譚榮華 周大鵬

摘要：財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)周期不同階段體現(xiàn)出不同的政策效果，而財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的調(diào)節(jié)不一定總是有效。也可能財(cái)政政策只在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期具有拉動(dòng)總產(chǎn)出的作用，而在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期對(duì)總產(chǎn)出不具有拉動(dòng)作用。文章以我國(guó)省級(jí)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為樣本，利用向量自回歸模型建模分析后發(fā)現(xiàn)：一方面，經(jīng)濟(jì)周期對(duì)財(cái)政政策效果存在明顯的影響，財(cái)政政策效果在不同經(jīng)濟(jì)周期之間具有不對(duì)稱性另一方面;考慮到經(jīng)濟(jì)周期的影響之后，各省財(cái)政政策體現(xiàn)出的操作方向不再是單一的順周期調(diào)節(jié)方式。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)周期;財(cái)政政策;影響機(jī)制;建模分析

一、 引言

財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)周期不同階段體現(xiàn)出不同的政策效果，貨幣政策也是如此。比如，寬松的貨幣政策在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期起不到拉動(dòng)總需求的作用，比如利率即使降低到零利率區(qū)間，可能出現(xiàn)總支出對(duì)利率不再敏感的情況，即所謂的凱恩斯陷阱。與此類似的是，擴(kuò)張的財(cái)政政策在總需求低迷的時(shí)候，可以通過(guò)改變總需求結(jié)構(gòu)和總量，帶動(dòng)私人部門的投資和消費(fèi)，從而減弱經(jīng)濟(jì)衰退對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的傷害。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于繁榮時(shí)期，緊縮的財(cái)政政策的調(diào)控效果卻可能是非常有限的，原因在于財(cái)政政策具有自身的慣性和剛性，在短期內(nèi)財(cái)政支出不能做出與經(jīng)濟(jì)調(diào)整要求相一致的支出縮減，或者錯(cuò)過(guò)合適的調(diào)整時(shí)期。所以，財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的調(diào)節(jié)不一定總是有效的。可能的情況是，財(cái)政政策只在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期具有拉動(dòng)總產(chǎn)出的作用，而在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期對(duì)總產(chǎn)出并不具有拉動(dòng)作用。對(duì)于財(cái)政支出政策來(lái)說(shuō)，更現(xiàn)實(shí)的描述方式為，財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期的效果要好于經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期的效果，體現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期財(cái)政支出效果要顯著大于經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期財(cái)政支出效果。

二、 經(jīng)濟(jì)周期對(duì)財(cái)政政策效果影響機(jī)理

對(duì)我國(guó)財(cái)政政策效果的考察要綜合兩個(gè)影響因素，一個(gè)是經(jīng)濟(jì)周期因素，一個(gè)是財(cái)政政策效果因素。也就是說(shuō)，如果將全國(guó)整體財(cái)政政策效果看成是輸出變量，那么對(duì)該變量的測(cè)度需要兩個(gè)輸入變量向量：各省經(jīng)濟(jì)周期向量和各省財(cái)政政策效果變量。這種復(fù)雜的關(guān)系可以用下式來(lái)表示：

TFPEt=■wiFPEit（1）

FPEi，t=fi（Ci，t）（2）

其中TFPEt表示在整體上來(lái)看各省財(cái)政政策在t時(shí)的效果，可以分解為各省財(cái)政政策效果的加權(quán)值;FPEit表示第i個(gè)省份財(cái)政政策在t時(shí)的效果;Ci，t表示第i個(gè)省份在t時(shí)所處經(jīng)濟(jì)周期的階段。從中可以發(fā)現(xiàn)，各省財(cái)政政策效果是該省所處經(jīng)濟(jì)周期的函數(shù)。所以，全國(guó)財(cái)政政策取決于各省財(cái)政政策效果，并最終取決于其所處經(jīng)濟(jì)周期階段。如果各省財(cái)政政策對(duì)全國(guó)財(cái)政政策效果影響具有一致性，那么wi將相等;如果各省所處經(jīng)濟(jì)周期對(duì)各省財(cái)政政策影響具有一致性，那么所有fi都將相等;如果各省經(jīng)濟(jì)周期具有同步性，那么所有Ci，t將相等。所以上文討論的內(nèi)容僅僅證明Ci，t是不相等的，接下來(lái)仍需要討論ft是否也是相同的，最終在已知wi的條件下實(shí)現(xiàn)對(duì)全國(guó)財(cái)政政策效果的評(píng)價(jià)。其中對(duì)ft的討論涉及經(jīng)濟(jì)周期對(duì)財(cái)政政策效果影響的非對(duì)稱性。

在對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量進(jìn)行研究的時(shí)候，考察的是各省份對(duì)全國(guó)經(jīng)濟(jì)的總體或綜合情況，忽略了單個(gè)省份的個(gè)體情況。如果假定各省份始終處于經(jīng)濟(jì)周期的同一個(gè)階段，而且假定各省份財(cái)政政策效果完全一致，那么對(duì)全國(guó)經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策效果研究的結(jié)論可以很自然地適應(yīng)于各個(gè)省份。但是，實(shí)際情況可能恰恰相反，不僅各省份之間經(jīng)濟(jì)周期不具有同步性，其財(cái)政政策效果也千差萬(wàn)別。

三、 模型設(shè)計(jì)

我國(guó)各個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)周期不具有同步性，所以不能將各省數(shù)據(jù)簡(jiǎn)單地融合在一起來(lái)進(jìn)行分析，而需要以各省為單位來(lái)分別加以研究。具體來(lái)說(shuō)，利用馬爾科夫轉(zhuǎn)換向量自回歸模型來(lái)對(duì)我國(guó)31個(gè)省份各年度財(cái)政支出增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，考察每一個(gè)省份財(cái)政支出效果在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期與經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期的取值，從而得到經(jīng)濟(jì)周期對(duì)財(cái)政政策效果影響的結(jié)論。

模型變量選取為1978年～2012年我國(guó)31個(gè)省份各年度財(cái)政支出增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率。考慮到財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互影響，可以考慮利用多變量向量自回歸模型來(lái)描述數(shù)據(jù)生成過(guò)程，即：

yt-？滋=A1（yt-1-？滋）+…+Ap（yt-p-？滋）+ut（3）

其中，向量yt=（gdpt，pfet），gdpt表示t時(shí)期某省GDP增長(zhǎng)率，pfet表示t時(shí)期該省財(cái)政支出增長(zhǎng)率。A1，…，Ap表示自相關(guān)系數(shù)，ut為殘差項(xiàng)。由于簡(jiǎn)單的向量自回歸模型中觀測(cè)值并不會(huì)根據(jù)不同的情況來(lái)取不同的數(shù)值，所以觀測(cè)值向量的平均值向量？滋為固定的、取值唯一的向量。這里需要根據(jù)經(jīng)濟(jì)周期的不同階段來(lái)對(duì)模型（3）進(jìn)行非線性化處理，即要采用含有指示變量的形式來(lái)使得自相關(guān)參數(shù)、殘差矩陣參數(shù)或平均值參數(shù)可以根據(jù)周期階段的不同而取不同的值。一般地，可以考慮下面馬爾科夫轉(zhuǎn)換向量自回歸模型：

yt-？滋（st）=A1（st-1）（yt-1-？滋（st-1））+…+Ap（st-p）（yt-p-？滋（st-p））+ut（4）

ut～NID（0，？撞st）（5）

其中st為指示變量，表示在時(shí)間t所處的狀態(tài)，在這里考慮有限個(gè)狀態(tài)的情況，也就是說(shuō)，st可以且只能取從1到M任意一個(gè)數(shù)值，表示st所處的狀態(tài)，也就是可選的數(shù)據(jù)生成過(guò)程。每一個(gè)st都對(duì)應(yīng)一個(gè)線性模型，而整個(gè)模型就可以由M個(gè)線性模型的集合組成，但是這M個(gè)簡(jiǎn)單的線性模型并不是毫無(wú)關(guān)聯(lián)的存在，而是通過(guò)馬爾科夫過(guò)程相互聯(lián)系。也就是要假定本期所處狀態(tài)僅僅取決于上一期所處的狀態(tài)，而與其他期狀態(tài)和自變量等都無(wú)關(guān)系。雖然這仍然是一個(gè)相對(duì)簡(jiǎn)化的假設(shè)，但是會(huì)在很大程度上提高模型對(duì)數(shù)據(jù)關(guān)系的模擬能力。

四、 模型估計(jì)結(jié)果

利用OX軟件得到各省馬爾科夫轉(zhuǎn)換向量自回歸模型的回歸系數(shù)、轉(zhuǎn)移概率矩陣，以及變量動(dòng)態(tài)變化特征統(tǒng)計(jì)量如表1所示，其中截距項(xiàng)、財(cái)政支出一階滯后項(xiàng)系數(shù)、財(cái)政支出二階滯后項(xiàng)系數(shù)分別為模型中各省GDP方程中的回歸系數(shù)。

模型僅僅對(duì)各省經(jīng)濟(jì)周期特征給予了一定的劃分，但是并沒(méi)有說(shuō)明兩個(gè)經(jīng)濟(jì)階段分別為經(jīng)濟(jì)衰退階段還是經(jīng)濟(jì)膨脹階段，需要進(jìn)一步加以考察?？梢愿鶕?jù)截距項(xiàng)的大小來(lái)判斷經(jīng)濟(jì)階段，即將各省截距項(xiàng)較高的階段劃分為經(jīng)濟(jì)繁榮階段，將截距項(xiàng)較低的階段劃分為經(jīng)濟(jì)衰退階段。從表1中可見(jiàn)，各省經(jīng)濟(jì)繁榮階段和經(jīng)濟(jì)衰退階段的平均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率存在很大的區(qū)別。這與各省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平均水平和波動(dòng)水平是密切相關(guān)的。所以，財(cái)政支出政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)作用在經(jīng)濟(jì)周期不同階段具有不對(duì)稱性，經(jīng)濟(jì)周期對(duì)財(cái)政政策效果具有明顯影響：財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)效果較大，而在經(jīng)濟(jì)膨脹時(shí)期效果較小。從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)財(cái)政支出的影響角度來(lái)看，經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的單位沖擊會(huì)提高財(cái)政支出增長(zhǎng)率水平，而在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的單位沖擊會(huì)給財(cái)政支出增長(zhǎng)率帶來(lái)較長(zhǎng)期的負(fù)面影響。

從表1中可看出，有些財(cái)政政策一、二階滯后項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)，這說(shuō)明如果將財(cái)政政策的動(dòng)態(tài)影響和非對(duì)稱性綜合考慮，那么對(duì)于某些省份而言，即使財(cái)政政策采用的是順周期調(diào)節(jié)的方式，但是財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響可能起到逆向調(diào)節(jié)的作用，而不是順向調(diào)節(jié)作用。這是因?yàn)?，如果滯后期系?shù)為負(fù)數(shù)，順經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)的財(cái)政政策意味著，在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)財(cái)政支出增長(zhǎng)率出現(xiàn)下降，而財(cái)政支出的降低提高了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率;在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)財(cái)政支出增長(zhǎng)率出現(xiàn)上升，而財(cái)政支出的增加降低了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。但并沒(méi)有省份的財(cái)政支出政策在兩個(gè)經(jīng)濟(jì)周期階段都體現(xiàn)出了平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的作用。財(cái)政政策在有些省份起到了人為抬高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行水平的作用。

馬爾科夫轉(zhuǎn)換過(guò)程的統(tǒng)計(jì)特征如表2所示，其中自我轉(zhuǎn)換概率為轉(zhuǎn)移概率矩陣的對(duì)角線元素p11和p22，表示本期所處狀態(tài)在下一期能夠得到延續(xù)的概率。各省自我轉(zhuǎn)移概率矩陣顯示，經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的自我維持特征明顯。觀測(cè)值個(gè)數(shù)表示1979年～2012年間各狀態(tài)的年數(shù)。因?yàn)檫@里只假設(shè)一個(gè)狀態(tài)變量st來(lái)決定經(jīng)濟(jì)周期性變化，所以模型只能識(shí)別出一個(gè)最為明顯的周期。對(duì)于一些省份而言，經(jīng)濟(jì)兩個(gè)周期階段持續(xù)期加總所得到的整個(gè)經(jīng)濟(jì)周期長(zhǎng)度在10年之內(nèi)，這說(shuō)明這些省份的主要經(jīng)濟(jì)周期長(zhǎng)度較短。

利用上述參數(shù)估計(jì)可以得到各省經(jīng)濟(jì)階段的劃分。以北京市為例來(lái)進(jìn)行分析，如果在某一時(shí)刻某狀態(tài)出現(xiàn)的概率大于0.5，那么則認(rèn)為在該時(shí)點(diǎn)上經(jīng)濟(jì)處于這個(gè)狀態(tài)對(duì)應(yīng)的階段。又因?yàn)橄到y(tǒng)只含有兩個(gè)狀態(tài)，所以兩個(gè)狀態(tài)保持此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，兩者出現(xiàn)的概率之和為1。北京市在20世紀(jì)80年代初期和1990年左右以及2010年左右均出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)衰退階段，而在其他時(shí)間段則保持了較高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。其中2008年出現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)衰退階段至今已經(jīng)延續(xù)了5年，雖然已經(jīng)超過(guò)了1979年～2012年間經(jīng)濟(jì)衰退階段的平均持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)度，即4.68年，但是并沒(méi)有明顯跡象表明經(jīng)濟(jì)已經(jīng)達(dá)到階段性最低點(diǎn)。鑒于財(cái)政支出政策在經(jīng)濟(jì)衰退階段對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用，可以考慮加大財(cái)政支出政策的力度，并通過(guò)自身結(jié)構(gòu)的合理化設(shè)計(jì)來(lái)充分達(dá)到調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的目標(biāo)。

五、 結(jié)論與分析

一方面，經(jīng)濟(jì)周期對(duì)財(cái)政政策效果存在明顯的影響，財(cái)政政策效果在不同經(jīng)濟(jì)周期之間具有不對(duì)稱性。在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期財(cái)政政策的效果較小，而經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期財(cái)政政策的效果較為顯著。對(duì)于平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的財(cái)政政策來(lái)說(shuō)，一定要重點(diǎn)在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期發(fā)揮積極作用，減少衰退時(shí)期經(jīng)濟(jì)所受到的沖擊，盡快使經(jīng)濟(jì)恢復(fù)增長(zhǎng)動(dòng)力，保持實(shí)際產(chǎn)出水平與潛在產(chǎn)出水平相一致。在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，財(cái)政政策的緊縮效果并不那么明顯，但也具有凱恩斯效應(yīng)，財(cái)政政策仍然是調(diào)整經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的可選手段之一。

另一方面，考慮到經(jīng)濟(jì)周期的影響之后，各省財(cái)政政策體現(xiàn)出的操作方向不再是單一的順周期調(diào)節(jié)方式。某些省份財(cái)政支出增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的滯后影響為負(fù)，但同時(shí)也不存在嚴(yán)格的逆周期調(diào)節(jié)的省份。財(cái)政支出增長(zhǎng)率滯后項(xiàng)的動(dòng)態(tài)影響是否能夠符合逆周期調(diào)節(jié)的基本要求，不僅要考察財(cái)政政策操作方向，還需結(jié)合財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)際作用。

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作者簡(jiǎn)介：譚榮華（1947-），男，漢族，北京市人，中國(guó)人民大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，國(guó)家稅務(wù)總局信息技術(shù)咨詢委員會(huì)委員，稅務(wù)總局“領(lǐng)軍人才計(jì)劃”導(dǎo)師組成員，財(cái)政部“金財(cái)工程”專家咨詢委員會(huì)委員，研究方向?yàn)樨?cái)稅信息化;周大鵬（1986-），男，漢族，江西省上饒市人，中國(guó)人民大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院博士生，研究方向?yàn)樨?cái)稅理論與政策。

收稿日期：2014-12-08。