陳 鵬金 芳

引 言

供給和需求沖擊引起經(jīng)濟波動是宏觀經(jīng)濟學的一個基本命題。分析經(jīng)濟波動的供給和需求沖擊效應，其主要思想是基于凱恩斯主義的總供給總需求(ASAD)理論。Blanchard和Quah(1989)①Blanchard O J，Quah D．The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbances．American Economic Review，1989(4):655-673對供給沖擊和需求沖擊作用于經(jīng)濟波動的傳導機制做了開創(chuàng)性的研究。他們構建了一個包含美國實際GNP和失業(yè)率兩個變量的結構向量自回歸(SVAR)模型，將產(chǎn)出和失業(yè)的波動解釋為具有長期效應的供給沖擊和暫時影響的需求沖擊作用的結果。Gali(1992)②Gali J．How Well Does the IS-LM Model Fit Postwar U．S．Data?．Quarterly Journal of Economics，1992，107:709-738等對美國的實證研究、Michael Funke(1997)①Funke M．How Important are Demand and Supply Shocks in Explaining German Business Cycles?:New Evidence on an Old Debate．Economic Modelling，Elsevier，January，1997，14(1):11-37對德國的實證研究、Mudabber Ahmer(2005)②Ahmed M．How Well Does the IS-LM Model Fit in a Developing Economy:The Case of India．The International Journal of Applied Economics，March，2005，2(1):90-106對印度的實證研究以及Zhang和Wan(2005)③Zhang Y，Wan G．China’s Business Cycles:Perspectives from an AD-AS Model．Asian Economic Journal，2005，19:445-469對中國的實證研究均證實，當經(jīng)濟受到總供給沖擊和總需求沖擊時，產(chǎn)出和價格水平波動的實際結果與基于凱恩斯主義AD-AS理論的SVAR模型預測結果基本一致。本文將基于凱恩斯的AS-AD理論，借鑒Blanchard和Quah的建模方法，構建一個包含臺灣實際總產(chǎn)出和價格水平的兩變量SVAR模型，來估計供給沖擊和需求沖擊對臺灣產(chǎn)出的動態(tài)效應。本文結構安排如下:第一部分建立了一個包含總產(chǎn)出和價格水平的臺灣地區(qū)經(jīng)濟波動結構向量自回歸模型;第二部分對相關數(shù)據(jù)進行檢驗，并對模型進行了估計;第三部分分析供給和需求沖擊對臺灣地區(qū)產(chǎn)業(yè)波動的效應，并通過把臺灣地區(qū)經(jīng)濟波動的沖擊力量分解成供給沖擊和需求沖擊以及用供給因素解釋的部分和用需求因素解釋的部分，揭示驅動臺灣地區(qū)產(chǎn)出和價格水平波動的供求力量及其相對強度，探索臺灣地區(qū)經(jīng)濟波動的供求成因;最后為本文的主要結論。

臺灣產(chǎn)出波動供求沖擊SVAR模型的構建

由Blanchard和Quah(1989)提出的附加長期約束的SVAR模型，其基本思想是:經(jīng)濟中存在兩種互不相關的沖擊，一種對產(chǎn)出有長期影響的供給沖擊，一種是對產(chǎn)出沒有長期效應的需求沖擊。根據(jù)AS-AD模型，長期總供給曲線垂直，只有像資源稟賦、技術進步和產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整等這些永久影響供給能力的因素，才能在長期對產(chǎn)出具有持久的沖擊效應，而不受像財政政策和貨幣政策等需求沖擊的影響;通貨膨脹率和失業(yè)率等卻既受供給沖擊的影響，同時也受需求沖擊的作用④龔敏，李文溥．中國經(jīng)濟波動的總供給與總需求沖擊作用分析．經(jīng)濟研究，2007(11):32-44。因此，可以借助這些衡量短期經(jīng)濟波動指標的變動情況，將產(chǎn)出分解為由供給沖擊決定的隨機趨勢成分和由需求沖擊決定的周期波動成分。Blanchard和Quah方法建立在一定的經(jīng)濟理論基礎之上，無需對經(jīng)濟變量間的關系做過多的約束，并且克服了HP濾波在處理樣本尾部數(shù)據(jù)時存在的誤差。①趙昕東．基于SVAR模型的中國產(chǎn)出缺口估計與應用．經(jīng)濟評論，2008(6):90-95借助這種思想，可以構建一個包含產(chǎn)出和價格水平的SVAR模型，研究具有長期效應的供給沖擊和具有短期影響的需求沖擊對臺灣地區(qū)產(chǎn)出波動的動態(tài)影響。

根據(jù)凱恩斯主義的AS-AD理論，產(chǎn)出波動在短期內(nèi)是供給和需求沖擊共同作用的結果，因此短期均衡產(chǎn)出應該由長期均衡產(chǎn)出和在短期內(nèi)對潛在產(chǎn)出的偏離值構成。Beveridge和Nelson(1981)②Beveridge S，Nelson C．A New Approach to the Decomposition of Economic Time Series into Permanent and Transitory Components with Particular Attention to Measurement of the Business Cycle．Journal of Monetary Economics，1981，7:151-74證明了產(chǎn)出時間序列數(shù)據(jù)中的持久成分是一個包含漂移項的隨機游走過程，即持久成分含有確定性趨勢與隨機趨勢，并且這種主要由供給沖擊及其累積效應構成的隨機趨勢表現(xiàn)為一隨機游走過程③王少平，胡進．中國GDP的趨勢周期分解與隨機沖擊的持久效應．經(jīng)濟研究2009(4):65-76。因此長期均衡產(chǎn)出水平服從單位根過程:

式中，yt表示短期均衡產(chǎn)出表示長期均衡產(chǎn)出表示短期內(nèi)由需求因素引起的對長期均衡產(chǎn)出的偏離，表示一切能夠影響隨機趨勢的供給沖擊，通常假定它是白噪聲。滯后算子多項式α1s(L)具有絕對可加的系數(shù)，并且其所有特征根的倒數(shù)均落在單位圓以內(nèi)。由貨幣政策等因素引起的需求沖擊造成短期內(nèi)產(chǎn)出對均衡產(chǎn)出的偏離可以表示成如下的形式:

這里的Δlnyt表示當期產(chǎn)出對數(shù)值與上一期產(chǎn)出對數(shù)值的差，近似等于產(chǎn)出的增長率。滯后算子多項式α1s(L)和(1－L)α1d(L)分別表示供給和需求沖擊對產(chǎn)出的累積效應。式(3)體現(xiàn)了短期經(jīng)濟波動源于供求沖擊的經(jīng)濟思想:在短期內(nèi)，總供給曲線向右上方傾斜，總需求沖擊直接引起產(chǎn)出的波動，總供給沖擊則通過影響經(jīng)濟的潛在產(chǎn)出造成產(chǎn)出的波動。

為解釋現(xiàn)代凱恩斯主義的短期總供給曲線向右上方傾斜的這種特征，曾經(jīng)先后出現(xiàn)三種比較重要的理論模型，即黏性工資模型、不完全信息模型和黏性價格模型①盡管三種模型對總供給曲線向右上方傾斜有不同的解釋，并且不同經(jīng)濟學家對此意見也并不一致，但由這些理論都能導出基本相同的短期總供給方程形式:產(chǎn)出與自然率的背離同物價水平與預期物價水平的背離正相關。。其中，黏性價格模型強調(diào)由于菜單成本或受企業(yè)與顧客之間合約的限制，企業(yè)不能隨著市場需求的變動而迅速調(diào)整產(chǎn)品的價格，市場(對數(shù))價格取決于預期的(對數(shù))價格水平和(對數(shù))產(chǎn)出水平:

式中，pt表示t期的價格水平，pet－1表示人們在t－1期對t期價格水平所作的預期，yt－1表示t－1期的產(chǎn)出水平，并且假定市場價格是預期價格水平和產(chǎn)出的增函數(shù)。根據(jù)適應性預期理論，預期價格應該是前期價格水平的函數(shù):(pt－1)。因此式(4)可以表示為:

對上式進行泰勒展開，線性近似后得到總供給函數(shù)的一般形式為:

式中，cs是常數(shù)項，系數(shù)αs、βs表示前期價格水平和產(chǎn)出對總價格水平的彈性系數(shù)，表示供給沖擊，通常假設序列獨立同分布并且服從均值為0、方差為的正態(tài)分布。對式(6)加以適當變形就可以得到現(xiàn)代凱恩斯主義對總供給的一個典型表達式:

式中，lnpt－ lnpt－1是通貨膨脹率，是核心通貨膨脹率，是供給沖擊。λ＜0意味著通貨膨脹率和產(chǎn)出水平之間存在著負向變動關系。根據(jù)奧肯定律，可以把式(7)轉換成表示通貨膨脹率與失業(yè)率兩個指標之間的函數(shù)關系，因此該方程也被稱作是附加預期的菲利普斯曲線。對典型菲利普斯曲線的一個有用變形是Gordon(1998)②Gordon R J．Foundations of the Goldilocks Economy:Supply Shocks and the Time-varying NAIRU．Brookings Papers on Economic Activity，1998，2:297-333的經(jīng)總供給沖擊和通貨膨脹慣性擴展的“三角模型”:

這里的pt表示價格水平，γ(L)、θ(L)和φ(L)同前面一樣是滯后算子特征多項式。γ(L)Δpt－1表示由工資、價格黏性和預期導致的通貨膨脹慣性。θ(L)表示標準菲利普斯曲線中的產(chǎn)出缺口，度量了過度需求對通貨膨脹的效應。表示供給沖擊，表明部分的短期波動是長期均衡狀態(tài)調(diào)整的結果。對上式加以變形，容易得到由長期供給沖擊和短期需求沖擊構成的價格波動(或通貨膨脹)結構表達式:

上式表明價格水平的波動是供給沖擊和需求沖擊共同作用的結果。其中，α2s(L)=［1 － γ(L)］－1φ(L)，α2d(L)=［1－γ(L)］－1θ(L)α1d(L)，分別表示供給和需求沖擊對價格波動的累積效應。由于供給和需求沖擊對通貨膨脹沒有持久效應，因此，盡管價格可能是非平穩(wěn)的，但通貨膨脹則完全可以是一個平穩(wěn)的變量。

式(3)和式(9)構成一個包含產(chǎn)出和價格水平兩變量的SVAR模型的向量移動平均(VMA)形式。在這個模型中，產(chǎn)出和價格的波動由供給沖擊和需求沖擊的累積效應來表示，它們被認為是經(jīng)濟中對產(chǎn)出和價格波動產(chǎn)生影響的最初沖擊因素，通常稱之為結構沖擊向量或新息(innovations)向量①現(xiàn)實中由于供給和需求沖擊無法直接估計，具體估計可參考Blanchard和Quah提出的附加長期約束的識別結構沖擊的方法。。

臺灣產(chǎn)出波動供求沖擊模型的估計

按照大多數(shù)文獻所采用的方法，我們使用臺灣實際國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)時間序列數(shù)據(jù)表示總產(chǎn)出，用臺灣GDP平減指數(shù)表示價格水平(通貨膨脹率)建立臺灣經(jīng)濟波動供求沖擊的結構向量自回歸模型，并估計供求沖擊對臺灣產(chǎn)出和價格水平波動的動態(tài)效應。

1.數(shù)據(jù)處理和檢驗

模型分析的對象為臺灣從1961年第1季度到2010年第4季度的實際GDP和GDP平減指數(shù)②實際和名義GDP季度數(shù)據(jù)均來源于臺灣Aremos數(shù)據(jù)庫，實際GDP以2001年價格作為基期價格。GDP平減指數(shù)根據(jù)公式GDP平減指數(shù)=名義GDP/實際GDP計算而得。。我們采用美國商務部人口調(diào)查局的X12(Census X12)方法對臺灣的實際和名義GDP數(shù)據(jù)進行季度調(diào)整，并對經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的實際GDP時間序列數(shù)據(jù)和價格水平時間序列數(shù)據(jù)分別取對數(shù)。

理論分析表明，總產(chǎn)出時間序列通常是隨機趨勢過程，含有確定性趨勢和隨機成分。其中隨機成分是隨機因素對宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)的沖擊，包括主要由供給沖擊對經(jīng)濟產(chǎn)生持久性累積效應的隨機趨勢和主要由需求沖擊對經(jīng)濟產(chǎn)生短期影響的周期成分。因而在對臺灣經(jīng)濟波動供求沖擊的SVAR模型進行估計之前，需要對模型變量的時間序列數(shù)據(jù)進行檢驗，以保證其滿足基于經(jīng)濟理論附加長期約束的SVAR模型的統(tǒng)計要求，即產(chǎn)出序列應該是一階單整I(1)過程，而進入SVAR模型中的變量則要求是平穩(wěn)的I(0)時間序列。為此我們需要對總產(chǎn)出序列和價格水平序列及其差分序列進行單位根檢驗。

我們采用 Dickey和 Fuller(1979)①Dickey D A，F(xiàn)uller W A．Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root．Journal of the American Statistical Association，1979，74:427-431提出的 ADF檢驗、Phillips和 Perron(1988)②Phillips P C B，Perron P．Testing for a Unit root in Time Series Regression．Biometrika，1988，75:335-346提出的PP檢驗來對臺灣產(chǎn)出和價格水平時間序列進行單位根檢驗。同時為了準確起見，我們還對原時間序列附加 KPSS(Kwiatkowski，Phillips，Schmidt和Shin，1992)③Kwiatkowski D，Phillips P C B，Schmidt P，Shin Y．Testing the Null Hypothesis of Stationarity Against the Alternative of a Nnit Root:How Sure are We that Economic Time Series Have a Unit Root?．Journal of Econometrics，1992，54:159-178檢驗作為補充。檢驗結果見表1。

表1 臺灣產(chǎn)出和價格序列的單位根檢驗

首先看產(chǎn)出序列，其ADF檢驗結果在5%置信水平上不能拒絕時間序列存在單位根的原假設，PP檢驗結果在5%置信水平上同樣也不能拒絕序列含有單位根的原假設，KPSS檢驗結果在5%的置信水平上拒絕序列平穩(wěn)的原假設，可見，三種檢驗均認為產(chǎn)出序列含有單位根。再看價格水平時間序列，其ADF檢驗結果和PP檢驗結果在5%的置信水平都不能拒絕時間序列具有單位根的原假設，KPSS檢驗在5%的置信水平拒絕序列平穩(wěn)的原假設，由此可以判斷，三種檢驗結果均表明價格水平時間序列具有單位根。

ADF、PP和KPSS檢驗表明臺灣的產(chǎn)出和價格水平時間序列存在單位根，但仍不能據(jù)此下最后結論，因為這三種檢驗方法的前提條件是要求數(shù)據(jù)的生成過程(DGP)不存在結構突變。我們需要進一步檢驗臺灣產(chǎn)出時間序列是一個包含結構突變的退勢平穩(wěn)過程，還是一個包含結構突變的單位根過程。

假設臺灣產(chǎn)出序列存在結構突變點，我們先確定結構突變點的位置①或者直接采用Zivot和Andrews(1992)、Perron(1997)等提出的結構突變點內(nèi)生單位根檢驗方法，對臺灣產(chǎn)出和價格水平時間序列進行結構突變點內(nèi)生的單位根檢驗。。在給定方程條件下，應用Quandt-Andrews在時間序列數(shù)據(jù)存在一個或者多個未知結構突變點的檢驗方法，對臺灣產(chǎn)出序列進行結構突變點檢驗，結果表明三個統(tǒng)計值均拒絕序列沒有結構突變點的原假設，最大的LR-F統(tǒng)計值出現(xiàn)在2000年第4季度，表明臺灣產(chǎn)出序列的結構突變點極有可能出現(xiàn)在這個時點。

在臺灣的產(chǎn)出和價格水平序列存在一個結構突變點tB的假設條件下，如果自tB+1期開始，趨勢方程的截距和斜率上發(fā)生雙突變，則趨勢方程的表達式為:

式中，DUt是階躍式虛擬變量，表示在tB+1時點截距發(fā)生移動，DTt是累進式虛擬變量，表示在同一時點斜率發(fā)生變化。DUt=1(t＞tB)，其他值為0;DTt=t－tB(t＞tB)，其他值為0。此時包含結構突變的單位根檢驗就轉化為對序列退勢后的殘差的單位根檢驗，據(jù)此就可以判斷原序列是含有結構突變的退勢平穩(wěn)過程還是具有結構突變的單位根過程。

已知臺灣產(chǎn)出序列的結構突變點，根據(jù)外生結構突變理論，采用式(10)的形式對產(chǎn)出序列進行退勢，可以得到下面的回歸方程:

參數(shù)估計結果表明，DUt和DTt項的t統(tǒng)計量都顯著，說明產(chǎn)出序列存在結構突變。用同樣的方法對臺灣的價格水平序列進行退勢，得到回歸方程為:模型的估計結果表明，DUt和DTt項的t統(tǒng)計量也都非常顯著，可以斷定臺灣價格水平時間序列同樣存在結構突變。

由式(10)回歸后所得到的殘差序列ADF檢驗式為:

對由式(11)和式(12)得到的殘差分別進行單位根檢驗，產(chǎn)出序列退勢后的殘差單位根檢驗的ADF值為－2．5。在已知產(chǎn)出結構突變點的情況下可以計算得到λ=tb/T=0．82，查表得在5%顯著水平下臨界值為－4．04。ADF值大于臨界值，可以認為在5%置信水平下不能拒絕產(chǎn)出序列含有單位根的原假設;價格水平序列退勢后殘差單位根檢驗的ADF值為－2．4，根據(jù)其結構突變點可以算出λ=tb/T=0．28，查表得在5%顯著水平下臨界值為－3．99，因此在5%置信水平下不能拒絕原假設。檢驗結果表明，臺灣產(chǎn)出和價格水平序列不是趨勢平穩(wěn)過程而是單位根過程。

表1列出了臺灣產(chǎn)出和價格水平一階差分序列的單位根檢驗結果，由三種檢驗的結果可以看出，在1%的置信水平上認為臺灣產(chǎn)出和價格水平的一階差分序列是平穩(wěn)過程，因此臺灣的產(chǎn)出和價格水平應該為I(1)序列。

2.產(chǎn)出和價格水平關系的檢驗

(1)產(chǎn)出和價格水平的協(xié)整性檢驗。既然臺灣的產(chǎn)出和價格水平都是一階單整過程，那么還需要檢查兩個序列之間是否存在協(xié)整關系，因為附加長期約束的SVAR模型要求變量之間不存在協(xié)整關系。協(xié)整關系的檢驗通?？梢圆捎脙煞N方法，即Engle-Granger(EG)兩步法和Johansen檢驗法。前者使用簡便，而且得到的協(xié)整回歸參數(shù)估計量具有超一致性和強漸近有效性，但在小樣本下，這種估計量具有實質性偏差。盡管本文的樣本為季度數(shù)據(jù)，但為了避免上述方法的不足，我們采用基于VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗來判斷臺灣和產(chǎn)出和價格水平之間是否存在協(xié)整關系①張曉峒．計量經(jīng)濟分析．經(jīng)濟科學出版社，2000:140-157。協(xié)整檢驗結果如表2:

表2 產(chǎn)出和價格水平的協(xié)整檢驗結果

由表2可以看出，跡檢驗表明在5%的置信水平下臺灣的產(chǎn)出和價格水平之間不存在協(xié)整關系，因此樣本數(shù)據(jù)滿足附加長期約束的SVAR模型對數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計要求。

(2)產(chǎn)出和價格水平的相關性檢驗。根據(jù)凱恩斯AS-AD模型，無論是在短期還是在長期范圍內(nèi)，當經(jīng)濟受到一個正向供給沖擊時，潛在生產(chǎn)能力的改變會導致產(chǎn)出的增加和價格水平的降低。而當經(jīng)濟受到一個正向需求沖擊時，短期內(nèi)會使產(chǎn)出和價格水平一同上升，但長期內(nèi)由于理性預期的作用，需求沖擊僅僅引起價格水平變動而不會對產(chǎn)出發(fā)生影響。由此可以對產(chǎn)出和價格水平波動的多階相關性大致做出這樣的判斷:如果產(chǎn)出波動和價格水平波動的同期相關系數(shù)為負，即表現(xiàn)出所謂的反周期關系，說明產(chǎn)出和價格水平波動方向此消彼長，預示著供給沖擊是驅動經(jīng)濟波動的主要力量。反之，當產(chǎn)出與價格水平波動的同期相關系數(shù)為正，即表現(xiàn)出順周期關系，說明產(chǎn)出與價格水平波動按照一致的方向同升同降，預示著需求沖擊是驅動經(jīng)濟波動的主要力量。臺灣的產(chǎn)出和價格水平一階差分的多階相關系數(shù)見表3。

表3 產(chǎn)出與價格水平的多階相關系數(shù)

由表3可以看出，臺灣的產(chǎn)出和價格水平波動的同階相關系數(shù)為0．05，t檢驗在5%的置信水平上不顯著，表明臺灣的產(chǎn)出波動與價格水平波動之間存在弱正相關關系或不存在顯著相關關系，意味著短期內(nèi)臺灣經(jīng)濟波動是供給沖擊和需求沖擊共同作用的結果。至于供給沖擊和需求沖擊力量的相對強度，可以通過估計SVAR模型得到。

3.結構VAR模型的估計

因為臺灣平穩(wěn)性的產(chǎn)出增長率(Δlnyt)和價格水平波動(Δpt)的時間序列數(shù)據(jù)滿足建立SVAR模型的要求，所以我們能夠建立一個以Δlnyt和Δpt為變量的SVAR模型來估計臺灣經(jīng)濟波動的供求沖擊效應。根據(jù)求解SVAR模型的一般方法，我們首先要確定簡化式VAR模型的滯后階數(shù)，并檢驗簡化式VAR模型的穩(wěn)定性，在估計簡化式VAR模型的基礎上，通過對模型施加長期約束條件，進而估計SVAR模型，借助脈沖響應函數(shù)判斷供給與需求沖擊對臺灣經(jīng)濟波動的動態(tài)效應。

(1)模型滯后階數(shù)的確定。向量自回歸模型除了要求滿足平穩(wěn)性條件以外，還需要準確設定模型的滯后階數(shù)。如果模型的滯后階數(shù)過少，誤差項會出現(xiàn)嚴重的自相關，這將導致參數(shù)估計的非一致性，所以在VAR模型中應當適當增加滯后變量階數(shù)，以消除誤差項中可能存在的自相關。但滯后階數(shù)又不宜過大，否則會導致模型自由度的減少并直接影響模型參數(shù)估計量的有效性。常用的滯后階數(shù)選擇標準有LR統(tǒng)計量、赤池信息標準(AIC)以及施瓦茨準則(SC)等。對簡化式VAR模型采用滯后長度標準檢驗，檢驗結果見下表4。

表4 VAR模型滯后階數(shù)的檢驗

由表4可以看出，根據(jù)LR和AIC準則，模型的滯后階數(shù)選擇7比較合理，而SC準則認為選擇1較為合理，但Chari，Kehoe和McGrattan(2007)等經(jīng)過蒙特卡羅(Monte Carlo)模擬，發(fā)現(xiàn)在相同置信水平下，增加滯后階數(shù)使模型估計的置信區(qū)間更小。綜合考慮各種因素，特別是樣本數(shù)據(jù)長度較大，最后確定模型的滯后階數(shù)為7。確定了滯后階數(shù)后接著就要對模型的穩(wěn)定性進行檢驗，因為模型不穩(wěn)定會導致某些結果不再具備有效性。對簡化式VAR(7)模型的穩(wěn)定性檢驗結果表明，模型的AR特征多項式根的倒數(shù)均落在單位圓以內(nèi)，表明滯后階數(shù)的選擇是合理的，同時模型也是穩(wěn)定的。

(2)結構VAR模型的估計。為了估計SVAR模型，首先對二元簡化式VAR(7)模型進行估計，并在此基礎上對簡化式模型施加需求沖擊對產(chǎn)出波動的長期累積效應為零的長期約束條件，進而可以估計出SVAR模型。運用Eviews 6．0對模型進行估計，得到模型的產(chǎn)出變量和價格水平變量對供給和需求沖擊的長期累積矩陣如下:

由式(14)可以看出，供給沖擊對產(chǎn)出波動的長期影響系數(shù)為0．051，標準差為0．0027，這表明有利的供給沖擊將引起臺灣潛在生產(chǎn)能力的提高，而不利的供給沖擊將相應致使臺灣潛在生產(chǎn)能力的下降，可見供給沖擊是造成臺灣總產(chǎn)出波動的重要原因。根據(jù)估計結果還能得到模型的簡化式?jīng)_擊項μt與結構式?jīng)_擊項εt的關系:

接下來，我們就可以利用臺灣產(chǎn)出和價格水平波動對供給與需求沖擊的脈沖響應函數(shù)和方差分解，來分析臺灣經(jīng)濟波動供求沖擊的效應;通過分解出結構式總供給沖擊和結構式總需求沖擊，來探討臺灣經(jīng)濟波動的供求沖擊作用機制以及引起供求沖擊的內(nèi)外經(jīng)濟因素。

臺灣產(chǎn)出波動供求沖擊效應及其分解

1.供求沖擊對臺灣經(jīng)濟波動的動態(tài)效應和方差分解

臺灣產(chǎn)出波動和價格水平波動的供給和需求沖擊的作用路徑和效應可以用脈沖響應函數(shù)來刻畫。產(chǎn)出波動和價格水平波動對結構式供求沖擊的脈沖響應分別見圖1和圖2，它們表述了總供給和總需求發(fā)生一個標準差的正向沖擊后，產(chǎn)出和價格水平波動對其動態(tài)脈沖響應的過程。

首先考察結構式總供求沖擊對產(chǎn)出波動的沖擊效應。圖中的實線和虛線分別表示正的結構式總供給和總需求沖擊觸發(fā)臺灣經(jīng)濟波動的動態(tài)路徑。一個標準差的正向供給沖擊即期引起產(chǎn)出增長率有一個大的增加，此后開始回落，在第3期降到最低點后重新上升。從產(chǎn)出波動對供給沖擊的累積效應可以看出供給沖擊對產(chǎn)出增長率的作用效應是正向的，并具有持久性。由于財政政策和貨幣政策的滯后性，需求沖擊對產(chǎn)出增長率的作用在開始是負向的，但從第4期開始負向沖擊的強度在減小，正向推動力量在增加，在第8期達到其最大值。但隨著時間的推移，需求沖擊的這種效應開始衰減并逐漸趨于0。產(chǎn)出增長率對供給與需求結構沖擊的響應路徑基本上符合凱恩斯的AS-AD理論模型的結論，即產(chǎn)出波動在短期內(nèi)是供給和需求沖擊共同作用的結果，而長期則只由供給沖擊主導。

臺灣經(jīng)濟波動供給和需求沖擊的結構VAR模型預測誤差的方差分解結果見表5。產(chǎn)出波動的方差分解表明，造成臺灣實際產(chǎn)出增長率變動的絕大部分沖擊因素屬于總供給沖擊，并且其對實際產(chǎn)出波動的貢獻并不隨時間的推移而發(fā)生大的變動，第20季度仍然保持在90%以上的水平。而需求沖擊對產(chǎn)出波動的貢獻在起始階段微乎其微，此后貢獻率雖不斷增加，但影響力依舊十分有限，到第20季度仍不足10%水平。

表5 臺灣產(chǎn)出波動供求沖擊的方差分解

方差分解結果從整體上表明供給沖擊在臺灣經(jīng)濟波動中的作用更為重要，這與Prescott(1986)①Prescott E C．Theory Ahead of Business Cycle Measurement．Quarterly Review，F(xiàn)ederal Reserve Bank of Minneapolis，1986，issue Fall:9-22關于美國經(jīng)濟波動供給沖擊作用大于需求沖擊的研究結論基本一致。這一結論說明，驅動臺灣經(jīng)濟增長的源泉是技術進步和科技創(chuàng)新等供給沖擊的效應，而非像中國大陸靠投資需求去拉動經(jīng)濟增長。

2.供求沖擊相對強度的比較分析

通過把臺灣經(jīng)濟波動的沖擊力量分解成結構式總供給沖擊和結構式總需求沖擊，我們就可以用來探討臺灣經(jīng)濟波動的供求沖擊作用機制以及引起供求沖擊的內(nèi)外經(jīng)濟因素。與此同時，通過把經(jīng)濟波動分解為用總供給因素解釋的部分和用總需求解釋的部分，我們就可以揭示驅動臺灣產(chǎn)出和價格水平波動的總需求力量的相對強度，進一步分析臺灣經(jīng)濟波動供求沖擊的內(nèi)外來源因素。

對臺灣經(jīng)濟波動供求沖擊的方差分解表明，供給沖擊在臺灣經(jīng)濟波動中的作用更為重要。方差分解的結果體現(xiàn)的是擾動項從無限過去到現(xiàn)在時點對某個變量的整體影響，而更重要的是我們需要知道在不同時期供求沖擊的對經(jīng)濟波動的相對沖擊強度。因此，把產(chǎn)出增長率波動分解為用總供給因素解釋的部分和用總需求解釋的部分，有利于我們進一步解釋驅動臺灣經(jīng)濟波動的供求沖擊因素。這對于更好地認識經(jīng)濟波動的特征，制定和實施宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定政策都具有現(xiàn)實意義。

為了能夠從整體上比較宏觀地反映臺灣自光復以來的供給和需求沖擊對經(jīng)濟波動的相對強度，我們利用從1954年到2010年臺灣實際GDP和GDP平減指數(shù)年度數(shù)據(jù)對同樣的SVAR模型進行了估計①數(shù)據(jù)取對數(shù)后經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)仍然采用一階差分的形式才能滿足構建SVAR模型要求，因此前后兩個模型形式一致。。在估計結果的基礎上，按照相應的公式就可以計算出把產(chǎn)出增長率波動分解為用總供給因素解釋的部分和用總需求解釋的部分。圖3描述了按這種方法得到的分解結果。

圖3 產(chǎn)出波動的供求沖擊的分解

通過比較上圖中1954—2010年供給和需求沖擊引起臺灣經(jīng)濟波動的相對強度發(fā)現(xiàn)，兩種沖擊在臺灣經(jīng)濟發(fā)展的不同階段對臺灣經(jīng)濟波動的作用程度并不對稱，我們可以把它分為供給沖擊主導期、需求沖擊主導期以及供求沖擊交替期。在不同時期主導經(jīng)濟波動的沖擊因素有所不同。

從1961—1973年應該是臺灣經(jīng)濟的供給沖擊主導期，此時正好處于臺灣經(jīng)濟起飛階段。臺灣當局充分利用當時世界經(jīng)濟繁榮和產(chǎn)業(yè)國際分工調(diào)整的有利機會，采取了出口導向的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，改革經(jīng)濟體制，創(chuàng)設加工出口工業(yè)區(qū)，積極鼓勵出口，刺激了出口加工工業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)了經(jīng)濟結構從農(nóng)業(yè)主導轉向工業(yè)主導的第一次飛躍，帶動了臺灣生產(chǎn)力的發(fā)展和提高。與供給處于主導地位相對應的需求顯得相對不足。

自1974年至1985年臺灣的經(jīng)濟結構調(diào)整使臺灣經(jīng)濟表現(xiàn)出供求沖擊交替主導的特征。此階段比較大的供給沖擊是70年代的兩次石油危機和80年代初的世界經(jīng)濟危機，但臺灣當局采取的第二次進口替代和出口擴張經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，改善了島內(nèi)基礎設施和輕重工業(yè)比例，經(jīng)濟結構實現(xiàn)從輕工業(yè)轉向重工業(yè)的第二次飛躍。較大的需求沖擊是經(jīng)建項目的實施擴大了投資需求，出口需求的不斷增加也使臺灣自1977年開始，貿(mào)易順差規(guī)模不斷擴大。

經(jīng)過不斷調(diào)整，臺灣產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生了改變。從1986—1995年臺灣經(jīng)濟進入以供給沖擊為主導的經(jīng)濟轉型期。此階段臺灣經(jīng)濟開始由以傳統(tǒng)的輕工業(yè)和重化工業(yè)為主導逐步向以電子資訊和現(xiàn)代服務業(yè)等為重點的高技術高附加價值的策略性工業(yè)轉換，并通過自由化、國際化和制度化對具有管制和壟斷性質的經(jīng)濟體制進行全面改革。此階段的需求也比較平穩(wěn)，與供給一道有力地推動了臺灣經(jīng)濟的發(fā)展。

進入21世紀，臺灣經(jīng)濟開始呈現(xiàn)出需求沖擊主導的新局面。盡管世紀之初受科技網(wǎng)絡泡沫破滅的供給沖擊，消費和投資需求經(jīng)歷短暫的下滑后逐漸恢復，以出口貿(mào)易為主的外部需求十分強勁，成為需求沖擊曲線向上走的重要動力。始于2007年底的國際金融危機是這個時期的又一重大沖擊，對供給和需求均造成很大的負面影響。受金融海嘯沖擊，自2008年9月臺灣外貿(mào)大幅衰退，并波及民間消費與投資，使經(jīng)濟陷入嚴重衰退。為緩解民間投資和外部資本不足對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的不利影響，臺灣當局加大了政府投資的力度?！靶姓骸毕群笸ㄟ^了“加強地方建設擴大內(nèi)需方案”和“因應景氣振興經(jīng)濟方案”以“刺激消費”、“振興投資，加強建設”、“穩(wěn)定金融，促進出口”，帶動了島內(nèi)的消費需求的增加與投資需求的擴張。加上2009年以后國際經(jīng)濟逐漸復蘇，外部需求特別是大陸的需求有力地刺激了臺灣經(jīng)濟的快速增長。

小 結

本文以凱恩斯主義的總供給總需求模型為理論基礎，建立并估計了一個以產(chǎn)出和價格水平為變量的臺灣經(jīng)濟波動供求沖擊結構向量自回歸模型。實證分析了1961年至2010年間供給沖擊與需求沖擊對臺灣經(jīng)濟波動發(fā)生作用的動態(tài)機制和路徑，并得到以下結論:

首先，產(chǎn)出對供給與需求結構沖擊的響應路徑基本上符合凱恩斯的AS-AD理論模型的結論，即產(chǎn)出波動在短期內(nèi)是供給和需求沖擊共同作用的結果，而長期則只由供給沖擊主導;

其次，在把臺灣經(jīng)濟波動的沖擊力量分解成結構式總供給沖擊和結構式總需求沖擊的基礎上，探討了供求沖擊對臺灣經(jīng)濟波動的作用機制以及引起供求沖擊的內(nèi)外經(jīng)濟因素;

第三，通過把經(jīng)濟波動分解為用總供給因素解釋的部分和用總需求解釋的部分，測定了1954—2010年間驅動臺灣產(chǎn)出和價格水平波動的總需求力量的相對強度，發(fā)現(xiàn)在臺灣經(jīng)濟發(fā)展的不同時期引起經(jīng)濟波動的供求沖擊的主導因素，得到了近年來需求沖擊對臺灣經(jīng)濟的作用強度已經(jīng)超過供給沖擊而成為推動經(jīng)濟增長的主要動力的結論。