財政支出結構偏向的產出沖擊效應分析

鄭金宇

（吉林大學 商學院，長春 130012）

0 引言

財政政策是宏觀調控和引導經濟發展的重要工具，自分稅制改革以來，我國政府針對國內外經濟形勢對財政政策進行了多次轉型調整，財政支出結構發生了顯著的變化。由于我國所處的發展階段，特別是在財政分權與政績競爭的影響下，財政政策表現出明顯的“投資型財政”特征，財政支出結構扭曲、財政資金支出效益下降等問題日益凸顯[1,2]。因此，財政支出結構偏向對經濟增長產生了怎樣的影響，成為政府部門和學術研究關注的焦點之一。

各類財政支出對產出增長會產生什么樣的影響學術界尚未達成一致結論，其原因主要在于財政政策的非線性效應。諸多學者使用了門限效應、區制轉移等模型考察了財政政策非線性效應[3-6]，但這類模型弊端在于只識別到一種跳躍式變動，并不能完全獲取財政政策非線性效應信息，特別是某些特定時點的非線性變化。因此，本文應用帶有隨機波動率的變參數因子擴展向量自回歸模型（SV-TVP-FAVAR），將財政政策的非線性識別為更加符合實際的連續時變變化。

本文對財政支出結構的劃分參考了胡永剛和郭新強（2012）[7]以及鄧明和魏后凱（2015）[8]的做法，將財政支出劃分為服務性支出、消費性支出以及生產性支出。服務性支出主要包括科學技術、教育支出、文化傳媒支出、醫療衛生支出以及社會保障就業支出等；消費性支出包括了一般公共服務支出、國家行政機關、事業單位各種經費支出等；生產性支出主要包括基本建設支出、農林水事務支出、工業和交通以及商業部門事業費支出等。本文著重分析了這三類財政支出在全球經濟危機爆發、經濟危機后短期繁榮以及經濟新常態三個典型時期對產出增長的脈沖響應，以動態的縱向視角和靜態的橫向視角分析和評價了這三類財政支出對我國產出沖擊效應。

1 模型的構建

為了檢驗某經濟變量對其他變量所形成的影響，分析時通常采用經典的結構VAR模型，模型簡化形式為：

其中，xt為 （l+1）×1維變量向量，ai為xt滯后項（l+1）×（l+1）的系數矩陣，i=1，…，p。擾動項vt～N（0，Ω），并且Ω為（l+1）×（l+1）維協方差矩陣。在以往的向量自回歸模型中，xt中變量個數通常不會很多，因此傳統的向量自回歸模型在研究較為復雜的問題時，往往受到缺失重要經濟變量的詬病。不過Bernanke（2005）[9]提出的方法解決了這個問題。具體地，可將n維的可觀測變量xt提取成k維不可觀測共同因子ft，k＜＜n，對于任何i=1，…，n的原始序列xt都能通過不可觀測共同因子ft和觀測變量Xt的因子回歸分析得到，其形式為：

其中，是 （n×l）維矩陣；是n×（l+1）維矩陣；殘差項εt～N（0，exp（hit）），εt與ft假定為不相關，并且不自相關，即對任意i=1，…，n，i≠j和任意t，s=1，…，T，t≠s都有E（εitft）=0 和E（εitεjs）=0 。由此，方程（2）可以進一步寫成：

在方程（3）中，Γ（L）=diag（ρ1（L），…，ρn（L）），ρi（L）=ρi1=diag[exp（h1t），…，exp（hnt）]，并且殘差具有隨機游走的形式hit=hit-1+ηth，ηit～N（0，σh）。

將向量自回歸模型中的系數矩陣與擾動項協方差進行處理，使其具有動態時點的捕捉能力，具有時變參數的因子擴展VAR具有形式：

其中，y't=f't，X't，f't為前面部分提取的k×1維的不可觀測共同因子向量，X′t為前面部分的（l+1）×1維的可觀測變量向量；bjt是（m×m）維的系數矩陣，j=1，…，p，t=1，…，T，m=k+l+1，υt～N（0，Ωt）。另外，參照金春雨和張龍（2017）[10]、王方方和李寧（2017）[11]對擾動項的處理方法，本文將擾動項的協方差矩陣分解成：

方程（4）中參數可以表示成Bt=（vec（b1t）'，…，vec（bpt）'）'，at=（aj1，t'，…，aj（j-1），t'）'，j=1，…，m，logσt=（logσ1t'，…，logσmt'）'，假設Bt、at以及 logσt參數矩陣服從Koop等（2009）提出的創新型隨機游走形式：

～N（0，Qθ）是相互獨立的創新變量 ，θ∈{Bt，αt，logσt}，Qθ則分別對應Bt、αt、logσt的創新協方差矩陣。可取值為0或1，當=0時，?t=1，…，T，=0，表示參數矩陣是常數；當=1時，?t=1，…，T，表示參數具有時變性。

2 參數估計及先驗信息

本文參照了Stock和Waston（2005）[12]的兩步法對模型進行估計，第二步貝葉斯估計中，因子方程先驗信息參數設定為：

FAVAR方程中的先驗信息參數為：

其 中 ，dim（B）=m×m×p，dim（α）+1=m（m-1）/2 ，dim（σ）=m，每個變量自身一階滯后的系數=0.9，其他情形下Bˉ=0，是先驗協方差對角陣，對角線元素服從Minnesota形式：對于滯后項系數，對于變量系數，，滯后階數c=1，…，p，為單個變量自回歸方程殘差的方差。假定為服從伯努利分布，=1）=πθ=1-p=0），πθ～Beta（1，1），E（πθ）=0.5，std（πθ）? 0.29 ，θt∈{Bt，αt，logσt}。

3 實證分析

本文所使用的數據為2007年一季度至2017年三季度，包括了中經網全國宏觀月度庫中多個類目下的73組變量。這些類目具體包括國民經濟核算、固定資產投資、國內外貿易、物價、財政金融以及經濟指數等。數據主要包括GDP、投資、居民消費、貨幣供給、進出口、財政收支等名義變量。然后，使用X-12季節調整方法對受季節影響的數據進行處理，去除數據中的季節因素，為了滿足VAR類模型所要求的變量平穩性要求，本文對不平穩的數據進行差分以及對數差分等處理，并根據ADF單位根檢驗驗證了數據平穩性。

3.1 共同因子的提取

本文從73個經濟變量中提取了三個公共因子，考慮了經濟系統重要信息，避免變量遺漏造成估計結果的偏誤，公共因子的提取參照了Korobilis（2013）[13]的處理方法。根據Stock和Watson（2005）[12]的研究，從眾多經濟變量中提取的第一個共同因子通常代表了實際經濟運行的基本情況，第二個因子反映了貨幣供給或物價等層面。通過圖1中因子1與宏觀一致合成指數以及因子2與廣義貨幣M2的對比發現，兩個公共因子可以較好地反映實際經濟活動和貨幣供給變動。

圖1 共同因子與經濟基本面

本文提取的共同因子具有較好的穩健性，三個共同因子分別描述了實際經濟活動因素、貨幣因素以及其他經濟因素。同時，本文提取的三個共同因子均通過了單位根檢驗，表明變量均具有較好的平穩性。此外，圖1中還給出了三個共同因子標準差后驗均值走勢，各因子表現出周期性特征，分別出現在2007年四季度、2011年三季度、2017年二季度，這三個時期分別代表了2007年末全球經濟危機時期、經濟危機后的短期繁榮以及我國開始步入經濟新常態，可以認為這三個典型時期分別代表我國經濟的衰退、過熱、平穩三個基本狀態。本文分別對這三個典型時期我國財政支出的產出沖擊效應進行分析，包括不同時期同種類型財政支出以及相同時期不同類型財政支出的產出沖擊效應。

3.2 典型時期財政支出的產出沖擊效應

圖2至下頁圖4分別為產出對服務性支出、消費性支出以及生產性支出一單位正向沖擊的脈沖響應過程，每張圖中包含了2007年四季度、2011年三季度、2017年二季度三個典型時期，以探討產出對財政支出沖擊響應的時變特征。下頁圖5為每個時期產出對各類財政支出沖擊響應，進而分析產出對不同財政支出沖擊效應的差異。

從圖2中可以看到，產出在三個典型時期對服務性支出沖擊的變動趨勢差異較大，3年后沖擊效應基本消失。具體地說，在2007年四季度，在沖擊發生后的當期，產出達到負向最大值，反應較為劇烈，隨后逐漸回升，第三期后呈現持續正負震蕩減弱狀態；在2011年三季度，當期產出對服務性支出沖擊達到正向最大值，在經歷一期迅速下降后出現回升，并在第五期達到正值后緩慢消失；在2017年二季度，一單位的服務性支出沖擊后，產出在當期呈現正向的提升，并在第二期達到最大值，在第四期開始出現第一次較小負值，隨后小幅震蕩消失。通過產出對服務性支出沖擊的脈沖響應可以發現，服務性支出對產出增長不具有長期作用。在全球經濟危機時期，對產出增長具有較強的負向作用，而在經濟危機后期，雖然服務性支出在當期會拉動產出的增長，但隨后會對產出造成較長時間的抑制作用，在步入經濟新常態時期，對產出增長具有正向的促進作用。可見，在政府財政支出中，科教文衛支出以及社會保障支出對產出增長的作用逐漸隨時間變得有效，從經濟危機時期的負向阻礙作用變為正向促進作用。

圖2 產出對服務性支出沖擊的脈沖響應

在圖3中，產出在2007年四季度和2017年二季度對消費性支出沖擊的脈沖響應變動較為相似，但兩個時期對產出沖擊的作用并不相同。在2007年四季度，給消費性支出一單位的正向沖擊，產出在當期達到正向的最大值，在隨后一期出現下降，第二期和第三期持續上升，一年后產出開始出現為負的響應。而在2017年二季度，產出首先出現負的響應，隨后一期達到負的最大值，在第二期開始出現正的產出響應，最后逐漸消失為零。在2011年三季度，產出在當期達到最大值，但隨后下降為負值，在第三期達到負的最大值，隨后逐漸震蕩上升并最終消失為零。可見，消費性支出在全球經濟危機時期和經濟危機后期對產出呈現出負向的沖擊效應，在全球經濟危機時期對產出的負向沖擊更大，在新常態時期，對產出具有短期的正向沖擊效應。這表明我國政府行政機構改革與行政職能的轉變已初見成效，行政效率得到顯著提高，因此增加政府消費性支出對產出的增長起到了提升的作用。

圖3 產出對消費性支出沖擊的脈沖響應

在2007年四季度，一單位生產性沖擊后，產出在當期達到較低的負值，在第二期達到最大負值，一年后產出的脈沖響應開始上升為正值。在2011年三季度和2017年二季度，產出對生產性支出沖擊響應較為相似，在當期達到最大值，隨后呈現正負震蕩的狀態，在前期2017年二季度生產性支出對產出的正向作用較2011年三季度較好一些。總體上，在全球經濟危機時期，生產性支出對產出的負向沖擊較強，在全球經濟危機后期以及新常態時期，生產性支出對產出的影響效果并不穩定，更容易造成產出的短期波動。顯然，為應對全球經濟危機，連續大量的公共投資給經濟的健康運行帶來較長時間的副作用，前期的“過度擁擠”依然阻礙著生產性財政支出發揮理想的作用。

圖4 產出對生產性支出沖擊的脈沖響應

在圖5中，2007年四季度全球經濟危機時期，服務性支出、以及生產性支出均對產出造成的負向影響較大，其中生產性支出在當期的負向影響最大，服務性支出其次，消費性支出較小。產出對消費性支出的脈沖響應在第2期首先出現正值，而對服務性支出和生產性支出的脈沖響應正值則出現在第3期。在2011年三季度新常態時期，雖然在當期服務性支出對產出會產生正向的沖擊效果，但在隨后的幾期，對產出產生了更強的負向沖擊，因此，服務性支出的負向沖擊效應更強。消費性支出與服務性支出對產出的沖擊效應較為類似，但是消費性支出的負向沖擊效應較弱一些，生產性支出對產出與2017年二季度相同，對產出造成了短期的波動。在2017年二季度全球經濟危機后期，服務性支出和消費性支出短期對產出主要產生了正向沖擊效應，服務性支出對產出的作用效果較消費性支出好一些，而生產性支出雖然在當期能夠對產出產生正向的沖擊，但隨后更容易造成產出的上下波動。

圖5 產出對各類財政支出沖擊的脈沖響應

4 結論

本文使用了帶有隨機波動率的時變參數因子擴展向量自回歸模型檢驗了不同類型財政支出對經濟增長的沖擊效應，通過對比三個典型時期的特征以及不同財政支出之間的差異，得到以下結論：

第一，無論是服務性支出、消費性支出還是生產性支出，對產出的沖擊效應在三個典型時期各有不同，具有較強的非線性效應。在全球經濟危機時期，各類財政支出對經濟增長具有負向的沖擊效應，對產出的增長產生了抑制作用。在全球經濟危機后期，各類財政支出均導致產出先上升后下降的交替反應，給產出帶來較為頻繁的波動。在新常態時期，各類財政支出在當期都能較好地拉動經濟增長。

第二，在全球經濟危機時期，生產性支出對經濟增長負向的沖擊效應最大，消費性支出最小，在全球經濟危機后的復蘇期，服務性支出對產出沖擊效果較大，生產性支出帶來的產出波動更為頻繁。在新常態時期，服務性支出對經濟增長的正向的促進作用最好，消費性支出次之，而生產性支出可能導致產出的波動。

第三，新常態時期，服務性支出對產出起到很好的促進作用，政府應當加大此類支出的投入，科教、文化、醫療衛生、社會保障等支出對產出增長的正向效應要優于物質資本投資，而且這類支出占財政總支出額比重仍然較低，為政府財政支出結構的調整提供了充分的操作空間。同時，我國政府行政機構改革與行政職能的轉變已初見成效，政府應繼續為提高財政資金的使用效率夯實基礎，適度增加政府消費性支出。此外，生產性支出的擁擠程度雖然較前期有所緩解，但該類支出占比仍然偏高，生產性支出需要以服務經濟為目標，政府應當降低對市場的干預程度，改變財政實踐過程中偏好于生產性財政支出的現狀。