劉金全， 王國(guó)志

一、引 言

2008年國(guó)際金融危機(jī)以后，有關(guān)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期相互作用的研究成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要議題。國(guó)際金融危機(jī)的經(jīng)驗(yàn)表明，金融不穩(wěn)定加劇了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步衰退。國(guó)際金融危機(jī)后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由高速增長(zhǎng)步入高質(zhì)量發(fā)展階段。外部宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性沖擊、貿(mào)易摩擦、逆全球化等因素給我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)較大不確定性。與此同時(shí)，隨著利率市場(chǎng)化、匯率市場(chǎng)化改革進(jìn)程的加快以及金融業(yè)和金融市場(chǎng)雙向高水平開放，我國(guó)金融穩(wěn)定面臨一系列沖擊和挑戰(zhàn)。所謂“金融活，經(jīng)濟(jì)活；金融穩(wěn)，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)”，而經(jīng)濟(jì)下行壓力與金融風(fēng)險(xiǎn)并存的嚴(yán)峻背景給宏觀調(diào)控和金融監(jiān)管帶來(lái)了極大的挑戰(zhàn)。隨著國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和金融環(huán)境的變遷，金融周期和經(jīng)濟(jì)周期在不同波動(dòng)階段的交互影響關(guān)系必然存在顯著差異，因此理解兩者之間交互關(guān)系的動(dòng)態(tài)演化，對(duì)于特定時(shí)期正確制定科學(xué)有效的反周期調(diào)控政策顯得尤為重要。應(yīng)用動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型深入探究金融周期與經(jīng)濟(jì)周期的運(yùn)行態(tài)勢(shì)、普遍關(guān)聯(lián)與交互影響，不僅可以為科學(xué)制定經(jīng)濟(jì)政策提供實(shí)證支持，而且對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)與金融“雙重穩(wěn)定”的實(shí)現(xiàn)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本文首先在選取相關(guān)金融變量的基礎(chǔ)上，利用動(dòng)態(tài)因子模型構(gòu)建金融穩(wěn)定指數(shù)，基于馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型對(duì)金融周期進(jìn)行了刻畫和分析。其次利用混頻動(dòng)態(tài)因子模型構(gòu)建類似SW指數(shù)，并利用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)周期進(jìn)行了劃分。再次，基于DY動(dòng)態(tài)溢出指數(shù)，詳細(xì)分析了金融穩(wěn)定指數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)指數(shù)之間的動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)，探究了金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間不同階段的交互影響。最后利用時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)了金融周期和經(jīng)濟(jì)周期的時(shí)變因果關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，樣本時(shí)期內(nèi)，我國(guó)完整的金融周期平均持續(xù)時(shí)間要大于經(jīng)濟(jì)周期，并且緊縮和擴(kuò)張期都要大于經(jīng)濟(jì)周期的緊縮和擴(kuò)張期。DY動(dòng)態(tài)溢出指數(shù)的分析結(jié)果表明，金融波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的直接溢出效應(yīng)要大于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)金融波動(dòng)的直接溢出效應(yīng)。金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的影響占據(jù)主要地位。在引入通貨膨脹作為控制變量后，時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，金融周期只在特定時(shí)期才是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰原因，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果支持上述結(jié)論。上述結(jié)論不僅對(duì)于經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)和金融的雙重穩(wěn)定具有重要的參考意義，而且從時(shí)變動(dòng)態(tài)的新視角檢驗(yàn)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期的因果關(guān)系，有利于更好地了解金融周期波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的本質(zhì)和規(guī)律。

二、文獻(xiàn)綜述

過去的二十多年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)既出現(xiàn)過2005—2007年間經(jīng)濟(jì)與金融的同時(shí)繁榮，也出現(xiàn)過2015年間實(shí)體熱與金融冷并存的現(xiàn)象。這些重要的典型化事實(shí)意味著金融周期與實(shí)體經(jīng)濟(jì)周期間的匹配關(guān)系異常復(fù)雜，二者既存在共振耦合，同時(shí)也可能存在相互背離。Bernanke和Kiyotaki為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家以可解決的和不可解決的信息非對(duì)稱入手提出了金融加速器理論，闡述了金融周期在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要作用。Bernanke, B. S., Gertler, M., Gilchrist, S.,“The Financial Accelerator in a Quantitative Business Cycle Framework”, , 1998, pp.1341-1393. Kiyotaki, N.,Moore, J.,“Balance-Sheet Contagion”, , Vol.92, No.2, 2002, pp.46-50.此后關(guān)于金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間關(guān)聯(lián)機(jī)制的理論和實(shí)證研究不斷豐富，主要可以分為以下三個(gè)方面。

(一)金融周期與經(jīng)濟(jì)周期存在正向依存關(guān)系

Bagehot和Kiyotaki在經(jīng)濟(jì)周期中引入金融因素，考察其與經(jīng)濟(jì)周期之間的相關(guān)作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融周期在受到外部沖擊時(shí)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)生持續(xù)性和周期性變化。Bagehot, W.,“Lombard Street: A Description of the Money Market”, , Vol.13, No.1, 2006, pp.11445-11448. Gertler, M., Kiyotaki, N.,“Financial Intermediation and Credit Policy in Business Cycle Analysis”, , Vol.3, 2010, pp.547-599.因此，有學(xué)者運(yùn)用BP濾波技術(shù)、VAR等方法，分析了經(jīng)濟(jì)和金融周期過程中主要宏觀經(jīng)濟(jì)和金融變量的表現(xiàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)周期和金融周期具有同步性；經(jīng)濟(jì)周期和金融周期相互作用；金融周期會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)衰退和復(fù)蘇的時(shí)間和強(qiáng)度產(chǎn)生重要影響。同時(shí)也有研究發(fā)現(xiàn)金融周期與經(jīng)濟(jì)周期密切相關(guān)，且對(duì)經(jīng)濟(jì)周期具有良好的預(yù)測(cè)能力，同時(shí)其變化也成為貨幣周期、信貸周期、金融周期和經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)因素。與此同時(shí)還有部分學(xué)者從風(fēng)險(xiǎn)角度來(lái)解釋金融周期與經(jīng)濟(jì)周期之間的依存關(guān)系，認(rèn)為金融風(fēng)險(xiǎn)的積累是一個(gè)“過程量”，因此金融周期持續(xù)時(shí)間大于經(jīng)濟(jì)周期且二者存在門檻效應(yīng)，同時(shí)金融周期波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)中短期效應(yīng)較為明顯。Drehmann, M.C., Borio, K., Tsatsaronis,“Characterising the Financial Cycle: Don’t Lose Sight of the Medium Term!”, ,Vol.68,No.3,2012,pp.1-18.

(二)金融周期與經(jīng)濟(jì)周期存在反向依賴關(guān)系

金融危機(jī)爆發(fā)后開始有學(xué)者對(duì)危機(jī)產(chǎn)生的根源進(jìn)行了總結(jié)和反思，事實(shí)上在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中，會(huì)不斷積累潛在的金融風(fēng)險(xiǎn)，當(dāng)這種金融風(fēng)險(xiǎn)逼近臨界點(diǎn)時(shí)，任意一個(gè)經(jīng)濟(jì)體發(fā)生失信行為，都會(huì)引起“多米諾”效應(yīng)，從而向整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系蔓延。Minsky,H.,“The Financial Instability Hypothesis:A Clarification”, , Vol.35,1991, pp.158-170.近年來(lái)的研究成果表明金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期具有預(yù)測(cè)作用，同時(shí)也指出金融周期的異常波動(dòng)可以作為經(jīng)濟(jì)周期異常波動(dòng)的預(yù)警信號(hào)。Schularick, M.,Taylor, A. M.,“Credit Booms Gone Bust: Monetary Policy, Leverage Cycles and Financial Crises, 1870-2008”, , Vol.102, No.2, 2012, pp.1029-1061. 我國(guó)學(xué)者劉金全等從金融機(jī)構(gòu)脆弱性視角分析了金融周期與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)系，認(rèn)為二者是兩種相反的區(qū)制。經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)，過度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)使金融機(jī)構(gòu)脆弱性水平上升，經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)，適度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反而有利于金融穩(wěn)定。謝鋮等通過面板Probit模型以金融穩(wěn)定為視角考察金融周期與經(jīng)濟(jì)周期動(dòng)態(tài)演化時(shí)變的金融穩(wěn)定效應(yīng)，認(rèn)為二者在進(jìn)行“異步”演化時(shí)金融不穩(wěn)定發(fā)生頻率較高。付一婷等基于TVP-VAR模型分析了金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的傳導(dǎo)效應(yīng)。結(jié)果表明，國(guó)際金融危機(jī)前后兩者之間的傳導(dǎo)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期具有帶動(dòng)作用，而經(jīng)濟(jì)周期對(duì)金融周期表現(xiàn)出抑制作用。

(三)金融周期與經(jīng)濟(jì)周期之間存在非線性和動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)

Hamilton基于馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型考察了金融周期與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的作用機(jī)制，認(rèn)為二者在短時(shí)期內(nèi)呈非線性關(guān)系，而造成這一現(xiàn)象的主要原因是實(shí)體經(jīng)濟(jì)周期與金融周期間的錯(cuò)配。Hamilton, J. D.,“A New Approach to the Economic Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle”,, Vol.57, No.2, 1989, pp.357-384.通過動(dòng)態(tài)因子模型構(gòu)建中國(guó)金融狀況指數(shù)(FCI)，利用STVAR模型分析FCI對(duì)產(chǎn)出的非對(duì)稱影響。結(jié)果表明，當(dāng)金融狀況處于不同狀態(tài)時(shí)，F(xiàn)CI對(duì)產(chǎn)出水平具有非線性。FCI在狀況較好時(shí)對(duì)產(chǎn)出具有顯著正向影響，而FCI在狀況較差時(shí)對(duì)產(chǎn)出具有顯著負(fù)向影響。還有學(xué)者從金融周期和經(jīng)濟(jì)周期的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性進(jìn)行了實(shí)證分析，指出隨著我國(guó)金融深化和開放度的提升，我國(guó)金融經(jīng)濟(jì)周期與真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性穩(wěn)步上升，金融對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的影響顯著。有部分學(xué)者通過溢出指數(shù)和動(dòng)態(tài)因子模型研究了金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)。Diebold, F. X., Yilmaz, K.,“Better to Give than to Receive: Predictive Directional Measurement of Volatility Spillovers”, , Vol.28, No.1, 2012, pp.57-66.王國(guó)靜和田國(guó)強(qiáng)則將金融沖擊引入到經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中構(gòu)建了DSGE模型，實(shí)證表明，金融沖擊是導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的主要驅(qū)動(dòng)力，能夠解釋近80%的產(chǎn)出增長(zhǎng)波動(dòng)。鄧創(chuàng)和徐曼研究了我國(guó)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)，結(jié)果表明金融波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的溢出影響顯著，而經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)金融波動(dòng)的影響則相對(duì)有限。

通過文獻(xiàn)回顧不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究多是從理論解析和仿真模擬兩方面探尋金融周期與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)聯(lián)機(jī)制。但對(duì)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期的測(cè)度仍未達(dá)成共識(shí)。此外，即便是在二者的關(guān)聯(lián)機(jī)制上，不同時(shí)期的研究得出的結(jié)論也各有不同，這很可能意味著二者之間的關(guān)聯(lián)機(jī)制服從時(shí)變特征。因此諸多學(xué)者開始關(guān)注二者間的動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)，然而截至目前，從動(dòng)態(tài)時(shí)變的角度刻畫二者間因果關(guān)系的研究仍不多見。有鑒于此，本文將結(jié)合我國(guó)金融與經(jīng)濟(jì)周期的運(yùn)行情況，系統(tǒng)地開展金融周期與經(jīng)濟(jì)周期的測(cè)度、劃分與特征分析。在利用DY溢出指數(shù)分析二者之間動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)基礎(chǔ)上，進(jìn)一步通過時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)研究二者之間的因果關(guān)系，這一研究能夠較好地補(bǔ)充以往研究的空缺，并能從動(dòng)態(tài)時(shí)變的視角解釋二者之間的關(guān)聯(lián)機(jī)制與交互影響。

三、中國(guó)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期間的溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)金融周期與經(jīng)濟(jì)周期之間的溢出效應(yīng)，合理測(cè)度金融周期和經(jīng)濟(jì)周期是關(guān)鍵。因此分別利用動(dòng)態(tài)因子模型和混頻動(dòng)態(tài)因子模型構(gòu)建我國(guó)的金融穩(wěn)定指數(shù)和混頻宏觀經(jīng)濟(jì)因子，在此基礎(chǔ)上，利用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型對(duì)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期進(jìn)行劃分。最后利用構(gòu)建的指數(shù)基于DY溢出指數(shù)分析兩者之間的溢出效應(yīng)。

(一)動(dòng)態(tài)因子模型

動(dòng)態(tài)因子模型的狀態(tài)空間形式可以表述如下：

x

=

Λ

f

+

Λ

f

-1+…+

Λ

f

-+

e

(1)

f

=

A

f

-1+

A

f

-2+…+

A

f

-+

u

(2)

其中

x

是

N

×1維標(biāo)準(zhǔn)化的可觀測(cè)變量，

f

是

q

×1維不可觀測(cè)的動(dòng)態(tài)因子。可觀測(cè)方程(1)的沖擊項(xiàng)

e

稱為異質(zhì)成分，其與動(dòng)態(tài)因子

f

及其滯后項(xiàng)均不相關(guān)。假設(shè)

e

在橫截面和時(shí)間序列上均弱相關(guān)，因此動(dòng)態(tài)因子

f

刻畫了變量互協(xié)方差矩陣的重要性質(zhì)；假定動(dòng)態(tài)因子

f

和異質(zhì)成分

e

二階平穩(wěn)。此外假定

N

可以相當(dāng)大(大到數(shù)百)，而

q

則可以很小。

R

表示

e

的

N

×

N

協(xié)方差矩陣，

Q

表示

u

的

q

×

q

協(xié)方差矩陣，假設(shè)

e

和

u

相互獨(dú)立。利用VAR (

p

)近似表示潛在的動(dòng)態(tài)因子

f

，

A

,…,

A

是

q

×

q

矩陣的自回歸系數(shù)。對(duì)于

j

=0，…，

s

，矩陣

Λ

均包含動(dòng)態(tài)因子的載荷，故

x

=

Λ

f

+

Λ

f

-1+…+

Λ

f

-。

當(dāng)

s

+1<

k

時(shí)，設(shè)定

Λ

+1=…=

Λ

=0，此時(shí)可觀測(cè)矩陣

Λ

=(

Λ

Λ

…

Λ

)。通過上述定義，狀態(tài)空間模型的靜態(tài)因子形式可以表示如下：

x

=

ΛF

+

e

(3)

(4)

隨著可獲得數(shù)據(jù)頻率越來(lái)越多，如何利用不同頻率的數(shù)據(jù)構(gòu)建模型成為當(dāng)前研究的熱點(diǎn)問題。通過混頻數(shù)據(jù)建模，可以充分使用不同頻率數(shù)據(jù)所蘊(yùn)含的信息。Mariano和Murasawa構(gòu)建了包含月度和季度數(shù)據(jù)的混頻動(dòng)態(tài)因子來(lái)構(gòu)建SW指數(shù)，并測(cè)算經(jīng)濟(jì)周期。因此，本文參考Mariano和Murasawa的方法構(gòu)建了我國(guó)的混頻宏觀經(jīng)濟(jì)因子。限于篇幅，對(duì)混頻動(dòng)態(tài)因子不做詳細(xì)闡述。Mariano, R. S., Murasawa, Y.,“A New Coincident Index of Business Cycles Based on Monthly and Quarterly Series”, , Vol.18, No.4, 2003, pp.427-443.

(二)金融周期的測(cè)度

金融周期的測(cè)度主要是通過構(gòu)建金融穩(wěn)定指數(shù)來(lái)完成。較常使用的計(jì)量方法主要有VAR方法、動(dòng)態(tài)因子法和主成分分析方法等。與金融周期密切相關(guān)的指標(biāo)主要來(lái)自于貨幣市場(chǎng)、債券市場(chǎng)、外匯市場(chǎng)、股票市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)等。這些市場(chǎng)的協(xié)同波動(dòng)以及市場(chǎng)間的波動(dòng)傳導(dǎo)共同構(gòu)成了金融周期的波動(dòng)，因此，合理選取代表上述市場(chǎng)波動(dòng)的指標(biāo)，并通過合成指數(shù)的方法得到金融穩(wěn)定指數(shù)較為適宜。本文構(gòu)建金融穩(wěn)定指數(shù)的金融相關(guān)變量主要有貨幣市場(chǎng)代表性指標(biāo)：七天同業(yè)拆借加權(quán)平均利率、廣義貨幣供給量M2；債券市場(chǎng)代表性指標(biāo)：七天銀行間債券質(zhì)押式回購(gòu)交易加權(quán)平均利率；外匯市場(chǎng)代表性指標(biāo)：實(shí)際有效匯率；股票市場(chǎng)代表性指標(biāo)：上證綜合收盤指數(shù)；房地產(chǎn)市場(chǎng)代表性指標(biāo)：國(guó)房景氣指數(shù)。以上數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)，通過HP濾波的方法提取各個(gè)變量的循環(huán)成分后，通過標(biāo)準(zhǔn)化的方法消除各個(gè)變量的量綱差異后構(gòu)建動(dòng)態(tài)因子模型。以上數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)、WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，時(shí)間跨度為2000年1月至2019年12月。依據(jù)Bai and Ng的做法，確定動(dòng)態(tài)因子的個(gè)數(shù)為1。Bai, J., Ng, S.,“Determining the Number of Factors in Approximate Factor Models”,, Vol.70, No.1, 2002, pp.191-221.進(jìn)一步采用主成分分析法的動(dòng)態(tài)因子模型得到我國(guó)金融穩(wěn)定指數(shù)，具體結(jié)果如圖1所示。當(dāng)金融穩(wěn)定指數(shù)大于0時(shí)，表示金融穩(wěn)定處于相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)；當(dāng)金融穩(wěn)定指數(shù)小于0時(shí)，表示金融穩(wěn)定處于相對(duì)不穩(wěn)定的狀態(tài)。

為了進(jìn)一步刻畫我國(guó)的金融周期，利用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型對(duì)得到的金融穩(wěn)定指數(shù)進(jìn)行分析。對(duì)得到的FSI數(shù)據(jù)建立MS-AR模型，在確定區(qū)制為2的情況下，AR(1)模型的擬合結(jié)果最好。MS(2)-AR(1)的估計(jì)結(jié)果如表1所示。

圖1 2000年1月至2019年12月金融穩(wěn)定指數(shù)

表1 我國(guó)金融周期MS(2)-AR(1)模型估計(jì)結(jié)果

從表1不同狀態(tài)下常數(shù)項(xiàng)的結(jié)果來(lái)看，兩者大小不一，說(shuō)明不同區(qū)制下常數(shù)項(xiàng)存在差異，模型的估計(jì)效果較好。轉(zhuǎn)移矩陣的結(jié)果表明，如果當(dāng)期金融周期處于緊縮狀態(tài)，那么它下期依然處于緊縮狀態(tài)的概率為0.980 5；與之相對(duì)應(yīng)，如果當(dāng)期金融周期處于擴(kuò)張狀態(tài)，那么它下期依然處于擴(kuò)張狀態(tài)的概率為0.977 7。上述緊縮狀態(tài)和擴(kuò)張狀態(tài)的概率均超過0.97，說(shuō)明金融周期維持緊縮狀態(tài)和擴(kuò)張狀態(tài)具有穩(wěn)定性。

結(jié)合表2和圖2的結(jié)果可以看出，我國(guó)金融周期在樣本區(qū)間內(nèi)經(jīng)歷了3個(gè)完整周期。第一個(gè)金融周期：2000年1月至2008年9月。其中2000年1月至2007年6月為金融穩(wěn)定期，即2007年美國(guó)次貸危機(jī)前，我國(guó)金融周期處于相對(duì)穩(wěn)定(擴(kuò)張)的時(shí)期。2007年7月至2008年9月，我國(guó)金融穩(wěn)定受美國(guó)次貸危機(jī)的影響，處于緊縮的時(shí)期。第二個(gè)金融周期：2008年10月至2015年5月。其中2008年10月至2010年11月，為了應(yīng)對(duì)國(guó)際金融危機(jī)的影響，2008年我國(guó)推出4萬(wàn)億刺激計(jì)劃，一定程度上穩(wěn)定了金融波動(dòng)，維持了兩年左右的金融穩(wěn)定時(shí)期。2010年12月至2015年5月，受全球金融危機(jī)的深化影響和歐洲債務(wù)危機(jī)的拖累，在這一時(shí)期，我國(guó)金融周期處于緊縮的階段。第三個(gè)金融周期：2015年6月至2019年12月。其中2015年6月至2016年11月受我國(guó)股票牛市余波的影響，出現(xiàn)了短暫的金融穩(wěn)定時(shí)期。而此后，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)步入高質(zhì)量發(fā)展階段，經(jīng)濟(jì)增速放緩，以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著增強(qiáng)，我國(guó)金融周期再次進(jìn)入緊縮的階段。

表2 MS(2)-AR(1)估計(jì)的金融周期

圖2 2000年1月至2019年12月我國(guó)金融周期的劃分(陰影部分為緊縮時(shí)期)

(三)經(jīng)濟(jì)周期的度量

關(guān)于經(jīng)濟(jì)周期的測(cè)度，本文主要參照中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測(cè)中心構(gòu)建的一致指數(shù)，該指標(biāo)可以充分反映當(dāng)前國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的態(tài)勢(shì)，同時(shí)本文考慮到GDP是全面反映經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)的綜合指標(biāo)，結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)的實(shí)際情況以及數(shù)據(jù)的可獲取性，選取的指標(biāo)包括國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資總額、貨幣供給量(M1)和全社會(huì)消費(fèi)品零售總額。其中GDP是反映一國(guó)(或地區(qū))經(jīng)濟(jì)實(shí)力和市場(chǎng)規(guī)模的重要指標(biāo)，工業(yè)增加值是衡量一定時(shí)期工業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的重要指標(biāo)，固定資產(chǎn)投資總額是反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、速度和投資比例關(guān)系的綜合指標(biāo)，M1增速是衡量社會(huì)消費(fèi)和終端市場(chǎng)活躍程度的重要指標(biāo)，選取社會(huì)消費(fèi)品零售總額是表現(xiàn)國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求最直接的數(shù)據(jù)，同時(shí)也是反映國(guó)內(nèi)各行各業(yè)零售市場(chǎng)的變動(dòng)情況，是衡量經(jīng)濟(jì)景氣程度的重要指標(biāo)。以上指標(biāo)除GDP為季度數(shù)據(jù)外其余指標(biāo)均為月度同比數(shù)據(jù)，其中固定資產(chǎn)投資總額采用累積同比值，其余數(shù)據(jù)均為當(dāng)期同比值。對(duì)于工業(yè)增加值和固定資產(chǎn)投資總額，由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)核算方法改變而導(dǎo)致的缺失值，采用插值法補(bǔ)齊。以上數(shù)據(jù)均來(lái)自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，時(shí)間跨度為2000年1月至2019年12月。將上述變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后建立混頻動(dòng)態(tài)因子模型，得到我國(guó)混頻宏觀經(jīng)濟(jì)因子如圖3所示。

圖3 我國(guó)混頻宏觀經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)因子

同樣與金融周期建模相一致，基于MS-AR模型，在確定區(qū)制為2的情況下，AR(0)模型的擬合結(jié)果最好。MS(2)-AR(0)的估計(jì)結(jié)果如表3所示。從表3不同狀態(tài)下常數(shù)項(xiàng)的結(jié)果來(lái)看，兩者大小不一且均顯著，說(shuō)明模型的估計(jì)效果較好。轉(zhuǎn)移矩陣的結(jié)果表明，如果當(dāng)期經(jīng)濟(jì)周期處于緊縮狀態(tài)，那么它下期依然處于緊縮狀態(tài)的概率為0.984 6；與之相對(duì)應(yīng)，如果當(dāng)期經(jīng)濟(jì)周期處于擴(kuò)張狀態(tài)，那么它下期依然處于擴(kuò)張狀態(tài)的概率為0.981 5。上述緊縮狀態(tài)和擴(kuò)張狀態(tài)的概率均超過0.97，說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期維持緊縮狀態(tài)和擴(kuò)張狀態(tài)具有穩(wěn)定性。

表3 我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期MS(2)-AR(0)模型估計(jì)結(jié)果

表4 MS(2)-AR(0)估計(jì)的經(jīng)濟(jì)周期

圖4 2000年1月至2019年12月我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的劃分(陰影部分為擴(kuò)張時(shí)期)

結(jié)合表4和圖4的結(jié)果可以看出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期在樣本區(qū)間內(nèi)經(jīng)歷了2個(gè)半完整周期，對(duì)比樣本期內(nèi)我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期和金融周期平均持續(xù)期，二者均是擴(kuò)張期大于緊縮期。其中，金融周期的持續(xù)期小于經(jīng)濟(jì)周期的持續(xù)期，金融周期相比經(jīng)濟(jì)周期更短，這也使金融周期更容易對(duì)經(jīng)濟(jì)周期產(chǎn)生影響。原因在于相較于宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)金融市場(chǎng)一直處于深化改革中，信貸市場(chǎng)、外匯市場(chǎng)、資本市場(chǎng)等的重要指標(biāo)處于市場(chǎng)化或漸進(jìn)市場(chǎng)化中，這導(dǎo)致金融周期的指標(biāo)變化相對(duì)比較明顯，金融周期交互變化時(shí)，會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生沖擊。

(四)溢出指數(shù)的測(cè)度

定義自身方差份額是變量

x

(

i

=1,2,…,

N

)對(duì)自身沖擊的

H

步預(yù)測(cè)誤差方差的得分；交叉方差份額或溢出效應(yīng)定義為變量

x

對(duì)變量

x

沖擊的

H

步預(yù)測(cè)誤差方差的得分，其中

i

,

j

=1,2,…,

N

,

i

≠

j

。

(5)

其中

Σ

是誤差向量

ε

的方差矩陣，

σ

是第

i

個(gè)方程誤差項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差，

e

為第

i

個(gè)元素為1，其余元素為0的向量。為了使用方差分解矩陣中的信息去計(jì)算溢出指數(shù)，將方差分解矩陣按照行進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化如下：

(6)

利用KPPS方差分解中的波動(dòng)貢獻(xiàn)，可以構(gòu)建總波動(dòng)溢出指數(shù)如下：

(7)

總溢出指數(shù)衡量廣義VAR中所有變量波動(dòng)沖擊溢出對(duì)總預(yù)測(cè)誤差方差的貢獻(xiàn)。

由于廣義脈沖響應(yīng)和方差分解對(duì)變量的排序是不變的，我們使用標(biāo)準(zhǔn)化的廣義方差分解矩陣的元素來(lái)計(jì)算直接溢出效應(yīng)。測(cè)度系統(tǒng)中變量

i

從剩余

j

個(gè)變量處受到的直接波動(dòng)溢出效應(yīng)為：

(8)

同樣地，測(cè)度系統(tǒng)中變量

i

對(duì)剩余

j

個(gè)變量的直接波動(dòng)溢出效應(yīng)為：

(9)

因此，可以把一組定向溢出效應(yīng)看作是將總溢出效應(yīng)分解為來(lái)自(或到)特定來(lái)源的溢出效應(yīng)。

系統(tǒng)中變量

i

對(duì)剩余

j

個(gè)變量的凈溢出效應(yīng)可以表示為：

(10)

凈波動(dòng)溢出效應(yīng)只是傳遞到所有其他變量的總波動(dòng)沖擊和從所有其他變量收到的總波動(dòng)沖擊之間的差異。

凈波動(dòng)溢出提供了有關(guān)變量對(duì)其他變量波動(dòng)凈貢獻(xiàn)的匯總信息。定義凈成對(duì)溢出效應(yīng)如下：

(11)

變量

i

和

j

之間的凈成對(duì)波動(dòng)溢出效應(yīng)是由變量

i

傳遞到變量

j

總波動(dòng)沖擊和變量

j

傳遞到變量

i

總波動(dòng)沖擊之差。

(五)結(jié)果分析

為了考察中國(guó)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的交互溢出效應(yīng)，首先建立基于金融穩(wěn)定指數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)指數(shù)在內(nèi)的VAR系統(tǒng)。從前文的分析中可知，滯后階數(shù)的選取對(duì)于廣義預(yù)測(cè)誤差方差分解結(jié)果影響很大，因此在EVIEWS 9.0中對(duì)上述雙變量VAR模型進(jìn)行滯后階數(shù)分析，結(jié)果如表5所示。

表5 VAR模型滯后階數(shù)分析

表6 金融周期與經(jīng)濟(jì)周期溢出效應(yīng)表

由于滯后階數(shù)選取3階，滾動(dòng)窗口期為36期，故得到的溢出總指數(shù)時(shí)間序列從2002年12月開始(下同)。圖5、圖6和圖7刻畫了金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間波動(dòng)溢出的總指數(shù)、定向溢出指數(shù)、凈溢出指數(shù)和成對(duì)凈溢出指數(shù)。從各個(gè)溢出指數(shù)可以看出，金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的相互作用存在時(shí)變性。

首先，從總溢出指數(shù)和金融擴(kuò)張周期概率(如圖5所示)可以看出，金融波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間的溢出效應(yīng)存在周期性。結(jié)合前文有關(guān)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期的分析以及表6的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，金融周期是導(dǎo)致總溢出指數(shù)存在周期波動(dòng)的重要因素。從前文MS(2)-AR(1)估計(jì)的金融周期結(jié)果看，其拐點(diǎn)分別是2007年6月、2008年10月、2010年10月、2015年6月和2016年11月。當(dāng)金融周期由擴(kuò)張轉(zhuǎn)為緊縮，由緊縮轉(zhuǎn)為擴(kuò)張時(shí)，金融周期交替會(huì)導(dǎo)致兩者之間的溢出效應(yīng)出現(xiàn)高點(diǎn)。從圖5中可以看出，在金融周期出現(xiàn)拐點(diǎn)的前后，總溢出指數(shù)明顯要高于其他時(shí)期。因此，從總溢出指數(shù)的結(jié)果看，金融波動(dòng)和金融周期交替是驅(qū)使總溢出指數(shù)出現(xiàn)時(shí)變性周期變化的主要原因。

圖5 總溢出指數(shù)和金融擴(kuò)張周期概率

其次，從金融波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的定向溢出指數(shù)(如圖6所示)來(lái)看，金融波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響較大的時(shí)期主要集中在2006年2月至2007年5月，2009年10月至2011年4月，2012年9月至2013年8月。其中前兩個(gè)時(shí)期是金融周期由擴(kuò)張—緊縮—擴(kuò)張—緊縮交替導(dǎo)致金融波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的定向溢出指數(shù)較大的主要原因，即金融周期的交替外溢對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生影響。而后一時(shí)期是金融周期處于緊縮階段，而經(jīng)濟(jì)周期由擴(kuò)張轉(zhuǎn)為緊縮階段，進(jìn)而導(dǎo)致兩者同時(shí)處于緊縮階段，金融周期的收縮以及經(jīng)濟(jì)周期的交替，導(dǎo)致金融波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的外溢加大。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)金融波動(dòng)的定向溢出指數(shù)較大的時(shí)期主要集中在2007年6月至2011年9月。這一時(shí)期主要受國(guó)際金融危機(jī)影響，我國(guó)四萬(wàn)億經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃對(duì)經(jīng)濟(jì)的提振效果顯著增強(qiáng)，因此我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期經(jīng)歷了從擴(kuò)張期—緊縮期—擴(kuò)張期—緊縮期的一個(gè)過程，宏觀經(jīng)濟(jì)的大起大落嚴(yán)重影響了金融穩(wěn)定，導(dǎo)致這一時(shí)期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)外溢影響金融波動(dòng)。

圖6 定向溢出指數(shù)FSI->MF(左圖)和MF->FSI(右圖)

再次，從金融周期和經(jīng)濟(jì)周期兩者的凈溢出指數(shù)(如圖7所示)來(lái)看，兩者之間互為相反數(shù)，即金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期凈溢出指數(shù)的相反數(shù)就是經(jīng)濟(jì)周期對(duì)金融周期凈溢出指數(shù)。其中2007年6月至2010年11月金融周期波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的影響為負(fù)向，經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的影響對(duì)金融周期波動(dòng)的影響為正。這一時(shí)期處于國(guó)際金融危機(jī)期間，金融周期經(jīng)歷了緊縮—擴(kuò)張時(shí)期，而經(jīng)濟(jì)周期經(jīng)歷了擴(kuò)張—緊縮—擴(kuò)張時(shí)期。金融周期和經(jīng)濟(jì)周期在這一時(shí)期交替處于不同階段，經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)相比更加劇烈，這也是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)定向影響金融周期波動(dòng)的主要原因。

圖7 凈波動(dòng)溢出指數(shù)FSI->MF(左圖)和MF->FSI(右圖)

最后，凈成對(duì)溢出效應(yīng)主要考察了金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間相互溢出的凈值。由于我們只是刻畫了金融周期和經(jīng)濟(jì)周期兩者之間的溢出效應(yīng)，故而兩者之間的成對(duì)凈溢出效應(yīng)與兩者之間的凈波動(dòng)溢出效應(yīng)相同。

四、中國(guó)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期的時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)

關(guān)于金融周期與經(jīng)濟(jì)周期之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)，學(xué)者們已經(jīng)做了大量的相關(guān)研究。馬勇等認(rèn)為金融周期單向影響經(jīng)濟(jì)周期。肖強(qiáng)和司穎華指出我國(guó)金融狀況指數(shù)所代表的金融市場(chǎng)的變動(dòng)領(lǐng)先于產(chǎn)出變量GDP的變動(dòng)，且是GDP變動(dòng)的原因。尚玉皇和鄭挺國(guó)指出混頻金融形勢(shì)指數(shù)是我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)先行指數(shù)和一致指數(shù)的格蘭杰原因。從前人的研究中可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是同頻還是混頻數(shù)據(jù)構(gòu)建的金融穩(wěn)定指數(shù)(金融形勢(shì)指數(shù))對(duì)經(jīng)濟(jì)周期替代變量(GDP或宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù))格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果基本上均是單向的。一個(gè)容易忽略的問題是，格蘭杰因果檢驗(yàn)與時(shí)間序列的樣本具有直接的關(guān)系，不同的時(shí)間序列樣本，得到的結(jié)果可能不一致。因此，本文利用時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)兩者之間的因果關(guān)系進(jìn)行再檢驗(yàn)。

(一)時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)

參考Shi等基于LA-VAR模型的時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)，Shi, S., Phillips, P. C. B., Hurn, S.,“Change Detection and the Causal Impact of the Yield Curve”, , Vol.39, No.6, 2018, pp.966-987. 構(gòu)建時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)我國(guó)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)系。對(duì)于

n

維滯后

k

階的VAR模型：

y

=

γ

+

γ

t

+

J

y

-1+…+

J

y

-+

ε

(12)

為了檢驗(yàn)變量

y

之間的格蘭杰因果關(guān)系，可參考Dolado and Lütkepohl估計(jì)LA-VAR(lag-augumented VAR)的做法，Dolado, J. J., Lütkepohl, H.,“Making Wald Tests Work for Cointegrated VAR Systems”, , Vol.15, No.4, 1996, pp.369-386. 將公式(12)的VAR模型改寫成如下形式：

(13)

其中

J

+1=…=

J

+=0，

Γ

=(

γ

,

γ

)×(+1)，

τ

=(1,

t

)′，

x

=(

y

′-1,…,

y

′-)′×1，

z

=(

y

′--1,…,

y

′--)′×1，

Φ

=(

J

,…,

J

)×和

Ψ

=(

J

+1,…,

J

+)×。公式(13)進(jìn)一步可以寫成如下緊湊形式：

Y

=

τΓ

′+

XΦ

′+

ZΨ

′+

ε

(14)

其中

Y

=(

y

,

y

…

y

)′×，

τ

=(

τ

,

τ

…

τ

)′×2，

X

=(

x

,

x

…

x

)′×，

Z

=(

z

,

z

…

z

)′×，

ε

=(

ε

,

ε

…

ε

)′×。

格蘭杰非因果關(guān)系的零假設(shè)由如下限制條件給出：

H

:

Rφ

=0

(15)

參數(shù)φ可由φ=

vec

(

Φ

)得到，

R

是

m

×

n

k

矩陣。系數(shù)矩陣

Ψ

最后

d

階滯后向量可以忽略，因?yàn)樗械脑鼐鶠?，最小二乘估計(jì)量為：

(16)

(17)

考慮到價(jià)格因素會(huì)同時(shí)影響金融穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)周期，一般而言，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期，宏觀經(jīng)濟(jì)過熱，消費(fèi)意愿強(qiáng)烈，通貨膨脹上升，而在經(jīng)濟(jì)收縮期，消費(fèi)意愿降低，通貨膨脹率較低甚至?xí)霈F(xiàn)通貨緊縮。在金融周期擴(kuò)張期，貨幣超發(fā)，通貨膨脹上升，而在金融周期的緊縮期，貨幣流通量收緊，通貨膨脹率較低。為此，將價(jià)格因素考慮進(jìn)去，選取金融穩(wěn)定指數(shù)、宏觀經(jīng)濟(jì)因子和CPI構(gòu)建時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)金融穩(wěn)定是否對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)具有預(yù)測(cè)作用。

(二)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止出現(xiàn)偽回歸，在建立模型之前，首先對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。FSI、CPI和MCI的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。從表中可以看出，各個(gè)變量均在5%水平下通過檢驗(yàn)，這說(shuō)明變量是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行時(shí)變格蘭杰因果建模。

表7 變量單位根檢驗(yàn)

(三)實(shí)證結(jié)果分析

首先，利用非時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的格蘭杰因果關(guān)系。構(gòu)建包含金融穩(wěn)定指數(shù)、宏觀經(jīng)濟(jì)因子和CPI在內(nèi)的三變量VAR模型，依據(jù)SC、AIC等準(zhǔn)則，確定無(wú)約束VAR模型的滯后階數(shù)為1。進(jìn)一步地，在EVIEWS 9.0中進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，得到的結(jié)果如表8所示。從表8中可以看出，MCI不是FSI的格蘭杰原因的原假設(shè)不能夠被拒絕，即MCI不是FSI的格蘭杰原因；相反地，F(xiàn)SI是MCI的格蘭杰原因。

表8 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

其次，在構(gòu)建LA-VAR模型時(shí)，最小窗口尺寸與前文DY溢出指數(shù)一樣，設(shè)定為36個(gè)月，滯后階數(shù)依據(jù)SIC準(zhǔn)則選取為1，并假定殘差項(xiàng)同分布。使用向前、滾動(dòng)和遞歸三種形式來(lái)研究金融周期與經(jīng)濟(jì)周期之間的因果關(guān)系，得到我國(guó)金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的單向因果關(guān)系如圖8所示。

圖8 時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)FSI->MCI

圖8-a，8-c，8-e為同方差情形，圖8-b，8-d，8-f為異方差情形，依次表示采用向前、滾動(dòng)和遞歸三種方法。在控制價(jià)格因素的條件下，可以看出，金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的單向格蘭杰因果檢驗(yàn)存在時(shí)變性。從圖8-a，8-c，8-e的結(jié)果來(lái)看，金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量序列均在臨界值序列下方，表明金融周期不是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰原因。相比之下，在滾動(dòng)和遞歸回歸情形下，金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量序列依舊是時(shí)變的。滾動(dòng)回歸時(shí)， 金融周期是經(jīng)濟(jì)周期格蘭杰因果原因的區(qū)間為2016年7月至2017年11月；遞歸回歸時(shí)，金融周期是經(jīng)濟(jì)周期格蘭杰因果原因的區(qū)間為2016年7月至2018年4月；而其他時(shí)期，金融周期均不是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰原因。從時(shí)間階段來(lái)看，2016年7月至2017年11月(或2018年4月)處于金融周期的擴(kuò)張時(shí)期與緊縮時(shí)期的交叉節(jié)點(diǎn)處，而經(jīng)濟(jì)周期處于緊縮期。因此可以判斷，只有當(dāng)金融周期即將緊縮，而經(jīng)濟(jì)周期處于緊縮期時(shí)，金融周期才是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰原因。上述結(jié)論，從動(dòng)態(tài)的角度分析了金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的時(shí)變格蘭杰因果關(guān)系，可見兩者之間的關(guān)系對(duì)樣本區(qū)間具有很強(qiáng)的敏感性，只有在特定的條件下，金融周期才是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰原因。

考慮殘差項(xiàng)為異方差的情形作為上述同方差情形的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如圖8-b，8-d，8-f中可以看出：滾動(dòng)回歸時(shí)，金融周期是經(jīng)濟(jì)周期格蘭杰因果原因的區(qū)間為2016年8月至2017年11月(其中有2016年12月和2017年9月兩個(gè)斷點(diǎn))；遞歸時(shí)，金融周期是經(jīng)濟(jì)周期格蘭杰因果原因的區(qū)間為2016年9月至2018年4月；而其他時(shí)期，金融周期均不是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰原因。從穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果看，考慮異方差的情形，金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰因果檢驗(yàn)顯著區(qū)間與同方差的情形幾乎一致，這從側(cè)面印證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論和政策啟示

本文在構(gòu)建金融穩(wěn)定指數(shù)和混頻宏觀經(jīng)濟(jì)因子的基礎(chǔ)上，基于DY溢出指數(shù)檢驗(yàn)了金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間不同階段的溢出效應(yīng)，進(jìn)一步地，基于LA-VAR模型檢驗(yàn)了兩者之間的時(shí)變格蘭杰因果關(guān)系。得到以下結(jié)論：

首先，從金融周期與經(jīng)濟(jì)周期的典型事實(shí)來(lái)看，金融周期無(wú)論擴(kuò)張期還是緊縮期的持續(xù)時(shí)間均小于經(jīng)濟(jì)周期，當(dāng)兩者的擴(kuò)張期(緊縮期)交匯時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)加大。

其次，DY動(dòng)態(tài)溢出指數(shù)的結(jié)果表明，我國(guó)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期間存在交互影響。金融周期對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)居于主導(dǎo)地位，而經(jīng)濟(jì)周期對(duì)金融周期的動(dòng)態(tài)溢出效應(yīng)幾乎可以忽略不計(jì)。

最后，利用全樣本數(shù)據(jù)在控制通貨膨脹率的條件下，格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)果表明金融周期是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰原因，而經(jīng)濟(jì)周期不是金融周期的格蘭杰原因。利用時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果則表明，只有當(dāng)金融周期即將緊縮，而經(jīng)濟(jì)周期處于緊縮期時(shí)，金融周期才是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰原因。異方差條件下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)支持上述結(jié)論。

根據(jù)上述結(jié)論，提出如下政策建議：

首先，在當(dāng)前我國(guó)持續(xù)擴(kuò)大金融業(yè)高水平雙向開放，鼓勵(lì)境外金融機(jī)構(gòu)和資金進(jìn)入境內(nèi)金融市場(chǎng)，利率市場(chǎng)化和匯率市場(chǎng)化改革持續(xù)深化的背景下，金融波動(dòng)可能成為一種常態(tài)化表象，因此金融系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的防范應(yīng)把握好宏觀經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施力度，尤其是貨幣政策的實(shí)施應(yīng)以穩(wěn)健為主，同時(shí)應(yīng)高度重視貨幣政策對(duì)金融周期和經(jīng)濟(jì)周期的傳導(dǎo)機(jī)理，確保金融周期與經(jīng)濟(jì)周期在峰值拐點(diǎn)處平穩(wěn)過渡。

其次，對(duì)我國(guó)防范金融系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)而言，不僅要關(guān)注金融周期和經(jīng)濟(jì)周期的“同步性”，更要關(guān)注二者“異步”變動(dòng)產(chǎn)生的不穩(wěn)定因素，積極完善從金融到經(jīng)濟(jì)的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控模式。

再次，穩(wěn)定的金融體系有利于宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的穩(wěn)定，因此政策當(dāng)局應(yīng)繼續(xù)推行和完善雙支柱調(diào)控政策和建立更加全面、可預(yù)測(cè)的金融穩(wěn)定體系，進(jìn)一步優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)和金融機(jī)構(gòu)體系、市場(chǎng)體系、產(chǎn)品體系，堅(jiān)持金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的本質(zhì)不動(dòng)搖。

最后，政策當(dāng)局還應(yīng)充分把握當(dāng)前經(jīng)濟(jì)周期對(duì)金融周期影響較弱的基本事實(shí)，明白目前的經(jīng)濟(jì)下行風(fēng)險(xiǎn)仍是一種相對(duì)獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，并不具有金融傳染性，同時(shí)也意味著經(jīng)濟(jì)合理下行并不會(huì)提高金融脆弱性的風(fēng)險(xiǎn)水平。因此，經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控仍應(yīng)以穩(wěn)健中性為主，合理確保經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健復(fù)蘇，要避免因政策力度過大而引致的金融風(fēng)險(xiǎn)和金融泡沫，確保宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)增長(zhǎng)與金融系統(tǒng)防風(fēng)險(xiǎn)之間形成良好的平衡關(guān)系。