一、引言
经济波动是经济增长过程中不可避免的现象，改革开放以来，我国产业结构不断变迁，经济对外接轨的步伐越来越快，我国经济增长的波动与这二者变迁有很大关联。产业结构可能会通过主导产业的更替和要素流动使得对经济产生波动性，并且一些学者研究发现当三次产业结构从第一、第二产业缓慢向第三产业变迁时，对经济波动影响不大，但是如果有较强的外部冲击如金融危机的爆发导致产业结构突然变化时，会反过来影响经济增长，产生较强的经济波动。另一方面，尽管鲜有文献针对对外开放是否影响了经济波动展开研究，但是对外经济对波动的效应不可忽视，首先，如果一个国家选择了外向型的发展模式，那么其产业结构的高级化会与贸易结构的高级化一致，因此对外贸易的扩大会调整国内产业结构，从而引起经济短期波动; 其次，对外依存度的扩大使得国内经济对国外经济的依赖度更强，那么当国外经济发生冲击时会导致贸易需求和供给改变，最终影响经济增长和经济波动。本文主要选择产业结构和对外开放两个经济指标，来研究我国产业结构升级和对外开放程度是否会影响我国的经济波动和经济增长，进一步，研究产业结构升级和对外开放程度增加是否会影响经济波动和经济增长二者的关系。
二、我国经济波动效应的文献回顾
王宇和蒋彧( 2011)［1］研究发现我国经济增长分别经历了一次六阶段的 U 形中长周期和一次三阶段的 V 形短周期，其中前一阶段主要集中于 1990 －1994 年，第二阶段主要集中于 2007 － 2009 年。较多学者一致发现我国经济周期过程在 20 世纪 90 年代中期以来出现了平稳化特征，对于经济增长平稳化的原因，不同的学者给出了不同的解释。胡乃武和孙稳存( 2008)［2］认为在经济全球化和对外开放不断深入下，世界经济的波动对中国经济周期波动的影响越来越显着，而 1997 亚洲金融危机以后世界整体经济波动的平缓( 即外部冲击的减弱) 对中国经济波动稳定化的形成产生了重要作用。雎国余和蓝一( 2005)［3］、张立群( 2007)［4］等则认为经济“微波化”主要得益于中国经济体制的市场化程度不断提高，市场化的手段避免了计划经济的大起大落，有效地控制了需求和供给波动，同时，张立群认为 20 世纪末以来我国国民经济规模的增大也使得经济具有较强的稳定性。梁国超和刘金全( 2008)［5］认为我国经济在“软扩张”的过程中呈现出了周期波动弱化的特征，主要在于财政政策和货币政策在调控经济过程中的成功运用。也有学者从产业结构的角度进行了解释，童光荣和刘玮( 2009)［6］研究发现我国第一、二产业是造成宏观经济波动的主要因素，第三产业不是引起宏观经济波动的主要原因，而随着我国产业结构不断向第三产业推进，我国经济的波动性呈现逐步降低的趋势。
尽管上述学者研究了导致 20 世纪 90 年代中期以来我国经济波动减弱的可能因素，但是他们未考虑到经济周期波动对经济长期增长的影响。一些理论( 如 Arrow( 1962) 的“干中学”和不可逆投资理论)认为经济波动会增加经济行为结果的不确定性，由此导致投资和消费减少，最终减损经济增长。但是，基于 Schumpeter 的“创造性破坏”表明，经济波动特别是经济衰退时，经济系统会形成一种内在机制来摧毁引起危机发生的不合理体制和阻碍生产率增长的落后技术，通过调整产业结构来改善经济效率从而促进经济长期增长。因此，我国经济短期波动是否完全不利于经济长期增长，这一问题至今还未得到明确的结论，这些研究只停留在二者关系的讨论，未有学者考虑不同的外部变量对波动与增长关系的影响。
三、产业结构升级、对外开放对我国经济波动效应影响的模型、变量和数据选取
( 一) 模型和方法
首先检验产业结构升级和对外开放程度对我国经济波动的影响，为考虑到各地区各个变量的异质性问题，本文利用省级面板数据进行分析。模型构建如下:
式( 1) 中，volit是第 i 个地区 t 期的经济波动率，其中，i = 1，…，N，t = 1，…，T。uisit表示产业结构，openit表示经济对外开放度。
进一步分析我国经济周期波动对经济长期增长的影响，以产业结构和对外开放度作为控制变量，构建新的模型:
在式( 2) 中，git是第 i 个地区 t 期的经济增长率，其他变量定义同式( 1) 。式( 2) 主要用于检验经济波动对经济增长的影响以及产业结构、对外开放度对经济增长的影响。本文在式( 2) 中同时引入经济波动和产业结构交叉项 volit× uisit、经济波动和对外开放度交叉项 volit× openit，相应的模型如下:
在估计模型( 3) 时，本文将单独的产业结构变量和对外开放度变量剔除，以避免可能存在的多重共线性。
由于经济波动与经济增长之间可能存在逆向因果关系，因此就必须考虑波动的内生性问题，为此本文将使用系统广义矩估计( SYS － GMM) 方法对模型1) － ( 3) 进行估计。该方法用解释变量的一阶差分作为工具变量，并且将水平方程和差分方程同时估计，提高了估计有效性。GMM 估计量的一致性取决于两个假设: Hansen 的过度识别检验和 Arellano－ Bond 的自相关检验。本文在估计过程中将分别对上述两个假设进行检验。
( 二) 样本选取和变量说明
1． 样本选取
本文采用我国 31 个省的面板数据进行研究，样本区间选择改革开放以来的数据，即 1978 － 2012年，其中 1978 －2008 年的数据均来源于《新中国六十年统计资料汇编》，2009 － 2012 年的数据来源于《中国统计年鉴》( 2010 －2013) ，在计算过程中的个别缺失数据，通过移动平均法补齐。
2． 变量说明
( 1) 经济增长 git: 采用统计资料汇编和年鉴直接给出的各地区生产总值增长率数据。
( 2) 经济波动 volit: 本文采用两种波动度量方法，一是增长率的滚动标准差，这也是国外研究波动增长文献中较为常用的测量方法。但是不同地区经济增长率不同，使得波动率没法比较，为此本文用增长率标准差系数来衡量波动率水平。滚动标准差系数的计算公式为:
其中，g 为第 T － M + 1 期到第 t 期的平均增长率，g 是 i 地区样本期间的平均增长率。m 是滚动周期，由于我国每隔五年制定实施规划，因此普遍认为五年是一个经济周期，滚动周期取 5。
第二种是利用 HP 滤波法，对于，Yt，H － P 滤波目的是找出最小化的 St：
其中 Yt是各省实际对数 GDP。通过( 5) 式可以得到周期性波动部分，记为 Ct，其实际含义是 GDP与其长期趋势部分的偏离值。然后再计算 Ct的标准差，最后同样用增长率均值得到离异系数，即第二种波动衡量变量 cycle。由于采用的是年度数据，式( 5) 中平滑参数 λ 取 100。
( 3) 产业结构 uisit: 国内外关于衡量产业升级指标的方法有很多，其中比较普遍的是用第二、第三产业的比重来测度产业结构水平，但是这种度量方法只反映了量的增加，没有考虑到生产效率等质的提高。现用各产业的产值比重与各产业的劳动生产率乘积之和来反映产业结构水平:
其中，j 表示第 j 产业，kj表示第 j 产业占总产值的比重，pj表示第 j 产业总产值，lj表示第 j 产业就业人员数，pj/ lj即表示第 j 产业的劳动生产率。
( 4) 对外开放度 openit: 目前大多数文献对于一个地区的对外经济开放度用进出口贸易额和外商直接投资两个指标来测度，也有学者提出金融开放度、人才开放度、旅游开放度也是经济对外开放度的重要部分。考虑到其他指标数值相对于对外贸易金额很低，另外利用外商投资在 2003 年统计口径发生调整，因此本文对外开放度只选进出口贸易总额进行衡量。对外开放度等于进出口总额与 GDP 之比。
( 三) 变量的统计描述
表 1 显示了各个变量在三个样本期间的均值水平。从表 1 中可以看出，改革开放以来我国 GDP 年度平均增长率在 10． 9% 左右，两种波动测量方法测度的波动率均在 3% 左右( 以增长率标准差计算的标准差系数为 3． 24%，以实际对数 GDP 的 HP 滤波计算的周期波动标准差系数为 2． 69%) ，总体上呈现高速平稳增长的态势。由于改革不同阶段我国制度环境发生了很大变化，为此将样本期间以 1996 年为临界点划分进行讨论①。比较表 1 的 1978 －1995年和 1996 － 2012 年两个期间样本，可看出 1996 年之前和 1996 年之后，我国经济平均增长率差异不大，后者比前者只高 1． 2%，但是从经济波动来看，无论是哪一种波动，1996 年后要比1996 年以前波动率下降很多，第一种波动下降了 71． 89%，第二种波动下降了 60． 26%，说明我国经济在实现“软着陆”
后跟世界经济同步出现了平缓化特征。产业结构高级化系数为 2． 576，从该变量计算公式和我国三次产业平均劳动生产率( 第一、二、三次产业劳动生产率分别为 0． 523、3． 435、2． 182 万/人) 来看，我国三次产业仍然处于二三一的结构。但是，产业结构在 1996 年后的样本期间内增长很快，这与现实一致，1996 年以来，科技进步促进了我国第三产业的快速发展，优化了我国产业结构水平。
从对外开放度来看，对外开放度系数为 0． 261，1996年后平均对外开放度也只有 0． 305，说明目前来看我国对外开放度还有待增加。
四、产业结构升级、对外开放对我国经济波动效应影响的实证结果分析
( 一) 产业结构、对外开放对经济波动的影响
本文首先估计产业结构升级和对外开放度对我国经济周期波动的影响，结果见表 2，在表 2 的各项回归中，Arellano － Bond 检验和 Sargan 检验均通过设定检验。在整体样本期间结果中，列( 1) 以增长率标准差计算的标准差系数作为被解释变量，列( 4) 以实际对数 GDP 的 HP 滤波计算的周期波动标准差作为被解释变量。从变量系数结果看，列( 1) 、列( 4) 中的产业结构变量系数在 1% 概率水平下显着为负，说明产业结构升级对经济周期波动存在显着的负向效应。而对外开放度变量系数在列( 1) 中显着为正，在列( 4) 中为正但统计不显着，说明总体上对外开放对我国经济波动存在正向效应。再看分期间的样本估计结果，从列( 2) － 列( 6) 看出无论是1978 － 1995 年还是 1996 － 2012 年期间，产业结构和对外开放度变量系数符号和整体样本期间下一致，并且在 10% 显着性概率水平下均显着，说明改革开放以来，产业结构的升级减弱了我国经济周期波动，但对外开放度的提高却增加了经济周期波动。
产业结构升级减弱了我国经济周期波动，产业结构对经济波动的弱化原因在于第三产业的成长，由于在第三产业包含了一些与经济波动关联性较低的产业，而这些产业在经济受到外部冲击时波动较小，因此第三产业的成长抑制了国民经济的进一步衰退，而改革开放以来我国第三产业比重的逐步提高，对平稳经济波动起到了关键作用。对外开放度的提高增加了我国经济周期波动，由于改革开放以来我国一直作为垂直分工下的制造加工环节，因此对外贸易的加大和外部环境的不确定性反而会增加我国经济波动。另外，经济全球化背景下，国际资本流动、汇率波动等也会间接导致我国经济波动加剧。
( 二) 经济波动对经济增长的影响
表3 显示了波动对经济增长的影响，在表 3 的各项回归中，Arellano －Bond 检验和 Sargan 检验值通过设定检验。列( 1) － 列( 3) 以 vol 作为波动变量，列( 4) －列( 6) 以 cycle 作为波动变量。从变量系数结果看，列( 1) 、列( 4) 中的经济波动变量系数显着为负，说明整体样本下我国经济波动对经济增长存在负向效应，这 和 卢 二 坡 和 曾 五 一 ( 2008)［7］、杜 两 省( 2011)［8］的研究结论一致。再观察产业结构和对外开放度两个变量，可以看到产业结构变量系数在 1%概率水平下为正，说明整体期间我国产业结构的升级促进了经济增长，而对外开放度变量不显着，说明整体期间下对外开放度的增加对经济增长的作用不显着。再分两个期间看，在 1978 －1995 年期间，在第一种波动下，波动系数高度显着为正，而第二种波动的变量不显着，但系数大于0，说明1996 年以前，我国经济波动对经济增长存在正向影响，另外，产业结构和对外开放度变量系数符号和显着性同整体样本期间一致。在1996 －2012 年期间，两种波动下测度的波动变量系数均显着为负，说明在此期间的波动对增长的影响跟整体样本期间相同，波动对增长存在负效应，再观察产业结构和对外开放度变量，发现二者变量系数均显着大于 0，说明经济“软着陆”后，产业结构升级和对外开放均促进了我国经济增长。
以上结果表明，改革开放以来我国经济波动对经济增长存在负向影响，但是 1996 年前和 1996 年后不同，1996 年前波动对增长存在正影响，1996 年后变为负影响。造成两个期间影响相反的原因主要在于两个期间我国经济体制的不同。1996 年以前我国经济的投资主体仍以政府和国有企业等国有经济为主，由于存在明显的预算软约束，当经济发生冲击时，国有企业仍有较强投资行为，而不考虑风险。
而 20 世纪 90 年代中期以后，随着国有企业的改革和市场经济的逐步深入，非国有企业迅速增加，而私营企业在面临经济波动时不会像国有企业一样不考虑投资风险，以利润为目标的经营手段往往使他们降低投资，最终造成增长降低。
产业结构升级能促进经济增长，实际上，产业结构升级主要通过两个途径促进经济增长，一是通过国际贸易和利用外资等改善了我国的设备和技术，从而提高了我国的全要素生产率; 二是第三产业的扩大特别是新兴产业( 如互联网技术、物流业等) 的崛起促进了我国经济结构优化和经济长期增长。对于 1996 年前对外开放度对经济水平不存在显着影响和 1996 年后有正效应的解释是: 尽管 1978 年实施了改革开放政策，但是1996 年前我国对外贸易水平还是较低，其对我国经济总量的增长影响有限，而 1996 年后特别是2001 年我国加入“WTO”后，我国对外开放度快速增加，通过贸易和利用外资两个渠道使得我国出口和经济水平不断扩大，同时也优化了整体产业结构。
( 三) 产业结构、对外开放对经济波动与经济增长关系的影响
为检验产业结构升级、对外开放度的提高是否减弱了经济周期波动对经济增长的负向影响，在表3 各方程中引入经济波动和产业结构、经济波动和对外开放度的交叉项，同时为消除重共线性不再引入单独的产业结构和对外开放度，估计结果见表 4。
表4 的 Arellano － Bond 检验和 Sargan 检验通过设定检验。从表 4 看出，除了列( 2) 中变量统计不显着外，其他方程的变量均在 1% 概率水平下统计显着并且符号一致。经济波动变量在三个样本期间均显着为负，而产业结构与经济波动的交叉项、对外开放度与经济波动的交叉项显着为正，这个结果说明产业结构升级和对外开放的提高均能减弱波动对增长的负影响。进一步以列( 1) 为例计算经济波动对经济增长的边际影响为: 由此得到当对外开放度为 0时经济波动对经济增长影响由负转正的产业结构指数临界值为 1． 706，当产业结构为 0 时经济波动对经济增长影响由负转正的对外开放度临界值为 0．326，即说明我国经济周期波动对经济增长具有非线性影响，当产业结构指数或对外开放度超过临界值时，经济波动对经济增长的影响由负转为正。
随着我国经济增长模式的不断优化，产业结构升级和对外开放会减轻我国经济波动负面影响，甚至使得该影响为正。从表 2 和表 3 估计结果看出，产业结构升级对经济波动和经济增长分别存在负效应和正效应，即产业结构不断从第一、二产业转向第三产业的过程使得我国经济增长的逐步稳定，产业的转型升级在减弱经济波动的同时促进了经济增长，使得经济波动对经济增长逐步转变为正效应。
而对外开放度对经济波动和经济增长均为正影响，对外开放度提高使得我国经济对外依赖度增加，同时也使得在国外环境发生变化时，外贸和外资会受到较强的冲击，但是，本文认为这种冲击是短期性质的，短期内，贸易和投资的锐减会造成制造业的滞缓和居民消费不振，但长期来看，“机会成本效应”的存在会使得在衰退时期企业更加注重研发和技术，从而促进了经济长期增长。当然，一个不可避免的设想是波动对增长负向效应的减弱是产业结构升级和对外开放度提高的叠加效果，对外贸易的增加带动了产业结构升级，产业结构的升级又促进了经济增长效率，最终使得经济增长对经济波动负向冲击的敏感程度减弱。
五、结论和建议
本文研究了改革开放以来我国产业结构升级和对外开放对我国经济波动和经济增长的影响，同时检验了产业结构、对外开放是否影响了经济波动和经济增长的关系。实证研究发现，改革开放以来我国产业结构升级在减弱经济周期波动的同时促进了经济长期增长，而对外开放度的提高增加了经济周期波动，1996 年以前对外开放度提高对经济增长不存在显着影响，但 1996 年以后对经济增长存在正效应。进一步，改革开放以来我国经济波动对经济增长存在负向影响，但 1996 年之前和 1996 年之后影响不同，分别是正影响和负影响。本文还发现产业结构升级和对外开放度的提高有助于减弱经济波动对经济增长的负面影响，并且，当产业结构升级和对外开放度达到一定水平后，为正影响。
本文的结论具有重要的现实意义: 1． 进一步优化产业结构，通过科技研发和和新兴产业的潜力来推动第三产业的发展，同时继续扩大对外经济开放度，特别是加强服务贸易业，有利于我国经济增长过程中对世界经济负面冲击的抵抗能力; 2． 要继续深化国有企业改革，提高国有企业的自力更生能力，使市场化程度增强，同时，对私营企业要改善投资和融资环境，促进非国有企业健康发展; 3． 当经济发生波动时，要合理化和差异化调控，如果波动对行业增长有抑制作用，那么采取减缓波动的政策可以促进长期增长，相反，如果波动对增长有促进作用，那么试图熨平波动的稳定性政策反而不利于长期增长。此外，不同地区之间的波动与增长关系可能不同，国家在宏观调控过程中要差异性对待。
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