我國經濟波動與財政政策關系的實證研究

郭文 曹建海 程靈沛

摘要：文章選用我國1978年-2014年時間序列數據，利用H-P濾波估計我國潛在產出和產出缺口，通過建立VAR模型并利用脈沖響應函數和方差分解分析我國經濟波動與財政政策之間的因果關系。結果表明：經濟波動和財政政策之間存在因果關系，但財政收入政策與經濟波動之間的因果關系具有不對稱性，且財政政策，尤其是財政支出政策，對經濟波動的反應并不敏感。因此，需要改變財政支出的剛性特征，同時調整財政收入結構，以增強財政政策平穩經濟波動的作用。

關鍵詞：經濟波動；產出缺口；財政支出；財政政策

一、 引言

改革開放以來，我國每一次經濟波動都伴隨著財政政策相應的調整，財政政策在一定程度上對經濟波動起到了平滑作用，但也可能產生潛在的風險，如2008年四萬億投資，雖然遏制了我國經濟的頹勢，但也帶來投資過度膨脹，房價持續高企等經濟現象。所以，我們應該更著眼于財政政策對經濟波動的長期效應。

近年來，有國內學者提出財政政策主導論，即我國經濟波動主要由財政政策波動引起，為此我國必須高度重視財政政策的實施，以充分發揮其平穩經濟的作用。誠然，財政政策與經濟波動之間存在影響關系，其傳導機制為：正（負）的意外沖擊→經濟高漲（衰退）→正（負）的收入沖擊、負（正）的支出沖擊→財政赤字減少（增加）（Michal B & Joanna S G，2010）；然而，經濟波動與財政政策之間的作用關系往往并不是單向的，意外沖擊造成的經濟波動對財政收支產生影響的同時，也會受到財政收支變動的作用（Agnese S & Simone S，2015）?？梢?，財政政策和經濟波動是一個雙向作用的過程。

此外，基于不同的方法，國內學者對財政政策與經濟波動的關系進行了研究。王立勇（2009a）采用脈沖響應函數，驗證了我國財政政策的價格效應和產出效應存在顯著非對稱性；進一步地，利用巴羅—格羅斯曼一般非均衡模型對財政政策的非線性效應進行理論研究，結果顯示，我國財政政策具有顯著非線性效應（2009b）。張馨（2007）運用時間一致性理論，分析我國財政政策對經濟波動的影響，研究結果表明，財政政策中政府支出是經濟波動最重要的影響因子，等等。針對財政政策的負面效應等現實問題，本文基于現有文獻研究方法，通過構建VAR模型并利用脈沖響應函數和方差分解分析我國財政政策與經濟波動的相關關系，具有較強的現實意義。

二、 變量度量和數據處理

基于數據的全面性和研究的現實參考性，本文選取1978年～2014年數據作為分析樣本，數據來源于中經網。為消除異方差并保證數據平穩性，對所有變量取自然對數。

1. 變量度量。

（1）經濟波動的度量。在學術界，經濟波動的度量指標較多，例如結構預算余額、財政赤字/國內生產總值等，本文選取較為流行的產出缺口作為經濟波動的度量指標。具體步驟如下：首先利用H-P濾波估計潛在產出和產出缺口，然后運用產出缺口度量經濟波動。Hodrick和Prescott（1980）提出H-P濾波，其基本原理是從lngdp序列中分離出lngdpt序列，時間序列lngdpt通常被定義為最小化下式的解：

其中，lngdp表示現實產出，lngdpt表示潛在產出，即現lngdp-lngdpt實產出的趨勢部分，表示產出缺口，即現實產出的波動部分。

（2）財政政策的度量。目前多數文獻采用財政赤字度量財政政策，鑒于財政赤字主要由財政收入和財政支出兩部分構成，本文用公共財政收入和公共財政支出度量財政政策的波動，同時考慮到通貨膨脹因素可能對我國經濟波動和財政政策產生影響，為此把CPI納入模型變量中。

2. 數據處理。對時間序列數據進行平穩性檢驗，產出缺口的ADF檢驗結果為：p=0.172 4>0.1，接受存在單位根的原假設，即產出缺口序列是非平穩序列。然后對其一階差分進行ADF檢驗，p=0.000 5<0.01，在1%的顯著性水平上拒絕原假設，即一階差分后不存在單位根，產出缺口是一階單整序列。同理，對模型中其他幾個主要變量進行相同的ADF檢驗，結果表明它們都是一階單整序列。

三、 VAR模型設定

首先，基于序列平穩性檢驗，對經濟波動、財政收入、財政支出和CPI四個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果顯示：經濟波動和財政收入互為因果關系，經濟波動和財政支出存在單向因果關系，即經濟波動是引起財政支出變化的因，而不是財政支出變化的果；但考慮到我國可能存在財政支出剛性，以及相關誤差的影響，暫且把財政支出看做經濟波動的因而將其引入接下來的VAR模型分析中。

其次，要構建VAR模型需要確定變量滯后階數，下面運用LR、FPF、AIC和SC準則確定各變量階數，結果如表1。

表1顯示，檢驗結果中多數準則認為變量滯后四階為最優，滯后四階的VAR模型可以表示為：

四、 模型結果分析

從回歸結果中的t統計量可以看出，只有1/3的滯后項在統計上是顯著的，但由于參數是否顯著不為零并不是VAR模型關注的重點，所以在構建VAR模型時保留了各滯后變量。VAR模型的回歸結果顯示：R2=0.818 9，AdjR2=0.611 9，且AIC和SC信息量的值較小，說明模型整體擬合效果較好，可以用來分析所要研究的問題。

為了更清楚地看出一個變量對另一個變量沖擊的反應，下面給出相應的脈沖響應路徑，同時為了使結果簡明易懂，脈沖響應路徑用Multiple Graphs來表示，相關結果如圖1所示。

圖1顯示，經濟波動對自身一個Cholesky標準差新息的響應具有強烈性和持久性，說明我國經濟波動具有累積效應，且這種累積效應逐漸遞減；財政支出對經濟波動一個Cholesky標準差新息的響應比財政收入更快，且呈現陡升陡降的特征，而財政收入的響應相對持久。在經濟波動前期，為穩定經濟可能會運用財政支出政策來調節經濟，因而財政支出表現出陡升陡降的特點，但由于我國財政支出具有剛性和順周期特征，在經濟波動后期，財政支出的響應沒有財政收入劇烈，且很可能導致財政支出無法對經濟波動作出逆向調節。

圖2顯示，經濟波動對財政收支一個Cholesky標準差新息的響應均較弱，且對財政支出的響應更弱，說明我國財政政策對經濟的調節作用沒有得到充分地發揮，至少財政支出對經濟的調節作用甚微。為此，有必要改變我國財政支出剛性和順周期的特性，以更好地發揮財政支出政策調節經濟的作用。

進一步地，為了更具體地分析經濟波動、財政支出和財政收入變化中其他各變量的貢獻率，下面對以上三個變量分別進行方差分解，結果如表2。

表2顯示，財政支出（第四列）對經濟波動的貢獻甚微。在第六期后各個因素的貢獻率基本趨于穩定，其中CPI貢獻率為12%左右，且保持上升的趨勢，說明物價水平對我國經濟波動有較大的影響；財政收入的貢獻率維持在24%左右的較高水平，這與第三部分的格蘭杰因果關系檢驗結果相符合，即財政收入是經濟波動的因，而財政支出則不是，因此在重視財政收入政策對經濟波動影響的同時，要關注財政支出政策在調整經濟方面所面臨的問題。

從表3和表4中可以看出，第七期后各因素對財政支出和財政收入的貢獻率基本趨于穩定，其中經濟波動的貢獻率最小，僅有7%左右，反應了我國財政支出的剛性特征；而CPI的貢獻率較大，維持在40%左右的高位水平，說明我國財政政策受物價因素影響較大。因此在研究我國財政政策與經濟波動的關系時，有必要考慮價格因素的影響。

五、 結論與政策建議

從上述對我國經濟波動與財政政策關系的研究，可以總結以下幾點結論：

1. 總體上看，我國宏觀經濟和財政政策具有明顯的波動性，其中價格因素發揮了很重要的作用。從方差分解結果中可以看出：CPI對經濟波動的貢獻率為11%左右；對財政收入波動的貢獻率達到37%左右；而對財政支出波動的貢獻率更是高達50%左右。雖然我國一直呼吁控制物價，但不可否認，我國目前的價格水平還沒有達到所設定的“價格穩定”的標準，因而關注價格水平和價格影響因素的變化理應成為我國宏觀調控的重點，至少目前情況是這樣。

2. 我國財政支出具有剛性特征，對經濟波動的反應不明顯，且其調節經濟的作用并沒有完全發揮出來。從脈沖響應路徑和方差分解可以看出，我國財政支出對經濟波動的響應逐漸減弱，且對經濟波動的貢獻微小，說明我國財政支出政策仍然存在很大的改進空間，為此需要改變我國財政支出的剛性特征，有時甚至需要適當地調整財政支出的方向，以提高財政支出對經濟波動的敏感性，充分發揮其調節經濟的作用。

3. 我國財政收入與經濟波動的雙向因果關系具有不對稱性。從脈沖響應路徑和財政收入的方差分解結果中可以看出，財政支出對經濟波動反應并不顯著，經濟波動對財政支出波動的貢獻率不到7%；而從經濟波動的方差分解結果中發現，財政收入對經濟波動的貢獻率高達22%左右，即財政收入可以解釋經濟波動的1/4左右，而經濟波動僅能解釋財政收入波動的1/14左右。因而應該適當調整財政收入政策，增強財政政策與經濟波動的互動效應。

綜上所述，通過建立VAR模型并利用脈沖響應函數和方差分解，可以看出我國財政政策和經濟波動之間存在一定的因果關系，但財政收入與經濟波動之間的雙向因果關系具有不對稱性，且財政政策，尤其是財政支出政策，對經濟波動的調控作用較弱。因而需要調整我國財政政策結構和方向，改變我國財政支出的剛性特性，同時協調不同政策工具的調控力度和方向，以增強財政政策對經濟波動的平滑作用。

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作者簡介：曹建海（1967-），男，漢族，河北省永年縣人，中國社會科學院工業經濟研究所研究員、博士生導師，研究方向為工業投資與市場、工商管理與土地經濟；郭文（1987-），男，漢族，湖北省荊州市人，中國社會科學院研究生院經濟學博士生，研究方向為產業經濟、經濟波動；程靈沛（1991-），男，漢族，河南省平頂山市人，西部證券固定收益部高級經理，研究方向為債券定價、債市走勢等。