（福建江夏學院，福建 福州 350108）

一、引言與文獻回顧

經(jīng)濟波動是經(jīng)濟增長過程中不可避免的現(xiàn)象，改革開放以來我國經(jīng)濟出現(xiàn)了快速增長，與此同時，也伴隨著經(jīng)濟周期波動，王宇和蔣彧（2011）研究發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟增長分別經(jīng)歷了一次六階段的U形中長周期和一次三階段的V形短周期，其中前一階段主要集中于 1990—1994年，第二階段主要集中于2007—2009年[1]。較多學者一致發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟周期過程在20世紀90年代中期以來出現(xiàn)了平穩(wěn)化特征，對于經(jīng)濟增長平穩(wěn)化的原因，不同的學者給出了不同的解釋。胡乃武和孫穩(wěn)存（2008）認為在經(jīng)濟全球化和對外開放不斷深入下，世界經(jīng)濟的波動對中國經(jīng)濟周期波動的影響越來越顯著，而1997亞洲金融危機以后世界整體經(jīng)濟波動的平緩（即外部沖擊的減弱）對中國經(jīng)濟波動穩(wěn)定化的形成產生了重要作用[2]。雎國余和藍一（2005）、張立群（2007）等則認為經(jīng)濟“微波化”主要得益于中國經(jīng)濟體制的市場化程度不斷提高，市場化的手段避免了計劃經(jīng)濟的大起大落，有效地控制了需求和供給波動[3]。同時，張立群認為20世紀末以來我國國民經(jīng)濟規(guī)模的增大也使得經(jīng)濟具有較強的穩(wěn)定性[4]。梁國超和劉金全（2008）認為我國經(jīng)濟在“軟擴張”的過程中呈現(xiàn)出了周期波動弱化的特征，主要在于財政政策和貨幣政策在調控經(jīng)濟過程中的成功運用[5]。也有學者從產業(yè)結構的角度進行了解釋，童光榮和劉瑋（2009）研究發(fā)現(xiàn)我國第一、二產業(yè)是造成宏觀經(jīng)濟波動的主要因素，第三產業(yè)不是引起宏觀經(jīng)濟波動的主要原因，而隨著我國產業(yè)結構不斷向第三產業(yè)推進，我國經(jīng)濟的波動性呈現(xiàn)逐步降低的趨勢[6]。

盡管上述學者研究了導致20世紀90年代中期以來我國經(jīng)濟波動減弱的可能因素，但是他們未考慮到經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟長期增長的影響。一些理論（如Arrow（1962）的“干中學”和不可逆投資理論）認為經(jīng)濟波動會增加經(jīng)濟行為結果的不確定性，由此導致投資和消費減少，最終減損經(jīng)濟增長[7]。但是，基于Schumpeter的“創(chuàng)造性破壞”表明，經(jīng)濟波動特別是經(jīng)濟衰退時，經(jīng)濟系統(tǒng)會形成一種內在機制來摧毀引起危機發(fā)生的不合理體制和阻礙生產率增長的落后技術，通過調整產業(yè)結構來改善經(jīng)濟效率從而促進經(jīng)濟長期增長[8]。因此，我國經(jīng)濟短期波動是否完全不利于經(jīng)濟長期增長，這一問題至今還未得到明確的結論，李永友（2006）、盧二坡和曾五一（2008）、杜兩省等（2011）傾向于有負向影響，而劉金全等（2005）、邵軍和徐康寧（2011）傾向于正向影響[9-13]。但是，這些針對經(jīng)濟波動與增長關系問題的研究均只停留在二者關系的討論上，幾乎未有學者考慮不同的經(jīng)濟體制特征對波動與增長關系的影響，而國外學者Aghion et al.（2006）、Buch & Dopke（2007）分別從宏觀和微觀角度研究發(fā)現(xiàn)短期波動與長期增長的關系受金融（信貸）市場的影響，金融市場會通過影響投資行為而影響波動與增長的關系[14]。Kose et al.（2006）檢驗也發(fā)現(xiàn)部門開放度對波動與增長的關系有非線性影響，更高的開放水平會減弱波動對增長的負面作用[15]。

改革開放以來特別是20世紀90年代以來，我國產業(yè)結構不斷變遷，經(jīng)濟對外接軌的步伐越來越快，本文認為我國經(jīng)濟增長的波動與這二者變遷有莫大關聯(lián)。產業(yè)結構可能會通過主導產業(yè)的更替和要素流動使得對經(jīng)濟產生波動性李文兵（2011），并且一些學者研究發(fā)現(xiàn)當三次產業(yè)結構從第一、第二產業(yè)緩慢向第三產業(yè)變遷時，對經(jīng)濟波動影響不大，但是如果有較強的外部沖擊如金融危機的爆發(fā)導致產業(yè)結構突然變化時，會反過來影響經(jīng)濟增長，產生較強的經(jīng)濟波動[16-17]。另一方面，盡管鮮有文獻針對對外開放是否影響了經(jīng)濟波動展開研究，但是在經(jīng)濟全球化的背景下，對外經(jīng)濟對經(jīng)濟波動的影響是不可忽視的，首先，如果一個國家選擇了外向型的發(fā)展模式，那么其產業(yè)結構的高級化會與貿易結構的高級化一致，因此對外貿易的擴大會調整國內產業(yè)結構，從而引起經(jīng)濟短期波動；其次，對外依存度的擴大使得國內經(jīng)濟對國外經(jīng)濟的依賴度更強，那么當國外經(jīng)濟發(fā)生沖擊時會導致貿易需求和供給改變，最終影響經(jīng)濟增長和經(jīng)濟波動。本文主要選擇產業(yè)結構和對外開放兩個經(jīng)濟指標，來研究我國產業(yè)結構升級和對外開放程度是否會影響我國的經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長，進一步，研究產業(yè)結構升級和對外開放程度增加是否會影響經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長二者的關系。

二、模型、變量和數(shù)據(jù)

1.模型設定和估計方法

本文主要從經(jīng)驗分析的角度進行研究，為此需要建立模型。首先檢驗產業(yè)結構升級和對外開放程度對我國經(jīng)濟波動的影響，為考慮到各地區(qū)各個變量的異質性問題，本文利用省級面板數(shù)據(jù)進行分析。模型構建如下：

式中，volit是第i個地區(qū)t期的經(jīng)濟波動率，其中，i=1，…，N，t=1，…，T。uisit表示產業(yè)結構，openit表示經(jīng)濟對外開放度。

進一步分析我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟長期增長的影響，以產業(yè)結構和對外開放度作為控制變量，構建新的模型：

式中，git是第i個地區(qū)t期的經(jīng)濟增長率，其他變量定義同式（1）。式（2）主要用于檢驗經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響以及產業(yè)結構、對外開放度對經(jīng)濟增長的影響。為繼續(xù)分析我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟長期增長的影響是否受產業(yè)結構和對外開放度的不同而具有異質性，本文在式（2）中同時引入經(jīng)濟波動和產業(yè)結構交叉項volit×uisit、經(jīng)濟波動和對外開放度交叉項volit×openit，相應的模型如下：

在估計模型（3）時，本文將單獨的產業(yè)結構變量和對外開放度變量剔除，以避免可能存在的多重共線性。

由于經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長之間可能存在逆向因果關系，因此就必須考慮波動的內生性問題，為此本文將使用系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法對模型（1）至模型（3）進行估計。為了修正模型中可能存在的內生性偏差問題，Arellano和 Bond（1991）提出了差分廣義矩估計方法（DIF-GMM），這一方法先是對估計方程進行一階差分以去掉固定效應的影響，并用回歸項的滯后水平值作為其差分變量的工具變量進行估計。在此基礎上，Blundell和 Bond（1998）進一步提出了系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法，該方法用解釋變量的一階差分作為其水平變量的工具變量，并且將水平方程和差分方程作為一個系統(tǒng)同時估計，大大提高了估計的有效性。GMM 估計量的一致性取決于兩個假設條件是否滿足，第一個是使用 Hansen的過度識別約束檢驗方法對所有工具變量的有效性進行檢驗，此檢驗的原假設是所使用的工具變量與誤差項是不相關的。第二個是通過 Arellano-Bond的自相關檢驗方法對差分方程隨機誤差項的二階序列相關性進行檢驗，其原假設是一階差分方程隨機誤差項中不存在二階序列相關。本文在估計過程中將分別對上述兩個假設進行檢驗。

2.樣本選取和變量說明

（1）樣本選取。本文采用我國31個省的面板數(shù)據(jù)進行研究，樣本區(qū)間選擇改革開放以來的數(shù)據(jù)，即1978—2012年，其中1978—2008年的數(shù)據(jù)均來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，2009—2012年的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2010-2013），在計算過程中的個別缺失數(shù)據(jù)，通過移動平均法補齊。

（2）變量說明

①經(jīng)濟增長git：采用統(tǒng)計資料匯編和統(tǒng)計年鑒直接給出的各地區(qū)生產總值增長率數(shù)據(jù)。

②經(jīng)濟波動volit：經(jīng)濟波動的度量方法有很多，不同的波動度量方法得出的結論可能有所不同。本文采用兩種波動度量方法，一是增長率的滾動標準差，這也是國外研究波動增長文獻中較為常用的測量方法。但是不同地區(qū)經(jīng)濟增長率不同，使得波動率沒法比較，為此本文用增長率標準差系數(shù)來衡量波動率水平。滾動標準差系數(shù)的計算公式為：

式中，為第t?m+1期到第t期的平均增長率，是i地區(qū)樣本期間的平均增長率，m是滾動周期，由于我國每隔五年制定實施規(guī)劃，因此普遍認為五年是一個經(jīng)濟周期，滾動周期取5。

第二種是利用 HP濾波法，對于時序變量 ，H-P 濾波的核心是找出使（5）式最小化的St，這就是時序變量Yt的長期趨勢部分。

式中，Yt是各省實際 GDP 的自然對數(shù)。首先采用H-P濾波法分離出變量中的趨勢部分，然后將Yt減去趨勢部分即得到周期性波動部分，記為Ct，其實際含義是GDP與其長期趨勢部分的偏離值。然后再計算Ct的標準差，最后同樣用增長率均值得到離異系數(shù)，即第二種波動衡量變量cycle。由于采用的是年度數(shù)據(jù)，式（5）中平滑參數(shù) 取100。

③產業(yè)結構uisit：國內外關于衡量產業(yè)升級指標的方法有很多，其中比較普遍的是用第二、第三產業(yè)的比重來測度產業(yè)結構水平，但是這種度量方法只反映了量的增加，沒有考慮到生產效率等質的提高。周昌林和魏建良（2007）用各產業(yè)的產值比重與各產業(yè)的勞動生產率（可看成是權重因子）乘積之和來反映產業(yè)結構水平[18]：

式中，j表示第j產業(yè)，kj表示第j產業(yè)占總產值的比重，pj表示第j產業(yè)總產值，lj表示第j產業(yè)就業(yè)人員數(shù)，pj/lj即表示第j產業(yè)的勞動生產率。

④對外開放度openit：目前大多數(shù)文獻對于一個地區(qū)的對外經(jīng)濟開放度用進出口貿易額和外商直接投資兩個指標來測度，也有學者提出金融開放度、人才開放度、旅游開放度也是經(jīng)濟對外開放度的重要部分。考慮到其他指標數(shù)值相對于對外貿易金額很低，另外利用外商投資在 2003年統(tǒng)計口徑發(fā)生調整，因此本文對外開放度只選進出口貿易總額進行衡量。對外開放度等于進出口總額與 GDP之比（各年進出口額以當年匯率中間價轉化為人民幣）。

3.變量的統(tǒng)計描述

表1顯示了各個變量在三個樣本期間的均值水平。從表1可以看出，改革開放以來我國GDP年

度平均增長率在10.9%左右，兩種波動測量方法測度的波動率均在 3%左右（以增長率標準差計算的標準差系數(shù)為3.24%，以實際對數(shù)GDP的HP濾波計算的周期波動標準差系數(shù)為2.69%），總體上呈現(xiàn)高速平穩(wěn)增長的態(tài)勢。由于改革不同階段我國制度環(huán)境發(fā)生了很大變化，為此將樣本期間以1996年為臨界點劃分進行討論。比較表1的1978—1995年和1996—2012年兩個期間樣本，可看出1996年之前和 1996年之后，我國經(jīng)濟平均增長率差異不大，后者比前者只高1.2%，但是從經(jīng)濟波動來看，無論是哪一種波動，1996年后要比1996年以前波動率下降很多，第一種波動下降了71.89%，第二種波動下降了60.26%，說明我國經(jīng)濟在實現(xiàn)“軟著陸”后跟世界經(jīng)濟同步出現(xiàn)了平緩化特征。

產業(yè)結構高級化系數(shù)為 2.576，從該變量計算公式和我國三次產業(yè)平均勞動生產率（第一、二、三次產業(yè)勞動生產率分別為0.523、3.435、2.182萬/人）來看，我國三次產業(yè)仍然處于二三一的結構。但是，產業(yè)結構在 1996年后的樣本期間內增長很快，這與現(xiàn)實一致，1996年特別是21世紀以來，新興產業(yè)的崛起和科技進步促進了我國第三產業(yè)的快速發(fā)展，優(yōu)化了我國產業(yè)結構水平。從對外開放度來看，對外開放度系數(shù)為0.261，1996年后平均對外開放度也只有 0.305，說明目前來看我國對外開放度還有待增加。

表1 樣本期間變量均值水平

三、實證研究結果及解釋

1.產業(yè)結構、對外開放對經(jīng)濟波動的影響

本文首先估計產業(yè)結構升級和對外開放度對我國經(jīng)濟周期波動的影響，結果見表2，在表2的各項回歸中，Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗均通過設定檢驗。在整體樣本期間結果中，列（1）以增長率標準差計算的標準差系數(shù)作為被解釋變量，列（4）以實際對數(shù)GDP的HP濾波計算的周期波動標準差作為被解釋變量。從變量系數(shù)結果看，列（1）、列（4）中的產業(yè)結構變量系數(shù)在1%概率水平下顯著為負，說明產業(yè)結構升級對經(jīng)濟周期波動存在顯著的負向效應。而對外開放度變量系數(shù)在列（1）中顯著為正，在列（4）中為正但統(tǒng)計不顯著，說明總體上對外開放對我國經(jīng)濟波動存在正向效應。再看分期間的樣本估計結果，從列（2）-列（6）可看出無論是1978—1995年還是1996-2012年期間，產業(yè)結構和對外開放度變量系數(shù)符號和整體樣本期間下一致，并且在10%顯著性概率水平下均顯著，說明改革開放以來，產業(yè)結構的升級減弱了我國經(jīng)濟周期波動，但對外開放度的提高卻增加了經(jīng)濟周期波動。

產業(yè)結構升級減弱了我國經(jīng)濟周期波動，這個結果與方福前和詹新宇（2011）、李強（2012）的結論一致[19]。本文認為產業(yè)結構對經(jīng)濟波動的弱化原因在于第三產業(yè)的成長，由于在第三產業(yè)包含了一些與經(jīng)濟波動關聯(lián)性較低的產業(yè)，而這些產業(yè)在經(jīng)濟受到外部沖擊時波動較小，因此第三產業(yè)的成長抑制了國民經(jīng)濟的進一步衰退，而改革開放以來我國第三產業(yè)比重的逐步提高，對平穩(wěn)經(jīng)濟波動起到了關鍵作用。對外開放度的提高增加了我國經(jīng)濟周期波動，這和陳建斌（2010）的貿易開放有利于我國經(jīng)濟穩(wěn)定的研究結論恰好相反。陳建斌指出1990年中期以后國外市場對我國商品需求的穩(wěn)步擴大促進了我國整體經(jīng)濟穩(wěn)定，但是，貿易自由化對經(jīng)濟波動的影響很大程度上取決于一國貿易專業(yè)化模式，如果一國參與國際分工的主要形式是垂直分工，貿易開放帶來的某些特定行業(yè)的沖擊在驅動經(jīng)濟周期中就起著重要作用，本國經(jīng)濟波動將會提高[20]。改革開放以來我國一直作為垂直分工下的制造加工環(huán)節(jié)，因此對外貿易的加大和外部環(huán)境的不確定性反而會增加我國經(jīng)濟波動。另外，經(jīng)濟全球化背景下，國際資本流動、匯率波動等也會間接導致我國經(jīng)濟波動加劇。

表2 產業(yè)結構、對外開放對經(jīng)濟波動的影響

2.經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響

再對我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟增長的影響進行檢驗，結果見表3，在表3的各項回歸中，Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗值通過設定檢驗。列（1）～列（3）以vol作為波動變量，列（4）～列（6）以cycle作為波動變量。從變量系數(shù)結果看，列（1）、列（4）中的經(jīng)濟波動變量系數(shù)在10%概率水平下顯著為負，說明整體樣本期間我國經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長存在負向效應，這和盧二坡和曾五一（2008）、杜兩?。?011）的研究結論一致。再觀察產業(yè)結構和對外開放度兩個變量，可以看到產業(yè)結構變量系數(shù)在 1%概率水平下為正，說明整體期間我國產業(yè)結構的升級促進了經(jīng)濟增長，而對外開放度變量不顯著，說明整體期間下對外開放度的增加對經(jīng)濟增長的作用不顯著。再分兩個期間看，在 1978—1995年期間，在第一種波動下，波動系數(shù)高度顯著為正，而第二種波動的變量不顯著，但系數(shù)大于0，說明1996年以前，我國經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長存在正向影響，另外，產業(yè)結構和對外開放度變量系數(shù)符號和顯著性同整體樣本期間一致。在1996—2012年期間，兩種波動下測度的波動變量系數(shù)均顯著為負，說明在此期間的波動對增長的影響跟整體樣本期間相同，波動對增長存在負效應，再觀察產業(yè)結構和對外開放度變量，發(fā)現(xiàn)二者變量系數(shù)均顯著大于 0，說明經(jīng)濟“軟著陸”后，產業(yè)結構升級和對外開放均促進了我國經(jīng)濟增長。

以上結果表明，改革開放以來我國經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長存在負向影響，但是1996年前和1996年后不同，1996年前波動對增長存在正影響，1996年后變?yōu)樨撚绊?。造成兩個期間影響相反的原因主要在于兩個期間我國經(jīng)濟體制的不同。1996年以前我國經(jīng)濟的投資主體仍以政府和國有企業(yè)等國有經(jīng)濟為主，由于存在明顯的預算軟約束，當經(jīng)濟發(fā)生沖擊，即面臨經(jīng)濟向下波動等不確定性因素時，國有部門仍存在較強的投資沖動，而較少考慮投資風險。而20世紀90年代中期以后，隨著國有企業(yè)的改革和市場經(jīng)濟的逐步深入，非國有企業(yè)迅速增加，而私營企業(yè)在面臨經(jīng)濟波動時不會像國有企業(yè)一樣不考慮投資風險，以利潤為目標的經(jīng)營手段往往使他們降低投資，最終造成增長降低。

產業(yè)結構升級能促進經(jīng)濟增長，已有很多學者干春暉等（2011）、鄭曉（2012）得到了這個結論，本文認為產業(yè)結構升級主要通過兩個途徑促進經(jīng)濟增長，一是通過國際貿易和利用外資等改善了我國的設備和技術，從而提高了我國的全要素生產率；二是第三產業(yè)的擴大特別是新興產業(yè)（如互聯(lián)網(wǎng)技術、物流業(yè)等）的崛起促進了我國經(jīng)濟結構優(yōu)化和經(jīng)濟長期增長[21-22]。對于 1996年前對外開放度對經(jīng)濟水平不存在顯著影響和 1996年后有正效應的解釋是：盡管 1978年實施了改革開放政策，但是 1996年前我國對外貿易水平還是較低，其對我國經(jīng)濟總量的增長影響有限，而 1996年后特別是2001年我國加入“WTO”后，我國對外開放度快速增加，通過貿易和利用外資兩個渠道使得我國出口（凈出口）和經(jīng)濟水平不斷擴大，同時也優(yōu)化了整體產業(yè)結構。

表3 經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響

3.產業(yè)結構、對外開放對經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長關系的影響

為檢驗產業(yè)結構升級、對外開放度的提高是否減弱了經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟增長的負向影響，在表3各方程中引入經(jīng)濟波動和產業(yè)結構、經(jīng)濟波動和對外開放度的交叉項，同時為消除重共線性不再引入單獨的產業(yè)結構和對外開放度，估計結果見表4。表4的Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗通過設定檢驗。從表4可看出，除了列（2）中vol×open變量統(tǒng)計不顯著外，其它方程的變量均在 1%概率水平下統(tǒng)計顯著并且符號一致。經(jīng)濟波動變量在三個樣本期間均顯著為負，而產業(yè)結構與經(jīng)濟波動的交叉項、對外開放度與經(jīng)濟波動的交叉項顯著為正，這個結果說明產業(yè)結構升級和對外開放度的提高均能減弱我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟長期增長的負向效應。進一步以列（1）為例計算經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的邊際影響，由此得到當對外開放度為0時經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長影響由負轉正的產業(yè)結構指數(shù)臨界值為 1.706，當產業(yè)結構為0時經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長影響由負轉正的對外開放度臨界值為 0.326，即說明我國經(jīng)濟周期波動對經(jīng)濟增長具有非線性影響，當產業(yè)結構指數(shù)或對外開放度超過臨界值時，經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響由負轉為正。

20世紀八、九十年代，延續(xù)70年代的軟預算約束下的投資沖動決定了我國經(jīng)濟在這一時期仍然走的是傳統(tǒng)計劃經(jīng)濟體制下的粗放型經(jīng)濟增長方式。在粗放型增長方式下，經(jīng)濟的擴張主要來自于工業(yè)行業(yè)的長期投入，而這種投入很容易受到各種因素的制約而被迫收縮，使得我國經(jīng)濟在 90年代中期以前大起大落，對此的經(jīng)濟波動造成了我國結構失衡、資源浪費，從而損害經(jīng)濟的集約型增長模式和持續(xù)的增長潛力，因此周期波動對長期增長具有負面影響。

表4 產業(yè)結構、對外開放對經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長關系的影響

然而，隨著我國經(jīng)濟增長模式的不斷優(yōu)化，產業(yè)結構升級和對外開放會減輕我國經(jīng)濟波動對增長的負面影響，甚至使得波動對增長的影響為正。從表2和表3估計結果看出，產業(yè)結構升級對經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長分別存在負效應和正效應，即產業(yè)結構不斷從第一、二產業(yè)轉向第三產業(yè)的過程使得我國經(jīng)濟增長的穩(wěn)定性逐步增強，同時也實現(xiàn)了我國經(jīng)濟的轉型升級和長期增長，即產業(yè)結構在減弱經(jīng)濟波動的同時促進了經(jīng)濟增長，使得經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長逐步轉變?yōu)檎?。而對外開放度對經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長均為正影響，對外開放度提高使得我國經(jīng)濟對外依賴度增加，同時也使得在國外環(huán)境發(fā)生變化時，外貿和外資會受到較強的沖擊，但是，本文認為這種沖擊是短期性質的，短期內，貿易和投資的銳減會造成制造業(yè)的滯緩和居民消費不振，但長期來看，“機會成本效應”的存在會使得在衰退時期企業(yè)更加注重研發(fā)和技術（即“創(chuàng)造性破壞”過程），從而促進了經(jīng)濟長期增長。當然，一個不可避免的設想是波動對增長負向效應的減弱是產業(yè)結構升級和對外開放度提高的疊加效果，對外貿易的增加帶動了產業(yè)結構升級，產業(yè)結構的升級又促進了經(jīng)濟增長效率，最終使得經(jīng)濟增長對經(jīng)濟波動負向沖擊的敏感程度減弱。

四、結論和建議

本文使用我國地區(qū)面板數(shù)據(jù)，研究了改革開放以來產業(yè)結構升級和對外開放對我國經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長的影響，同時檢驗了經(jīng)濟波動對經(jīng)濟波動的影響以及產業(yè)結構、對外開放是否影響了經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長的關系。實證研究發(fā)現(xiàn)，改革開放以來我國產業(yè)結構升級在減弱經(jīng)濟周期波動的同時促進了經(jīng)濟長期增長，而對外開放度的提高增加了經(jīng)濟周期波動，1996年以前對外開放度提高對經(jīng)濟增長不存在顯著影響，但 1996年以后存對經(jīng)濟增長存在正效應。進一步，改革開放以來我國經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長存在負向影響，但1996年之前和1996年之后影響不同，分別是正影響和負影響。本文還發(fā)現(xiàn)產業(yè)結構升級和對外開放度的提高有助于減弱經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的負面影響，并且，當產業(yè)結構升級和對外開放度超過一定臨界值后，這一影響轉而為正。

本文的結論具有重要的現(xiàn)實意義。改革開放以來，我國市場經(jīng)濟地位逐步確立，各個行業(yè)取得了快速增長，企業(yè)數(shù)量和規(guī)模逐漸擴大，同時發(fā)展過程中的波動問題也更為突出。根據(jù)前面的研究結論，本文提出了以下幾點建議：①進一步優(yōu)化我國產業(yè)結構，通過科技研發(fā)和和新興產業(yè)的潛力來推動第三產業(yè)的發(fā)展，同時繼續(xù)擴大對外經(jīng)濟開放度，特別是加強服務貿易業(yè)，有利于我國經(jīng)濟增長過程中對世界經(jīng)濟負面沖擊的抵抗能力；②繼續(xù)深化國有企業(yè)改革，提高國有企業(yè)的自力更生能力，使市場化程度增強，同時，對私營企業(yè)要改善投資和融資環(huán)境，促進非國有企業(yè)健康發(fā)展；③當經(jīng)濟發(fā)生波動時，要合理化和差異化調控，如果波動對行業(yè)增長有抑制作用，那么采取減緩波動的政策可以促進長期增長，相反，如果波動對增長有促進作用，那么試圖熨平波動的穩(wěn)定性政策反而不利于長期增長。此外，不同地區(qū)之間的波動與增長關系可能不同，國家在宏觀調控過程中要差異性對待。

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