“穩增長與防風險”視閾下的最優宏觀調控政策搭配
——基于政策效果評估和反事實視角

陳創練,高錫蓉,王浩楠

1.暨南大學 經濟學院,廣東 廣州 510632 2.暨南大學 南方高等金融研究院,廣東 廣州 510632 3.廣東金融學院 金融與投資學院,廣東 廣州 510521

傳統貨幣政策或財政政策調控框架為了實現某一政策目標,需要以放松對其他政策目標的調控為代價,難以實現多重目標的平衡兼顧。特別是貨幣政策和財政政策并未將金融穩定納入調控規則中,在防范系統性風險、維護金融穩定上存在較大缺陷。2008年金融危機爆發使學者和政策制定者意識到建立與完善兼顧多重目標的宏觀調控框架的重要性。從歷年中央經濟工作會議和貨幣政策執行報告看,中國宏觀調控目標逐年發生微弱變化:2015年突出宏觀調控“防范化解金融風險”的緊迫性;2017年習近平總書記強調“守住不發生系統性金融風險的底線”;2019年金融風險得到有效遏制,同時經濟面臨著較大的下行壓力,宏觀調控逐步從“防風險”轉向“穩增長”。《2021年第四季度中國貨幣政策執行報告》指出,“當前中國經濟發展面臨需求收縮、供給沖擊、預期轉弱的三重壓力,外部環境更趨嚴峻和不確定”,“把穩增長、防風險放在突出位置”。可見,在經濟金融運行突出問題不斷更換和演變的背景下,構建兼顧“穩增長”和“防風險”的最優宏觀調控體系是當前國家頂層設計的重中之重。鑒于此,本文通過構建多目標貨幣政策和財政政策模型系統以及宏觀調控政策模型,結合時變參數結構向量自回歸(TVP-SVAR)模型和馬爾科夫鏈蒙特卡洛方法估計了價格型和數量型貨幣政策以及財政政策盯住經濟周期、通貨膨脹和金融風險周期三類目標的時變政策取向和政策效果,并基于反事實方法評估調控三類目標的最優宏觀調控政策搭配。

已有研究雖然廣泛關注了宏觀調控在防風險上的政策抉擇和效果評估,但多是基于歷史資料的分析,能從實證角度測算貨幣和財政政策對多目標調控效果的研究尚少。鑒于此,本文從政策效果的實證分析和反事實兩個方面,研究了兼顧“穩增長”和“防風險”的最優宏觀調控體系。相比已有研究,本文的邊際貢獻主要為:一是構建納入金融穩定因素的多目標貨幣政策和財政政策模型系統以及宏觀調控政策模型,擴展了理論模型的應用邊界;二是結合TVP-SVAR模型和馬爾科夫鏈蒙特卡洛方法估計了價格型和數量型貨幣政策以及財政政策盯住經濟周期、通貨膨脹和金融風險周期三類目標的時變政策取向和政策效果,為宏觀調控政策取向歷史演變規律的實證檢驗提供有效的方法論支持;三是基于反事實視角探尋兼顧“穩增長”和“防風險”的最優宏觀調控體系,是對已有研究視角的有益補充。

一、文獻回顧

長期以來,有關財政和貨幣政策組合的研究備受國內外學者關注,大量文獻研究了貨幣和財政政策之間的相互作用[1-2]。F?rster等[3]認為假設家庭厭惡未償還的政府債務,擴張性貨幣政策和緊縮性財政政策相結合能更好地穩定國內外經濟。楊源源等[4]則認為充分考慮物價穩定的主動型貨幣政策和充分考慮債務穩定的被動型財政政策組合更易消化外生沖擊導致的經濟波動。因此,財政與貨幣政策協調配合才能取得明顯的政策效果[5-6]。部分學者也分別從房地產價格、實際匯率穩定、降低債務以及政策可持續性等角度闡述了財政和貨幣政策搭配的必要性。如Bossone[7]認為貨幣與財政政策有效結合能夠快速解決通縮、應對衰退。賈俊雪等[8]指出財政和貨幣政策的有效配合對房地產價格的增長和實際匯率的穩定有重要作用。陳小亮等[9]研究表明,財政和貨幣政策“雙寬松”能夠節約政策實施空間,同時增強政策的持續性。馬勇等[10]研究發現,在“債務融資”與“債務和貨幣共同調節”的情形下,若通貨膨脹和產出在均衡水平之下,隨著貨幣政策反應力度的上升,財政政策效果會隨之增強。

關于宏觀調控政策目標的選擇,研究較多的有以下兩種搭配模式。第一種是宏觀調控物價穩定和經濟增長雙重政策目標。Ilhan等[11]分析了貨幣政策和宏觀審慎政策對物價穩定和經濟增長的調控效果。oric等[12]研究發現財政和貨幣當局可以在不危及價格穩定的情況下刺激經濟增長。而國內學者集中研究了單方面財政或貨幣政策工具選擇。部分學者認為中國的貨幣政策調控方式應轉向“預調微調”“定向調控”和“區間調控”,同時,利率工具更有助于經濟增長和物價穩定目標的實現[13]。第二種是宏觀調控經濟增長和債務雙重政策目標,Leeper 等[14]研究發現,在高債務下,央行偏向依賴寬松的貨幣政策,稅率則用于緩和經濟增長;隨著債務水平的下降,貨幣當局會轉向使用財政政策削減債務。Fève等[15]發現同時作用于表內和表外資產的寬口徑監管政策對影子銀行規模和金融杠桿率的抑制效果最優。國內學者馬勇[16]的研究表明,利率提高將導致產出下降和政府債務持續性增加,而政府支出和稅收增加均導致產出和債務水平顯著上升。陳達飛等[17]則發現緊縮性貨幣政策會提高政府和企業杠桿率,降低居民杠桿率,對國內生產總值(GDP)的影響比較溫和;同時,提高政府支出和減稅能實現去杠桿與穩增長雙目標,但前者去杠桿的效果更明顯。

縱觀上述文獻,當前國內外關于財政—貨幣政策相互作用及宏觀調控政策效果的研究逐步展開,但仍存在以下幾點局限性:第一,關于財政和貨幣政策協調搭配的研究還缺乏深入性和系統性,針對中國不同財政—貨幣政策組合的調控效果進行系統分析和比較的研究較為匱乏;第二,上述研究大多基于雙重政策目標考究政策搭配的重要性,從多重目標權衡角度分析政策搭配的文獻較少,但政策當局的目標存在多重性,這些研究顯然忽略了多重政策目標下政策協調搭配的系統研究;第三,多數研究將物價穩定、通貨膨脹、經濟增長作為宏觀調控政策的目標,而以金融風險為政策目標的研究較少。事實上,隨著金融創新的活躍和經濟金融全球化程度的加深,防范化解金融風險成為繞不過去的攻堅關口[18]。黨的十九大報告明確指出“要健全金融監管體系,守住不發生系統性金融風險的底線,并將重點防控金融風險作為三大攻堅戰之首”,這也意味著討論宏觀政策對金融風險調控的研究應不斷充實。

二、“穩增長與防風險”的宏觀調控理論模型構建

結合現有文獻研究,本文設定了需求函數、新凱恩斯菲利普斯曲線、金融風險周期和貨幣政策規則,模型系統如下:

yt=a0,t+a1,tyt-1+a2,t(MPt-πt)+ηt

a1,t>0,a2,t<0

(1)

πt=b0,t+b1,tπt-1+b2,tyt+ut,b2,t>0

(2)

FSIt=d0,t+d1,tFSIt-1+d2,t(MPt-πt)+

d3,tyt+εt

(3)

MPt=(1-ρt)(MP0,t+β1,tyt+β2,tπt+β3,tFSIt)+

(4)

對于財政政策調整規則,本文參照Favero等[32]的研究,將財政赤字設定為財政政策的重要工具變量。特別是考慮到近年來中國政策當局調控宏觀經濟運行和防范金融風險爆發的政策目的,亦考慮到過度的財政擴張會引發經濟過度繁榮,并導致物價上漲[33],因此,設定財政政策目標為經濟周期、通貨膨脹和金融風險周期。同時,為了識別財政政策調控多重目標政策取向的動態演變過程,將模型參數均放寬至時變參數,考慮到宏觀政策的制定與執行需要保持一定的連貫性和平滑性,將財政政策反應函數設定為

(5)

結合上述時變參數貨幣政策和財政政策模型系統,令Yt=[Lt,yt,πt,FSIt]′,Lt為政策工具,包括貨幣政策MPt和財政政策ft,由此,可將其改寫為如下結構式模型系統:

ΓtYt=Αt+ΒtYt-1+υt

(6)

從上述模型設定可知,矩陣Γt的行列式非0,故可逆,因此可將結構式模型系統轉換為如下簡約式模型:

Yt=Φt+ΗtYt-1+ζt

(7)

(8)

(9)

三、宏觀調控政策取向演進分析

(一)數據來源及說明

本文選取利率、廣義貨幣(M2)增速、財政赤字、經濟周期、通貨膨脹率、金融風險周期季度數據展開建模。由于中國1996年實現全國統一的同業拆借市場,因此,本文選取1996年第一季度至2020年第四季度作為樣本區間。數據來源及說明如下:

利率:金融機構同業間七天期限的資金拆借利率是中國貨幣政策重要的利率指標之一。因此,本文選取季度平均的七天同業拆借利率作為價格型貨幣政策的替代變量。數據來源于國家統計局。

M2增速:本文采用的M2是狹義貨幣(M1)、居民儲蓄存款、單位定期存款、單位其他存款、證券公司客戶保證金的總和。M2增速是重要的流動性和經濟活躍度指標,本文采用M2增速作為數量型貨幣政策的替代變量。數據來源于國家統計局。

財政赤字:本文將實際財政赤字占GDP的比重作為財政政策的替代變量,當該值大于0時,表明實施擴張性財政政策;反之,表明實施緊縮性財政政策。同時,由于該數據具有季節性特征,本文采用Tramo-Seats方法對其做季節性處理。數據來源于國家統計局。

經濟周期:本文采用HP濾波法估計產出缺口衡量經濟周期。首先基于季度名義GDP值和季度GDP平減指數換算得到季度實際GDP值(1996=100),然后對季度實際GDP數據做季節性調整(Tramo-Seats方法)和對數處理(Yt=100×logGDPt),最后基于HP濾波估計產出缺口。產出缺口為正,表明經濟周期上升;反之,表明經濟周期下行。數據來源于國家統計局。

通貨膨脹率:根據居民消費價格指數的月度同比計算通貨膨脹率,根據官方提供的月度消費者物價指數(CPI)數據,采用三項移動平均計算得出季度CPI,并通過公式計算得到通貨膨脹率(通貨膨脹率=季度CPI-100)。數據來源于《中國經濟景氣月報》和《中國統計月報》。

金融風險周期:本文根據陳創練等[27]編制的方法,采用時變參數因子增廣向量自回歸模型(TVP-FAVAR),并基于動態模型平均法(DMA)測度四個金融子系統(銀行系統、資本市場、房地產市場和外匯市場)變量的時變權重,通過加權計算得到中國金融風險周期指數。數據分別來源于國家統計局、中國人民銀行、上海證券交易所、國際清算銀行和美國聯邦儲備系統。

(二)宏觀調控政策盯住經濟周期的時變政策參數分析

如圖1所示,從宏觀調控政策盯住經濟周期目標的時變參數結果看,價格型貨幣政策、數量型貨幣政策以及財政政策均采用逆周期的方式調控經濟周期,即政策當局在經濟衰退時采取擴張性的政策刺激經濟復蘇,而在經濟蕭條時則采取緊縮性的政策抑制經濟過熱。從歷史演變角度看,可以分為四個階段。

圖1 宏觀調控政策盯住經濟周期目標時變參數

第一階段為1996—2004年。1997年亞洲金融危機爆發后,價格型貨幣政策盯住產出缺口系數呈現下滑的趨勢,并持續下滑至2004年的0.05,表明此階段處于利率市場化改革早期階段,貨幣政策對產出缺口的調控強度下降。同時,數量型貨幣政策采取順周期的方式對經濟增長進行調控。在此期間,財政政策時變參數呈現快速增長的態勢,且自2000年開始,財政政策盯住經濟周期目標時變參數大于-1.00,表明財政政策更注重調節經濟周期目標,可見,在此階段對經濟周期的調控以財政政策為主,即需要依賴更多的財政擴張(緊縮)政策去熨平宏觀經濟目標。

第二階段為2005—2009年。2005年以后,隨著利率市場化逐漸完善,貨幣政策調控能力進一步增強,價格型貨幣政策盯住經濟周期系數逐漸上升,并在2009年達到10年來最高的0.36。在此期間,數量型貨幣政策對產出缺口的調控也轉變為逆周期調控,且也在2005和2008年迅速下降,表明貨幣政策對逆周期調控快速加強,此時的財政政策盯住系數較平穩,表明在此階段貨幣政策和財政政策共同調節經濟周期的波動,以此實現長期的經濟平穩增長。

第三階段為2010—2017年。2008年次貸危機后,價格型貨幣政策盯住系數出現短暫下降,但在2012年恢復上升趨勢,并上升至2017年第一季度的0.40,在此期間價格型貨幣政策盯住系數波動不大,表明價格型貨幣政策調控效果較好。而隨著金融脫媒和影子銀行的不斷發展,資金流向和貨幣派生難以控制,數量型貨幣政策調控效果有所削弱,對逆周期調控強度持續降低。同時,這一時期財政政策時變參數也呈現顯著下降態勢,表明政策當局的逆周期調控強度有所增強,但其數值仍然小于-1.00,這表明在該階段財政政策的效果相對較弱。由此可見,此階段主要依賴價格型貨幣政策調控經濟周期。

第四階段為2018—2020年。2018年價格型貨幣政策盯住產出缺口系數快速下降,甚至有掉入順周期調控的風險,但2019年第四季度新冠病毒感染疫情暴發,產出缺口出現斷崖式下降,價格型貨幣政策盯住系數也相應有所上升,可見中國價格型貨幣政策的適時調整特征較為明顯。同時,央行為了提高逆周期調控能力,進一步創新數量型貨幣政策工具,豐富不同期限結構的融資產品,數量型貨幣政策對產出缺口的逆周期調控偏好有所增強。在此期間,財政政策時變參數也呈現顯著增加態勢,表明財政政策盯住經濟增長目標的政策取向有所減弱。其中,2020年受新冠病毒感染疫情沖擊影響,經濟周期顯著下降。

(三)宏觀調控政策盯住通貨膨脹目標的時變政策參數分析

如圖2所示,貨幣政策對通貨膨脹目標具有顯著的逆周期調控偏好,從歷史演變規律看,貨幣政策可以分為五個階段。

圖2 宏觀調控政策盯住通貨膨脹目標時變參數

第一階段為1996—2000年。由于1996—1997年中國通貨膨脹持續處于高位,此時價格型貨幣政策調控通貨膨脹目標的強度有所上升,直至1998年通貨膨脹快速下降至溫和通貨膨脹區間。同時,數量型貨幣政策也為了遏制前期的惡性通貨膨脹,采取了通過減少貨幣發行量等方式加快通貨膨脹下行,但這種順周期調控方式在通貨緊縮時反而成為通縮的“加速器”,1999年第四季度中國通貨膨脹率下跌至歷史最低的-2.17%。第二階段為2001—2004年。2001年美國互聯網泡沫破滅,為了刺激經濟增長和通貨膨脹回升,價格型貨幣政策放松了對通貨膨脹的逆周期調控強度,導致2004年第三季度通貨膨脹率達到5.27%,此時盯住通貨膨脹目標強度已經下降至接近0值,同時,數量型貨幣政策對通貨膨脹目標的調控由順周期轉變為逆周期,但其政策效果較弱。第三階段為2005—2012年。2005年后貨幣政策盯住通貨膨脹目標強度不斷上升,但2008年次貸危機爆發使得中國再次出現通貨緊縮風險,為了能夠迅速刺激通貨膨脹、恢復經濟增長,貨幣政策對通貨膨脹目標的調控偏好進一步增強。第四階段為2013—2018年。價格型貨幣政策盯住通貨膨脹目標強度保持在較低水平,數量型貨幣政策盯住通貨膨脹目標系數均值也僅為-0.02,對通貨膨脹目標的調控有掉入順周期調控的風險,結合宏觀經濟走勢可以發現,在此期間中國經濟增長從“高速增長”轉向“高質量發展”,核心通貨膨脹中樞下降,因此,中國對通貨膨脹目標的調控趨于謹慎,逆周期調控強度較低。第五階段為2019—2020年。2019年新冠病毒感染疫情暴發后,通貨膨脹率再次下跌,但在調控空間受限的情況下,2020年貨幣政策盯住通貨膨脹目標強度的提升并不明顯。

財政政策以次貸危機為分界線,2008年以前財政政策盯住通貨膨脹目標的時變參數小于0,表明中國采取逆周期的財政政策調控通貨膨脹目標,2008年以后財政政策盯住通貨膨脹目標的時變參數轉負為正。從時變參數走勢看,1996—2008年參數值整體為負,且呈現先下降后上升再下降的趨勢,表明財政政策有盯住通貨膨脹目標的政策取向。究其原因,1996年初中國通貨膨脹處于高位,雖然此后有所下降,但自1999年起通貨膨脹又回升至2007年底的8%,在此階段政策當局采取更強的逆周期財政政策,以達到有效抑制通貨膨脹的目標。而2008年以后時變參數回升且轉負為正,其主要原因是受2008年次貸危機影響,中國政府實施了擴張性財政政策刺激經濟回升,由此降低了財政政策調控通貨膨脹目標的政策取向。且2017年后時變參數上升速度變快,其主要原因是在此階段中國金融風險處于高位,政策當局具有較強調控系統性金融風險的政策取向,由此降低了財政政策調控通貨膨脹的政策偏好。

(四)宏觀調控政策盯住金融風險周期目標的時變政策參數分析

如圖3所示,從宏觀調控政策盯住金融風險周期時變參數識別結果看,長期以來,中國貨幣政策具有較強的盯住金融風險周期逆周期調控的偏好,同時,中國財政政策采用順周期方式調控金融風險周期。結合金融風險周期走勢看,首先,數量型貨幣政策的金融風險周期逆周期調控具有顯著的適時調整和非對稱性特點。1996—2006年在金融風險周期下行或上行階段,數量型貨幣政策會加強逆周期調控強度,但金融風險周期下行階段的逆周期調控偏好增強幅度明顯高于金融風險周期上行階段,原因可能是中國金融風險周期整體較低,對系統性風險影響較小,因此數量型貨幣政策更注重在金融風險周期低于平衡點時,采用注入流動性的方式刺激金融風險周期回升,進而帶動經濟上升。除了在2008年美國次貸危機期間有所下降外,2006—2020年盯住金融風險周期參數整體呈上升趨勢,但仍然保持逆周期調控偏好。究其原因,2008年后中國M2增速持續處于高位,長期寬松貨幣導致金融風險周期波動加劇,貨幣政策需要從數量型為主轉變為價格型為主,因此這一階段數量型貨幣政策的逆周期調控強度持續下降。

圖3 宏觀調控政策盯住金融風險周期目標的時變參數

其次,1996年以來中國價格型貨幣政策多次出現盯住金融風險周期逆周期調控偏好,特別是2018年后明顯增強。從時間變化角度看,1996—1997年價格型貨幣政策時變參數為負,表明價格型貨幣政策沒有逆周期調控偏好。隨著金融風險周期在2000年達到階段性高點0.36,時變參數也迅速上升到0以上。2003年金融風險周期達到歷史最高點0.47,時變參數達到1.00。隨后金融風險周期持續下降,金融壓力得到有效釋緩,參數值在2006年降至0以下。不同的是,2008年次貸危機和2015年股災期間金融風險周期達到階段高點,但是同期的時變參數平穩保持在-0.85左右,并沒有迅速轉變為逆周期調控。這可能與非常規貨幣政策成為主要調控手段有關。2018年后,時變參數迅速上升到0以上,甚至在2019年達到歷史最高0.11。從實際效果看,同期中國金融風險周期下降至0以下,貨幣政策治理金融風險周期的效果顯著。

最后,財政政策盯住金融風險周期的政策取向可以劃分為兩個階段。第一階段為1996—2014年。在此階段財政政策盯住金融風險周期目標的時變參數較小,表明在此期間中國財政政策并未具有調控金融風險周期的偏好,其主要原因可能是此階段中國金融系統雖然也蘊含著風險,但總體上處于相對較低水平,而且圍繞0上下波動,因此,系統性風險不是該階段政策當局需要調控的重要目標。第二階段為2015—2020年。在此階段財政政策盯住金融風險周期目標的時變參數逐漸增大,表明財政政策并沒有調控金融風險周期的取向,其主要原因是,貨幣政策和宏觀審慎政策是調控金融風險周期的主要政策工具,而財政政策則主要通過財政擴張,利用財政支出和稅收結構的調整改變金融周期,進而預留出更多窗口防范金融風險。

四、宏觀調控政策效果的實證檢驗

在理論模型設定的基礎上,本文采用脈沖響應函數估計利率、M2增速以及財政赤字三類沖擊對通貨膨脹和金融風險周期的時變影響效應,考察1996—2020年中國價格型貨幣政策、數量型貨幣政策以及財政政策對三個目標的政策效果。其中,提前2期、提前4期、提前8期分別表示短期、中期、長期的政策效果。同時,考慮到貨幣政策與財政政策的相互作用,在實際估計過程中,令約簡式模型中Yt=[MPt,ft,yt,πt,FSIt]′,基于脈沖響應函數評估財政政策和貨幣政策對三大政策目標的影響效應,并通過反事實方法進一步考慮不同類型貨幣政策與財政政策在“穩增長與防風險”目標上如何有效搭配。

(一)價格型貨幣政策效果測度

首先,從價格型貨幣政策對經濟周期的政策效果看,如圖4(a)所示,總體上,短中期影響效應比長期效應明顯,表明利率對經濟周期的影響不具有長期持久性。從歷史長期看,1996—2002年短中期脈沖響應為正,而長期效應為負,但其響應值較小,表明緊縮性價格型貨幣政策對經濟周期只在長期有較弱的影響,這是由于此階段正處于中國利率市場化改革的啟動階段,利率影響渠道尚未完全疏通,貨幣政策通過利率渠道對經濟周期影響較弱。2003—2008年短中期脈沖響應為負,且其絕對值不斷增大,表明其影響效應逐漸增強,究其原因,利率市場化改革的推進改善了貨幣政策利率傳導的產出效應,利率降低更有利于減小產出缺口。2009—2014年短中期脈沖響應值為負,但其絕對值逐漸減小,表明其影響效應逐漸減弱,這是由于在財政政策突發性大規模擴張時期,利率政策受到擠占,價格型貨幣政策對經濟周期的調控作用逐漸減弱。2015年起短期效應又逐漸增大,其原因是在擴張性財政政策退出的同時,中國開始進入利率市場化改革的深化階段,從而增強了緊縮性價格型貨幣政策對產出缺口的抑制作用。

圖4 價格型貨幣政策調控三大目標的政策效果

其次,從價格型貨幣政策對通貨膨脹目標的政策效果看,如圖4(b)所示,利率沖擊對通貨膨脹的短中期影響效應大于長期,并且短中期均經歷了兩個周期先下降后上升。1996—1998年短中期脈沖響應值為負,且其絕對值不斷增加,表明利率對通貨膨脹的影響效應增強,原因是此期間中國經濟實現第一次“軟著陸”,利率提高對通貨膨脹的調控作用增強。而在1998—2000年脈沖響應逐漸減小,并在2000年轉負為正,表明其對通貨膨脹的影響效應減弱,其原因是1998年為應對國內外金融危機和經濟衰退,中國采取了降低利率等穩健的貨幣政策,隨著緊縮性價格型貨幣政策逐漸退出,其對通貨膨脹的影響效應減弱。2001—2012年脈沖響應值為正,并且呈現先上升后下降的趨勢,究其原因,此期間處于中國財政擴張時期,尤其是2008年為應對美國次貸危機的影響,中國實施四萬億元財政刺激政策,使得利率對通貨膨脹的影響受到極大擠占,削弱了緊縮性價格型貨幣政策對通貨膨脹的抑制作用。而2013—2018年脈沖響應值轉正為負,表明利率沖擊對通貨膨脹有明顯的抑制效應。2018年以后短期響應轉負為正,而中長期為負,表明緊縮性價格型貨幣政策對通貨膨脹有中長期抑制效應。

最后,從價格型貨幣政策對金融風險周期的政策效果看,如圖4(c)所示,與長期效應相比,短中期影響效應更明顯。脈沖結果顯示,1996—2007年脈沖響應值為負,表明緊縮性價格型貨幣政策對金融風險周期抑制效應明顯。其中,1996—2002年脈沖響應逐漸增大,表明利率提高對金融風險周期的抑制作用逐漸增強,可見,適度從緊的貨幣政策使中國金融風險周期不斷下降;2003—2007年脈沖響應值逐漸減小,且在此期間中國處于低風險時期,說明緊縮性價格型貨幣政策在低風險時期對金融風險的調控作用相對較弱,由于在此期間中國處于低風險時期,利率提高對金融風險周期的調控作用相對較弱。而2008年以后脈沖響應轉負為正,其中2008—2014年脈沖響應值逐漸增加,并在2014年達到峰值,究其原因,為了應對2008年美國次貸危機對中國的不利影響,寬松的價格型貨幣政策導致風險急劇上升,同時為了保持經濟適度增長,央行多次下調存貸款利率,也使得金融風險飆升,并在2014年達到頂峰。2015年以后,短中期脈沖響應為正,但呈現減小的趨勢,同時長期效應也在2017年由正轉負,表明新一輪“防風險”的宏觀調控逐漸發揮作用。

(二)數量型貨幣政策效果測度

首先,從數量型貨幣政策對經濟周期的政策效果看,如圖5(a)所示,1996—1999年經濟周期對M2增速沖擊的脈沖響應值為正,且短期效應比中長期效應明顯,其中1996—1998年脈沖響應值逐漸增大,并在1998年達到峰值,表明影響效應逐漸增強。究其原因,在此階段中國實施適度寬松的貨幣政策,對產出具有拉動效應,尤其在1998年,為應對東南亞金融危機的影響,中國采取總量調控方式將M2增速調高至30%,有效拉動了產出增長。2000—2002年,短期脈沖響應值由正轉負,而中長期為正,表明M2增速對經濟周期只會在中長期有較弱的影響。2003年起短期脈沖響應值由負轉正,其中2003—2008年其響應函數值逐漸增大,并在2008年達到峰值,其原因是寬松的數量型貨幣政策促進了經濟增長,特別是2008年為了應對次貸危機對中國經濟的不利沖擊,央行加大貨幣供給量對經濟增長產生了促進作用。而2009年以后脈沖響應值逐漸減小,表明M2增速對經濟周期的調控作用逐漸減弱,其原因可能是在此期間中國以穩健的貨幣政策為主,政策目標更偏向于調整經濟增長結構,逐漸轉變“投資推動型”的發展模式,從而使得影響效果逐漸減弱。

圖5 數量型貨幣政策調控三大目標的政策效果

其次,從數量型貨幣政策對通貨膨脹目標的政策效果看,如圖5(b)所示,總體上通貨膨脹對M2增速沖擊的脈沖響應值正負交替出現。1996—2003年脈沖響應值為負,且在1998年達到最大值,表明M2增速對通貨膨脹的政策效果不明顯,結合圖5(a)可知,僅依靠數量型貨幣政策無法達到穩定物價的目的,在通貨緊縮時期,利率對通貨膨脹的調控效果較好。2004年脈沖響應由負轉正,表明擴張性數量型貨幣政策會助推通貨膨脹上升,究其原因,2004年傳統工業投資需求旺盛,貨幣供給通過傳統工業投資渠道造成物價上漲。2005—2006年其脈沖響應值又由正轉負,可能原因是在此階段中國實施穩中偏緊的數量型貨幣政策對通貨膨脹的助推作用下降。2007年脈沖響應值又轉為正,表明擴張性數量型貨幣政策對通貨膨脹有正向作用,這是由于增加的貨幣供應量通過股票市場的非理性繁榮,導致物價上漲。而2008年脈沖響應值又轉為負,意味著面對2008年美國次貸危機的不利影響,僅數量規模擴張無法應對信貸規模的突然收縮,從而無法起到維持物價穩定的作用。2009年以后脈沖響應值轉為正,表明M2增速對通貨膨脹的政策效果增強,且從長期看,2009—2013年中期效果較強,而2014年以后短期效果增強,中期效果逐漸減弱。

最后,從數量型貨幣政策對金融風險周期的政策效果看,如圖5(c)所示,與長期效應相比,短中期金融風險周期對M2增速沖擊的政策效果更明顯。從歷史長期看,1996—2003年金融風險周期對M2增速沖擊的脈沖響應值為正,表明擴張性數量型貨幣政策導致金融風險上升,可能的原因是寬松的貨幣政策助推企業增加杠桿擴大生產,進而導致金融風險上升。2004—2012年脈沖響應值為負,其主要原因是央行為了防止經濟過熱,在此期間多次上調法定存款準備金率,使得金融風險得到有效抑制,其中2008年脈沖響應絕對值相對較小。為了應對次貸危機的不利影響,中國加大信貸投放,使得數量型貨幣政策對金融風險的抑制作用減弱。2013年起脈沖響應值又轉為正,表明擴張性數量型貨幣政策助推金融風險上升,究其原因,在此階段中國經濟增速有所下滑,為了促進經濟增長,央行多次下調法定存款準備金率,由此也使得金融風險飆升。

(三)財政政策效果測度

首先,從財政政策對經濟周期的政策效果看,如圖6(a)所示,1996—2003年經濟周期對財政赤字的脈沖響應值逐漸增大,表明其政策效果逐漸增強。究其原因,在此期間,中國實施積極財政政策,財政赤字的增加通過政府支出和收入乘數效應促進經濟增長。2004—2007年,脈沖響應值逐漸減小,并在2005年由正轉負,表明積極財政政策對經濟周期的促進效應逐漸減弱。在此期間,中國財政赤字下降,表現為政府支出小于政府收入,政府支出增幅相對較小,削弱了財政赤字對經濟增長的影響效應。而2007年后脈沖響應值由負轉正,并在2008年達到峰值,原因是為了應對2008年美國次貸危機沖擊,中國政府實施了4萬億元財政擴張政策,政府支出的增長進一步提升了財政赤字對經濟增長的正向促進作用。2008年以后脈沖響應值逐漸減小,表明財政政策對產出的拉動效應逐漸減弱,其原因是在大規模財政擴張后,財政政策熨平經濟波動的政策效果逐漸減弱,也意味著中國逐漸轉變依賴投資和財政擴張的經濟增長模式。從長期政策效果看,中期脈沖響應大于短期和長期,表明財政政策對經濟增長的拉動效應在中期更顯著。

圖6 財政政策調控三大目標的政策效果

其次,從財政政策對通貨膨脹目標的政策效果看,如圖6(b)所示,總體上短期通貨膨脹對財政赤字沖擊的脈沖響應值為負,表明擴張性財政政策不會引發通貨膨脹上升,其走勢可以分為三個階段。第一個階段是1996—2007年,脈沖響應值為負,且其絕對值相對較大,主要原因是,此階段中國通貨膨脹處于高位,財政擴張將引發通貨膨脹上升,因此,中國政府實施緊縮的財政政策以抑制通貨膨脹。第二個階段是2008—2018年,脈沖響應值為負,但是其絕對值逐漸減小,表明擴張性財政政策不會助推通貨膨脹上升,其中,2008年脈沖響應值下降幅度最大,究其原因,受到2008年次貸危機的沖擊,政府實施了財政刺激政策以刺激經濟回升,因而調控通貨膨脹的政策效果較弱,不會引發通貨膨脹上升。從長期政策效果看,長期通貨膨脹對財政赤字沖擊的脈沖響應值為正,雖然其數值較小,但表明在此階段實施的財政刺激政策,短期對通貨膨脹沒有明顯的調控效果,長期會導致通貨膨脹上升,這也與后次貸危機時期中國通貨膨脹上升的事實相吻合。第三個階段為2019年以后,脈沖響應絕對值呈現增大的態勢,表明擴張性財政政策沒有引發通貨膨脹上升的政策效果,其可能的原因是,在此階段中國政府以調控金融風險為主要目標,因而對通貨膨脹的調控效果較差。

最后,從財政政策對金融風險周期的政策效果看,如圖6(c)所示,1996—2003年短期金融風險周期對財政赤字沖擊的脈沖響應值為負,而中長期脈沖響應值為正,表明擴張性財政政策在中長期會加劇風險上升。2004年起脈沖響應值均為負,其中,2004—2007年逐漸增大。在此期間中國實施穩中偏緊的財政政策,國債發行額減少等緊縮性財政政策抑制了金融風險的上升。2008—2011年脈沖響應值減小,并保持在一個穩定值。在此階段,為了應對2008年次貸危機的影響,中國采取了增加國債發行規模、結構性減稅等擴張性財政政策刺激經濟擴張,以期通過需求擴張消化金融系統中的風險。2012—2015年脈沖響應值為負且其絕對值逐漸增大,主要原因是在此期間中國采取逆周期的調控方式抑制金融風險上升。2017年脈沖響應值有所減小,但2018年再次增大,這是由于隨著一系列筑牢防范系統性金融風險安全底線的相關政策提出,政府加大財政政策逆周期調控強度,并且取得較好的政策效果。從長期政策效果看,與短期和長期相比,中期的脈沖響應值更大,表明財政政策對金融風險周期的調控中期效應最明顯。

五、反事實檢驗:宏觀調控政策搭配

為了評估調控宏觀經濟政策目標的最佳政策搭配抉擇,本文采用反事實方法展開進一步估計。首先,在基準模型下估計財政與貨幣政策組合對經濟周期、通貨膨脹以及金融風險周期的影響效應;其次,關閉財政政策對三類政策目標的影響效應,同樣采用上述模型估計價格型和數量型貨幣政策的反事實估計結果;最后,關閉價格型和數量型貨幣政策對三大目標的影響效應,得到財政政策的反事實時變政策效果。通過對比反事實和基準模型參數結果,可以得到財政與貨幣政策組合以及剔除財政政策(貨幣政策)條件下,貨幣政策(財政政策)對三大目標影響的異同。

首先,從調控經濟周期的反事實模擬結果看(見圖7),在貨幣政策結果中,價格型貨幣政策基準模型的短中期結果為負,而反事實結果也為負但其數值較小,表明剔除財政政策的影響,價格型貨幣政策的政策效果在短中期將減弱,其主要原因是寬松的利率政策可以促進經濟增長,搭配財政政策可以通過乘數效應進一步對產出產生拉動效應。而長期基準模型在1996—2002年顯著為負且絕對值大于反事實,表明在此階段,財政—貨幣政策配合的政策效果比單獨采用貨幣政策效果更強。而2003年起,基準模型轉為正,而反事實結果為負,表明單獨使用價格型貨幣政策對產出的促進作用更顯著。究其原因,從歷史長周期看,中國財政政策具有較強的獨立性,而政府赤字融資或債務貨幣融資均會使得貨幣政策被動適應財政政策,特別是2008年中國政府適時推出四萬億元財政刺激政策,改變了財政—貨幣政策的搭配格局,在某種程度上削弱貨幣政策的政策功效。對于數量型貨幣政策,基準模型政策效果優于反事實,表明缺乏財政政策的配合,數量型貨幣政策的政策效果將減弱,其原因是財政政策的乘數效應會增強寬松貨幣政策對經濟的刺激效果。在財政政策效果中,短期反事實優于基準模型,而中長期基準模型的政策效果明顯較短期更顯著,究其原因,擴張性財政政策在短期會通過擴大支出等措施刺激經濟增長,但當經濟過度繁榮(衰退)時,央行會采取緊縮性(擴張性)貨幣政策促使經濟回落(復蘇),從而削弱財政政策對經濟周期的影響效應,但從長期看,只有財政與貨幣政策搭配使用才能更大程度促進經濟增長。

圖7 調控經濟周期目標的反事實政策效果

其次,從調控通貨膨脹的反事實模擬結果看,如圖8所示,在貨幣政策效果中,價格型貨幣政策的基準模型影響效應優于反事實,表明缺乏財政政策的配合,價格型貨幣政策對通貨膨脹的政策效果會減弱,但2013—2018年長期基準模型結果小于反事實模型,究其原因,在此階段中國貨幣政策以調控通貨膨脹為主,而財政政策則主要調控金融風險周期,因而單獨采用貨幣政策的效果優于財政—貨幣政策搭配使用。數量型貨幣政策基準模型的影響效應也大于反事實模型,表明剔除財政政策的影響,將削弱數量型貨幣政策對通貨膨脹的影響,但2007年短期反事實結果更優,其主要原因是2007年擴張性的數量型貨幣政策引發通貨膨脹上升,如若疊加擴張性財政政策勢必導致通貨膨脹飆升,因此,政策當局通過實施緊縮財政政策以抑制通貨膨脹。而財政政策中,只有長期基準模型結果為正,表明剔除貨幣政策的影響,財政政策將減弱對通貨膨脹的政策功效,其可能的原因是,財政政策會通過貨幣渠道影響通貨膨脹,擴張性財政政策將增加貨幣供給,并進一步促進消費增加,進而引發通貨膨脹上升,而當缺乏貨幣政策配合時,必將削弱財政政策對通貨膨脹的調控效果。

圖8 調控通貨膨脹目標的反事實政策效果

最后,從調控金融風險周期反事實模擬結果看,如圖9所示,在貨幣政策效果中,價格型貨幣政策基準模型的政策效果優于反事實,表明剔除財政政策,緊縮性利率政策降低金融風險的功效將減弱,其主要原因是財政政策在應對防范化解金融風險方面具有重要作用,搭配財政政策將強化貨幣政策效果。數量型貨幣政策中,總體基準模型的影響效應大于反事實,而2007—2014年短中期反事實結果大于基準模型,但長期看基準模型的影響效應優于反事實,表明財政政策將削弱數量型貨幣政策對金融風險周期的調控效果,其主要原因是,在此階段,數量型貨幣政策和財政政策短期目標不一致,導致搭配財政政策使用時,數量型貨幣政策對金融風險的影響效應減弱,而長期二者目標一致,將強化彼此的政策效果。在財政政策效果中,基準模型結果為負,而反事實結果均為正,表明當財政和貨幣政策目標均為降低金融風險時,二者搭配使用能進一步強化對方的政策效果,而當財政政策目標不是抑制金融風險上升,即二者目標不一致時,單獨使用財政政策效果更優。

圖9 調控金融風險周期目標的反事實政策效果

六、結論與啟示

本文首先結合TVP-SVAR模型和逆推的方法識別了價格型、數量型貨幣政策和財政政策規則的時變參數,以此刻畫中國兩種類型的貨幣政策和財政政策對經濟周期、通貨膨脹和金融風險周期三大政策目標的演變特征和政策取向。接著,構建了一個宏觀調控政策模型,在此模型基礎上估計了價格型、數量型貨幣政策以及財政政策調控三大目標的政策效果。最后,通過反事實方法測度和評估單一財政政策或貨幣政策以及財政和貨幣政策組合效果。結果表明:(1)貨幣政策有逆周期調控三大目標偏好,在調控經濟周期和通貨膨脹政策目標上,價格型貨幣政策盯住程度較高,而數量型貨幣政策對金融風險周期調控強度更大。(2)中國財政政策具有一定調控經濟穩定和物價穩定的政策偏好,而對金融風險周期更傾向于對金融周期的調整,同時,政策取向會隨著三大目標在某一時刻的重要性不斷進行調整和平衡兼顧,特別是政策取向的偏好強度也具有較強的靈活性和針對性。(3)從政策效果看,價格型貨幣政策對經濟周期、通貨膨脹和金融風險周期有明顯的調控作用,在2008年以前,擴張性數量型貨幣政策和財政政策對產出有拉動效應,而2008年以后影響效應逐漸減弱,寬松的數量型貨幣政策會助推通貨膨脹和金融風險的上升,而擴張性財政政策在以通貨膨脹為目標時有明顯的調控效果,且在特殊時期可通過需求擴張消化金融系統中的風險。(4)從反事實結果看,總體上,只有財政政策和貨幣政策協調配合才有利于調控經濟周期、通貨膨脹和金融風險周期的政策效應最大化。但對經濟周期目標而言,當實施過度財政刺激政策或者經濟過度繁榮(衰退)時,短期會弱化彼此的政策效果,但從長期看,只有財政與貨幣政策搭配使用才能更大程度促進經濟增長。

基于以上結論得出如下政策啟示:第一,注重價格型和數量型貨幣政策的協調使用,充分發揮不同貨幣政策規則的優勢,扎實推進“六穩”“六保”,實現宏觀經濟的綜合治理目標,同時,提高貨幣政策調控的精準度和靈活性,降低貨幣政策的調控成本和對市場的強力干預。第二,中國財政政策在調控三大政策目標上的政策取向存在適時調整過程,具有隨著政策目標動態變化表現出適時調整的特征。因此,在宏觀調控過程中,要充分發揮財政政策在調控宏觀經濟運行上的主動性和靈活性。第三,隨著利率市場化改革程度的加深,價格型貨幣政策效果逐漸增強,因此,要加快從數量型貨幣調控為主的貨幣調控框架轉向以價格型貨幣政策為主的調控框架,改善貨幣政策調控空間和有效性。第四,過度的財政刺激政策會削弱價格型貨幣政策效果,因此,貨幣政策和財政政策在搭配使用時,應適度使用財政政策,從而最大化二者的政策功效。