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淺談宏觀經濟先行指數與一致指數構成指標因果關系論文
宏觀經濟研究中，先行指數和一致指數具有重要分析價值。已有研究多集中于利用統計數據編制此類指數，據以刻畫宏觀經濟變化過程。在已有研究基礎上，本文建立先行指數和一致指數諸構成指標之間的VAR模型，并利用格蘭杰因果檢驗和脈沖響應函數，探討先行指數與主要宏觀經濟變量之間的因果關系。研究發現：固定資產投資總額增長率、進出口總額均與先行指數變化具有長期均衡關系，先行指數可用于對后者變化趨勢進行預測。
1 引言
在宏觀經濟研究中，先行指數和一致指數具有重要的作用與價值�；趯暧^經濟先行指數和一致指數的理論探索，眾多學者從不同角度開展了大量理論研究與經驗研究。目前，既有文獻對宏觀經濟先行指數和一致指數的研究，主要集中在指數編制和景氣指數應用兩大方面。
在指數編制方面，陳磊、高鐵梅(1994)運用狀態空間模型方法，分別構建先行Stock-Watson景氣指數和一致Stock-Watson景氣指數，進而開展模型預測。吳桂珍(1996)對我國近50個經濟指標進行分類，利用多元統計方法確定先行指標和一致指標，并構建景氣指數。晏露蓉、吳偉(2005)對中國宏觀經濟景氣先行指標和一致指標的選取方法做了國際對比。
在宏觀經濟景氣指數應用方面，東北財經大學宏觀經濟分析與預測課題組(2006)利用多維數據結構框架，通過建立物價等宏觀經濟變量景氣指數系統，監測和預測宏觀經濟運行波動。
綜上可見，先行指數與一致指數存在較為穩定的均衡關系這一結論被多數人認同并在實際中得到廣泛的應用。然而，先行指數對我國其他重要經濟變量是否存在穩定的均衡關系，能否用先行指數對它們進行有效的預測這一問題仍待解決。因此本文重點考察先行指數與主要宏觀經濟變量之間的因果關系，利用VAR模型、格蘭杰因果檢驗等方法，探討先行指數能否對主要宏觀經濟變量進行有效預測?
2 數據收集與處理
2.1 指標選取與數據說明
本文選用中國經濟景氣監測中心(CEMAC)發布的先行指數。同時，本文將CEMAC編制一致指數時對應的各類指標作為考察變量，以上數據均為月度數據，數據跨度為2010年1月至2015年9月。根據國家統計局經濟景氣監測中心公布的數據，宏觀經濟先行指數平均領先一致指數6.5個月。本文取滯后7階的先行指數與一致指數各構成指標進行分析。
2.2 數據處理
正式分析之前，需要對數據進行預處理。本文運用發展速度推算法對缺失值進行插補，采用X11方法對各指標數據做了季節調整。結果顯示：財政收入和社會零售額呈現出較為明顯的季節變化模式，尤其是財政收入各月波動很大。
3 先行指數與一致指數構成指標的關系檢驗
3.1 平穩性檢驗
對先行指數、固定資產投資完成額增長率、財政收入、工業生產指數、零售商品總銷售額、進出口總額6個時間序列進行平穩性檢驗。檢驗結果表明，此6個序列在0.05的顯著性水平下均不具有平穩性。
VAR模型的使用條件要求樣本數據為平穩的時間序列。為此，采用差分法對先行指數等進行差分處理，所得差分序列分別記為y、x1、x2、x3、x4、x5。ADF檢驗表明，6個序列在0.01的顯著水平下均為平穩時間序列。
3.2 建立VAR模型
為揭示先行指數和一致指數各構成變量之間的相關關系，分別用序列x1至x5與y建立VAR模型。
3.2.1 確定VAR模型滯后階數
本文分別運用LR、FPE、AIC、SC、HQ檢驗準則，確定各模型的滯后階。然后，綜合各種準則給出選定的最優滯后階。根據檢驗結果，本文分別建立y與X1至X5序列的VAR(3)模型。
3.2.2 VAR模型的平穩性檢驗
采用AR根估計方法，對上述VAR(3)模型估計的結果進行平穩性檢驗。經檢驗，各模型所有根模的倒數都小于1，所以相應的VAR模型均具有平穩性。
3.2.3 Granger因果檢驗
VAR模型平穩性表明，先行指數與一致指數各構成變量之間存在長期均衡關系。為進一步揭示這種長期均衡關系的因果方向，對y與X1至X5分別進行Granger因果關系。
結果顯示：在0.1的顯著性水平下，Y是X1和X5的Granger原因;在常見的各種顯著水平下，Y都不是X2、X3、X4的Ganger原因。
究其原因，先行指數由多項重要經濟指標所構成，代表著一國經濟景氣程度的前景。Granger因果檢驗結果與理論預期相符。但表4結果顯示，先行指數并非財政收入、工業生產指數和零售商品銷售總額的Granger原因，這似乎有悖于理論預期與經驗直覺，故需分別具體分析。
首先討論財政收入。每年國家會編制財政收入和支出預算，為滿足經濟發展和人民生活水平提高的需要，財政支出一直保持快速增長。為滿足財政支出需要，我國的財政收入(稅收總額為主)也必須保持較快的增長速度。這導致我國財政收入增長的制度剛性較大，受先行指數(景氣程度)的影響較小。
再看工業生產。近年來，中國經濟通貨膨脹較明顯，導致工業生產指數持續上升;另一方面，企業通過創新改革，使其產品供求關系發生明顯改變。如果編制工業生產指數時未對產品權重做出及時調整，則一定程度會影響工業生產指數的有效性。
最后，考察零售商品銷售總額。在零售商品中，生活必需品占很大比重。對生活必需品的需求，通常不會因為景氣程度發生重大變化。因此經濟景氣程度對零售商品銷售總額的影響較弱，難以靈敏地決定和預測零售商品銷售總額的變化。
3.3 脈沖響應函數
3.3.1 先行指數對固定資產投資的脈沖響應分析
結果顯示，先行指數對投資影響在前3.5個月呈抑制作用，在3.5至8.5月之間呈正向影響，對8.5月之后的影響較小。其變化模式，可由如下角度解釋。固定資產投資一般數額巨大、流動性較差，投資準備期較長，有較強的滯后性。當景氣度提高時，社會資金往往先會向股市等反應比較靈敏的市場流動。導致投資固定資產的資金相對的減少。因此在前3.5個月，對固定資產投資反而產生抑制作用。在此以后，當股市價格較高時會形成資金回流，固定資產投資將受到一個較長時期的正向影響。
3.3.2 先行指數對進出口總額的脈沖響應分析
結果顯示，先行指數對進出口總額增長率在前4個月呈抑制作用，在4至8月呈促進作用，在8月以后影響較小。一國經濟景氣程度高時，市場平均收益率一般較高，外國資本在利益的驅使下，會加大對該國的投資。外資流入的過程會導致該國貨幣匯率提高，進而會促進進口、抑制出口，匯率降低則效果相反。我國長期處于貿易順差，在進出口總額中出口通常高于進口。因此景氣度提高時，伴隨匯率提高時，進出口總額受到的抑制作用強于促進作用。
4 基本結論
本文通過分析宏觀經濟先行指數與一致指數構成指標的時序數據，發現固定資產投資總額增長率，進出口總額均與先行指數關系緊密，具有長期穩定的均衡關系;而財政收入、社會零售總額、工業生產指數則與先行指數關系疏遠，先行指數對于其沒有預測作用。這一結果，可由三類指標自身變化的政策剛性或經濟剛性所解釋。
脈沖響應分析發現，先行指數對固定資產投資增長率的影響較為顯著，其影響持續8個月左右，并呈先抑制后促進的模式。這一模式，體現了固定資產投資對經濟景氣指數變化具有較強的滯后性，可以由資本市場和實體投資之間反映速度差異予以解釋。相比之下，先行指數對進出口總額的影響機制更為復雜。景氣指數提高會促進本幣匯率提升，從而抑制出口增加進口，我國長期存在巨額貿易順差(出口主導)，故其綜合效果會引發進出口總額下降。
基于以上發現，形成如下判斷：其一，對市場主導性較強的宏觀經濟指標，其與景氣指數之間具有更密切的聯系，并可較好地由先行指數進行預測;第二，對具有較強制度剛性(如財政收入)或經濟剛性(如社會零售總額)的宏觀經濟指標，其對景氣程度的反映較弱，無法利用先行指數進行預測。
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