发布时间：2023-10-13 16:08:17
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的经济增长周期理论样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
关键词：经济周期理论，发展，特点
我国长期以来，人们对社会主义经济周期问题一直讳莫如深。直到改革开放后这一课题才得以展开，我国经济周期的讨论才热烈地开展起来。改革开放，尤其是1985年以来，我国学者对经济周期理论的研究兴趣大增，取得了很多成果。
1984年和1985年，我国经济超高速增长之后，开始出现滑坡，乌家培和刘树成等人最早把社会主义经济增长有没有周期波动作为一个重要课题提了出来。刘树成首先论证了中国的经济周期。同时，杜辉也发表了论证前苏联社会经济增长的长波运动和短波运动的论文。宫著铭第一个运用经济计量方法，为我国建立了一个供给模型，测算了波动指数，较为系统地论证了我国的经济波动。这场始于1985年的理论大突破，为我国经济周期理论的研究打开了一扇大门。
我国经济周期的划分
研究经济周期，首先要明确我国从建国到现在经历了几个经济周期。在这个问题上，学者们的划分基本上是相同的。
施发启(2000)用转折点检验和自相关系数检验的方法对经过平滑的数据进行统计检验，得出的结果证明了我国经济增长率确实存在周期性波动，而且周期长度主要为四到五年。根据从波谷到波谷可以将我国GDP增长率划分为九个周期：1953—1957年，1958—1961年，1962—1968年，1969—1972年，1973—1976年，1977—1981年，1982—1986年，1987—1990年，1991—1999年。
刘树成(2000)的划分除了最后一个周期是1991—1998年外，其余的与施发启完全相同。
刘恒和陈述云(2003)完全采纳了上述对我国经济周期的划分。
有一些学者对我国改革开放之后的经济周期进行了划分。惠琦娜(1998)认为，改革开放后我国经历了四个经济周期：1976—1981年，1981—1986年，1986—1990年，1990—1996年。黄桂田(1999)认为，改革开放以来我国经历了4次经济周期：1977—1981年，1982—1986年，1987—1990年和1991—1999年。
由此可见，学者们对建国后经济周期的划分问题已经达成了共识。
我国经济周期波动的特点
周期长度极不规则，但是有逐渐变长的趋势；周期发生频率高。我国经济周期的长度长短不一，长的达9年(1991—1998年)，短的只有4年(1958—1961年，1973—1976年)，平均长度5.2年，离差为1.7年。改革开放前，我国1955—1976年按照“谷—谷”法划分的5轮经济周期的平均波长为4.2年，改革开放后，我国4轮经济周期的平均波长约为6年。
波动幅度较大，经济周期呈现收敛趋势。振幅最大的达到48.6%，最小的也有6.4%，平均振幅15.0%，离差为13.7%。
刘恒、陈述云(2003)认为，我国1953—1976年的5轮周期波动中，有3轮为古典型周期，即在周期的谷底，国民经济的主要指标为负增长。从1977年到现在的4轮周期波动中，年度GDP增长率都没有出现绝对下降，而仅仅表现为增长率的下降。这说明，在改革开放以前，我国的经济周期是在相当显著的波动过程中展开的，1978年前的波动标准差达到10.48个百分点；改革开放以后，我国经济周期的波动性开始变得平缓起来，1978年后的波动标准差为3.01个百分点。我国经济周期已经由改革开放前的古典型转变为改革开放后的增长型，经济增长的稳定性增强，其原因可以归结为以国有企业预算约束硬化和稀缺资源在国有与非国有部门之间的优化配置为主要内容的微观经济主体的市场化进程，在市场化的过程中，我国经济波动的微观基础已经发生了重大的变化，这在削弱转轨型波动的同时使成熟的市场经济波动逐步表现出来。
从经济周期波动的波形看，我国经济周期实现了由非对称性周期向对称性周期转变。1996年之前，我国已经实现的经济周期大都是非对称性的，即经济周期中呈现出经济增长率的缓升陡降或者陡升缓降的非对称过程。这些非对称性表明经济增长速度没有接近或者没有稳定在自然增长率水平附近，经济增长率变化的突发性较多，即出现过经济增长的“”和“急刹车”等奇异行为。我国经济实现“软着陆”以后，在1996年至2002年的经济周期当中，经济增长率基本保持水平的态势，这意味着经济周期的对称性正在逐步恢复，预示着未来经济周期将以稳定的增长速度进行对称性波动。
我国经济越来越受国际经济的影响。实行改革开放后，特别是20世纪90年代以来，我国经济波动与世界经济波动的相关性日益显现。张兵(2006)以我国经济周期的划分为标准，通过计算皮尔逊相关系数和斯皮尔曼相关系数的方法，说明了中美两国1981—1986年、1986—1990年、1990—1995年以及2001—2005年的经济周期波动具有较强的同步性。中美经济出现同步性的原因是中国日益融入世界经济。格兰杰因果关系检验表明，两国之间日益紧密的贸易和直接投资联系是同步性的基本传导机制。秦宛顺、靳云汇和卜永祥(2002)采用HP滤波的方法对不变价格水平的美国、日本和我国季度GDP进行处理，计算了中美和中日周期波动之间的相关系数，得出的结果表明，中美经济周期的联系为弱相关关系，中日经济周期的关系为负相关。但是任志祥和宋玉华(2004)认为，由于我国经济的开放度较低、汇率机制实质上是固定汇率、资本帐户实行管制再加上中国经济发展主要依靠内需拉动、在世界经济中所占的份额相对较小等因素，中国经济周期与一些发达国家(如日本、美国)经济周期的相关性仍然较弱。中美经济并不存在周期性的衰退和复苏的同步性。
我国经济周期波动的原因
(一)投资波动
梁军(2000)认为，从宏观经济学的角度看，一国的经济增长速度受到投资、消费和出口的影响。在这三个因素中，投资又是最直接的因素。在我国，投资是国家控制社会的经济资源、指挥经济活动的最重要手段。比如，1977年，投资增速开始回升，达到4.65%，1978年达到21.96%，有力地拉动了当年的经济增长，形成了一个经济周期的起点。随后，投资增速下降，1979年和1980年只有4.58%和6.65%，到了1981年跌入谷底，投资出现负增长。1982年的固定资产投资增速高达26.64%，经济增长加快，投资增速其后逐年回落，1983年是12.62%，直到1985年出现投资高峰，经济回升，投资增速高达39.39%。
刘金全(2003)利用我国1992年第一季度到2001年第四季度数据，研究了我国投资波动性与经济周期之间的关联性，得到三个基本结论：在水平值和波动成分上，经济增长率与投资率和投资增长率之间没有显著的格兰杰影响关系，但是它们的趋势成分之间存在显著的双向格兰杰影响关系，这意味着投资和产出之间仍然存在长期的均衡联系，投资波动是诱导经济周期的重要原因；投资率和投资增长率与经济增长率之间的关系存在方向上的差别，存量水平上的投资率增加并未显著地促进经济增长，现阶段实际产出中的投资品成分也未明显膨胀；流量成分的投资需求增加作为GDP的统计成分形成了对经济增长的促进作用，投资需求仍然是扩张总需求的主要对象；投资波动具有一定程度的增长率“减损效应”和“溢出效应”，最优投资路径应该具有一定的光滑性。如果频繁地扩张投资或者抑制投资，都会具有一定的社会成本。
李延军、金浩、王竞和高素英(2003)定性和定量地分析了经济波动的成因，认为从总体经济的构成来看，第二产业主要是工业波动是造成经济波动的主导力量，从社会需求来看，最终需求的增长以投资拉动为主，因此投资波动是引起经济波动的最重要因素。
(二)制度冲击
胡鞍钢(1994)利用二阶自回归动态方程模拟政治动员的冲击影响，其结论认为，党代会具有很强的政治动员作用，经济的扩张与历次党代会具有一一对应的关系，与人代会也具有一定的对应关系。
杜婷、庞龙和杨灿(2006)运用经济计量方法对制度冲击改变我国经济周期特征进行了检验，并通过市场化程度、非国有化水平和开放度三个制度冲击变量检验了其与我国经济周期波动的相关性，其结论证明在我国受政治背景的影响而出台的重大的经济制度改革对经济的发展影响巨大而深远，制度变动冲击对经济的周期变动的方向及程度起到了较大的决定作用。
(三)总需求冲击
施发启(2000)认为，在改革开放前后我国经济波动的原因相同。改革开放前，由于物质产品短缺，我国经济增长波动主要取决于总需求的波动。总需求由投资需求和消费需求构成。计划经济体制下我国一直实行高积累低消费的政策，因此总需求的波动主要取决于投资需求的波动。改革开放后，虽然我国经济运行机制发生了重大变化，但是经济周期波动的主要原因仍然是总需求波动，即总需求扩张导致经济增长加速，但是瓶颈产业和高通货膨胀的约束又使得经济被迫调整，经济增长回落。引起需求扩张的主要原因是经济发展水平低和工业化阶段还未完成，并且需求扩张呈现明显的阶段特征。
(四)我国经济周期的特征事实
简泽(2006)考察了1952—1999年我国经济周期性波动的统计规律性，概括出我国经济的周期性波动的特征事实：我国经济波动具有持续性，只是到了2—3年后才表现出回归趋势的倾向；所有的变量都呈现出显著的周期性波动，但波动程度存在差异，消费、资本存量、就业和一般物价水平的波动小于产出波动，而投资、政府收入、政府支出、进口、出口和货币供应量的波动远远高于产出波动；总需求的组成部分、就业和全要素生产率与产出共变，并表现出强烈的顺周期性，资本存量领先于产出的变动，而是工资则滞后于产出的波动；货币供应量和一般价格水平是反周期的。与西方发达国家相比，我国经济周期波动的特征事实与其基本相似，只是我国周期波动的幅度大大高于西方发达国家。
吕光明和齐鹰飞(2006)采集了23个主要宏观经济变量数据，运用CF滤波，分解得到他们的周期性成分，得出了中国经济周期波动的特征事实。资本形成、财政支出、进口、出口、价格水平和M0的波动性大于总产出的波动性；从业人数、全要数生产率、消费、国内贸易、通货膨胀率和名义工资总额等的波动性小于总产出的波动性；劳动生产率的波动性与总产出的波动性大致相同。从业人数、全要素生产率、劳动生产率、消费、资本形成、财政支出、进口、出口、国内贸易、名义工资总额、价格水平、通货膨胀率M1是顺周期的；M0和价格水平是逆周期的。
［关键词］ 消费；投资；出口；经济增长；偏最小二乘法
［中图分类号］ F222.3 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1008―1763(2011)06―0061―05
Abstract:This paper analyses the relations of consumption, investment, export and economic cycle using HodrickPrescott filter. The results show that the economic cycle of China is divided into three stages from 1978 to 2008. By the partial least squares method research contribution of investment, urban consumption, rural consumption and government consumption, exports and industrial structure to economic growth. The results show that output elasticity of investment, exports, rural consumption has rising trend; output elasticity of urban consumption and government consumption rise firstly then decline; effect of industrial structure to economic growth has declining trend. The shortage of rural resident consumption demand and irrational industrial structure restrict the China's economic development. It is urgent for us to expand rural resident consumption demand and adjust the industrial structure.
Key words: consumption; investment; export; economic growth；partial least squares
一 引 言
从世界各国经济发展和工业化进程看，投资率存在一个从低到高、再从高到低并趋于相对稳定的演变过程，整个演变过程类似一条平缓的“马鞍型”曲线（或称为“倒U”型曲线）；消费率演变过程则呈现与投资率相反的“倒马鞍型”曲线（也称为“U”型线）。投资率和消费率这一演变进程是工业化过程中的消费结构和产业结构的逐步提升所引起的。我国投资率与消费率并没有出现明显的“倒U”型曲线和“U”型线，说明我国的消费结构和产业结构存在不合理的一面。我国资本形成率由1978年38.2％上升到2008年的43.5％，最终消费率由1978年的62.1％下降到2008年的48.6％，出口总值占国内生产总值的比重由1978年的4.6％上升到2008年的32.7％。我国这种“轻消费”和过度“依赖出口”的经济增长现象，不仅与消费在GDP中的比重不符，同时也危及我国经济的长期发展。因此，目前我们的当务之急是扩大国内消费需求，实现投资、消费、出口协同拉动经济增长。
（一）我国投资、消费、出口与经济增长关系的研究现状
国内学者对我国投资、消费、出口与经济增长关系进行了大量的理论和实证研究。邓彦（2006）利用SPSS统计软件对我国1988－2003年的国民生产总值、社会固定资产投资、社会消费品零售总额、进出口净额进行多元线性回归分析，从而说明“三驾马车”对我国经济增长的贡献大小，得出消费才是我国经济增长的持久拉动力的主要结论［1］。许永兵（2006）通过数学模型验证了三大需求与经济增长的关系，指出三大需求的变化与经济增长均呈正向密切相关关系，投资和消费都增加1%，则GDP分别增加0.265%和0.755%，消费对经济增长具有决定性的主导作用［2］。贺铿（2006）根据经济增长理论和经济发展战略思想，研究中国经济发展的历史过程，在国际比较中探寻我国投资和消费的合理比例，为国家宏观经济政策的制定提供理论依据［3］。国家统计局课题组（2007）对我国投资主导经济增长的深层原因及不良后果进行了深入剖析，并提出了经济增长方式从投资主导型向消费主导型转变的现实途径［4］。吴先满、蔡笑、徐春铭（2007）通过消费对经济增长拉动作用的横向和纵向比较，认为2001年以来我国消费需求不足、消费对经济增长拉动力趋于弱化的局面不断加剧。在借鉴国外增强消费拉动力的成功经验，并结合中国经济实际情况的基础上，提出了增强消费对经济增长拉动作用的政策建议［5］。徐振斌（2007）提出了增加农村居民消费拉动经济增长的总体设想［6］。姜涛、臧旭恒（2008）以居民最终消费和GDP之间的关系为研究对象，运用单位根检验、格兰杰因果关系检验、协整理论和误差修正模型等经济计量方法对我国1978-2006年最终消费和经济增长关系进行实证分析，结果表明我国居民最终消费和GDP两个变量之间存在单向因果关系，居民消费是国内生产总值的格兰杰原因，我国经济增长在很大程度上得益于居民消费水平的提高，并且居民最终消费与经济增长之间存在着比较稳定的长期均衡关系［7］。王宇新、王立平（2008）利用极值边界分析模型(EBA)对中国投资、消费、出口与经济增长之间的关系进行了实证分析，结果表明投资与经济增长之间存在显著关系,而消费、出口与经济增长之间不存在显著关系［8］。赵振全,袁锐（2009）运用可变参数模型分析消费增长率、投资增长率对经济增长的动态影响，探讨了合理消费率与投资率，并结合实证分析结果对今后经济运行提出相应的政策建议［9］。
（二）研究述评
国内学者对我国投资、消费、出口与经济增长关系进行了大量理论和实证研究，在理论研究方面主要集中在两个方面，一是投资、消费、出口之间的比例关系；二是消费促进经济增长的作用机制（主要是理论分析，实证分析的文献不多）。在实证研究方面主要利用格兰杰因果关系检验、协整理论和误差修正模型研究了投资、消费、出口与经济增长的关系，利用可变参数模型、联立方程模型、投入产出模型、极值边界分析模型测度投资、消费、出口对经济增长的贡献。国内外学者的研究为我们的研究提供了大量的文献，奠定了很好的基础。但有关投资、消费、出口与经济增长关系的研究在某些方面有待进一步深入。主要表现在以下几个方面：1.在研究消费与经济增长关系时，要么研究居民消费与经济增长的关系，要么研究政府消费与经济增长的关系，将居民消费和政府消费作为一个整体来研究消费与经济增长关系的文献不多；2.在研究居民消费与经济增长关系时，将居民消费分为城镇居民消费和农村居民消费的文献也不是很多。3.在研究投资、消费、出口与经济增长的关系时，大多以时间序列为研究对象，从时间序列中进行分解出周期变动来研究投资、消费、出口的周期变动与经济增长周期变动之间关系的文献也不是很多；4.在实证研究方面，采用不同的计量方法得到了不同的结论，所以在计量分析中采用科学的方法尤其重要。目前大多数的计量模型采用传统回归分析，利用偏最小二乘法测度投资、消费、出口对经济增长的关系的文献也不是很多。因此，本文主要利用H-P滤波法来研究投资、消费、出口的周期变动与经济增长周期变动之间关系，然后，将最终消费分解为城镇居民消费、农村居民消费和政府消费，利用偏最小二乘法研究投资、城镇居民消费、农村居民消费、政府消费、出口和产业结构对经济增长的贡献。最后，根据实证分析的结果提出相关政策建议。
二 我国消费、投资、出口与经济增长
关系的描述统计分析
（一）投资、消费和出口的相关性分析
利用我国1978－2008年的资本形成率、最终消费率和出口占国内生产总值的比重三者之间的相关系数，其中最终消费率与资本形成率的相关系数为－0.86，最终消费率与出口占国内生产总值比重的相关系数为－0.94，说明最终消费率与资本形成率以及出口占国内生产总值比重之间存在显著的负相关；资本形成率与出口占国内生产总值比重的相关系数为0.76，说明资本形成率与出口占国内生产总值比重之间存在较强的正相关。由此可以得出一个结论：我国在经济发展的初期主要通过扩大投资需求拉动经济增长，随着经济的发展和投资需求的扩大，带动了出口需求，形成投资和出口协同拉动经济增长，但抑制了国内的消费需求。为了保持经济可持续发展，扩大国内消费需求，实现消费、投资和出口协同拉动经济增长是我国经济发展的必由之路。
（二）投资、消费和出口之间的因果关系分析
利用格兰杰因果关系检验法得到资本形成率、最终消费率和出口占GDP的比重之间的因果关系（见表1）。
根据表1的结果可知，在5％的显著性水平下，最终消费率是引起资本形成率变化的Granger原因，在10％的显著性水平下，资本形成率是引起最终消费率变化的Granger原因，也就是说，在10％的显著性水平下，最终消费率与资本形成率互为因果关系。在5％的显著性水平下，出口占GDP的比重与资本形成率互为因果关系，最终消费率与出口占GDP的比重互为因果关系。正因为投资、消费、出口之间互为因果关系，为了使国民经济持续健康发展，我国经济增长方式尽可能快速地实现由投资和出口协同拉动经济增长向消费、投资和出口协同拉动经济增长转变。同时我们可以得到结论：消费对经济增长的作用机制表现为通过对投资和出口产生影响来促进经济增长。
（三）三大需求对国内生产总值增长的贡献率和拉动的分析
以1978~2008年我国三大需求对国内生产总值增长的贡献率和拉动来分析我国投资、消费、出口与经济增长的关系。消费是生产的最终目的，也是推动经济增长的原动力，是拉动经济增长最稳定、最有潜力的因素，实证分析也证明，1978~2006年期间，我国消费对经济增长的拉动作用相对于投资和出口较强。但是我国最终消费率还有很大的上升空间，也就是说消费需求的增长还有很大的潜力，其对经济增长的拉动作用也应该有很大的提升空间。当前，随着国家扩大内需政策的逐步显效，消费需求低迷的状况有所好转，但消费对经济增长拉动作用的巨大潜力还没有完全释放，对经济运行的调节能力还未得到充分发挥。因此，如何从最终需求入手，通过适度刺激消费，合理引导消费，促进消费需求回升，以增强经济发展的持久活力，改善严重失衡的供求结构，实现消费与生产的良性互动，己成为经济运行中需要研究的一个紧迫课题。
利用ADF检验法对1978~2008年我国三大需求对国内生产总值增长的贡献率和拉动六个序列进行平稳性检验，结果见表2。根据表2的结果可知我国三大需求对国内生产总值增长的贡献率和拉动六个序列都是平稳的随机过程，这说明1978~2008间我国经济增长基本是平稳的。在绝大多数年份，消费增长对GDP增长的贡献大于投资增长的贡献，并且这种贡献结构具有一定的稳定性，2001年后，这种贡献结构的稳定性被打破，出现了很大程度的反转和波动。同时发现消费、投资、净出口对经济增长的贡献具有一定的周期性，并呈现出此消彼长的态势，其中净出口对经济增长的贡献波动与投资和消费相比稍显偏大，说明过分依赖出口拉动经济增长具有较大的风险，是不可持续的增长。以上分析发现消费、投资、净出口对经济增长的贡献具有一定的周期性，但规律性不是很明显，因此，下面利用H-P滤波法分析投资、消费、出口和经济增长的周期性及其相互关系。
三 投资、消费、出口和经济增长的周期性
及其相互关系的分析
（一）数据的来源与处理
我们在分析投资、消费、出口和经济增长的周期性及其相互关系时，将资本形成总额代替投资变量，将最终消费分解为城镇居民消费、农村居民消费和政府消费，以1978~2008年的支出法国内生产总值（Y）、投资（X1）、城镇居民消费（X2）、农村居民消费（X3）、政府消费（X4）和出口（X5）为样本，并利用GDP平减指数样本数据进行处理以消除价格因素的影响。然后，利用H-P滤波法对消除价格因素影响后的变量X1、X2、X3、X4、X5、Y进行分解，分别得到变量的周期变动序列CX1、CX2、CX3、CX4、CX5、CY（见图1）。
图1 变量的周期变动序列
（二）投资、消费、出口和经济增长的周期性分析
根据图1中变量CY的波动规律，在1978~2008年间我国经济增长大致分为3个周期，1978~1988年为第一个周期，1989~1996年为第二个周期，1997~2008年为第三个周期。变量CX1的波动规律基本上和CY的波动规律相同，两者的相关系数为0.8，这说明我国经济周期的波动主要由投资波动引起的。变量CX5和CY的相关系数为0.58，但将变量CX5滞后一期得到CX5（－1），再计算CX5（－1）与CY的相关系数为0.88，说明我国出口波动对经济增长的波动产生了明显的滞后效应。相对于投资和出口来说，消费波动对经济增长波动的影响较小，CX2、CX3、CX4和CY的相关系数分别为0.62、0.39、0.30，特别是农村居民消费和政府消费的波动对经济增长波动的影响更小。根据以上分析得到如下结论：经济增长过分依赖投资和出口拉动经济增长存在较大的风险，是不可持续的增长，只有投资、消费、出口协同拉动经济增长才能使经济增长趋于稳定。因此，目前我们的当务之急是扩大国内消费需求拉动经济增长。
四 投资、消费、出口对经济增长贡献
―基于偏最小二乘法的分析
（一）样本的选择与数据的处理
我们选择1978－2008年的支出法国内生产总值（Y）、投资（X1）、城镇居民消费（X2）、农村居民消费（X3）、政府消费（X4）、出口（X5）、产业结构指标（X6）为样本，利用GDP平减指数对Y、X1、X2、X3、X4、X5消除价格因素的影响，并取自然对数分别得到序列LY、LX1、LX2、LX3、LX4、LX5。然后计算各变量之间的相关系数，结果见表3。
根据表3中的数据可知投资（LX1）、城镇居民消费（LX2）、农村居民消费（LX3）、政府消费（LX4）、出口（LX5）、产业结构指标（X6）之间存在高度相关。如果以国内生产总值（LY）为因变量，投资（LX1）、城镇居民消费（LX2）、农村居民消费（LX3）、政府消费（LX4）、出口（LX5）、产业结构指标（X6）为自变量建立回归模型，必将使得模型出现严重的多重共线性，偏最小二乘法（PLS）可以有效地克服多重共线性。因此，我们利用偏最小二乘法测度投资、消费、出口对经济增长贡献。
根据经济周期分析，在1978~2008年间我国经济增长大致分为3个周期，1978~1988年为第一个周期，1989~1996年为第二个周期，1997~2008年为第三个周期。因此在利用偏最小二乘法分析投资、消费、出口对经济增长贡献时，将1978－2008年的支出法国内生产总值（Y）、投资（X1）、城镇居民消费（X2）、农村居民消费（X3）、政府消费（X4）、出口（X5）、产业结构指标（X6）为样本，分为三个子样本，子样本一为1978~1988年的数据；子样本二为1989~1996年的数据；子样本三为1997~2008年的数据。
（二）结果分析
1.偏最小二乘分析
本文利用软件SIMCA－P实现偏最小二乘法,分别给出三个周期中国内生产总值的自然对数LY与6个变量投资的自然对数（LX1）、城镇居民消费的自然对数（LX2）、农村居民消费的自然对数（LX3）、政府消费的自然对数（LX4）、出口的自然对数（LX5）、产业结构指标（X6）的标准化偏最小二乘回归模型。
第一个周期（1978－1988年）的标准化偏最小二乘回归模型（见式1）：
LY＾t=0.1714LX1t+0.1732LX2t+0.1722LX3t+0.1720LX4t+0.1724LX5t+0.158X6t（式1）
根据（式1）可以看出，城镇居民消费的产出弹性最大为0.1732，投资的产出弹性为0.1714，排在最后一位，这正好与改革开放初期我国的消费率较高，而投资率较低这一事实相吻合；出口的产出弹性为0.1724，排在第二位。产业结构的回归系数为0.158，第三产业的比重增加一个百分点，国内生产总值平均增加0.158个百分点。由此可知，在第一个周期中经济增长主要依赖消费来拉动。
第二个周期（1989－1996年）的标准化偏最小二乘回归模型（见式2）：
LY＾t=0.208LX1t+0.211LX2t+0.192LX3t+0.206LX4t+0.198LX5t+0.053X6t（式2）
根据（式2）可知，在第二个周期投资、城镇居民消费、农村居民消费、政府消费、出口的产出弹性都有所提高。城镇居民消费的产出弹性最大为0.211，但第二个周期中投资的产出弹性由第一个周期的最后一位上升到第二位为0.208，出口的产出弹性由第一个周期的第二位下降到第四位，农村居民消费的产出弹性由第一个周期的第三位下降到最后一位。产业结构对经济增长的有所下降，三产业的比重增加一个百分点，国内生产总值平均只增加0.053个百分点。由此可知，在第二个周期中经济增长主要依赖消费和投资拉动。
第三个周期（1997－2008年）的标准化偏最小二乘回归模型（见式3）：
LY＾t=0.249LX1t+0.190LX2t+0.204LX3t+0.173LX4t+0.247LX5t－0.065X6t（式3）
根据（式3）可知，在第三个周期中，投资、出口、农村居民消费的产出弹性与第二个周期相比有所提高，投资的产出弹性上升到第一位为0.249，出口的产出弹性上升到第二位为0.247，农村居民消费的产出弹性上升到第三位为0.204，城镇居民消费和政府消费的产出弹性有所下降，政府消费的产出弹性下降到最后一位为0.173。产业结构对经济增长的影响由前两个周期正的影响转为负的影响。但从城镇居民消费、农村居民消费和政府消费的整体效应来看，消费的整体效应超过了投资和出口。因此，扩大消费需求是我国经济增长的根本动力。 从以上三个周期的分析中发现，投资、出口、农村居民消费的产出弹性有上升的趋势，城镇居民消费和政府消费的产出弹性先上升后下降，产业结构对经济增长的影响呈现下降的趋势。目前我国的投资和出口对经济增长的拉动已经达到较高的水平，农村居民消费需求和产业结构对经济增长的贡献还有很大的提升空间，农村居民消费需求不足和产业结构不合理已成为制约中国经济发展的主要瓶颈。由此可见，扩大农村居民的消费需求和调整产业结构已成当务之急。
五 实现投资、消费、出口协调拉动
经济增长的政策建议
（一）扩大农村居民消费需求
由于城镇居民消费和政府消费的产出弹性先上升后下降，农村居民消费的产出弹性有上升的趋势，因此，在稳定城镇居民消费和政府消费的同时，扩大农村居民消费是重中之重。
1.发展农村消费信贷。目前城镇消费信贷业务发展速度远远高出农村消费贷款业务的发展速度，且农村消费贷款品种单一、结构失衡明显。因此，可以加强以下几个方面的工作：(1)加强对消费信贷业务的宣传。以带动农民增强消费信贷意识。(2)开发具有农村特点的消费信贷品种。农机具、家电、就学、医疗、住房是农村居民较大的支出项目，也是农村居民消费贷款的主要需求，金融机构可以发展与此相关的消费信贷业务。(3)改革消费信贷管理制度。发展消费信贷营销网络，最大限度地简化贷款手续，方便农民贷款。
2.增加政府投入。首先确保扶持三农政策的稳定性、连续性，减轻农民负担；其次，加大农业和农村基础设施投资，加强农村消费市场设施和商业网点建设，拓宽消费品进入农村的渠道，改善农村消费条件。
3.完善农村社会保障体系。建立健全农村最低生活保障、养老、医疗等农村社保体系,妥善解决进城农民工社保问题；要把增加经济适用房、廉租房投资和供给政策落到实处；积极稳步推进医疗卫生体制改革,从根本上缓解居民看病贵、看病难的问题。
4.规范和整顿农村市场秩序。首先严厉打击农村市场制假售假、价格欺诈行为；其次，鼓励企业有针对地开发、生产适应农村各类需求的、物美价廉的产品。
（二）调整产业结构
由于产业结构对经济增长的影响呈现下降的趋势，因此，产业结构的调整势在必行。怎样调整产业结构呢？首先理解消费结构与产业结构的相互联系。产业结构建立在消费结构基础之上，消费结构是影响产业结构产生、发展和变化的重要因素。随着收入水平的提高，居民的消费结构必将逐步升级，从而带动产业结构的调整和优化。因此，调整产品结构和产业结构,改进消费品的供给，培育不同消费群体，满足市场需求是当务之急。目前的市场出现消费不足，不仅有需求方面的原因，也有供给方面的原因，必须在供给和需求的结合上采取措施。因此,要发挥流通的先导作用，及时反馈市场需求信息，引导生产企业积极开发适销对路的新产品。特别要注重开发适合不同消费群体的新产品，满足消费的个性化需求。
（三）优化出口商品结构
由于出口对经济增长的影响呈现上升的趋势，因此，我们在提高我国出口规模时,必须提高出口层次和水平。首先，依靠科技进步提高出口商品的质量、档次和加工深度,不断扩大技术含量高、附加值高的工业制成品出口比重,通过技贸结合,提高外贸发展的科技含量,促使外贸出口向集约型、效益型转变。其次，实施名牌战略。外贸企业要强化品牌意识，培植骨干出口商品，提高主营商品在主营市场的占有率；要注重产品开发和设计，增强对国际市场的适应性等等。
（四）调整优化投资结构
由于投资对经济增长的影响呈现上升的趋势，因此，在增加我国投资规模时，还要考虑投资结构的优化。首先，降低高能耗、高物耗、高污染、产能过剩行业的投资,支持有利于提高产业技术水平、有利于发展循环经济、有利于加强薄弱环节的行业投资与建设，积极推进粗放型增长向集约型增长方式的转变。其次，加强对新农村建设、文教卫生、服务业等薄弱环节的引导力度，从而达到改善投资结构、提高投资效率的目的。
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［收稿日期］ 2011-02-16
1、经济周期的相关理论研究
经济周期是指经济活动中出现的循环往复性的扩张和收缩，它是超越经济体制和经济发展阶段而普遍存在于世界范围内的一种经济现象。对于经济周期的核心问题，即经济周期的诱因和传导机制问题，不同的经济周期理论有着不同的理解和回答。例如，货币主义的经济周期理论认为主要是货币的扰动形成了经济的周期波动，实际经济周期（RealBusinessCycle）理论认为经济的周期波动源于生产率的冲击，而现代经济周期理论的新发展则认为经济的周期波动并不只是由单一某种因素来决定，他们往往在同一周期模型中同时考虑多种因素的影响。
2、周期波动的测量
无论是哪种经济周期理论，都离不开对经济变量周期波动形态的具体测量。这是因为经济周期无法被直接观测，其信息只能从可观测到的宏观经济变量的数据图中粗略地看出。由于经济活动的复杂性以及影响因素的多样性，如何测量经济变量的周期性波动是一项非常复杂的工作。
目前，基本上存在两种测量经济周期的方法。第一种是由美国经济研究所提出的经济周期指标法，或者称为景气分析法。这种方法是按照一定的标准选择一组能够反映和标志周期波动的代表性指标并加以适当分类，然后再按一定的方法将各类指标合成为若干综合指数来描述和分析经济周期。由于本文只分析FDI这一个指标，所以这种方法不适用。第二种是经典统计时间序列方法。这种方法每一个经济指标变量视为一个时间序列，按照计量经济学中的时间序列方法加以分析。
一般来说，经济变量的时间序列主要包含长期趋势（T）和周期波动（C）的成分，即Yt=YTt+YCt.其中Yt表示某个经济变量。时间序列分析方法测量周期波动的主要任务就是把经济变量中的确定性趋势YTt从变量中分离出来，从而得到真正的周期性波动因素YCt.
二、北京市外国直接投资呈现周期波动的特征
从1987年至2005年，外国直接投资（FDI）作为北京市吸引外资的主要形式大量涌入。外国直接投资为促进北京市经济的快速增长以及北京地区的技术进步起到了非常重要的作用。因此，研究外国直接投资数量增长的特点对于北京制定和实施吸引外资的政策有重大的参考价值。
外国直接投资涌入北京的这个增长过程呈现出周期波动的特征。从图1中可以大致看出，北京市外国直接投资大致呈现出三个周期。第一个周期，从1990年至1994年，北京地区FDI平均每年增长高达59.6%,是中国正式向市场经济体制转变，建立现代企业制度之前的高速增长期；第二个阶段，从1995年到2000年，北京地区FDI平均每年增长率仅为4.3%,是FDI在中国加入WTO之前的犹豫徘徊期；第三个阶段，从2001年到2005年，北京地区FDI平均每年增长19.8%,是中国加入WTO之后的稳定增长期。然而，这种周期的阶段划分是非常粗略的，更为科学的周期波动研究需要我们运用更为严谨计量经济学方法来加以测量。
三、北京市外国直接投资周期波动的特点分析
1、周期波动的HP滤波结果
HodrickandPrescott（1980）首次使用H-P滤波法分析战后美国经济的周期波动情况。这种方法的主要原理就是使下式最小化（见高铁梅的《计量经济分析方法与建模--EViews应用及实例》）：
本文利用HP滤波方法，求出北京市外国直接投资的长期趋势和周期波动项结果分别如下图所示：
北京市外国直接投资经过HP滤波进行趋势分解以后的数据表如下：
2、北京市外国直接投资周期波动的特点分析
结合图2和表1的内容，可以清楚的看出，在1987-2005年的19年间，北京市外国直接投资经历了三个半的周期波动过程，每个周期持续时间为5-7年。
第一个周期，从1987年至1993年持续7年时间。其中波峰在1988年，达到34403万美元；波谷在1992年，低至-38427.9万美元。这一轮周期从波峰到波谷的时期是一个相对缓慢下降的过程。
第二个周期，从1994年至1998年持续5年时间。其中波峰在1994年，达到36235.5万美元；波谷在1997年，低至-1643.4万美元。这个周期的特征是波动幅度不大，波幅很窄。
第三个周期，从1999年至2003年持续5年时间。其中波峰在2000年，达到35771.2万美元；波谷在2002年，低至-64525.4万美元。
第四个周期只出现了一半，从2004年开始至今，可以预测其波峰将出现在2005年或者是2006年。
北京市外国直接投资规模的周期波动与北京乃至全国当时的宏观经济波动形势有一定的关系。从1993年开始，中国经济增长进入了一个较快的加速期。这是导致在1994年北京外国直接投资快速达到波峰的重要原因，而直接原因是1992年以后中国提出了社会主义市场经济理论，确立了社会主义市场经济体制的改革目标。
由于经济的过快增长以及比较严重的通货膨胀，中国政府实施了以治理通货膨胀为首要任务的宏观调控，即所谓的“软着陆”.经过近两年的努力，宏观调控的措施开始发挥作用，经济“过热”的局面得到控制，经济增长率逐渐回落，通货膨胀得到有效控制，到1995年9月中国经济出现衰退迹象。由于此次宏观调控没有采取以往“急刹车”式的大动作，而是采取适度从紧的财政货币政策，以保证经济平稳回落到适度增长区间，因此本轮周期的收缩相对温和，经济增长速度没有出现前几轮周期衰退阶段那样的急剧下降，即大起后的大落，而是平稳回落。这是导致1994年到1997年间外国直接投资逐步下滑但是下滑幅度不大的主要原因。
关键词：科技创新；经济；持续发展；促进
中图分类号：F273.1 文献标识码：A 文章编号：1672-3198（2007）09-0058-01
1 科技创新是提高资源利用效率的主要途径
科技进步可以缓解资源的稀缺性程度:一方面，科技进步可以提高资源的利用效率，从而使最大可能的产量组合尽可能向生产可能性边界靠近;另一方面，科技进步可以使几年前还难以想象其利用价值的自然物成为今天宝贵的资源，这为人类突破资源供给的限制带来了希望，从而使生产可能性边界向外扩张，这种情况可以用图1表示。
图1表明，如果一个经济社会的所有资源用于生产X, Y两种物品，那么在一定的技术条件下可以生产AB生产可能性曲线所表示的任何两种物品的组合，比如说M点所表示的x单位的X物品和Y单位的Y物品。科技进步后，同样的资源投入，就可以使生产可能性曲线扩展到A′B′的位置。其中M′点的两种物品的组合(x′，y′)要比M点的物品组合(x,y)多得多。
我国的资源状况决定了经济发展不可能走高耗、浪费、粗放经营的路子，而必须选择低耗、节约、集约经营的道路。经济增长是要靠要素投入和广义的技术进步〔包括一切非资源因素所起的作用〕推动的。从理论上说，要素投入量的增长是有限的，而技术进步则是无限的。正因为科技进步可以使等量资源投入产出更多的产品组合，所以在面临资源约束的情况下，必须从粗放型的增长方式转化为集约型的增长方式，以保证资源的可持续发展。
2 科技创新是经济增长的主要源泉
经济增长是人类赖以不断改善生活水平的基本条件。因此，古今中外都对经济增长十分重视。经济增长的基本因素是劳动、资本、科技进步和制度创新。而科技进步对经济增长的贡献是通过科技创新实施的。一项成果的科技创新，通过大面积的技术扩散，必然会导致产业结构、市场结构、外贸结构等方面的变化，同时又牵动新一轮的科技创新。如此循环往复，就会推动经济可持续发展。因此，科技创新是经济增长取之不尽的源泉。科技创新对经济增长的贡献率随着科技水平的提高呈现递增趋势。目前，在一些工业发达国家，以科技创新为核心的科技进步对经济增长的贡献率已达到60%以上。
3 科技创新是优化产业结构的主导力量
各国工业化的进程表明，任何一个国家经济的持续、稳定、协调发展，都依赖于该国产业结构的升级。产业结构的升级意味着高技术的产业化，传统技术得到适当的更替和改造;意味着劳动生产率和产出投入比例的不断提高。产业结构的升级，以科技创新为前提和动因，因为每当有科技创新出现和创新不断扩散到生产领域的各个方面，劳动对象、生产手段、生产结果都会发生质的变化，生产要素、生产条件、生产组织都要重新组合，其结果会进一步形成积累效应，必然造就、培育出新的高新技术组合，或者取代某些传统部门，从而使一个国家的产业结构趋于高级化。
4 科技创新可以抹平经济危机的周期
一项新的技术及其产品都有一定的周期性，要经过婴儿期、成长期、成熟期和衰退期。如图2 所示：
对于一个国家或整个社会而言，随着技术周期的出现，其经济也相应的出现一个增长曲线。从成长、高峰、衰退直至经济危机。 但是，在市场机制的作用下，企业为了自己的
生存和发展，在前一个产品还处于成熟甚至成长期的时候，就拿出销售额的5%～15%，投入新技术、新产品的研究与开发，新的产品又从婴儿期、成长期开始上升。以此类推，一条条增长曲线相交，减缓了经济增长走向低谷的趋势，抹平了经济危机的周期，所以说，在市场机制的作用下，科技创新抹平了经济危机的周期，把经济危机的周期变成了经济增长的波
动，变成了经济发展的节奏。
5 科技创新的进程决定着经济增长的长期趋势
1995年底，世界经济合作与发展组织的一份研究报告“世界经济200年”，把1820 -1992年的世界经济发展分为五个阶段，在这五个阶段中，凡是经济发展最好的时期，正是世界新技术革命发生的时期。中国科普研究所所长袁正光发现了这一现象，并增加了第六个虚拟的时期。
第一阶段:1820-1870年，为“起步期”。英国一马当先，世界人均产值增长40%。这一阶段正好是蒸汽机革命时期，以及经济自由化开始。第二阶段:1870-1913年，为“和平繁荣时期”。美国崛起，经济增长速度比前期加快1倍。这一阶段正好是电气革命时期。第三阶段:1914-1949年，为“凄凉时期”，也称“艰苦时期”。两次世界大战，一次经济大萧条，但经济仍然增长40%。第四阶段:1950-1973年，为“黄金时代”。美国一路领先，世界财富增长是上一阶段的3倍，人均收入翻一番。这一阶段正好是无线电、电子技术革命时期。第五阶段:1973-1992年，为“调整时期”。两次技术革命的间歇，世界经济也呈明显上升。第六阶段:1993-2013年，为“更美好时期”。数字化信息革命将把世界经济推向一个新。这虽然是一个预测的时期，但其趋势已经十分明显。
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[论文摘要]自主创新对区域经济转型有重要的驱动效应有其理论基础。企业作为区自主创新主体，其自主创新活动可以推动经济增长方式的转变，驱动产业结构的调整和升级，确保了经济持续发展的“永动力”，并直接影响区域竞争力和区域经济的转型。东北地区作为我国重要工业基地，在区域经济转型中必须注重企业自主创新的驱动效应。为此，必须从政府和企业等多层面发挥协同作用。
一、企业自主创新对区域经济转型产生驱动效应的理论基础
（一）新古典经济增长模型
新古典经济增长模型是由美国 经济学 家索洛，斯旺于20世纪50年代中期在批评和修正哈罗德-多马模型基础上发展起来的。1957年，索洛-斯旺在生产函数中引入技术进步因素，并给出一个总量生产函数：
y=akalb （1）
其中，a就是被肯德里克（j.w.kendr ick） 定义为全要素生产率的技术进步因子，它是促进生产函数变动的力量。由（1）式可以得出增长方程：
y/y=a/a+ak/k+bl/l （2）
于是，全要素生产率的增长率a/a为：
a/a= y/y-ak/k-bl/l
由以上公式可知，如果扣除资本和劳动量的增加对经济增长的贡献（ak/k+bl/l），一国的经济没有其它增长率，则该国属于要素投入型经济增长方式；如果有其它经济增长率且对经济增长的贡献超过50%，则该国属于技术推动型经济增长方式。
（二）产业生命周期理论
区域生产周期取决于区域内主导产业的生命周期，在区域经济中起带动和促进作用的主导产业的发展与衰退直接关系到整个区域经济的兴衰。如果一个区域的主导产业处于迅速发展时期，则这个区域经济处于兴旺期，而一个地区的主导产业处于衰老期则这个区域经济出现衰退或停滞。因此，区域经济要想持续，稳定，健康的发展，必须在现行的主导产业部门出现衰退迹象时，改造原有的传统产业或通过创新发展新兴产业部门，成为第二代主导产业从而保证区域经济持续增长。
（三）产品生命周期理论
产业内产品的生命周期决定产业生命周期。产品生命周期是由美国经济学家弗农于1966年发表在《经济学季刊》上的《产品生命周期中的国际 投资 和 国际贸易 》一文首次提出。产品生命周期理论认为，任何工业产品都具有一定的生命周期，即随着生产和技术的发展，产品的技术密集程度会下降，且随着产品技术密集度的变化，产品的生产会发生区间转移，产品在生命周期内要经历三个发展阶段，即创新阶段，扩展阶段，成熟与成熟后期阶段。
二、企业自主创新对区域经济转型的驱动效应
（一）企业自主创新驱动经济增长方式的转变
新
（二）企业自主创新驱动产业结构的调整
产业结构的调整是区域 经济 转型的重中之重，企业自主创新主要是通过技术创新推动传统产业的改造和新兴产业的兴起，进而驱动区域经济转型。技术创新对传统产业的改造主要表现在：由于技术创新，使投入传统产业的各生产要素的比例发生变化，如从劳动密集型向技术密集型转变从而降低 成本 ，增加产出。可以说，技术创新对传统产业的改造是通过产业间或内部的流动来实现的。
不断增强自主创新能力，不但会提高企业竞争力，而且还会通过自主创新增加新产品，提高生产率，这就会在产业内带动其他不部门自主创新。因为只有创新才能适应 市场 新需求，以及不同需求层次；同时，也会带动产业链的延长，从而就会产生一些相关的新兴部门，进而会产生一些新兴产业。
三、推动企业自主创新的对策
（一）加大政府的支持力度
1．加大对科研经费的投入力度。由于自主创新的企业承担巨大的 财务 风险，因此政府应加大科研经费投入，建立多元化投入机制，鼓励企业自主创新，推动经济发展。
2．建立健全 法律 保护制度。对企业自主创新的产品技术实行法律保护，健全专利制度并减少 申请 专利手续和费用，使创新者在国家的法律保护下，合法地拥有自己创新成果的权利，以取得应有的利益。
3．搭建产学研平台。高校和科研院所是知识创新体系的主体，能为产业发展提供强大的技术源；是培养创新人才的主要场所。产学研联合提升企业自主创新能力的重要途径。
（二）加强企业自主创新能力
1．加强主体创新意识。企业要充分认识当前的形式，树立危机意识，认识自己就是区域自主创新的主体，应具有强烈的创新愿望， 提高自主创新的主动性和自觉性。
2．建立创新激励体制。一方面，企业要充分的重视人才，尊重人才，建立一个公平的竞争 环境 和营造充满创新的氛围。另一方面，从物质上，加大对创新人员的奖励力度，从而激励他们创新的积极性。
3．加大科研经费的投入。目前，我国大部分企业在科研经费上的投入都很少。因此，企业应从长远的利益出发加大科研经费的投入，增强企业自主创新能力从而提升企业竞争力。
内容摘要：面对后金融危机时期人民币的升值压力，本文以经济周期理论和实际汇率决定理论为指导，在阐述汇率变动与经济周期之间的互动关系的基础上，以1978-2009年我国实际GDP和人民币实际汇率为例，实证考察两者之间的长期互动关系。结果表明，经济周期会引导汇率变动，但是汇率变动不直接影响经济周期的方向和长度，经济周期变动更多地受上一阶段周期性质的影响。
关键词：经济周期 实际汇率 H-P 滤波 协整
目前，全球处于后危机时代，各个国家或地区的经济发展都步入了一个新的阶段，为了摆脱增长困境或是汇率变动的压力，都开始慢慢关注汇率与经济周期的关系。开放的经济条件下，金融危机引发的经济波动有其自身特点，汇率波动与经济周期的互动作用的研究开始备受关注。本文以经济周期理论和实际汇率决定理论为指导，在综述和梳理经济周期和实际汇率相关研究的基础上，阐述两者的互动机制，利用1978-2009年间中国实际汇率和经H-P滤波调整后的实际GDP，实证分析我国实际汇率变动与经济周期的关系。
文献综述及问题的提出
许多经济学家采用实证的方法对经济周期阶段与转折点进行分析。石柱鲜（2007）构建了我国2007年前3个月的Logistic回归经济周期预测模型，初步确定了1991年以来的我国经济周期基准日期。孙振（2009）在文章中利用1998年至2008年一季度中国GDP同比增长率对数的一阶差分序列和两区制马尔可夫转换模型，发现我国的经济周期21个季度处于紧缩状态，16个季度处于扩张状态，共出现10次拐点。陈浪南和刘宏伟（2007）采用三区制马尔可夫均值和方差转移的二阶自回归模型将我国划分为低速、适度和高速增长三阶段。苏汝 （2006）在研究20世纪90年代以来我国经济周期中采用谷-谷法对进行经济周期划分。
许多学者的研究显示汇率与产出之间存在积极、消极或不明显的关系。Edwards （1989）运用样本期内发展中国家的面板数据，分析实际GDP与货币增长、名义与实际汇率的回归关系，认为货币贬值倾向于减少产出。Mills和Pentecost （2000）采用条件误差纠正模型分析波兰、匈牙利、斯洛文尼亚、捷克共和国的汇率对产出的影响，证明实际汇率贬值对波兰经济增长具有积极效应， 但对捷克共和国是消极效应，对其他两国的影响不明显。张学毅（2006）对比分析17个工业发达国家的经验数据后，认为人民币实际有效汇率对经济增长呈现显著的滞后影响。胡朋朋（2004）指出，当国内经济启动时，投资和生产资料价格上升，诱发大量进口，国际收支逆差导致人民币汇率贬值，经济周期收缩，因此贬值往往发生在经济周期由盛转衰的转折点。总之，大多数经济周期理论认为，虽然有时汇率和经济周期间的相关关系不明显，甚至是负相关。但在汇率有比较大的波动时，汇率与经济周期呈现明显的正相关关系。
经济周期和汇率互动关系
汇率是指两种货币之间的比价或者兑换比例。我们平常所见的汇率都是银行所公布的一种货币对另外一种货币的比价也就是名义汇率，只考虑名义汇率的变动不足以反映出一个国家商品的国际竞争力，因此用实际汇率来表示：RER=EX *(P*)/P ，RER是实际汇率，是调整物价变动以后的汇率，代表产品在国际市场上的竞争力。EX为采用直接标价法的名义汇率，P*和P则分别代表外国和本国的物价水平。短期内，当经济处于上升期，由于对货币的需求增加，导致国内利率上升，内外利率差增大币值趋于坚挺，反之亦然。与此同时汇率波动对经济周期也具有一定的反作用，货币升值往往导致出口下降，从而抑制总需求的增长，货币贬值则会促进出口的增加，进而带动总需求的增长。长期内，经济的持续高速增长，将导致一个经济体内部发生深刻的结构性变化，从而对汇率产生巨大的影响。这一过程中，一国的劳动生产率，产业结构、就业、国民收入、金融深化程度、经济开放度等变量的变动一般都会引起实际汇率的调整。
另一方面，汇率的变动通过包括扩张和紧缩两方面影响经济周期。以汇率贬值为例，扩张效应是短期内汇率贬值能扩大出口产品和进口替代产品的生产，从而刺激总需求，中长期内汇率贬值能促进生产能力扩张，促进经济持续稳定增长。紧缩效应是随着贬值政府、企业和个人所欠外债将同比增加，从而减少开支造成经济紧缩；其次，汇率贬值常常伴随资本外流，导致经济疲软。另一方面，汇率升值会导致进出口商品以及进口替代品的相对价格上升，降低本国出口产品价格竞争力，抑制出口，增加进口，从而汇率升值对本国经济是紧缩性的，同时伴随着所谓的J曲线效应，因此紧缩作用将存在不同程度的时滞。汇率升值有一个价格双向传递的过程，既传向供方，也传向需方，这取决于国际供需结构。从汇率传递的角度看，汇率升值的紧缩趋势仍然存在，但紧缩作用的大小则与汇率传递的微观机制密切相关。实证研究似乎显示升值的扩张性效应是非主导性的，在我国升值的总体效应仍然是紧缩性的。
可见，从理论上看，汇率贬值对一国经济周期阶段影响不确定。如果扩张效应大于紧缩效应，该国经济处于上升阶段；反之，如果紧缩效应大于扩张效应，处于衰落阶段。
实证研究
（一）相关数据的选取和方法的选择
我国自1978年以来经济增长趋势非常明显，所以不能直接采用产出的绝对变化值来判断经济周期，H-P滤波法综合考虑了对数据的拟合程度和趋势的平滑性，适合研究经济发展不同时期长期趋势可能出现变化的情况。首先对人民币实际汇率水平和H-P滤波法测定的实际GDP进行描述分析，并在此基础上运用协整方法分析人民币实际汇率水平和H-P滤波后对数化的实际GDP间长期稳定的数量关系。
实际GDP的数据选择剔除CPI（以1978年为基期）的年GDP平均值，实际汇率（RER）选取中国统计年鉴和金融统计年鉴公布的人民币兑美元的名义汇率剔除CPI，得出我国从1978-2009年的实际汇率，进行数据分析。
（二）实证分析
1. H-P滤波。H-P滤波法是把由长期因素决定的增长趋势从产出的时序数据中分离出来，以便获得经济周期数据的一种数据处理方法。对数化的实际产出（LNGDP）和实际汇率（RER）通过单位根检验可直接用H-P滤波，见图1。
黑线表示实际产出数据序列，棕线表示通过H-P滤波法拟合的长期趋势。从图1可以看出，两者总的变动方向是一致的。浅色线表示将原数据的长期趋势分离后的短期趋势，视为我国1978-2009年间的经济周期。将人民币兑美元的汇率作为汇率指标（RER），通过单位根检验后采用H-P滤波得到汇率波动的结果，见表1。
由表1知，实际汇率和经济周期的扩张紧缩存在6对正向关系，4对反向关系，推断两者间存在一定程度的滞后关系，再对两者的关系进行模型的量化衡量。
2.建立模型。本文采用在研究实际经济周期中常用的协整方法，衡量实际汇率和H-P滤波后的实际GDP值的长期稳定关系。H-P滤波后的实际GDP值和实际汇率具有大致相同的变化趋势，因此利用E-G两步法进行检验，对数化的变量及其差分数列平稳性检验通过后，对变量Y和LNRER进行普通最小二乘回归。估计结果显示，R2的值判断拟合程度不高，DW的值偏小，变量可能存在自相关，加入Y的滞后项AR（1）。序列E的单位根检验得到统计量小于临界值，认为估计残差序列E为平稳序列，可知两变量有协整关系。模型的方程如下：
Y=0.052393LNRER+1.021205AR(1)+5.090423
R2=0.998150F=7555.160DW=1.527272
该模型具有较好的拟合度，实际汇率和实际GDP的变动有长期稳定关系，但影响系数较小，本期GDP的值主要受前期GDP大小的影响。对两变量的互动因果关系进行考察，格兰杰因果检验可知，直到滞后的第6、7期实际GDP才是实际汇率的原因，而且影响的系数偏小，但实际汇率不是实际GDP的原因。这与实际的状况基本相符，即经济的持续增长会导致贸易顺差，从而影响汇率的上升，但是汇率的变动不会直接引起经济的持续增长。
结论
第一，经济持续增长（或者紧缩）引导汇率升值（或者贬值）。当一国在长期内处于扩张状态，必然会存在升值的压力，根据巴拉萨――萨米尔森的效应的推论，认为在经历经济发展的快速增长过程中，一国的可贸易部门相对于不可贸易部门劳动生产率提高，会带来实际汇率的上升。所以，当经济周期处于上升阶段时，会引导实际汇率的升值，反之亦然。
第二，实际汇率在短期内对经济周期没有直接影响。一般的研究认为实际汇率的变化通过净出口影响经济的增长；一个国家的对外经济部分的规模和比重越大，汇率变动对产出的影响越大。本文的研究表明，短期内实际汇率对经济周期没有直接的因果影响，可能是因为币值的变动会影响实际收入和财富的变化，减弱币值变动通过净出口对总需求的影响，从而大大削弱实际汇率变动在短期内对经济周期的影响。
第三，实际汇率长期内间接引导周期波动。长期来看，本期经济周期受上一阶段经济周期的性质影响较大，汇率不直接影响经济周期的方向和长度。短期内期待通过汇率的变动，改善和抚平经济周期的变动，实现经济周期的转化是不合规律的。长期内汇率可通过对净出口、FDI等对GDP产生影响，间接引导经济周期的波动，所以顺应经济周期的汇率政策会一定程度上缓解经济周期带来的影响。
参考文献：
1.Baxter，Marianne and Stockman，Alan C."Business Cycle and the Exchange Rate Regime: Some International Evidence."Journal of Money Economics，23,1989
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关键词：经济周期；经济周期理论；特征；启示
一、 经济周期主要理论
凯恩斯对经济周期波动的解释归结为《通论》中提出的边际消费倾向、资本边际效率、流动性因素，这些因素导致了人们消费需求、投资需求的降低，从而使得有效需求不足，导致了短期中出现衰退。在凯恩斯主义经济周期理论中，美国经济学家P・萨缪尔森的乘数-加速原理相互作用理论是一个非常有代表性和影响力的模型。其乘数-加速原理的主要思想是投资数量的增长会通过乘数作用使收入和产量的增加，而收入和产量的增加以后，将引起消费的增加，消费品数量的增加又会引起投资的再增加。而且这种投资增长的速度要比收入或供给增长的速度快，收入或消费需求的增加必然引起投资若干倍的增加，经济处于扩张期；反之，收入或消费需求的减少必然引起投资若干倍的减少，社会处于经济周期的衰退期。
二、我国经济周期波动的原因分析
1.投资是导致经济波动的主要原因。投资率的剧烈波动导致经济的一冷一热，经济周期即表现为短促的扩张期和较长的衰退期。投资是中国经济增长拉动的主要动力，粗放式投资大量增加，使得中国的投资率历年增高。固定资产投资的大幅度波动引起了经济的波动。全社会固定资产投资2004年达到70477.4亿元，而2005年增至88773.6亿元，增速达26.0％，到2007年上半年，全社会固定资产投资54168亿元，同比增长25.9%。较高的投资增长拉动了国内需求的增长，但高水平的投资不可一直持续，当其下降时即会导致GDP的剧烈波动。
2.物价波动是经济波动的另一原因。商品和服务价格的变动能够反映商品的供需状况，价格的变动直接影响人们的日常消费和生活，人们会选择消费或不消费，这直接会冲击我国经济市场。
3.货币供给量的变动对我国经济周期的影响。随着中国经济货币化程度的提高，货币因素对经济波动的影响日趋明显。货币供应量的增减幅度直接关系到经济波动的程度。
4.世界经济周期波动对中国经济波动的影响。改革开放以后,随着中国与世界的联系越来越紧密，特别是中国已加入WTO以后，融入了国际市场，世界经济的波动将会对我国经济波动产生更深远的影响。
三、我国经济周期波动带来的启示
1.抑制投资增速过快。当前中国宏观的重要任务是抑制投资增长过快，近几年来，中国部分行业发展迅速，如中国房地产产业蓬勃发展，但是城市各处楼盘众多，而作为人数众多的工薪阶层来说，真正能买上一套房的人却不多。国家和地方政府要继续落实和完善对房地产行业的调控，防止其不健康发展。还有诸如采矿业、制造业的投资增长都有些过快。
2.稳定中国物价，恰当控制货币供给量。近段时间，除了猪肉涨价外，很多商品和服务在短时间都大幅度的上涨。随着物价的上扬，人们选择了把存款进行投资，尽管在刺激国内需求方面有一些成效，但是股市资金的膨胀，市场上货币流量的增多，不利于经济的平稳发展，应当提高银行利息率和证券的收益率，防止居民从银行和证券市场大量变现，导致大量现金流入市场。
3.优化经济发展结构，建立良好的经济运行机制。以提高经济效益为中心，以经济结构优化为基点，确保经济的适度增长速度。促进经济增长由主要依靠投资、出口拉动向依靠消费、投资、出口协调拉动转变。在市场经济条件下，必须要建立和完善我国现在的经济运行机制，进一步促进经济快速的、持续的、稳定的增长，实现速度、利益、结构三者协调发展，借助于宏观调控力量避免经济的大起大落。
4.重视国际经济波动对中国经济的影响。必须重视国际社会出现的经济波动，研究相应的对策措施，缓解国际经济的起落对我国经济的冲击。
作者单位：西南大学经济管理学院
参考文献：
[1]刘树成.中国经济周期研究报告[M].社会科学文献出版社,2006.3：72-73.
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关键词：北京 经济 周期
中图分类号：C812 文献标识码： A 文章编号：1006-5954（2012）09-58-04
从2007年到2011年，北京地区生产总值由9846.8亿元增加到16251.9亿元，年均增速（实际增速）10.4%；人均GDP由7903美元增加到12643美元，年均增速（名义增速）12.5%。根据世界银行2010年关于中等收入国家与高收入国家划分标准（人均国民总收入GNI为12276美元），北京已迈过中等收入门槛；根据钱纳里理论1（人均GDP达到12000美元），北京已经进入了后工业化阶段。
在经济总量扩大的同时，北京加快转变发展方式，努力提高自主创新水平：2007～2011年，第三产业增加值由7236.1亿元增加到12363.1亿元，占GDP的比重由73.5%增加到76.1%，其中生产业由4425.2亿元增加到8124.8亿元，占GDP的比重由44.9%增加到50%；万元GDP能耗由0.64吨标准煤下降到0.44吨标准煤，水耗由35.34立方米下降到22.5立方米，均居全国前列；文化创意产业由1008.3亿元增加到1989.9亿元，占GDP的比重由10.2%增加到12.2%；北京经济已经在“量”和“质”两个方面都迈入了新阶段。
北京经济发展迎来新阶段的同时，也站在一个新的十字路口，遇到了新的问题和挑战：自2010年1季度以来，GDP增速整体呈下行趋势，2012年1季度GDP增长7%，创下自2009年2季度以来的新低，也低于全年目标值1个百分点，北京经济是不是已经开始进入一个相对较慢的增长阶段？ 2007年以来，北京对首钢等一批大型企业实施搬迁改造，主动调控汽车、房地产业发展，在对这些产业调整的同时，如何根据转变发展方式的要求挖掘新经济增长动力？北京市第十一次党代会提出今后北京要成为具有世界影响力的科技文化创新之城，实现这个目标的路径是什么？本文从国内外经济环境及北京经济发展的现状出发，对这些问题进行纵深分析，阐述如何在新阶段实现北京经济“稳”的基础扎实，“进”的道路宽广。
一、“缓”的原因分析
（一）当前经济处于周期波动的底部
任何一个市场经济体经济增长都是在扩张和收缩的交替运动中实现的，即宏观经济运行中存在经济周期。经济周期的长度是衡量其特征的最重要指标之一。通过对1978～2011年北京GDP增速的谱分析，我们得到北京经济增长的周期为4～5年，这与很多学者对我国经济周期的测算一致。根据经济周期理论，每个周期可以划分为繁荣、衰退、萧条、复苏四个阶段。2008年，由于金融危机的影响，北京经济出现下滑，进入周期运动的衰退和萧条阶段，2009年在经济刺激政策作用下，经济增速开始反弹，2010年继续保持平稳较快增长，经济增长进入周期运动的复苏和繁荣阶段；2011年起，在国内环境影响和主动调控作用下，经济再次进入衰退阶段，2012年1季度进入萧条阶段，也就是周期运动的底部（见图1）。因此，当前经济增速放缓的一个重要原因是经济周期波动的影响。
（二）国内外环境的影响
2008～2012年，全球经济5年内先后经历金融危机和债务危机，经济复苏磕磕绊绊，这严重打击了投资者的信心，并引发全球风险偏好大幅下降和需求减弱。根据国际货币基金组织（IFM）今年4月份的预测，2012年全球经济增速为3.5%，低于上年0.4个百分点，欧元区增速为-0.3%，将出现金融危机以来的首次衰退。欧洲经济衰退通过贸易、金融、大宗商品价格和投资信心等渠道直接影响到中国经济增长，如2012年1～6月，中国对欧盟出口增速下降0.8%，出口总量也由去年同期的第一位降为第二位。同时，中国在2008年金融危机时出台的大规模刺激计划对经济增长的作用呈现出一定的脉冲效应，即短时间内经济由回落转向较大幅度触底反弹，但持续性不强，随着政策作用的减弱，经济增长随之回落，整体呈现倒“V”字型走势（见图2）。在内外双重因素的影响下，2012年中国经济增速将有所放缓。根据IFM预测，中国GDP增速为8.0%，这不仅低于上年1.2个百分点，也低于2009年金融危机时1.2个百分点。
由图2可知，2007年1季度以来，北京经济走势和全国基本一致，二者相关系数达到0.81。这是因为北京作为一个区域，其经济走势必然受到外部环境的影响，特别是受全国经济走势的影响。2010年1季度以来，全国经济持续下行，这不可避免地对北京经济增长产生负面影响。
（三）北京经济处于转型的阵痛期
