貿易自由化促進財政政策福利變化的經驗檢驗

李 丹

（合肥學院經濟與管理學院，合肥230601）

一、SVAR 模型的構建

改革開放以來，中國對外開放取得了巨大成就，進出口貿易快速增長，國民經濟不僅持續快速增長且對全球經濟的輻射力和影響力越來越明顯。這些成就的取得與財政政策的積極作用分不開。隨著國際分工的不斷深化和跨國公司的快速發展，發展中國家快速融入世界經濟一體化浪潮。隨著經濟全球化和貿易自由化的推進，中國的經濟開放度不斷提高，面對外部經濟的壓力和沖擊也愈發增大，特別是在2008 年下半年，由美國次貸危機所引發的金融海嘯蔓延至全球，中國經濟也不可避免地受到沖擊。中央政府施行了一系列包括擴大財政支出、增加財政赤字等在內的擴張性財政政策，以期達到擴大內需、促進經濟平穩快速發展的目的，制定和實施靈活而有效的財政政策已成為各國化解金融危機的有力手段之一，這為探討貿易自由化促進財政政策調整所帶來的變化提供了有利的機遇和平臺。Vamvoukas（1999）[1]發現小型開放經濟體預算與貿易赤字具有短期和長期顯著因果關系。Leachman 和 Francis（2000）[2]表明 1974 年之前美國的財政部門和外國部門變量之間存在多重協整關系。管瑞龍等（2012）[3]指出擴大財政支出對貿易順差“先抑制后推動”且政策效力有限。鄧力平和林峰（2013）[4]通過 PVAR 模型運用 21 個 OECD 國家1970-2012 年的數據，得出貿易開放對財政支出具有顯著的影響。

宏觀經濟分析中，結構向量自回歸（Structural Vector Auto Regressive，SVAR）模型已經成為經驗研究與實證分析的重要工具之一，應用于宏觀經濟波動、財政政策、貨幣政策和其他相關經濟問題的研究，學者 Sims（1980，1986）[5-6]和 Bernanke（1986）[7]等最早運用 SVAR 模型，Blanchard 和 Quah（1989）[8]等引入長期和短期約束來識別經濟沖擊的永久影響和暫時沖擊。與VAR 模型相比，SVAR 模型具有這些特點：首先，VAR 模型涉及更多的參數，適合于分析較少變量的情況。SVAR 模型將約束條件添加到參數空間來減少所要估計的參數。第二，VAR 模型無法分析變量之間的同相關，這通常包含在隨機擾動項里，而SVAR 模型可以通過增加同步變量來獲得所估計變量之間的同步效應。第三，SVAR 模型可以通過脈沖響應反映長期影響過程。用滯后算子表示SVAR 模型為：

其中，A(L)為滯后算子 L 的多項式；Xt為 n 個內生變量的向量，E 為 n×n 階矩陣，E 為單位矩，ut為結構擾動或影響A(L)。

構建包括對外貿易、稅收、政府支出和GDP 在內的 SVAR 模型，Pigou（1920）[9]在其《福利經濟學》中提出經濟福利等于國民收入，Nordhaus 和Tobin（1972）[10]、楊緬昆（2009）[11]均提出國民經濟核算福利，本文用GDP 反映福利。對于SVAR 模型的識別條件問題，參照Blanchard 和Perotti（2002）[12]的做法，采用制度信息法，這與國外 Erceg 等（2003），[13]Kim 和Roubini（2008）[14]的實證分析相一致。把Blanchard和Perotti（2002）[12]中將SVAR 框架中所包括的內生變量，財政支出、稅收、GDP 擴展到包括貿易變量、非生產性財政支出變量、生產性財政支出變量、稅收和總產出這5 個變量。借鑒趙志耘和呂冰洋（2005）[15]以及嚴成樑和龔六堂（2009）[16]的劃分方法，把支出項目中的基本建設支出、增撥企業流動資金、挖潛改造資金和科技三項費用、地質勘探費、支援農村生產支出和各項農業事業費之和作為生產性財政支出，工交商業部門事業費、文教衛事業費、撫恤和社會福利救濟費、國防支出、行政管理費、政策性補貼支出之和作為非生產性財政支出。[11-12]（數據來源于《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國稅務年鑒》、國研網統計數據庫和國家統計局網站）。

將所有變量均以居民消費價格指數進行平減，并取自然對數，對外貿易、非生產性財政支出、生產性財政支出、稅收和總產出分別用LOPEN、LUFE、LPFE、LFR、LGDP。本文分析的基本思路為將簡單形式表示成結構形式，如需分析的向量為Yjt維，則需個約束，因此，這里所建立的SVAR 模型里k=5，需要設定10 個以上的約束條件。因此，在我們選用AB 型的基礎上，可以得到以下10 個約束條件，模型恰好可以識別。

二、實證分析

（一）協整檢驗

用時間序列作回歸分析一般要求序列是平穩的或是存在同階協整關系，否則將出現虛假回歸。先對1979-2006 年間的對外貿易額、非生產性財政支出、生產性財政支出、財政收入和GDP 取自然對數消減異方差性，這5 個變量的對數形式分別表示為LOPEN、LUFE、LPFE、LFR 和 LGDP。用 ADF-fisher法對對外貿易、非生產性財政支出、生產性財政支出、稅收和總產出進行平穩性檢驗，各序列的原序列不平穩，對調整后的 LOPEN、LUFE、LPFE、LFR 和LGDP 進行穩健性檢驗，研究表明經調整的時間序列具有不平穩性。對VAR 各變量先進行檢驗，按照AIC 準則、SC 準則，選擇滯后階數為1，運行結果表明一階差分序列是穩定的，VAR（1）特征多項式倒數位于單位圓以內，VAR（1）平穩。

表1 ADF-fisher 法對各序列單位根檢驗結果

對變量進行協整檢驗，結果如表2 所示，在5%顯著水平下，跡統計量拒絕0 個協整向量、第1 個協整向量和第2 個協整向量，因此，LOPEN、LUFE、LPFE、LFR 和 LGDP 之間至少有 3 個協整方程，存在一個協整即穩定的平衡關系。

表2 序列協整檢驗的結果

然后，從對應的5 組數據中得到相應的矩陣，得出結構方程，根據在此所建立的約束條件，發現不存在結構關聯性被轉移，AB 類型的矩陣具體如下：

（二）脈沖響應分析

接著，可以得到脈沖響應函數，總產出、貿易自由化對財政支出和收入稅率沖擊反應的結果，以及總產量、貿易自由化的方差分解情況。

如下圖 1 所示，分別用（a）、（b）、（c）和（d）圖反映非生產性財政支出、生產性財政支出、財政收入和總產出對貿易自由化的脈沖響應，圖中橫軸表示年度數，藍色的曲線為脈沖響應函數值，紅色的曲線為正負兩倍標準差偏離帶。如（a）圖可知，面對貿易自由化1%的正向沖擊，非生產性財政支出迅速上升，隨后下降較大幅度，在第2 期降為極小值-0.015，沖擊反應時期較短，從第2 期到第4 期經歷上升并從負效應轉變為正效應，第4 期達到最大值0.013，最后反應強度減弱，并圍繞穩態上下小幅波動，第6 期后幾乎接近穩態。說明非生產性財政支出對生產者影響不大，生產者投資增加很小，產品供給增加幅度也很小，非生產性財政支出對貿易開放的響應程度較低，貿易開放使非生產性財政支出下降。由（b）圖可知，生產性財政支出在第1 期達到最大值然后開始迅速下降，第3 期和第4 期達到負效應最小值，接著圍繞穩態水平小幅波動，在第7期之后逐步消退為零。隨著貿易開放，外部市場對產品的需求增加，當期投資擴大，并在隨后幾期內企業生產能力擴大，提高了生產者效率，生產者擴大投資，政府生產性財政支出對消費者和生產者的外部性增強且支出增加。由（c）圖可知，財政收入開始迅速下降，第1 期到達最小值，然后迅速上升，從第2 期開始財政收入的反應為正，并在第4 期達到最大值0.005，之后反應強度逐漸減弱，從第7 期之后反應逐漸消退，在第10 期之后削減為零，回歸穩態水平。由于財政政策的時滯性等原因，在第2 期之前表現為負效應，但總體來看，貿易開放的資源配置效應并通過帶動投資和消費的增長，增加了財政收入。由（d）圖可知，總產出在一開始下降到一個值，從第1 期后轉為正效應，并在第3 期達到最大值，隨后緩慢下降，在第6 期至第11 期轉為負效應，在第11 期之后轉為小幅正效應并緩慢逐步消退至零。這表明隨著貿易開放的增加，社會總需求增加，企業產能利用率上升，加速效應促進公共部門和私人部門投資的增長，再加上投資的乘數效應作用，總收入進一步增長，總需求進一步擴張，最終表現為總產出增加。

圖1 脈沖響應分析

（三）方差分解分析

由下表3 可以看出，財政收入沖擊、總產出沖擊、貿易自由化沖擊、生產性財政支出沖擊、非生產性財政支出沖擊的方差分解或波動貢獻情況。五個變量受自身影響的占比均逐漸減少，在第20 期的預測中，貿易自由化變量對總產出波動的貢獻相對較??；財政收入自身沖擊為58.78%，總產出沖擊為14.65%，貿易沖擊為1.72%，生產性財政支出沖擊為15.98%，非生產性財政支出沖擊為8.87%，貿易自由化變動對財政收入波動的貢獻較大；隨著時間的推移，生產性財政支出的貢獻率逐漸下降，而財政收入、總產出、貿易、非生產性財政支出的貢獻率都有所上升，在第20 期時，貿易沖擊的貢獻為7.98%；貿易自由化對非生產財政支出波動的貢獻很小。

三、結論

對上述SVAR 模型分析得出：財政收入的增加會使總的消費下降，生產性財政支出的增加將增加總消費水平；財政收入減少社會總投資，支出增加會導致社會總投資下降。對于財政收入，短期內會增加，但長期會下降，在更長的時間段內，財政收入的增長將變為零。短期內財政支出的增加會提高短期利率，中長期內會出現下降，短期內政府生產性財政支出和非生產性財政支出增加會使總體價格水平下降，中長期內價格水平會提高，但上升幅度較小，長期中趨于零。

表3 方差分解結果

在此基礎之上，通過1978-2006 年間的數據，利用SVAR 模型分析中國的貿易自由化對生產性財政支出、非生產性財政支出、財政收入和總產出的效應進行了動態的考察，實證檢驗表明：面對對外貿易的沖擊，非生產性財政支出受到負向的影響，生產性財政支出、財政收入和總產出的反應大體為正。簡而言之，中國的貿易對非生產性財政支出、生產性財政支出、財政收入和總產出的經驗特征為對外貿易額使總產出、生產性財政支出、財政收入得到提升。其中，生產性財政支出、財政收入和總產出增加。其中，對外貿易明顯增加生產性財政支出，這與發達市場經濟國家存在差別，標準的Mundell-Flemming 模型不能解釋，由于在標準的Mundell-Flemming 模型中，在浮動匯率中，政府增加財政赤字會使利率上升，導致國外資本的凈流入和實際利率的上升，上升的實際匯率會使出口下降、進口上升，貿易收益上的損失或貿易下降，這與我們的實證結論相悖，因此，從中國經濟運行本身的特點來考察這個問題，推測可能有以下幾個方面的原因：首先，中國的經濟還處于起飛和發展時期，作為較為直接、相對有效的促進經濟增長手段的政府財政支出舉措，而家庭的消費行為和廠商的生產行為具有較大的正外部性，由于這些正外部性的存在，增加政府支出有助于擴大社會投資，提高社會總的收入水平，提高家庭部門消費水平，但是由于消費習慣穩態，短期內家庭消費變化并不大，為了進一步增加消費和投資，這樣供給多而短期國內家庭部門消費有限，通過促進出口來銷售供給多的產品，最終將會使貿易增加。因此，可以用政府支出的外部性和消費習慣兩個移速來解釋中國這一經驗事實的重要因素。