基础的更进一步分析，我们可以得出两点结论：第一：非市场化的利率使中国的货币政策在总体上成为一种外生于市场经济的政府安排，实体经济难以对其作出灵敏反应；第二，假定这种利率等同于市场化利率，那么，货币政策虽然相对于市场经济体制内的微观基础是一种内生安排，但金融市场的制度分割与局限使体制内的主体无法对利率作出反应，而体制外的主体使货币政策相应地又变为外生安排，加上体制外的改革滞后于金融制度本身的改革，金，融微观主体基于金融风险的考虑必然又会限制体制外主体的反应(这就是所谓的“惜贷”)。

事实上，中国仍处于从计划经济向市场经济转轨的进程中，市场制度基础的建设取得了长足的进展但还不完善。中国以增量促存量的渐进式改革方式形成了微观基础的二元格局：一方面，改革后形成的增量部分——非国有企业——基本上是按照现代企业制度的要求建立起来的，它们具有产权明晰的特征，能对市场价格信号作出灵敏的反应，其行为由市场机制调节，是市场经济意义上的微观主体；另一方面，改革后仍然保存的存量部分——国有企业——虽然历经不断深入的改革也日益向现代企业制度转变，但其积重已久的深层问题并非短期内能得到彻底解决，无论在产权结构还是在治理结构中，国有企业都存在着明显的政企难分的特征，因而其行为具有对市场与政府的双重依赖性，是不完全市场经济意义上的微观主体。目前国内经济学界对这种二元格局的另一种流行划分法是所谓的体制内的国有企业与体制外的非国有企业。其实，这是相对计划经济体制而言的，如果相对市场经济体制而言，则体制内的就应该主要是非国有企业，而体制外的是传统的国有企业。

中国积极财政政策的效果同样可以在制度内生与外生安排的框架下得到说明。1998年中期，当日益严峻的“通货紧缩”和“有效需求不足”问题使得货币政策一筹莫展，以及东南亚金融危机致使通过出口扩大外需受阻的情况下，为了解决总体物价水平持续下跌、经济增长率递减、失业(下岗)面不断扩大等宏观经济问题，政府秉持通过宏观调控扩大内需以启动经济的思路，确立了以财政政策为主并与货币政策相互配合的积极的宏观调控政策取向。针对有效需求不足，积极财政政策主要是通过移动IS曲线的方式实现扩大总需求的目的，实际上是凯恩斯主义政策主张在中国的一种实践。对积极财政政策选择实施的时机和它的重要意义(稳定人们的预期)几乎没有人表示怀疑。尽管以增发国债为主要内容的积极财政政策被认为在扩大基础设施投资进而拉动经济增长方面发挥了重大作用(权威部门统计测算的结果是增发国债对经济增长的贡献率1998年和1999年分别达1．5％和2．1％)，但作为市场经济意义上的一种宏观调控政策，财政政策的主要功能并不仅仅体现在扩大支出的直接效应方面，而是在于通过政府支出的扩大去拉动民间投资的间接效应方面，否则，财政政策就与计划经济体制下的政府投资没有两样。就后一方面而言实际效果并不理想。不少人担心积极财政政策长期继续下去有可能导致计划体制复归和债务危机。

关于积极财政政策为何难以有效地拉动民间投资需求增长的原因，学术界已展开深入的探讨并提出了多种解释。其中大多数的分析都将问题的症结归咎于基础设施的产业链太短以及整个产业结构不合理方面，强调正是基础设施的产业关联性差，当把财政资金集中投向本来就已存在生产能力严重过剩的基础原材料部门，并且主要又是以政府大包大揽而不是贴息、参股和项目融资等方式投入的情况下，民间投资自然不可能参与进来，最终的结果是积极财政政策的乘数效应不大，经济启而不动。无疑，中国积极财政政策效应在现象层面表现出来的因果关系确实如此。但根本的原因却正如光教授(1999)所指出的，是政策扩张与体制收缩的矛盾。如果从财政政策是一种典型的政府制度安排的观点出发。我们可以就它与微观基础的关系对政策效应作出进一步的解释。这就是，由于财政政策与政府关系紧密的行为主体(特别是国有主体部门)具有较强的内在一致逻辑(这种较强的内在一致逻辑恰恰又是人们所担心的计划体制复归的重要表现)，积极的财政政策对这类主体的投资引诱效果相对明显；由于财政政策相对市场体制内的微观主体是一种典型的外生制度安排，积极财政政策的各种乘数效应受到体制的摩擦，因而对民间投资和居民消费需求的拉动效应不明显，亦即IS曲线移而不动。

上述给出的仅仅是制度基础的分析框架，它并不是宏观调控分析的全部内容。如果到此为止，则很容易使人误解为：只要宏观调控政策是内生的制度安排，就可以实现经济持续稳定的增长。其实，即使是内生安排的宏观调控政策，也并不必然意味着它能够解决所有的问题(凯恩斯主义政策70年代在“滞胀”面前的失灵就是明证)。因为，如果宏观调控作用的仅仅是宏观经济总量，就不能要求它去解决结构问题；如果宏观调控政策的本义只是一项短期的稳定政策，又岂能冀望它来实现长期的经济增长?这实际上也就涉及宏观调控政策是否存在一个有效的边界问题，内生安排的宏观调控政策效应也只有在有效的边界范围内才能得以释放出来。

二、宏观调控政策的期限边界：短期还是长期?

关于宏观调控政策的长期与短期之争，实质上也就是关于政府经济职能边界的理念之争。在西方，现代宏观经济学各流派之间对此也展开过激烈的论争，从凯恩斯主义到货币主义再到新古典宏观经济学派和新凯恩斯主义，其政策理论的核心实际上也可归结为宏观调控政策的期限边界问题。比较分析各流派不同的政策理论主张，应该会有助于我们对这一问题的理解。

(一)零边界论：新古典宏观经济学的政策主张

建立在理性预期、自然率假设和市场连续出清基础上的新古典宏观经济学包括以卢卡斯为代表的货币经济周期学派和以巴罗、基德兰德、普雷斯科特等为代表的实际经济周期学派。前者从需求冲击、信息不完全及闲暇(劳动)的跨期替代效应方面建立起解释经济周期波动的原因和传导机制的货币经济周期模型，认为在短期内，虽然不完全信息下发生的意料之外的货币冲击会导致经济总量的波动，但在长期中，由于人们能够根据不断获得的信息去修复错误的预期，经济将自行恢复到自然率的增长路径。基于预期到的货币冲击对经济没有实际的影响，因而旨在稳定经济的货币政策在任何时候都无效。这种货币政策零边界的推论可由图4说明。

在图4中，垂直的LAS曲线表明具有理性预期的经济主体行为完全由市场价格机制调节，每一条倾斜的SAS曲线则由相应的预期价格水平给出。假设现期发生了出乎意料的总需求增加(货币冲击使AD0移到AD1)，则货币工资和价格水平必然会因商品和劳动市场存在超额需求而上升。此时，如果具有不完全信息的厂商(工人)误将一般物价水平(货币工资)的上升当做相对价格(实际工资)的上升并相应地增加产品(劳动)供给，那么经济将暂时“意外”地沿SAS0曲线从A点移动至B点。然而，一旦经济主体理性地认识到实际工资和相对价格并未发生变化并完全调整预期，则SAS0会迅速移到SAS1，产量和就业复归到自然率水平(C点)。因此，除非货币政策不被意料到，否则，无论长期还是短期的货币政策都归无效，而意料之外(欺骗公众)的货币政策本身只能进一步加剧经济波动。如果用“适应性预期”替代“理性预期”概念，则图4也是一个货币主义的AS—AD模型。

实际经济周期学派坚持货币中性论，认为货币对实际经济变量没有影响，因为是产出水平决定货币变化而不是相反，所以货币政策的作用为零。他们主要从生产函数与总供给的关系方面建立起分析模型，强调实际因素(尤其是技术)冲击是经济周期波动的根源。在他们看来，当一个部门出现技术进步后，它必然会通过部门性的波动源传导到经济的其他部门，技术冲击的随机性使产出的长期增长路径出现随机性的跳跃，产量和就业的波动实际上并不是对自然率水平的偏离，而是对生产可能性变化的最优反应，因此，任何反周期的政策都是反生产的没有意义的。关于实际经济周期模型的政策含义，巴罗通过复活李嘉图等价命题，认为公债是中性的，经济主体的预期理性会抵消政府无论是以公债还是税收等方式筹资的效应，因而试图刺激经济扩张的积极财政政策无效。基德兰德和普雷斯科特则通过比较有无约定条件下的均衡解，从政策的时间不一致性和政府信誉方面论证了凯恩斯主义的相机抉择政策是无效的。

由上可见，凯恩斯主义为政府提供了市场经济中反萧条的最初的政策理论，并将其边界严格地界定在短期，它的效应也被战后西方国家20多年的实践所证实。新古典宏观经济学将宏观经济政策的期限边界定格为零，虽然这种政策主张远离现实，但作为政策理论却为反思传统的宏观调控政策效应提供了一种路径。现代宏观经济学中，几乎没有任何一派是把宏观调控政策当做长期的政策。

(二)短期边界论：凯恩斯主义、货币主义及新凯恩斯主义的政策主张

在20世纪30年代大萧条背景下，凯恩斯从不变的价格水平可以存在不同的总产出水平及相应的就业水平的现实出发，以现实存在的货币工资刚性、价格刚性、流动性陷阱和利率在长期缺乏弹性等作为分析前提，把经济分析的重点放在宏观总体的真实变量上，指出宏观经济总量的非均衡主要是总需求波动(有效需求不足)的结果，市场力量并不能迅速有效地恢复充分就业均衡。根据总需求决定原理，凯恩斯进一步推论出，只有通过政府制定积极的财政政策和货币政策引导消费倾向和统揽投资引诱，并使两者互相配合适应，才能解决有效需求不足的问题，从而使经济在充分就业的水平上保持稳定。

在凯恩斯看来，针对有效需求不足的总需求管理政策是相机抉择的短期政策，因为“在长期我们都死了”。关于宏观调控政策的短期边界论，我们可用标准凯恩斯主义的AS一AD模型加以说明。在图1中，假设总需求曲线AD0与总供给曲线AS相交的A点表示经济最初处于的充分就业均衡水平(Yn)，当经济受到现实总需求的冲击，即AD0左移至AD1之后，由于现实中存在着货币工资刚性和价格刚性，必然导致厂商削减产量和就业量(从Yn减到Y1)，这时，经济将在小于充分就业水平的B点实现均衡，而不可能任由价格的自由下降调整到C点的充分就业均衡水平。正是投资者不确定预期及由此形成的有效需求不足，使得AS在A点以下演变为一条具有正斜率的总供给曲线，它意味着完全依靠市场力量很难迅速有效地将Y1恢复到Yn。因此，要使经济在较短的时间内从B点回复到A点，最有效的办法是通过政府实施积极的财政政策和货币政策使AD1，移动到AD0。在有效需求不足问题解决后，AS曲线恢复到古典的垂直状态，市场价格机制继续发挥作用，此时如果继续实施积极的政策会加剧价格水平的上涨(通货膨胀)。从凯恩斯主义的AS一AD模型中不难看出，总需求管理政策的边界只限于AS曲线具有正斜率的部分，亦即存在于有效需求不足的状态。

在20世纪60年代末到70年代初，正当凯恩斯主义需求管理政策在“滞胀”面前日益失灵的情况下，以弗里德曼为代表的货币主义学派提出持久收入假说和自然率假说来解释“滞胀”现象，并对凯恩斯主义的需求管理政策发难。货币主义者认为，长期菲力普斯曲线是一条起自自然失业率的垂直线，不存在失业率与通货膨胀率之间的交替关系。虽然短期内通过政府积极的财政政策可以影响产量和就业量，但就长期而言，财政政策的“挤出效应”使得财政扩张的量不过是对私人部门支出的量的替代，税收的变化也因不能影响持久收入而仅有非常微弱的乘数效应。货币政策也同样只会在短期内当人们按错误的价格预期决策时对产量和就业量产生影响，而在长期一旦错误的价格预期得到纠正，即“货币幻觉”消失之后，实际工资、产量和就业量都将复归到各自的自然率水平。因而任何通过政府相机抉择的需求管理政策试图保持较高的和稳定的产量和就业量水平的努力，最终只会导致通货膨胀的加速上升和经济的更不稳定。与重视财政政策作用的凯恩斯主义者不同，货币主义者从稳定的货币需求函数出发，坚持经济在遭遇需求冲击后仍会相当迅速地恢复到自然率的产量和就业水平附近，强调即使是短期的需求管理政策也不会使事情变得更好，因为政策制定者为了某种政治利益而操纵经济导致的政府失灵可能比市场失灵更糟。因此，为了稳定经济，应该用旨在稳定价格预期的货币规则取代相机抉择的需求管理政策。

新凯恩斯主义从最大化行为和理性预期的基础上去探寻关于工资和价格粘性的原因，进而建立了包含确定价格和接受需求的厂商、新古典生产函数、市场不完全性、信息不对称等方面具有坚实微观基础的宏观经济模型(Mankiw&Romer，1991)。由此导出的政策含义强调，由于经济自动均衡将以长期的萧条为代价，因此，通过政府的总需求管理政策可以使经济在短期内稳定在产量和就业的自然率水平附近。新凯恩斯主义关于短期政策的观点分别以工资粘性模型(图2)和价格粘性模型(图3)来说明。在图2中，LAS是一条与古典一致的垂直总供给曲线，SAS则是由一定的预期价格水平(pe=p0=W0或pe=p1=W1)给出的短期总供给曲线。假定经济初始在产量和就业自然率水平(Yn)的A点上运行，当发生意外的总需求冲击后(总需求曲线从AD0移到AD1)，即使价格可自由伸缩，但由于工资已由谈判合同固定，经济必然从A点移动向小于充分就业均衡(Y1)的B点。正是因为工资合同需要交错调整不可能使劳动市场在C点出清，新凯恩斯主义者强调政府对意外冲击的反应远比私人部门协商调整工资迅速。因此，在短期内，通过政府的总需求管理政策能够将经济稳定在自然率水平附近。图3表明的是，总需求的冲击之所以使经济从A点移向B点，主要是因为存在价格粘性(比如菜单成本)。如果商品市场不可能在C点迅速出清，那么总需求管理政策在短期就应该有所作为。

三、宏观调控政策的对象与目标边界：总量稳定还是结构增长?

作为一种制度安排，宏观调控政策必然会存在一定的作用对象与目标。关于宏观调控政策作用的对象究竟是总量还是包括结构?它的目标究竟是稳定还是增长?对此的不同认识显然直接影响到对宏观调控政策有效性的评价，而在更宽泛的意义上则影响到能否正确地认识市场经济中市场与政府的作用。

(一)宏观调控政策的对象是宏观经济总量

现代市场经济中的政府制度安排或经济职能从总体的内容层次上可以区分为一般的市场条件的创立与维护、微观经济规制、宏观经济调控三大类。与基于市场失灵外在地要求政府干预经济的微观规制安排不同，宏观调控是市场经济内在机制充分发挥作用并导致经济总量严重非均衡基础上形成的政府安排。由于动态经济中经济出现周期的波动是不可避免的，虽然市场机制如果假以时日能够自动调节经济至自然率的均衡水平，但在经济达到均衡之前可能需要经历一个较长时期的萧条意味着必须付出总体社会福利损失的严重代价，因此，现代市场经济一般内在地要求通过政府运用一定的宏观经济政策(主要是财政政策和货币政策)去调控经济总量，以减少市场机制调节时滞产生的高昂成本。从宏观调控的内涵来看，它作用的对象显然是总量方面，但其作用的结果又必然会间接地影响到具体微观主体的行为。而正是这种直接对象与间接结果的传导表明了宏观调控政策的有效性，这也是为什么说有效的宏观调控必须有坚实微观基础和传导条件的原因。有必要说明的是，如果依据作用结果来界定政策边界，那么也许可以把结构列为宏观调控的对象。不过，随之而来的问题可能就会陷入体制认知的误区(这点将在后面说明)。将宏观调控政策的对象边界严格界定为总量的观点也明确地反映在现代西方宏观经济学的分析框架中。

(二)产业结构是市场配置资源的结果

前已述及，宏观调控政策作用的结果不仅会而且应该影响到微观主体的行为决策和产业结构的相应调整。但宏观调控政策的对象却并不针对具体的行业和部门，否则宏观调控就等同于微观规制。理论和实践的发展表明，对市场机制在资源配置中起基础性作用的普遍认同，推动了市场经济在世界范围内的广泛发展。在市场经济中，通过市场竞争和价格机制对供求关系进行调节，生产要素的自由流动使资源在各产业和部门间得到有效配置，产业结构的形成和优化正是市场在产业间配置资源的必然结果。历史地看，产业结构的形成和调整也曾在不同的体制下完全或主要由政府来安排(通过产业政策)，由此形成了典型的计划经济体制及所谓的政府主导型市场经济体制(如日本和韩国等)。不过由政府取代市场、通过产业政策干预市场机制在产业间的资源配置而形成的产业结构从长期看是非常脆弱的，日本和韩国经济(金融)危机不断，中国重复建设问题严重，政府安排的产业政策不能不说是其中的重要原因之一。

由于产业政策在实质上是政府依据自己确定的经济变化趋势和目标设想来干预资源在产业间的配置，产业政策在资源配置的方式上与计划经济是相同的，计划经济所固有的缺陷必然会重现于产业政策的制定上(汤在新、吴超林，2001)。政府对具体产业的干预应以市场失灵为依据确定。如果将产业政策当做一种宏观调控政策，显然它相对市场基础是一种外生的安排，其绩效将存在体制的制约。不仅如此，如果将产业结构作为宏观调控的对象，也与产业结构是市场配置资源的结果存在逻辑上的矛盾。应该承认，中国当前的经济问题主要是结构问题，但结构问题不是宏观调控直接的对象，结构问题的解决有赖于市场基础的发展和完善，这也是理解为什么要大力发展市场经济的关键之所在。

(三)宏观调控政策的目标是为市场对资源的基础性配置创设稳定的外部条件

对于通过宏观经济政策减少经济周期波动、促进经济总量均衡从而为市场机制有效进行资源配置创设稳定的外部条件的目标业已获得广泛的认同，并为当今世界各国政府所采纳(除新古典宏观经济学派反对外)，不过，关于经济增长是否应该作为宏观调控政策的目标则在理论上和实践中都存在重大的分歧。严格地说，经济增长属于总供给的范畴，它取决于生产要素的投入与组合，在市场经济发达国家，一般坚信构成总量内容的总供给方面是市场配置资源的结果。即使出现总供给冲击的经济周期波动，认为也应该由市场机制来调节。在现代西方宏观经济理论中，宏观调控政策归属于总需求的范畴，政策的目标被界定在因总需求冲击引起经济周期波动后的稳定方面，而且强调的是短期。如果说凯恩斯主义所强调的积极财政政策的乘数效应中包含了一定的经济增长目标，那么这种增长主要也是随积极财政政策稳定投资者预期而来的私人部门的增长，公共财政支出的增长本身在相当大的程度上仍然属于稳定的手段，目标是为民间投资的启动创设良好的外部环境。在主要发达国家的货币政策实践中，货币政策事实上也一直是以稳定通货而不是经济增长为目标。

最近10年来，随着现代宏观经济学的发展，特别是内生经济增长理论的发展，越来越多的经济学家对政府安排的宏观调控政策能够产生合意的长期经济增长表示怀疑，认为过分关注短期稳定的需求管理政策忽视了长期经济增长的问题。他们指出短期的产量波动虽然具有重要的福利后果，但长期经济增长的福利含义远远超出任何短期波动的影响(Romer，1996)，强调现代经济分析的重点应该从总需求转向总供给方面(因为总量非均衡都是微观扭曲的结果)。这种从对短期稳定的关注转向长期经济增长路径探讨的理论发展方向所给出的政策含义是，政府既能够积极地也能够消极地影响长期经济增长，而积极政策的作用主要体现在为经济的最优增长路径提供良好的外部条件。

在大多数发展中国家，尤其是像中国这样处于从计划经济向市场经济转型的国家，由于市场基础不完善，政府安排的宏观调控政策一直附存着经济增长的目标。在中国扩大内需的宏观调控实践中，先是1998年上半年明确地将货币政策作为保证8％的经济增长率目标的手段，当认识到依靠货币政策难以实现预期目标的情况下，又进一步明确提出启用积极的财政政策来保证经济增长。应该承认，一系列积极的宏观调控政策对于阻止经济增长率的严重下滑起到了重要作用。然而，现实结果与预期目标的巨大差距表明，将宏观调控政策目标严格界定为短期稳定更为确切。实际上，多重目标之间的相互矛盾也在很大程度上制约了宏观调控政策效应的释放，积极财政政策的短期经济增长目标在中国经济的存量部分还一定程度上存在，但在经济的增量部分则明显难容。目前，国内已有不少学者开始在关注短期稳定的基础上探讨中国长期经济增长的路径问题，如北京大学中国经济研究中心宏观组(1999)就曾明确提出：“宏观政策的制定和实施要始终坚持以市场化为取向，通过制度创新、加快结构调整来求得长远的发展，从这个意义上说，扩大内需如果不是作为一项短期政策而是作为一项基本政策，一定要和供给管理的政策结合起来”。特别是从2000年5月中国经济出现重大转机后，关于长期经济增长要依赖市场基础和制度条件的完善已逐步成为共识。

四、结束语

在中国的经济发展进程中，我们一向重视政府制度安排的作用，这无疑是中国客观现实的要求。与此同时，我们又必须对政府制度安排在经济的不同领域和层次内容上的差异有一个清晰的认识。事实上，就宏观调控政策作为一种政府制度安排而言，它在西方国家的理论和实践中具有比较清楚的界定，而国内对其内涵和目标等问题上的认识则是相当含混或者说是相互矛盾的。基于以上的分析，我们对宏观调控问题的基本认识是：

——宏观调控中的积极财政政策的目的主要在于通过政府支出的扩大进而拉动民间投资的增长，如果民间投资启而不动而又长期依赖财政扩张，那么，一方面是政府复归为投资的主体，而财政政策的扩张与收缩演变为经济周期波动的根源；另一方面是财政扩张在长期的可持续性将成为严重的问题。