產(chǎn)業(yè)結構視角下政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響

蔣瑛 劉琳 劉寒綺

內(nèi)容提要：本文從產(chǎn)業(yè)結構視角探究經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的非對稱性影響，理論分析發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性主要通過消費需求和投資需求影響到經(jīng)濟波動，產(chǎn)業(yè)結構分別通過要素再配置效應、產(chǎn)品調整效應和需求收入彈性效應改變經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響?；?992Q2-2019Q4中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)以及其他宏觀經(jīng)濟變量的季度數(shù)據(jù)，本文構建一個四變量VAR模型，結果顯示經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動、消費需求和投資需求均存在負向沖擊。進一步構建三個三變量TVAR模型，檢驗經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的負向沖擊是否受到產(chǎn)業(yè)結構的變遷速度、合理化和高級化三個維度的門限影響。研究結果表明，高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構變遷速度和產(chǎn)業(yè)結構高級化水平都加劇了此類負向沖擊，而高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構合理化水平具有平抑此類負向沖擊的作用。

關鍵詞：經(jīng)濟波動;經(jīng)濟政策不確定性;產(chǎn)業(yè)結構變遷速度;產(chǎn)業(yè)結構合理化;產(chǎn)業(yè)結構高級化

中圖分類號：F424 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1001-148X（2022）02-0012-09

收稿日期：2021-03-26

作者簡介： 蔣瑛（1965-），女，四川廣漢人，四川大學經(jīng)濟學院教授，博士生導師，研究方向：國際貿(mào)易學、世界經(jīng)濟學;劉琳（1990-），本文通訊作者，女，四川綿陽人，四川大學經(jīng)濟學院博士研究生，研究方向：世界經(jīng)濟學、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學;劉寒綺（1997-）女，山東濱州人，四川大學經(jīng)濟學院碩士研究生，研究方向：公司金融。

基金項目：國家社會科學基金重點項目“需求側管理下中國全球價值鏈地位提升的機理和對策研究”，項目編號：21AJL016。

一、引言

2020年中央經(jīng)濟工作會議指出疫情變化和外部環(huán)境引發(fā)的不確定性將為我國經(jīng)濟社會發(fā)展帶來挑戰(zhàn)。為應對宏觀經(jīng)濟風險，經(jīng)濟政策的動態(tài)調整可能帶來宏觀經(jīng)濟的波動，其不確定性存在顯著的“逆周期”性質[1-2]。因此，在新發(fā)展階段，政府必須要足夠重視經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊，提高對風險的預見和預判能力，確保經(jīng)濟運行在合理區(qū)間。

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響存在差異，不同國家的經(jīng)濟反應各不相同[3]。政策不確定性通過對外開放程度[4]、市場化程度[5]、金融市場發(fā)展水平[6]等變量對發(fā)達經(jīng)濟體可能產(chǎn)生較大影響，但其溢出效應也會使新興經(jīng)濟體受到更加嚴重的不確定性沖擊。Osei（2021）甚至將全球經(jīng)濟增長放緩歸因于發(fā)達經(jīng)濟體加劇的經(jīng)濟政策不確定性[7]。Carriere-Swallow和Cespedes（2013）發(fā)現(xiàn)新興經(jīng)濟體在受到外生不確定性沖擊后，投資和私人消費的下降比美國等發(fā)達經(jīng)濟體要嚴重得多，而且需要更長時間才能恢復[8]。此外，還有學者發(fā)現(xiàn)高政策不確定性區(qū)間與低經(jīng)濟增長區(qū)間出現(xiàn)了重疊現(xiàn)象[9]，國外學者Fajgelbaum等（2017）對此提出了“不確定性陷阱①”的假說[10]。然而，中國作為主要的新興經(jīng)濟體，在受到不確定性沖擊后，其經(jīng)濟并沒有陷入不確定性陷阱，反而保持了30多年的持續(xù)高增長。可能是中國為了保證較高的經(jīng)濟增長，采取強有力的政策干預，以及中國計劃經(jīng)濟的運行機制導致“實物期權效應”沒有得到充分發(fā)揮，促使中國經(jīng)濟政策不確定性表現(xiàn)出微弱的產(chǎn)出效應[11]。但是，政策干預的作用是有限的，并不會消除不確定性和經(jīng)濟活動間的自我強化機制。應當注意到，各個經(jīng)濟體的產(chǎn)業(yè)結構變遷進程并不同步，產(chǎn)業(yè)結構存在較大差異。正處于經(jīng)濟結構轉型期的中國，產(chǎn)業(yè)結構變遷帶來的“結構紅利”可能是其不易受到不確定性沖擊的原因[12-13]。

2018年以來，全球經(jīng)濟理念開始表現(xiàn)出市場經(jīng)濟轉向國家主義、自由主義轉向保護主義、虛擬經(jīng)濟轉向實體經(jīng)濟三個明顯的變化，世界經(jīng)濟環(huán)境充滿了不確定性。因此，面對不穩(wěn)定性和不確定性更加突出的國際形勢，中國更要著眼于經(jīng)濟結構，找到激活和增強經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力。本文將產(chǎn)業(yè)結構納入經(jīng)濟政策不確定性與經(jīng)濟波動的研究框架，探究在外部沖擊和經(jīng)濟政策對經(jīng)濟波動的影響過程中，經(jīng)濟系統(tǒng)的內(nèi)部調整作用。

二、理論分析與研究假設

（一）經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響

目前，較多學者將經(jīng)濟政策不確定性視為來自經(jīng)濟系統(tǒng)外部的一個需求沖擊[14-15]。根據(jù)凱恩斯經(jīng)濟學，總需求既包含消費需求，還包含投資需求。其中，消費需求受邊際消費傾向的影響，投資需求受資本邊際效率和流動性偏好的影響。由于總需求的波動是引起經(jīng)濟波動的重要原因，經(jīng)濟政策不確定性通過對消費需求和投資需求形成沖擊，將直接影響到經(jīng)濟波動。

根據(jù)公眾預期理論，經(jīng)濟政策不確定性是一個消費需求沖擊。在信息和信任的傳導機制下，經(jīng)濟政策不確定性直接影響到公眾的預期，而公眾預期的調整又將相機抉擇的政策演變?yōu)椴淮_定性政策，這又進一步加大了經(jīng)濟政策的不確定性，形成一個負向循環(huán)。涵蓋貨幣政策不確定性、財政政策不確定性和環(huán)境不確定性等內(nèi)容的經(jīng)濟政策不確定性上升引發(fā)經(jīng)濟波動的原因在于使得經(jīng)濟行為主體產(chǎn)生了不確定性預期。根據(jù)預防行為理論，對于風險厭惡型的消費者而言，面對高的政策不確定性時，將產(chǎn)生更強的預防性儲蓄動機，從而提高儲蓄水平，降低邊際消費傾向，減少消費需求，并持有更多的現(xiàn)金，以預防政策不確定性可能帶來的沖擊。

根據(jù)實物期權理論，經(jīng)濟政策不確定性是一個投資需求沖擊。對于風險厭惡的投資者而言，高的政策不確定性引致違約風險攀升，使得風險溢價上升，企業(yè)的融資成本增加。實物期權理論認為投資的“不可逆性”使得企業(yè)的投資可以被看作執(zhí)行了看漲期權，政策不確定性增加使得企業(yè)的“等待”價值更高，選擇當下投資則需要承擔更大的機會成本。再者，資產(chǎn)的“專用性”使得企業(yè)改變投資項目會失去可占用性準租，導致調整成本較高。在融資成本、機會成本和調整成本均有可能增加的情況下，企業(yè)投資者大概率會減小投資規(guī)模，儲備更多的流動性，更加謹慎地開展投資活動。除投資成本渠道外，陳國進和王少謙（2016）指出經(jīng)濟政策不確定性還可能通過削弱資本邊際收益率對投資的促進作用，從而抑制企業(yè)投資[16]。基于此，提出本文的研究假設H1a、H1b和 H1c。

假設H1a：經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動存在負向沖擊。

假設H1b：經(jīng)濟政策不確定性對消費需求存在負向沖擊。

假設H1c：經(jīng)濟政策不確定性對投資需求存在負向沖擊。

（二）產(chǎn)業(yè)結構作用下經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響

關于經(jīng)濟政策不確定性和產(chǎn)業(yè)結構變遷影響經(jīng)濟波動機制的文獻很多，但未有研究將產(chǎn)業(yè)結構納入經(jīng)濟政策不確定性影響經(jīng)濟波動的機制中進行分析。我們注意到，產(chǎn)業(yè)結構通過生產(chǎn)要素、產(chǎn)品調整和勞動力收入渠道作用于經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響中，同時，產(chǎn)業(yè)結構的變遷速度、合理化和高級化三個維度的主要作用渠道各不相同，作用效果也有差異。

產(chǎn)業(yè)結構變遷速度主要通過“要素再配置效應”改變經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響。要素再配置過程實質上是產(chǎn)業(yè)間要素流動和要素重組的過程，所以表現(xiàn)為要素在不同部門間流動和重組的產(chǎn)業(yè)結構變遷，其實就是要素的再配置過程。要素的再配置打破了原有的經(jīng)濟均衡，引發(fā)了經(jīng)濟波動。因此，當產(chǎn)業(yè)結構變遷速度越快時，部門間要素流動速度增大，經(jīng)濟均衡狀態(tài)更容易被破壞，從而加劇經(jīng)濟波動。不過，經(jīng)濟政策不確定性上升會導致消費需求和投資需求的減少，直接引起市場需求規(guī)?？s小，使得企業(yè)的供給減少，進而企業(yè)生產(chǎn)中投入的生產(chǎn)要素減少。也就是說，盡管產(chǎn)業(yè)結構變遷速度加快會加劇經(jīng)濟波動，但是參與再配置的生產(chǎn)要素因經(jīng)濟政策不確定性上升而減少，一定程度上又減緩了經(jīng)濟波動，使得以加快要素流動速度的方式加劇經(jīng)濟波動的效果并不十分明顯。

產(chǎn)業(yè)結構合理化主要通過“產(chǎn)品調整效應”改變經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響。從微觀上來看，產(chǎn)品間的相互調整可以抵消部分沖擊，緩和對單個產(chǎn)品生產(chǎn)率的沖擊，從而減弱經(jīng)濟的波動。經(jīng)濟政策不確定性上升的情況下，無論是消費需求還是投資需求的減少，都會減弱企業(yè)增加產(chǎn)品品種的動機。在產(chǎn)品品種數(shù)目相對穩(wěn)定的情況下，通過調整產(chǎn)品結構來應對經(jīng)濟政策不確定性帶來的經(jīng)濟波動顯得尤為關鍵。此時，產(chǎn)業(yè)結構越合理，產(chǎn)業(yè)間協(xié)作能力將越強，產(chǎn)品間的調整也就更加容易，則可以削弱部分沖擊。因此，產(chǎn)業(yè)結構的“產(chǎn)品調整效應”使得經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊得到緩和。

產(chǎn)業(yè)結構高級化主要通過“需求收入彈性效應”改變經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響。經(jīng)濟政策不確定性帶來的消費需求和投資需求沖擊對消費波動和投資波動都有顯著影響，消費波動和投資波動直接影響企業(yè)的要素收入，企業(yè)收入的變化引致就業(yè)崗位增減，進一步影響到居民收入。陽立高等（2020）構建的最終需求影響勞動者報酬和資本收入的關鍵路徑模型也證明了消費需求和投資需求分別是第一、三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)勞動者報酬和資本收入的主要需求類型[17]。值得強調的是，收入的變化又會進一步引發(fā)需求波動，波動大小與需求收入彈性高低相關，要素收入彈性越高，需求對收入變化的反應程度越大。從產(chǎn)業(yè)部門來看，服務業(yè)部門的需求收入彈性高于其他部門。產(chǎn)業(yè)結構高級化使得要素收入彈性大的服務業(yè)占全產(chǎn)業(yè)的比重增大，進而全產(chǎn)業(yè)的要素收入彈性被抬高，導致微弱的收入變化都會引起更大程度的需求變動，進而加劇經(jīng)濟波動。概括來講，隨著產(chǎn)業(yè)結構高級化水平的上升，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的需求沖擊在需求收入彈性效應引致的反饋循環(huán)中不斷得到加劇。

上述分析表明，在產(chǎn)業(yè)結構的作用下經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動有非對稱性影響，即產(chǎn)業(yè)結構具有門限效應，但這種影響因產(chǎn)業(yè)結構的維度不同而有所差異。基于此，提出本文的研究假設H2a、H2b、H2c。

假設H2a：產(chǎn)業(yè)結構變遷速度越快，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊略有加劇，但加劇作用甚微。

假設H2b： 產(chǎn)業(yè)結構合理化水平越高，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊被平抑，且平抑效果顯著。

假設H2c：產(chǎn)業(yè)結構高級化水平越高，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊加劇，且加劇作用顯著。

三、實證檢驗

（一）變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.變量選取

經(jīng)濟政策不確定性（cepu）：不確定性是一個不可觀察的潛在變量，要進行實證檢驗必須要找到不確定性的代理變量。目前，Baker等（2015）等基于新聞報道的文本提取法，從《南華早報》中提取“經(jīng)濟”“政策”“稅收”“不確定性”等相關關鍵詞的文章構建政策不確定性指數(shù)[18]。由于歷史事件往往涉及與政策相關的經(jīng)濟不確定性變動，所以重要的歷史事件發(fā)生時往往會出現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性攀升現(xiàn)象。美國的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)在總統(tǒng)選舉、第一次和第二次海灣戰(zhàn)爭、9.11恐怖襲擊等一些重要的歷史事件發(fā)生時飆升[3]。中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)序列的波峰點與中國重要的政治經(jīng)濟時點也基本一致[11]?？梢夿aker構建的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)具有較好的公信力。因此，本文將Baker等構建的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)作為度量中國經(jīng)濟政策不確定性程度的指標。

經(jīng)濟波動（cycle）：本文使用經(jīng)濟周期波動值作為經(jīng)濟波動的代理指標。經(jīng)濟周期波動是指產(chǎn)出偏離其長期趨勢序列相關變化，是去除季節(jié)性波動與趨勢后，宏觀經(jīng)濟變量偏離緩慢變動路徑時所呈現(xiàn)的短期波動。較多學者采用HP濾波法來測算經(jīng)濟波動。本文使用當季度實際GDP對數(shù)值作為經(jīng)濟產(chǎn)出，采用HP濾波法分解出周期成分（產(chǎn)出缺口）?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文分別選取社會消費品零售總額、固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）的月度數(shù)據(jù)衡量宏觀經(jīng)濟中的消費需求（consume）和投資需求（invest）。

產(chǎn)業(yè)結構變遷速度（isc）：即產(chǎn)業(yè)轉型的速度，本文借鑒與產(chǎn)業(yè)結構演變相關研究（淩文昌，2004）的做法，使用Moore結構變化值作為測度產(chǎn)業(yè)結構相對變化程度的指標（isc）[19]。Moore值作為一種空間向量測算方法，其原理是把三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比看作是一組三維向量，產(chǎn)業(yè)結構變化時，三維向量的夾角會發(fā)生改變，這樣在兩個不同時期形成的兩組三維向量之間的矢量夾角就是Moore結構變化值。isc值越大，表示產(chǎn)業(yè)結構變化速度越大，取值范圍[0，π/2]。

isc=arccos∑3i=1Wi（t1）·Wi（t2）/ ∑3i=1Wit12∑3i=1Wit22（1）

isc代表t時期產(chǎn)業(yè)結構變遷速度，Wi（t1）為t1時期第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總GDP比重，Wi（t2）為t2時期第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總GDP比重。

產(chǎn)業(yè)結構合理化（isr）：衡量的是要素投入結構和產(chǎn)業(yè)結構的耦合程度[20]，更強調產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調發(fā)展。較多學者以相對的產(chǎn)業(yè)結構偏離度為切入點，即采用泰爾指數(shù)（Theil index），通過對不同產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值進行加權，將絕對的產(chǎn)業(yè)結構偏離度變?yōu)橄鄬Φ漠a(chǎn)業(yè)結構偏離度。但考慮到產(chǎn)業(yè)服務化和“軟化”的趨勢，本文借鑒陳立泰等（2019）測算產(chǎn)業(yè)結構合理化的方法，用各產(chǎn)業(yè)人均產(chǎn)出偏離整個經(jīng)濟體人均產(chǎn)出的程度作為產(chǎn)業(yè)結構合理化指標（isr），isr值越大，產(chǎn)業(yè)結構越不合理[21]。

isr=∑3i=1YitLit/YtLt-1（2）

isr代表某地區(qū)t時期產(chǎn)業(yè)結構合理化程度，Yt代表該地區(qū)t時期的產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，Yit代表該地區(qū)t時期i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，Lt代表該地區(qū)t時期的總從業(yè)人數(shù)，Lit代表該地區(qū)t時期i產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)。

產(chǎn)業(yè)結構高級化（isa）：是一種產(chǎn)業(yè)結構演進的過程，更強調產(chǎn)業(yè)重心的變化，各個產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高是其主要表現(xiàn)。從分工和專業(yè)化角度來看，產(chǎn)業(yè)結構的演進伴隨著分工和專業(yè)化水平的提高，勞動生產(chǎn)率又是分工和專業(yè)化水平的集中體現(xiàn)和必然結果。真正能夠產(chǎn)生“結構效益”的產(chǎn)業(yè)結構演進，能夠促使每個產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率均得到提高。因此，本文參考李虹等（2018）使用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重測算產(chǎn)業(yè)結構高級化（isa）的方法。isa值越大，表示產(chǎn)業(yè)結構高級化程度越高[22]。

isa=Y3t/Y2t（3）

isa代表某地區(qū)t時期產(chǎn)業(yè)結構高級化程度，Y3t代表該地區(qū)t時期的第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，Y2t代表該地區(qū)t時期的第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值。

2.數(shù)據(jù)來源與處理

中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（cepu）來源于經(jīng)濟政策不確定性的官方網(wǎng)站②，社會消費品零售總額、固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局，選取樣本區(qū)間為1992Q2—2019Q4。本文對數(shù)據(jù)處理如下：（1）頻率轉換，通過平均法將中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)、社會消費品零售總額、固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）的月度數(shù)據(jù)轉換為季度數(shù)據(jù)， 對于只能獲得年度的數(shù)據(jù)，使用適合較少數(shù)據(jù)量的二次插值方法（Quadratic-Match Sum）將其轉換為季度數(shù)據(jù)。（2）平減處理，對季度GDP、社會消費品零售總額、固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）的當季值使用基期為1992年第1季度的季度GDP平減指數(shù)計算出相應的實際值;（3）季節(jié)調整，對GDP、社會消費品零售總額、固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）的實際值采用當前功能最為強大、應用最為廣泛的X-13-ARIMA-SEATS季節(jié)調整法進行季節(jié)調整，以避免季節(jié)性因素影響。

（二）T-VAR模型與模型設定

1.T-VAR模型

向量自回歸模型（VAR模型），是由多元時間序列變量組成且把任意內(nèi)生變量作為所在系統(tǒng)中全部內(nèi)生變量的滯后值函數(shù)來構造模型，其能有效捕捉變量間的關系，推動了動態(tài)性系統(tǒng)分析的運用。在含有k個被解釋變量的VAR系統(tǒng)中，其一般形式的數(shù)學表達式如下：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εtt=1，2，…，T（4）

其中，yt代表k維內(nèi)生變量向量，xt代表d維外生變量向量，p代表變量滯后階數(shù)，T代表樣本容量，Ai，i=1，…，p是k×k維系數(shù)矩陣，B是k×d維系數(shù)矩陣。εt是k維擾動變量。

Tong（1978）提出的門限向量自回歸模型（TVAR模型）在VAR模型的基礎上引入了非線性方程，能更加簡單和直觀地捕捉宏觀經(jīng)濟活動模型中的區(qū)制轉換、非對稱及雙重均衡等非線性特征，能更好地描述經(jīng)濟活動中的非線性現(xiàn)象[23]。在不同的區(qū)制，TVAR模型的估計系數(shù)可能不同，進而可以捕捉產(chǎn)業(yè)結構低區(qū)制與高區(qū)制的非對稱效應。模型表達形式如下：

yt=c1+A1yt+B1（L）yt-1+（c2+A2yt+B2（L）yt-1）I（ct-d>γ）+μt（5）

其中，yt是k×1維內(nèi)生變量向量，ci是k×1維常數(shù)向量（i=1，2，i表示區(qū)制），Ai、Bi是k×k維系數(shù)矩陣，I為指示函數(shù)，Ct-d為門檻變量，d為滯后期， γ為門檻值，μt為k×1維擾動項向量。 如果Ct-d >γ（ct-d>γ），指示函數(shù)I為1;Ct-d <γ（ct-d<γ），指示函數(shù)I為0。

本文首先使用VAR模型探究經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動、消費需求和投資需求的非線性關系，然后在VAR模型的基礎上引入TVAR模型，測度經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動是否受到產(chǎn)業(yè)結構的門限影響。本文將VAR模型和TVAR模型的聯(lián)合使用簡稱為T-VAR模型。

2.模型設定

為考察經(jīng)濟政策不確定性（cepu）分別對經(jīng)濟波動（cycle）、消費需求（consume）、投資需求（invest）的沖擊，本文首先構建了包含cepu、cycle、consume和invest的四變量基準VAR模型（模型1）。

為探究不同產(chǎn)業(yè)結構維度下經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的非對稱性影響。分別以產(chǎn)業(yè)結構變遷速度（isc）、產(chǎn)業(yè)結構合理化（isr）及產(chǎn)業(yè)結構高級化（isa）為門檻變量，建立3個分別含有isc、isr和isa的三變量基準TVAR模型{cepu，isc，cycle}、{cepu，isr，cycle}、{cepu，isa，cycle}（模型2-4）。

（三）數(shù)據(jù)檢驗

首先對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，以避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，表1中單位根檢驗結果可得各變量均為一階差分平穩(wěn)，即I（1），符合協(xié)整檢驗的前提。為進一步確定模型的具體形式及檢驗變量間是否存在協(xié)整關系，由表2和表3可得，模型1-4的最優(yōu)滯后階數(shù)皆為3期，且各個模型皆存在顯著的協(xié)整關系。對此，在一階差分后變量序列基礎上構建相應的模型。

由表4可見3個TVAR模型在5%的顯著性水平下均拒絕了原假設，即模型均存在非線性特征，具有門限效應。產(chǎn)業(yè)結構變遷速度、產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化分別超出臨界點0.033、2.0481和0.6978時會引起經(jīng)濟政策不確定性沖擊經(jīng)濟波動程度的變化。

（四）脈沖響應分析

1.經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響

在確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)及協(xié)整關系后，本文分析了經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動、消費需求和投資需求的脈沖響應圖，以分別考察前者對后三者的影響情況，具體結果如下：

由圖1可知，給經(jīng)濟政策不確定性一個單位的正向沖擊后，經(jīng)濟波動、消費需求和投資需求均受到一定的負向沖擊，證明了本文假設H1a、H1b和 H1c成立。其中，經(jīng)濟波動和投資需求均表現(xiàn)為負向沖擊幅度逐漸增大的特征，消費需求先表現(xiàn)為短暫的小幅下降，經(jīng)過兩個時期正向沖擊后再次出現(xiàn)負向沖擊，且沖擊幅度逐漸增大。相對地，經(jīng)濟政策不確定性對投資需求的負向沖擊大于消費需求。

2.經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的非對稱影響

估計TVAR模型參數(shù)后，分別分析在產(chǎn)業(yè)結構變遷速度、產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化低區(qū)制和高區(qū)制下，一個單位的經(jīng)濟政策不確定性正向沖擊對經(jīng)濟波動的脈沖響應。

由圖2可知，在產(chǎn)業(yè)結構的不同維度的不同區(qū)制下，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動仍表現(xiàn)為一個較長時期的負向沖擊，均在22期左右開始向零軸靠近，但沖擊大小各異。以產(chǎn)業(yè)結構變遷速度為門檻變量的模型中，產(chǎn)業(yè)結構變遷速度高區(qū)制和低區(qū)制下，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊均在第8期達到最大，雙區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構變遷速度對沖擊的作用大體相同，基本可以認為產(chǎn)業(yè)結構變遷速度大小并不大會影響到經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊，與本文假設H2a相符。以產(chǎn)業(yè)結構合理化為門檻變量的模型中，產(chǎn)業(yè)結構合理化高區(qū)制和低區(qū)制下，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊分別在第8期和第6期達到最大，高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構合理化顯著平抑了沖擊，與本文假設H2b相符。以產(chǎn)業(yè)結構高級化為門檻變量的模型中，產(chǎn)業(yè)結構高級化高區(qū)制和低區(qū)制下，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊分別在第4期和第2期達到最大，高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構高級化對沖擊有較明顯的加劇作用， 與本文假設H2c相符。

（五）穩(wěn)健性檢驗

變量錯誤排序或選擇不同的樣本區(qū)間都可能造成TVAR模型誤設，從而影響實證結果的真實性，因此本文通過調整變量排序和增加變量個數(shù)進行模型的穩(wěn)健性檢驗。

1.調整變量順序

變量順序的不同將會影響脈沖響應的結果，因此本文通過調整變量順序來檢驗基準模型中經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響結果是否穩(wěn)健。

（1）經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響。由圖3可見，模型1調整變量順序后經(jīng)濟政策不確定性對消費需求和投資需求仍均為負向沖擊，與基準VAR模型的脈沖響應圖的變化趨勢基本一致，沖擊幅度有所下降。經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊與基準VAR模型的變化稍有不同，經(jīng)濟波動受到的沖擊先出現(xiàn)1個多時期的正向沖擊，而后表現(xiàn)為負向沖擊，但整體上經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊多為負向，沖擊幅度稍有減小，總體上變化趨勢表現(xiàn)一致。假設H1a、H1b和H1c的結論得以證明，模型穩(wěn)健性強。

（2）經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的非對稱影響。由圖4可見，模型2-4調整變量順序后的TVAR模型脈沖響應結果與基準模型基本一致。在3個不同產(chǎn)業(yè)結構維度的門檻值下，相比高區(qū)制，低區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構變遷速度在第4期到第8期區(qū)間內(nèi)會略微加劇經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊，其他時期與基準VAR模型大體相同。高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構合理化有平抑沖擊的作用，高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構高級化對沖擊具有顯著加劇作用。這既與基準TVAR模型的結果一致又符合假設H2a、H2b和H2c的結論，模型穩(wěn)健性好。

2.增加變量個數(shù)

基準VAR模型和TVAR模型都未考慮產(chǎn)業(yè)結構變遷速度、合理化和高級化因素，本文將與產(chǎn)業(yè)結構相關的三個變量納入模型中，重新構建4個模型，進行穩(wěn)健性檢驗，結果如下所示。

（1）經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的影響。由圖5可見，增加變量個數(shù)后的脈沖響應圖顯示經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動、消費需求和投資需求仍是負向沖擊，幅度有所減小?？偟膩砜矗紤]產(chǎn)業(yè)結構因素模型的脈沖響應與基準模型基本一致，符合假設H1a、H1b和H1c的結論，模型穩(wěn)健。

（2）經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的非對稱影響。由圖6可見，模型增加變量個數(shù)的脈沖響應圖的方向和趨勢與基準TVAR模型大致相同。在產(chǎn)業(yè)結構變遷速度兩個區(qū)制下，經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊與調整變量順序后模型結果類似，但在第4期與第8期間低區(qū)制表現(xiàn)出更強的負向沖擊，其他時期與高區(qū)制的沖擊幅度基本相同，再次證明產(chǎn)業(yè)結構變遷速度的高低加劇經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊效果甚微。高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構合理化和高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構高級化分別可以平抑和加劇經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊，平抑作用和加劇作用都較顯著，模型穩(wěn)健性好。

四、結論與建議

近年來，來自國內(nèi)外的不確定性因素日益增加，這些不確定性因素交互疊加，使得我國更加難以抉擇出最優(yōu)的經(jīng)濟政策，導致經(jīng)濟政策不確定性問題更加突出。本文關注產(chǎn)業(yè)間結構的轉變，為主動應對我國現(xiàn)階段經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊以及我國產(chǎn)業(yè)結構調整方向等問題提供新視角。本文利用1992Q2-2019Q4中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)以及其他宏觀經(jīng)濟季度數(shù)據(jù)，首先，構建了1個四變量VAR模型實證檢驗了經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動、消費需求和投資需求均存在負向沖擊。其次，本文構建了3個三變量TVAR模型，細化研究了經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊是否受到產(chǎn)業(yè)結構的變遷速度、合理化和高級化三個維度的門限影響。實證結果表明：（1）“要素再配置效應”使得產(chǎn)業(yè)結構變遷速度高于0.033時經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊稍有加劇;（2）“產(chǎn)品調整效應”使得產(chǎn)業(yè)結構合理化水平高于2.0481時顯著平抑了經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊;（3）“需求收入彈性效應”使得產(chǎn)業(yè)結構高級化水平高于0.6978時經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊顯著加劇。最后，本文進一步用調整變量順序和增加變量個數(shù)的方式進行穩(wěn)健性分析，發(fā)現(xiàn)結果穩(wěn)健。

以上結論說明，隨著經(jīng)濟政策不確定性上升，經(jīng)濟波動、消費需求和投資需求均受到負向沖擊，同時不同產(chǎn)業(yè)結構維度導致經(jīng)濟波動對經(jīng)濟政策不確定性變化的感知程度存在差異，高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構合理化水平使得經(jīng)濟波動受到較小的沖擊，高區(qū)制的產(chǎn)業(yè)結構變遷速度和產(chǎn)業(yè)結構高級化水平使得經(jīng)濟波動受到更大的沖擊。

同時，上述理論分析與實證結論有著明顯的政策含義，這對于我國在“雙循環(huán)”戰(zhàn)略實施的新發(fā)展階段，制定出激發(fā)經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)生動力的產(chǎn)業(yè)結構轉型政策和經(jīng)濟政策，形成產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與經(jīng)濟穩(wěn)定的良性互動至關重要。（1）政府部門在分析和制定經(jīng)濟政策時，應當意識到雖然可以通過經(jīng)濟政策調控宏觀經(jīng)濟，但是過于頻繁的經(jīng)濟政策調整引發(fā)的經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動、消費需求和投資需求等重要宏觀經(jīng)濟變量具有負向沖擊作用。因此，既要權衡政策變動成本，降低經(jīng)濟政策不確定性，也要加強與公眾信息溝通，穩(wěn)定企業(yè)和消費者的預期，防止其形成悲觀預期，從而減弱經(jīng)濟政策不確定性帶來的負向沖擊力度。（2）針對新常態(tài)下我國經(jīng)濟維穩(wěn)問題亟待解決且經(jīng)濟政策不確定性不斷攀升的情況，政府部門應在關注產(chǎn)業(yè)結構的不同維度下選擇因地制宜、因時制宜的產(chǎn)業(yè)結構調整模式引導我國經(jīng)濟平穩(wěn)化發(fā)展。從產(chǎn)業(yè)結構影響經(jīng)濟政策不確定性對經(jīng)濟波動的沖擊程度來看，政府部門有必要多措并舉，以高水平的產(chǎn)業(yè)結構合理化為基礎，按照當?shù)禺a(chǎn)業(yè)鏈支撐的實際情況，保持合理的產(chǎn)業(yè)結構變遷速度推進產(chǎn)業(yè)結構高級化進程，保持服務業(yè)和制造業(yè)均衡發(fā)展態(tài)勢，避免過度強調某一產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展。

注釋：

① 不確定性陷阱是指高不確定性與低經(jīng)濟活動間表現(xiàn)出自我強化的特征，導致高不確定性與低經(jīng)濟活動的低區(qū)制與高經(jīng)濟活動和低不確定性的高區(qū)制相互轉換困難，只有足夠大的沖擊才能實現(xiàn)。

② http：//www.policyuncertainty.com.

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Abstract： In this paper， From the new perspective of industrial structure to explore the asymmetrical influence of economic policy uncertainty on economic fluctuations. Theoretical analysis shows that economic policy uncertainty affects economic fluctuations mainly through consumption demand and investment demand. Industrial structure changes the influence of economic policy uncertainty on economic fluctuations through factor reallocation effect， product adjustment effect and demand income elasticity effect， respectively. Based on the quarterly data of China′s economic policy uncertainty index and other macroeconomic variables from 1992Q2-2019Q4， this paper constructs a VAR model. The empirical results show that economic policy uncertainty has a negative impact on economic fluctuations， consumer demand and investment demand. Further， this paper constructs the TVAR models to test whether the negative impact of economic policy uncertainty on economic fluctuations is affected by the three dimensions of the change speed of the industrial structure， the rationalization of the industrial structure and the upgrading of the industrial structure. The results show that the high zone system of the chang speed of industrial structure and the upgrading of the industrial structure both aggravate this type of negative impact， and the rationalization of industrial structure with the high zone system can suppress this type of negative impact.

Key words：economic fluctuation;economic policy uncertainty;the change speed of industrial structure;the rationalization of industrial structure;the upgrading of industrial structure

（責任編輯：周正）