中國經濟發(fā)展的主導因素及其效應的動態(tài)分析

引言1978年以來，中國實施改革開放戰(zhàn)略已經30年了。在1978～2007年期間，中國的經濟發(fā)生了天翻地覆的變化：中國經濟總量迅速擴張，人民生活水平不斷提升，國際地位日益提升，2006年中國GDP總量占世界的比重為5.5%，位居世界第4位；中國的進出口貿易額大幅增長，貿易總量在世界貿易中所占比重逐年提高，在世界各國的位次不斷提升，2006年，占世界的比重提高到7.2%，在世界位居第3位。隨著我國綜合國力大大增強，在世界經濟中的地位進一步提升，中國經濟也促進了世界經濟的增長，中國經濟成為世界經濟增長的重要驅動力之一，日益成為世界經濟不可或缺的一極。根據世界銀行公布的數據，2003～2005年，我國經濟增長對世界GDP增長的平均貢獻率高達13.8%，僅次于美國的29.8%，排名世界第二。但是，我們在看到巨大成就的同時，還要思考以下問題：在中國的經濟發(fā)展過程中，影響中國經濟發(fā)展的因素是什么？長期的和短期的主導因素是什么？由于中國經濟是對內改革和對外開放共同支撐的，那么，到底是外部因素占主導地位還是內部因素占主導地位？作為一個發(fā)展中大國，應該怎樣看待和協調內部因素和外部因素的關系？中國今后的發(fā)展道路應該怎么走？對于這些問題的研究，具有很重要的現實意義，可以使我們更加理性的認識中國改革開放的經驗，以便指導今后中國經濟發(fā)展的道路。本文的研究就是為了回答這些問題。一、文獻回顧近年來，中國經濟發(fā)展遇到了一些新的問題，例如，經濟失衡、經濟過熱等問題。郭樹清(2007)①從全球的角度歷史地分析了中國經濟的對外失衡和內部失衡，認為中國國際收支持續(xù)較大順差，反映了中國獨特的經濟結構和增長方式，暴露了收入分配、要素價格和資源配置方面存在的深層矛盾，中國經濟的失衡也延緩了產業(yè)升級，加劇了通貨膨脹與資產泡沫威脅。余永定(2008)②認為，在經歷了連續(xù)5年高增長、低通脹之后，2007年中期以來，經濟過熱跡象已經越來越明顯，分析了中國宏觀經濟面臨的十個問題，并重點指出了2008年中國經濟面臨的三大挑戰(zhàn)③：通貨膨脹惡化，經濟增長減速和資產泡沫崩潰。針對中國經濟發(fā)展遇到的新問題，經濟學界從不同視角對中國經濟發(fā)展的影響因素進行了研究。李富強等學者(2008)④分類檢驗資本、技術進步、制度、貿易、金融和地域與經濟增長的作用關系，研究結果顯示，出口貿易和外商直接投資對我國經濟增長都具有較大影響，但是，物質資本、人力資本和產權制度對我國經濟增長的解釋更具效力。海聞(2008)⑤對對外開放對中國經濟發(fā)展的作用進行了分析，指出對于一個轉型的發(fā)展中大國來說，對外開放對中國經濟發(fā)展的特殊作用主要體現在對建立市場經濟體制的作用、對培育企業(yè)家的作用以及對穩(wěn)定經濟的作用。姚枝仲和李眾敏(2008)⑥認為凈出口的變化低估了國際貿易對GDP的影響，并分析了出口變化對GDP的綜合影響，指出出口的減少不僅通過凈出口的減少直接降低GDP，而且會通過對消費和投資的影響進一步影響GDP。樊綱(2008)⑦對基礎設施的改進、外資的外溢效應、外貿活動效應等中國經濟增長的要素因素進行了分析，認為基礎設施最近這幾年起的作用非常大；近幾年外資的外溢效應因素對經濟增長的作用是相對下降的，因為外資在全部投資中的比重由于我國自己積累能力的提高而相對下降；外貿的增長具有大量的外溢效應，對整個經濟結構的調整有重大的效果。這些研究都得出了具有重要價值的結論，但是，這些研究的視角比較單一，沒有根植于中國對外放開的大背景下進行統(tǒng)一考慮，要么是從國內的角度研究，要么從開放的角度研究，沒有同時考慮國外因素和國內因素，因此，得出的結論也就具有一定的偏向性。另外，這些研究主要是從理論層面進行分析的，缺乏實證研究。與此同時，Rodriketal.(2004)⑧認為，深化經濟增長動力問題研究不應該局限于某一要素和經濟增長的因果關系論證，更應展開綜合和橫向的對比分析。Stiglitz(2004)⑨也強調，經濟增長動力問題研究更應該建立在一國特定經濟環(huán)境和經濟結構的基礎上。Sachs(2005)⑩認為經濟體如同生物體，有著復雜的個性特征，需要對每一個個體逐一進行分析。因此，本文將在中國對外開放的大背景下，構建一個同時包含國內因素和國外因素的分析框架，利用1978～2007年的統(tǒng)計數據，運用回歸分析、誤差修正模型、脈沖響應函數及其方差分解等前沿計量分析方法，對影響中國經濟發(fā)展的主導因素及其動態(tài)效應進行實證研究。二、變量的選取和數據來源1.變量的選取自從1978年以來，中國實施了改革開放的戰(zhàn)略，改革開放不僅僅指對我國經濟的改革，它分為對內改革和對外開放，對內改革主要包括經濟體制的改革，即從計劃經濟時代向市場經濟時代轉變，對外開放主要是積極利用外資、大力發(fā)展對外貿易。對內改革是中國經濟發(fā)展的“內因”，對外開放是中國經濟發(fā)展的“外因”，二者共同支撐中國經濟的整體發(fā)展，缺一不可。影響經濟發(fā)展的因素很多，投資和需求是影響經濟發(fā)展的主要因素，從內外因的角度來看，可以分為內資、外資和內需、外需。全社會消費品零售總額是指各種經濟類型的批發(fā)零售貿易業(yè)、餐飲業(yè)、制造業(yè)和其他行業(yè)對城鄉(xiāng)居民和社會集團的消費品零售額和農民對非農業(yè)居民零售額的總和。本文用全社會消費品零售總額表示國內需求。全社會固定資產投資是以貨幣表現的建造和購置固定資產活動的工作量；全社會固定資產投資按經濟類型可分為國有、集體、個體、聯營、股份制、外商、港澳臺商、其他等；全社會固定資產投資總額分為基本建設、更新改造、房地產開發(fā)投資和其他固定資產投資四個部分。本文用全社會固定資產投資表示國內投資水平，本在進行分析時，從企業(yè)視角和投資類別視角進行了論述。本文用進出口表示國外需求，用利用外商直接投資的額度表示國外投資。因此，本文選擇以下指標作為研究變量：(1)中國經濟發(fā)展的指標：國內生產總值(GDP)。(2)外因指標一：出口(EX)。(3)外因指標一：進口(IM)。(4)外因指標一：外商直接投資(FDP)。(5)內因指標一：全社會消費品零售總額(NEIXU)。(6)內因指標一：全社會固定資產投資(NEIZI)。其中，GDP是因變量，其他均是自變量。2.數據來源本文變量1978～2004年期間的數據都來自于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》，2005～2007年期間的數據都來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。變量的基本情況如表1所示。其中，在1978～2007年期間，GDP從3645億元增長至24.7萬億元，增長近68倍，人均GDP從381元增長至18665萬元，增長近49倍，出口從168億元增長至8.99萬億元，增長近537倍，進口從187億元增長至7.06萬億元，增長近377倍，利用外資從不到10億美元增長至748億美元，增長近374倍，全社會固定資產投資從800億元增長至13.72萬億元，增長近172倍，全社會消費品零售總額從1559億元增長至8.92萬億元，增長近57倍。三、模型的建立與實證結果分析1.平穩(wěn)性檢驗經計算得知，各變量之間的相關系數都在0.9以上，為了避免偽回歸，本文將對各指標的平穩(wěn)性進行檢驗。本文利用ADF檢驗方法對模型中使用的對數序列和對數差分序列進行檢驗，結果表明（見表2）：各對數序列不平穩(wěn)，但是經過一階差分變換以后都是平穩(wěn)的，滿足建立回歸方程和誤差修正模型的要求。2.協整與模型的建立對于一個序列單獨來說，可能是非平穩(wěn)的，但是，多個這樣序列的線性組合卻可能是平穩(wěn)的，如果真的成立，那么，這些非平穩(wěn)時間序列之間就被認為具有協整關系。Engle和Granger提出了協整檢驗的方法。具體步驟為：(1)建立回歸方程，得出模型估計的殘差；(2)判斷殘差序列是否含有單位根，即是否平穩(wěn)。如果殘差平穩(wěn)就說明變量之間具有協整關系。本文利用E-G兩步法對各變量進行協整檢驗，發(fā)現回歸方程的殘差沒有單位根，也就是說，各變量之間具有協整關系。首先建立回歸方程（長期均衡方程）：從回歸方程的估計結果來看，擬合度較高，高達99%，除了FDI變量的統(tǒng)計量不顯著外，其他變量的統(tǒng)計量都很顯著，除了進口的相關系數為負外，其他變量的相關系數都為正。在影響中國經濟長期發(fā)展的5個因素中，內需的作用最大，內資的作用其次，出口和外資的作用居于其后。另外，從自變量和因變量的Granger因果關系來看（見表4），只有進口不是GDP的Granger原因，其他變量都是GDP的Granger原因。這一結果與前文GDP與進口之間的相關系數為負相吻合。對回歸方程結果的進一步解釋：聯系中國經濟發(fā)展的歷程與現實，可以知道，上述方程的回歸結果與中國經濟的現實基本吻合。從對外開放來看，中國的對外貿易具有“重商主義”的性質，由于中國特殊的國情，中國一直比較重視出口，在一定程度上忽視了進口，導致長期以來中國對外貿易保持順差，截至2007年底，中國外匯儲備高達1.5萬億美元，成為世界外匯儲備第一大國。再加上，中國的出口很大一部分是加工貿易，加工貿易具有“大進大出”的特點，這也就導致中國的進口有一大部分是為出口服務的，不僅沒有真正的融入中國經濟的發(fā)展中來，進而導致進口不僅與中國經濟的發(fā)展聯系較少，也對中國國內經濟的發(fā)展具有一定程度的替代效應。這與上述實證結果（進口不是GDP的Granger原因、進口與GDP的相關系數為負）相吻合。另外，從利用外資來看，中國利用外資額自從1992年以來基本保持了穩(wěn)定的增長態(tài)勢，利用外資額都在兩三百億美元以上，外資到中國來，大部分是為了充分利用中國價廉質優(yōu)的勞動力，而且大部分是加工貿易型企業(yè)，這樣，外資對中國經濟的影響就被轉移到出口上，這也就導致FDI變量的統(tǒng)計量不顯著。從國內投資來看，從企業(yè)改革的視角來看，在早期，開展了多種形式的國有企業(yè)擴大自主權試點，集體經濟和個體經濟逐步恢復和發(fā)展；其后，以搞活國有企業(yè)為中心環(huán)節(jié)全面展開，對國有企業(yè)實施了承包制、租賃制等改革措施，積極進行以廠長負責制、工效掛鉤、勞動合同制為內容的企業(yè)領導、分配、用工等管理制度的改革，增強企業(yè)的內在活力。黨的十五大確立了以公有制為主體、多種所有制經濟共同發(fā)展的基本經濟制度，按照建立現代企業(yè)制度的方向，實施“抓大放小”，積極推進國有企業(yè)改革和國有經濟布局的結構調整。一批國有大中型企業(yè)改制為國有獨資公司、有限責任公司或股份有限公司；許多全國性的行業(yè)總公司改組為控股公司；通過改組、聯合、兼并、租賃、承包經營和股份合作制、出售等形式，對中小型國有企業(yè)進行了改革。黨的十六大進一步提出建成完善的社會主義市場經濟體制的改革目標，其后開始清理和修訂限制非公有制經濟發(fā)展的法規(guī)、規(guī)章和政策性規(guī)定，放寬非公有制經濟的市場準入，允許非公有資本進入法律法規(guī)未禁入的行業(yè)和領域，為非公有制經濟發(fā)展提供制度保障。這些政策的實施，大大調動了國內國有企業(yè)和非國有企業(yè)的投資積極性，促進了中國經濟的發(fā)展。從國內需求來看，在中國改革開放的過程中，最終消費需求對國內生產總值增長的貢獻率整體表現為日益下降的態(tài)勢，1981年最終消費需求對國內生產總值增長的貢獻率為93.4%，1991年為65.1%，2001年為50%，2006年下降到40%(11)。國內需求對中國經濟發(fā)展促進作用的下降，一直受到國家政府和經濟學家的重視，如何擴大內需也就成為國家政府和經濟學家一直關注的問題。其實，關于外貿依存度高過、國家經濟安全、產業(yè)安全、外資壟斷等問題的討論都與內需有關系。從本文實證結果來看，在所有因素中，內需對中國經濟的促進作用最大，內需每增加一個百分點，GDP將增加0.77%，大約是外需的4.5倍，外需（出口）每增加一個百分點，GDP只增加0.17%。這同時也表明：對外開放只是加速了中國的經濟發(fā)展，國內因素才是中國經濟發(fā)展的“根基”。在國際經濟環(huán)境不好的時候，擴大內需是保證中國經濟持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展的根本因素。4.誤差修正模型（短期波動方程）的估計結果及其分析由前文的回歸方程的估計結果，可以得知：根據上述誤差修正模型進行估計后，發(fā)現估計結果不是很滿意，進口的相關指標以及總體指標達不到要求，在此情況下，本文在原誤差修正模型的基礎上，在方程式的右邊加上所有自變量的前一期一階差分，進行檢驗并剔除不顯著的變量，最后再重新進行檢驗，得到誤差修正模型的估計結果（見表5），具體方程如下：表5的估計結果表明：在影響中國經濟短期波動的因素中，上一期經濟發(fā)展情況的變化（預期）對本期波動會有較大的影響，上一期經濟每增長1%，會導致本期經濟增長波動0.66%，其次，當期內需和出口對經濟增長具有促進效應，內需每增長1%，會導致本期經濟增長波動0.56%，出口每增長1%，會導致本期經濟增長波動0.1%，當期進口對當期經濟增長根本沒有影響，當期外資對當期經濟增長的影響也比較小，上一期內需的變化（預期）會對當期經濟增長產生負面影響。另外，誤差修正項系數為-0.23，表明當經濟增長的短期波動偏離長期均衡時，將以-0.23的調整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。對誤差修正模型結果的進一步分析：在影響供給和需求的因素中，預期是一個很重要的因素。當預期價格上漲時，需求將增加，這將有利于當期經濟的發(fā)展，但是不利于下一期經濟的發(fā)展，同樣，前一期的價格預期上漲也不利于本期經濟的發(fā)展，從而導致當期內需的變化、前一期內需的變化對當期經濟增長波動的影響是相反的（與估計結果一致）。同理，如果預期經濟將具有持續(xù)增長的態(tài)勢時，那么，很明顯前一期的經濟增長變化會給當期經濟增長變化一個正向沖擊。另外，由于中國利用的外資大部分都是綠地投資，一般來說，這類外資對經濟增長的影響都有一個“時滯”，只有少數通過并購等形成進行投資的外資，在當期才能對經濟增長變動產生影響?？梢?，本文關于經濟短期波動的研究結果與現實也很吻合。四、各因素對中國經濟發(fā)展的動態(tài)效應分析1.脈沖響應函數脈沖響應函數刻畫的是在擾動項上加一個一次性的沖擊對于內生變量當前值和未來值所帶來的影響。它的優(yōu)點在于不需要考慮變量的外生性和內生性，每一個模型含有相同的滯后結構。在VAR模型中，對第i個變量的沖擊不僅直接影響第i個變量，并且通過VAR模型的動態(tài)（滯后）結構傳導給所有的其他內生變量。以VAR(2)模型來說明基本思想(12)，VAR(2)模型為：可以將上述討論推廣到多變量的VAR(p)模型，如果VAR模型特征多項式根的倒數均小于1，即位于單位圓內，那么，VAR模型就是穩(wěn)定的，進一步可以得到等價的多變量的向量移動平均模型VMA（∞）(13)：本文構建包括VAR(6)模型，6個變量分別是LNGDP，LNIM，lnEX，LNFDI，LNNEIZI，LNNEIXU。在分析的時候，還把進口和出口加起來作為LNTRADE進行了分析。本文估計得到的VAR模型特征多項式根的倒數均小于1，即位于單位圓內，可見，VAR模型是穩(wěn)定的。具體的分析結果如下面圖形所示，得到GDP的脈沖響應函數圖。在下列各圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數（單位：年），縱軸表示GDP（億元），實線表示脈沖響應函數，代表了GDP對各變量沖擊的反應，虛線表示正負兩倍標準差偏離線。從圖1中可以看出，如果當期給出口一個單位的正沖擊后，GDP表現為同向的變動，并且逐漸增大，在第5期達到最高點，其后開始逐漸回落，自從第10期以后表現基本穩(wěn)定、小幅度的波動態(tài)勢?？梢?，出口對GDP具有顯著的促進作用，并且這種促進作用具有較長的持久效應。出口對經濟增長的促進作用來源于多方面，主要表現為專業(yè)化生產、勞動生產率提高、規(guī)模經濟、貿易乘數效應等。其中，貿易乘數效應的傳導機制為：出口部門收入擴大→消費擴大→其他部門生產、收入擴大→消費進一步擴大→…→國內生產總值倍數增加。出口是中國經濟增長的主要動力之一，特別進入21世紀以來，中國的出口取得了十分驕人的業(yè)績，為中國經濟的發(fā)展做出了巨大的貢獻，目前中國出口額在世界位居第2位，僅次于德國。與此同時，我國出口的國際經濟環(huán)境日益惡化，國際貿易摩擦日益嚴峻，嚴重影響到中國出口的可持續(xù)發(fā)展，但是，隨著我國經濟增長生產方式和外貿方式的轉變、出口商品結構和技術的提高，中國出口不僅在量上會有一個新的突破，在質上也會發(fā)生根本性的轉變，出口對中國經濟的促進作用將會更加明顯。從圖2中可以看出，如果當期給進口一個單位的正沖擊后，在其后的2～3期內，GDP表現為反向的變動，但是，幅度較小，自從第3期以后，GDP表現為同向變化，整體表現為逐漸增大的態(tài)勢，在第12期左右達到最高點，其后開始小幅度回落，自從第16期以后表現為基本穩(wěn)定的態(tài)勢?？梢?，進口對GDP的促進作用在短期內難以發(fā)揮出來，從第8起以后進口的促進作用才開始顯現，并具有較長的持久效應。中國進口主要是3類商品：一是中國經濟發(fā)展急需的資源類產品，例如，礦產品、賤金屬及其制品等；二是用于提高國內技術水平和生產水平的專利技術、先進生產設備的引進；三是為加工貿易服務的高新技術產品的半制成品或零部件，例如，機器、機械器具、電氣設備及零件，錄音機及放聲機、電視圖像聲音的錄制和重放設備及零部件等等。以2006年為例，初級產品進口占進口總額的比例是24%，工業(yè)制成品進口占進口總額的比例是76%，其中，高技術產品進口占進口總額的比例是31%?？梢?，在進口的產品中，絕大部分都是第一類和第三類產品。從短期來看，這些產品特別是第三類產品與中國國內經濟發(fā)展的關聯度較小，對轉變經濟增長方式的作用也不大，對國內經濟具有“替代效應”，從而導致對經濟發(fā)展的貢獻度也較小。從長期來看，隨著進口規(guī)模的不斷擴大，專利技術、先進生產設備的引進也日益增加，經過一段時間的消化和吸收，有利于經濟增長方式轉變的產品進口，將會在未來的幾年內顯現對經濟增長的促進作用。自從2002年以來，我國的進口貿易迅猛發(fā)展，2003～2006年期間，我國進口分別達到4128億美元、5612億美元、6599億美元和7915億美元，年平均增速達28.3%。從出口效應和進口效應的對比來看，可以得知：出口的短期效應明顯，進口的長期效應明顯，出口的短期效應大于進口的短期效應，進口的長期效應大于出口的長期效應?？梢?，出口的長期和短期效應與進口的長期和短期效應正好具有互補性，從而使得進出口貿易對GDP的整體促進作用都變現為正效應，在前5期表現為逐漸增加的態(tài)勢，其后小幅度下降，自從第8期開始表現為小幅度波動的態(tài)勢（如圖3所示）。圖3進出口總額沖擊引起GDP的響應函數圖4FDI沖擊引起GDP的響應函數從圖4中可以看出，如果當期給FDI一個單位的正沖擊后，GDP表現為同向的變動，并且逐漸增大，在第3期達到最高點，其后開始逐漸回落，自從第7期以后表現基本穩(wěn)定、小幅度的波動態(tài)勢?？梢姡現DI對GDP具有正的促進作用。但是，與進出口的促進作用相比，FDI的促進作用比較小，從短期來看，FDI的最大促進作用大約只有進出口最大促進作用的1/2，大約只有出口最大促進作用的1/3，從長期來看，FDI的促進作用大約只有進出口促進作用的1/7，大約只有出口促進作用的1/4，大約只有進口促進作用的1/6?？梢?，FDI對GDP的促進作用整體上不如進出口貿易。自從20世紀90年代中期以來，中國利用外資的規(guī)模穩(wěn)定增長，2007年達到了748億美元，外資的穩(wěn)定增長對中國經濟做出了一定的貢獻，但是，對中國經濟的促進作用日益下降，這主要是由于中國利用外資的結構引起的。中國利用的外資大部分是集中于勞動密集型、低技術密集型的制造業(yè)，大部分又來源于中國周邊地區(qū)，由于這些企業(yè)比較熟悉中國的國情，雖然帶動了一部分就業(yè)，但是，中國獲得的利潤率較低，對經濟增長的促進作用也就比較小了。以2007年為例，中國實際利用外資的37%來源于香港，來自英屬維爾京群島、毛里求斯等自自由港的外資占30%，日本和新加坡、韓國都在5%左右，美國占3.5%，英、德、法等發(fā)達國家都不到1%。其中，來自自由港的外資很多都是所謂的“假外資”。因此，中國利用外資的地區(qū)結構不改變，也就是說，利用外資的質量不提升，將很難提升對經濟增長的促進作用。目前國家政府實施的提升利用外資質量的戰(zhàn)略、優(yōu)化出口商品結構的戰(zhàn)略、調整出口退稅的戰(zhàn)略等都有利于利用外資質量的提高。從圖5中可以看出，如果當期給國內投資一個單位的正沖擊后，前3期GDP表現為同向的變動并且逐漸增大，其后開始逐漸回落，從第5期開始表現為反向變動，從第7期又開始表現逐漸增加的態(tài)勢，12期達到最大值，其后基本保持穩(wěn)定?？梢?，國內投資對GDP的促進作用在短期內（前8期）不明顯，在第10期以后促進作用才顯著、持久。與FDI的促進作用相比，國內投資對GDP的短期促進效應不如FDI顯著，但是，國內投資對GDP的長期促進效應卻明顯的大于FDI，大約是FDI的4倍作用。圖5內資沖擊引起GDP的響應函數圖6內需沖擊引起GDP的響應函數近年來，我國固定資產投資特別是基礎設施和基礎產業(yè)投資快速增長，一大批重點建設項目建成投產，交通通訊能源等基礎產業(yè)和基礎設施得到加強，長期以來困擾我國經濟發(fā)展的煤電油運等“瓶頸”制約得到明顯緩解。有關數據表明(14)：2003～2006年全社會固定資產投資累計完成32.5萬億元，比1981～2002年22年間全社會固定資產投資的總和還多1.3萬億元；年平均增長26.6%，比1981～2002年年平均增長20.4%快6.2個百分點。其中，基礎產業(yè)和基礎設施固定資產投資總額12萬億元，是1978年到2002年基礎產業(yè)和基礎設施基本建設投資的近兩倍，累計建成投產項目212461個，年平均53115個。這些基礎設施和基礎產業(yè)項目的竣工投產和生產能力的建成使用，使我國電力等能源工業(yè)緊張狀況得到緩解，極大地改善了交通等基礎設施條件，為促進人民生活水平提高、優(yōu)化產業(yè)結構發(fā)揮了重要的積極作用，同時為下一步我國國民經濟又好又快發(fā)展奠定了堅實的物質基礎。其實，外資對經濟增長的促進效應還體現在進出口方面，因為外資的進出口一直占據中國進出口總額的半壁江山，例如，2007年外資企業(yè)進出口各占全國進出口的58%左右。所以，外資質量的提升也將在一定程度上提高進出口對經濟的促進作用。從圖6中可以看出，如果當期給國內需求一個單位的正沖擊后，GDP表現為反向的變動，并且逐漸下降，在第5期達到最低點，其后開始逐漸增加，在第10期達到最大值，其后小幅