周 波 張凱麗

一、引言

作為政府宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控工具箱中的重要選項(xiàng)之一，以政府支出和稅收為主要工具的財(cái)政政策，自20世紀(jì)30年代以來一直在宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定中發(fā)揮著重要作用。盡管20世紀(jì)70年代因?yàn)椤皽q”的強(qiáng)有力挑戰(zhàn)，以貨幣主義、理性預(yù)期和供給學(xué)派為突出代表，新經(jīng)濟(jì)自由主義取向的理論批判，以及美國里根和英國撒切爾政府的改革實(shí)踐，都質(zhì)疑了政府財(cái)政宏觀調(diào)控的有效性。

從實(shí)證研究文獻(xiàn)角度來看，為便利起見，評(píng)價(jià)財(cái)政政策宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)或者說財(cái)政宏觀調(diào)控有效性問題通常被歸結(jié)為財(cái)政乘數(shù)問題，而實(shí)證方法則以線性結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)和線性DSGE模型最為常見?；诎ǘ?zhàn)時(shí)期在內(nèi)的美國樣本，Barro和Redlick(2011)[1]研究國防支出和平均邊際所得稅稅率變化對(duì)美國GDP的影響發(fā)現(xiàn)，與暫時(shí)性和持久性國防支出上漲對(duì)應(yīng)的財(cái)政乘數(shù)分別為0.4～0.5以及0.5～0.7，而平均邊際所得稅稅率增加對(duì)應(yīng)的乘數(shù)為-1.1。因而，擴(kuò)張性財(cái)政政策主要通過替代效應(yīng)而非財(cái)富效應(yīng)影響GDP；基于廣為認(rèn)同的Smets和Wouters(2007)[2]提出的DSGE模型，Cogan等(2010)[3]估計(jì)美國復(fù)蘇和再投資法案(ARRA)對(duì)應(yīng)的財(cái)政政策措施的乘數(shù)效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，即便假定聯(lián)邦基金利率保持為0，聯(lián)邦政府支出持久增長的情況下，因?yàn)橄M(fèi)和投資被擠出，乘數(shù)也小于1。其中，第1季度只上漲1%，第二年年末下降到只為0.6%，而4年后只為0.4%?？紤]到消費(fèi)掉全部可支配收入的部分“老”凱恩斯主義拇指規(guī)則居民的可能影響后，雖然乘數(shù)效應(yīng)變得稍微更顯著，但仍然沒有顯著改變數(shù)量結(jié)論。基于新古典經(jīng)濟(jì)增長模型，Leeper等(2010)[4]研究發(fā)現(xiàn)，積累公共資本的執(zhí)行延遲以及關(guān)于赤字為政府支出融資的預(yù)期財(cái)政調(diào)整，是分析擴(kuò)張性政府投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)過程中必須考慮的重要因素。短期內(nèi)，執(zhí)行延遲會(huì)使得政府投資上漲的勞動(dòng)和產(chǎn)出響應(yīng)較小甚至為負(fù)；長期內(nèi)，被預(yù)期到的財(cái)政調(diào)整對(duì)于政府投資的增長效應(yīng)是更重要的。若公共資本缺乏生產(chǎn)效率，則扭曲性的融資方式會(huì)使得政府投資在更長的時(shí)間里具有緊縮效應(yīng)。總體上，線性VAR和線性DSGE模型范式的財(cái)政政策乘數(shù)研究都得出財(cái)政乘數(shù)小于1的結(jié)論，這事實(shí)上意味著擴(kuò)張性財(cái)政政策是無效的。

但是，在2008年次貸危機(jī)引發(fā)的全球經(jīng)濟(jì)衰退的背景下，作為各國應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)衰退的重要實(shí)踐選擇的典型代表，美國ARRA(美國復(fù)蘇和再投資法案，簡稱ARRA，下同)以及中國“四萬億”政府投資對(duì)應(yīng)的財(cái)政刺激，都沒有認(rèn)同上述結(jié)論。事實(shí)上，使用更傳統(tǒng)的大型宏觀經(jīng)濟(jì)模型的實(shí)證研究，為經(jīng)濟(jì)衰退情況下的政府干預(yù)有效性提供了實(shí)證依據(jù)。其中，Romer和Bernstein(2009)[5]、Congressional Budget Office(2009)[6]都是支持美國ARRA將有效增加需求和就業(yè)進(jìn)而提高國內(nèi)生產(chǎn)總值的重要研究成果。比較研究發(fā)現(xiàn)，SVAR以及本質(zhì)上是新凱恩斯主義的DSGE方法，之所以得到與老凱恩斯主義傳統(tǒng)實(shí)證方法相矛盾的預(yù)測，重要的原因在于：前者是基于經(jīng)濟(jì)繁榮和衰退時(shí)期財(cái)政乘數(shù)都相同的理論假設(shè)，排除了狀態(tài)依存型財(cái)政乘數(shù)的可能性，后者主要基于經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期的極端情形，因而財(cái)政乘數(shù)大于1。

作為財(cái)政政策宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)評(píng)價(jià)的一個(gè)重要領(lǐng)域，不同經(jīng)濟(jì)周期態(tài)勢下的財(cái)政政策產(chǎn)出和通貨膨脹效應(yīng)研究重在探究不同宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境或條件對(duì)于財(cái)政政策效應(yīng)規(guī)模及其傳導(dǎo)渠道的影響，能夠?yàn)樨?cái)政政策措施選擇和財(cái)政制度建設(shè)提供適意可行指向。本文將擴(kuò)展Auerbach和Gorodnichenko(2012)[7]的體制轉(zhuǎn)換SVAR模型估計(jì)方法，實(shí)證考察我國不同經(jīng)濟(jì)周期態(tài)勢下財(cái)政政策效應(yīng)。應(yīng)該注意到，基于大國、大政府和大財(cái)政的特定國情，與成熟市場經(jīng)濟(jì)國家僅在經(jīng)濟(jì)衰退背景下進(jìn)行逆向財(cái)政調(diào)控不同，為實(shí)現(xiàn)發(fā)展中國家快速趕超，長期以來，我國政府強(qiáng)烈偏好常態(tài)化的生產(chǎn)性政府支出政策，在基礎(chǔ)設(shè)施等公共資本的生產(chǎn)性支出方面更是著意傾斜(饒曉輝和劉方，2014[8])，由此使得我國生產(chǎn)性政府支出占全部政府財(cái)政支出的比重較高。這意味著，區(qū)分生產(chǎn)性和消費(fèi)性兩大類政府支出并進(jìn)而探究可能的不同產(chǎn)出和通貨膨脹效應(yīng)就變得至關(guān)重要。事實(shí)上，王國靜和田國強(qiáng)(2014)[9]發(fā)現(xiàn)，政府消費(fèi)支出和政府投資支出乘數(shù)差別非常大，因而不區(qū)分生產(chǎn)性和消費(fèi)性政府支出將導(dǎo)致財(cái)政政策宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的估計(jì)偏誤。因而，在考察總量政府支出和稅收等基本財(cái)政工具的基礎(chǔ)上，本文還考慮區(qū)分消費(fèi)性和生產(chǎn)性等細(xì)化財(cái)政支出。

第二部分給出經(jīng)濟(jì)計(jì)量識(shí)別的體制轉(zhuǎn)換模型，交代模型設(shè)定和估計(jì)過程；基于1992—2017年間我國季度數(shù)據(jù)，第三部分實(shí)證識(shí)別我國財(cái)政政策的產(chǎn)出和通貨膨脹效應(yīng)，結(jié)合我國宏觀經(jīng)濟(jì)態(tài)勢演進(jìn)歷史；第四部分解釋財(cái)政政策非線性效果；第五部分是結(jié)論和政策涵義。

二、經(jīng)濟(jì)計(jì)量識(shí)別

(一)模型的設(shè)定

使用體制轉(zhuǎn)換向量自回歸(STVAR)模型刻畫經(jīng)濟(jì)衰退和經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下的不同響應(yīng)。其中，經(jīng)濟(jì)衰退和經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)換是平滑的。STVAR不僅考慮針對(duì)結(jié)構(gòu)性沖擊的不同動(dòng)態(tài)響應(yīng)，而且允許即期響應(yīng)不同。相對(duì)于平滑轉(zhuǎn)換自回歸(STAR，Granger和Teravistra，1993)[10]分別對(duì)每個(gè)體制估計(jì)SVAR，且在特定體制尤其是經(jīng)濟(jì)衰退情形下只有相對(duì)較少觀測值使得估計(jì)不穩(wěn)定、不精確，STVAR的突出優(yōu)勢在于，基于更大規(guī)模的觀測值數(shù)據(jù)集，通過挖掘處于特定體制的程度(亦可被解釋為概率)變化，能夠有效利用更多信息?；鶞?zhǔn)識(shí)別方程為：

Xt=(1-F(zt-1))ΠE(L)Xt-1

+F(zt-1)ΠR(L)Xt-1+ut

(1)

ut～N(0，Ωt)

(2)

Ωt=ΩE(1-F(zt-1))+ΩRF(zt-1)

(3)

(4)

var(zt)=1，E(zt)=0

(5)

拓展Auerbach和Gorodnichenko(2012)[7]的研究，設(shè)定Xt=[Gt，Tt，Yt，πt]′，并以季度數(shù)據(jù)估計(jì)方程。其中，G、T、Y和π分別表示總量政府支出、稅收收入、GDP和通貨膨脹。如式(5)中，轉(zhuǎn)移變量z被標(biāo)準(zhǔn)化為0均值和單位方差，z值主要用于宏觀經(jīng)濟(jì)體制劃分，z>0(z<0)時(shí)為經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張(衰退)體制。度量經(jīng)濟(jì)變量在兩種體制之間轉(zhuǎn)換速度的平滑參數(shù)γ大于0。平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)F(zt)是關(guān)于變量z的單調(diào)連續(xù)上升函數(shù)，如式(4)，采用Logistic形式，取值范圍為[0，1]。由式(1)，F(xiàn)(zt)取0時(shí)，STVAR模型失去狀態(tài)參數(shù)，成為普通的線性向量自回歸模型；F(zt)取1時(shí)，STVAR模型轉(zhuǎn)變?yōu)榱硪环N呈現(xiàn)形式的線性模型。F(zt)≈1(1-F(zt)≈1)意味著經(jīng)濟(jì)處于深度衰退(快速擴(kuò)張)時(shí)期。F(zt)在(0，1)之間轉(zhuǎn)移時(shí)則刻畫在兩種線性模型間的轉(zhuǎn)換過程。

值得強(qiáng)調(diào)的是，結(jié)構(gòu)沖擊存在兩種傳導(dǎo)方式。如式(2)和式(3)，當(dāng)期經(jīng)由擾動(dòng)項(xiàng)ΩR和ΩE的協(xié)方差矩陣傳導(dǎo)；動(dòng)態(tài)則經(jīng)由滯后多項(xiàng)式ΠR(L)和ΠE(L)傳導(dǎo)。ΩR和ΠR(L)被解釋為描述系統(tǒng)處于深度衰退行為，ΩE和ΠE(L)則描述系統(tǒng)處于強(qiáng)烈擴(kuò)張行為。

(二)模型的估計(jì)

使用極大似然法估算模型(1)～模型(5)。對(duì)數(shù)似然函數(shù)為：

(6)

(7)

可重寫為:

進(jìn)而得到：

(8)

{γ，ΩR，ΩE}(對(duì)應(yīng)得到Π和似然值)過程會(huì)得到一個(gè)最優(yōu)值，并且能夠獲得一個(gè)方差誤差項(xiàng)(比如Ωt=const)。模型參數(shù)具有高度非線性特征意味著可能存在多個(gè)局部最優(yōu)值，進(jìn)而需要為{γ，ΩR，ΩE}設(shè)定多組不同初始值。為確保ΩR和ΩE正定，需要借助Ψ={γ，chol(ΩR)，chol(ΩE)，ΠR(L)，ΠE(L)}對(duì)原始待估參數(shù)進(jìn)行替代，chol為喬勒斯基分解。此外，為解決非線性模型中參數(shù)和脈沖響應(yīng)函數(shù)置信區(qū)間的構(gòu)建難題，采用Chernozhukov和Hong(2003)[11](記為CH)馬爾科夫鏈蒙特卡羅(MCMC)算法，求解全局最優(yōu)值和參數(shù)的估值分布。基于構(gòu)造長度為N的馬爾科夫鏈，其實(shí)現(xiàn)過程可概括如下：首先，設(shè)Θ(n)=Ψ(n)+φ(n)，Θ(n)為馬爾科夫鏈的第n+1步候選參數(shù)向量，Ψ(n)是馬爾科夫鏈第n步當(dāng)前參數(shù)向量，φ(n)是從N(0，ΩΨ)分布中隨機(jī)抽取的i.i.d.誤差，ΩΨ是對(duì)角矩陣。其次，馬爾科夫鏈的第n+1步有兩種可能：

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)變量選取與數(shù)據(jù)處理

基準(zhǔn)STVAR模型中，Xt中的G、T、Y和π等變量均以季度數(shù)據(jù)進(jìn)行度量，原始數(shù)據(jù)源自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，樣本區(qū)間為1992年第1季度至2017年第4季度。產(chǎn)出Y以“國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP”季度值度量?？紤]到將服務(wù)價(jià)格計(jì)算在內(nèi)，不僅能更全面地反映物價(jià)變化程度，而且具有與GDP關(guān)系更密切、反映商品經(jīng)過流通環(huán)節(jié)形成最終價(jià)格的優(yōu)勢，將每季度所屬3個(gè)月的月度消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)算術(shù)平均可得季度數(shù)據(jù)，進(jìn)而π=(季度CPI-1)×100%。政府支出G和稅收收入T分別以將每季度所屬三個(gè)月的月度“全國一般公共預(yù)算支出”和“全國稅收收入”數(shù)據(jù)加總得到的季度數(shù)據(jù)度量。G、T和Y三變量都分別以當(dāng)季CPI消除價(jià)格因素影響轉(zhuǎn)變?yōu)檎鎸?shí)值，繼而使用Census X12季節(jié)調(diào)整方法以剔除季節(jié)性因素影響，最后取對(duì)數(shù)。

采用 ADF和PP檢驗(yàn)本文VAR模型各變量序列平穩(wěn)性。如表1所示，原始G、T、Y和π變量序列都不平穩(wěn)，而一階差分序列都至少在5%的顯著性水平上拒絕單位根原假設(shè)，因而4變量同為1階單整序列。進(jìn)一步以Johansen協(xié)整法檢驗(yàn)4變量間的協(xié)整關(guān)系發(fā)現(xiàn)，如表2所示，變量G、T、Y和π間存在顯著協(xié)整關(guān)系。跡檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果表明存在1個(gè)協(xié)整向量，因此可以基于這4個(gè)變量構(gòu)建VAR模型實(shí)證研究。為選擇最優(yōu)滯后期，本文進(jìn)行各種模型形式的選擇檢驗(yàn)，但是檢驗(yàn)結(jié)果(見表3)卻提供不同的最優(yōu)滯后期建議。若依據(jù)LR、FPE和AIC準(zhǔn)則，滯后階數(shù)應(yīng)設(shè)定為6，SC和HQ檢驗(yàn)建議最優(yōu)滯后期分別為1期和2期。鑒于更高的滯后階數(shù)意味著需要估計(jì)更多的參數(shù)，而估計(jì)額外參數(shù)的成本太高，特別是在非線性的STVAR模型中有可能因?yàn)閰?shù)過多而導(dǎo)致無法識(shí)別。因此根據(jù)SC準(zhǔn)則最終確定使用滯后階數(shù)為1的VAR模型。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：R表示協(xié)整方程個(gè)數(shù),后同。

表3 VAR模型滯后階數(shù)的確定

(二)轉(zhuǎn)移變量和平滑參數(shù)選擇

因?yàn)椴淮嬖谵D(zhuǎn)移變量z應(yīng)取何值的理論明確指向，本文選擇將z實(shí)證設(shè)定為季度產(chǎn)出增長率的五季度移動(dòng)平均。[注]本文也嘗試將轉(zhuǎn)移變量z設(shè)定為季度產(chǎn)出增長率的七季度移動(dòng)平均，但實(shí)證檢驗(yàn)表明，兩者并無顯著差異。而且，考慮到樣本容量限制，本文選取五季度移動(dòng)平均作為轉(zhuǎn)移變量以刻畫模型。之所以選擇移動(dòng)平均產(chǎn)出增長率而非常見的產(chǎn)出缺口度量，原因在于：不僅關(guān)于產(chǎn)出缺口的度量方法沒有共識(shí)，而且產(chǎn)出缺口傾向于使經(jīng)濟(jì)衰退顯著滯后，也就是說，即便經(jīng)濟(jì)開始轉(zhuǎn)入快速擴(kuò)張通道，產(chǎn)出缺口仍然很大。更重要的是，就政策對(duì)經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的反饋計(jì)算而言，產(chǎn)出增長率相對(duì)產(chǎn)出缺口濾子序列更容易。值得指出的是，針對(duì)計(jì)算產(chǎn)出增長率五季度移動(dòng)平均過程中所需要的2018年第1和第2季度產(chǎn)出增長率數(shù)據(jù)缺失問題，建立z序列ARMA模型預(yù)測2017年第3和第4季度估計(jì)值，用于STVAR模型識(shí)別。如此，不僅可以使用全部樣本，使得估計(jì)盡可能準(zhǔn)確和穩(wěn)健，而且可以便利地考慮政策變化對(duì)體制狀態(tài)的動(dòng)態(tài)反饋，也就是說，融入政策沖擊能改變體制的事實(shí)。為避免政策行為同期反饋到經(jīng)濟(jì)衰退或擴(kuò)張?bào)w制，以t-1期索引z。

除轉(zhuǎn)移變量z，轉(zhuǎn)移函數(shù)的變動(dòng)趨勢還取決于平滑參數(shù)γ。識(shí)別γ依賴于非線性矩，因?yàn)橛^測值相對(duì)較少，可能導(dǎo)致{ΠR(L)，ΠE(L)，ΩR，ΩE}估計(jì)敏感。Granger和Teravistra(1993)[10]建議將γ設(shè)定為固定值，然后關(guān)于γ進(jìn)行格點(diǎn)搜索，確保{ΠR(L)，ΠE(L)，ΩR，ΩE}估計(jì)對(duì)于γ變化不敏感。參照王成勇和艾春榮(2010)[14]、南士敬和趙春燕(2015)[15]、王偉強(qiáng)(2017)[16]等關(guān)于我國經(jīng)濟(jì)周期劃分中經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期占比約為30%的研究，參數(shù)γ校準(zhǔn)為1.5。對(duì)應(yīng)地，Pr(F(zt-1)>0.45)≈0.3。因而，F(xiàn)(zt-1)>0.45時(shí)，經(jīng)濟(jì)約有30%的時(shí)間處于衰退情形。

如圖1所示，陰影部分對(duì)應(yīng)F(zt-1)>0.45，即經(jīng)濟(jì)處于衰退時(shí)期。結(jié)合F(zt)動(dòng)態(tài)趨勢分析發(fā)現(xiàn)，1994年以來，我國經(jīng)濟(jì)衰退主要發(fā)生在1998年第2季度至2001年第4季度以及2013年第3季度至2016年第4季度兩個(gè)時(shí)期。具體而言，受亞洲金融危機(jī)影響，F(xiàn)(zt-1)自1996年年末開始不斷提高，并在1998年第2季度至2001年第4季度表現(xiàn)出嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)衰退，在2002年后經(jīng)濟(jì)形勢逐步好轉(zhuǎn)后，逐漸退出衰退時(shí)期。受美國次貸危機(jī)影響，第二次向衰退體制轉(zhuǎn)換出現(xiàn)在2009年之后，F(xiàn)(zt-1)開始上升過程。但由于我國迅速采取了“四萬億”政府投資為主要內(nèi)容的積極財(cái)政政策予以應(yīng)對(duì)，經(jīng)濟(jì)惡化形勢在短時(shí)間內(nèi)被遏制，因而F(zt-1)在2010年第3季度迅速下降；2011年第4季度之后，F(xiàn)(zt-1)重啟上升，宏觀經(jīng)濟(jì)再次呈現(xiàn)向衰退體制轉(zhuǎn)移趨勢，于2013年第3季度后進(jìn)入明顯的經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，并于2017年第1季度呈現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)好轉(zhuǎn)態(tài)勢，與我國“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”相吻合。因而，F(xiàn)(zt)動(dòng)態(tài)趨勢與我國經(jīng)濟(jì)周期運(yùn)行實(shí)踐能較好地吻合起來。

圖1 轉(zhuǎn)移函數(shù)與我國衰退體制識(shí)別

資料來源：本文作者繪制，下同。

(三)不同經(jīng)濟(jì)周期態(tài)勢下財(cái)政政策沖擊效應(yīng)識(shí)別及對(duì)比分析

從與線性模型進(jìn)行比較角度，基于經(jīng)濟(jì)在擴(kuò)張和衰退兩種周期狀態(tài)間切換的STVAR模型，本部分探究總量政府支出沖擊和稅收沖擊的產(chǎn)出和通貨膨脹脈沖響應(yīng)，并報(bào)告三種情形下脈沖響應(yīng)的90%置信區(qū)間。

1.總量財(cái)政支出沖擊響應(yīng)。

如圖2所示，一單位正向總量政府支出沖擊后，產(chǎn)出、通貨膨脹和稅收脈沖響應(yīng)在線性VAR以及區(qū)分經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和衰退情形下存在巨大差異。具體而言：線性VAR模型中，產(chǎn)出始終保持不回歸穩(wěn)態(tài)的正向響應(yīng)，通貨膨脹即期下降后進(jìn)而在第3個(gè)季度上漲，于第8個(gè)季度達(dá)到最大值后逐漸衰減至穩(wěn)態(tài)；STVAR模型中，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期，產(chǎn)出響應(yīng)為正，于第3個(gè)季度達(dá)到最大值后隨時(shí)間推移回歸穩(wěn)態(tài)，通貨膨脹響應(yīng)僅在第2個(gè)季度短暫為正，而在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，即期產(chǎn)出響應(yīng)為負(fù)，負(fù)效應(yīng)逐漸減小并在第13個(gè)季度后轉(zhuǎn)為持續(xù)性的正效應(yīng)，而通貨膨脹響應(yīng)為正且呈現(xiàn)隨時(shí)間推移效果漸強(qiáng)趨勢。綜合而言：線性VAR模型中，財(cái)政支出增加，以通貨膨脹短期上漲為代價(jià)，產(chǎn)出持續(xù)上漲；STVAR模型中，財(cái)政支出只在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下具有短期刺激經(jīng)濟(jì)增長和通貨膨脹效應(yīng)，而在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，雖然短期內(nèi)財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)為負(fù)，但在長期內(nèi)則持續(xù)為正，而通貨膨脹效應(yīng)則持續(xù)為正且隨時(shí)間推移日漸嚴(yán)峻。值得注意的是，就政府支出的稅收響應(yīng)而言，其在線性VAR模型中長期持續(xù)為負(fù)，而在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和衰退情形下則都呈現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)并最終回歸穩(wěn)態(tài)模式，其中，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下稅收降低規(guī)模雖然更小，但是相對(duì)經(jīng)濟(jì)衰退情形下更緩慢地收斂。

2.稅收沖擊響應(yīng)。

如圖3所示，一單位正向稅收沖擊后，在線性VAR以及經(jīng)濟(jì)衰退情形下，產(chǎn)出和通貨膨脹都持續(xù)負(fù)向響應(yīng)，但也存在些許差異。其中，線性VAR中的產(chǎn)出下降規(guī)模比經(jīng)濟(jì)衰退情形下更大，而且，與經(jīng)濟(jì)衰退情形下持續(xù)通貨緊縮相比，線性VAR中通貨緊縮在第6個(gè)季度達(dá)到最高水平后回歸穩(wěn)態(tài)。形成鮮明對(duì)比的是，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下，產(chǎn)出響應(yīng)長期微弱為正，微弱為負(fù)的通貨緊縮響應(yīng)快速衰減至穩(wěn)態(tài)。綜合而言，與線性VAR模型相比，在不同經(jīng)濟(jì)周期狀態(tài)下稅收的產(chǎn)出和通貨膨脹影響具有明顯的非對(duì)稱性：與傳統(tǒng)凱恩斯觀點(diǎn)相符，在線性模型中，增加稅收具有長期持續(xù)抑制產(chǎn)出效應(yīng)以及短期通貨緊縮效應(yīng)；在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下，增加稅收具有微弱的產(chǎn)出增長和通貨緊縮效應(yīng)，而在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，增加稅收具有長期持續(xù)抑制產(chǎn)出效應(yīng)以及通貨緊縮效應(yīng)。

(四)基于分類政府支出的財(cái)政政策沖擊效應(yīng)細(xì)化分析

事實(shí)上，生產(chǎn)性和消費(fèi)性政府支出的宏觀經(jīng)濟(jì)影響可能存在差異。消費(fèi)性政府支出與家庭消費(fèi)可能存在互補(bǔ)或替代關(guān)系，進(jìn)而影響家庭效用，而生產(chǎn)性政府支出因其生產(chǎn)性，也可能進(jìn)入企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)而影響產(chǎn)出和通貨膨脹。借鑒王國靜和田國強(qiáng)(2014)[9]的研究，生產(chǎn)性政府支出GI以“固定資產(chǎn)投資”資金總額中源于“國家預(yù)算內(nèi)資金”的部分度量，而消費(fèi)性政府支出GC則由政府財(cái)政支出減去生產(chǎn)性政府支出得到。消除物價(jià)影響、進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整并取自然對(duì)數(shù)處理后，如表4所示，原始GIt和GCt變量序列都不平穩(wěn)，一階差分序列都在1%的顯著性水平上平穩(wěn)。如表5所示，以Johansen法實(shí)證檢驗(yàn)5個(gè)變量GCt、GIt、T、Y和π間協(xié)整關(guān)系發(fā)現(xiàn)存在2個(gè)協(xié)整向量。因而，構(gòu)造Xt=[GIt，GCt，Tt，Yt，πt]′STVAR模型。如表6所示，基于與前文相同原因，再次將VAR模型滯后階數(shù)設(shè)定為1。

圖2 政府支出沖擊響應(yīng)

圖3 稅收沖擊響應(yīng)

表4 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表5 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表6 VAR模型滯后階數(shù)確定

1.生產(chǎn)性政府支出沖擊響應(yīng)。

如圖4所示，一單位正向生產(chǎn)性政府支出沖擊后，在線性VAR以及區(qū)分經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和衰退情形下，產(chǎn)出、通貨膨脹和稅收脈沖響應(yīng)表現(xiàn)迥異。具體而言：線性VAR模型中，產(chǎn)出在前12個(gè)季度負(fù)向響應(yīng)，并于第13個(gè)季度后呈長期正向響應(yīng)，通貨膨脹在前4個(gè)季度負(fù)向響應(yīng)進(jìn)而微弱正向響應(yīng)后于第20個(gè)季度回歸穩(wěn)態(tài)；STVAR模型中，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下，產(chǎn)出即期向上跳躍并長期保持正響應(yīng)，通貨膨脹僅短期微弱正向響應(yīng)，而在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，產(chǎn)出響應(yīng)在前6個(gè)季度沒有明顯變化繼而始終保持長期正向響應(yīng)，而通貨膨脹響應(yīng)則長期為正且呈現(xiàn)隨時(shí)間推移效果漸強(qiáng)趨勢。綜合而言，線性VAR模型中，生產(chǎn)性財(cái)政支出增加，產(chǎn)出短期下降、長期上漲，雖短期通貨緊縮但總體上通貨膨脹壓力變大，而在STVAR模型中，生產(chǎn)性財(cái)政支出在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下以微弱的通貨膨脹為代價(jià)具有刺激經(jīng)濟(jì)增長的長期效應(yīng)，而在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，以通貨膨脹響應(yīng)長期為正且呈現(xiàn)隨時(shí)間推移效果漸強(qiáng)趨勢為代價(jià)，產(chǎn)出在第6個(gè)季度后長期正向響應(yīng)。值得注意的是，就生產(chǎn)性政府支出的稅收響應(yīng)而言，線性VAR中，稅收即期跳升后在第2～5個(gè)季度負(fù)向響應(yīng)進(jìn)而回歸穩(wěn)態(tài)，在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，稅收短期正向響應(yīng)進(jìn)而回歸穩(wěn)態(tài)，而經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下則長期正向響應(yīng)。

圖4 生產(chǎn)性政府支出沖擊

2.消費(fèi)性政府支出沖擊響應(yīng)。

如圖5所示，一單位正向消費(fèi)性政府支出沖擊后，線性VAR模型中，產(chǎn)出始終保持長期正向響應(yīng)，且隨時(shí)間推移產(chǎn)出響應(yīng)逐漸增強(qiáng)，通貨膨脹響應(yīng)短期為負(fù)，于第10個(gè)季度收斂至穩(wěn)態(tài)；STVAR模型中，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下，產(chǎn)出響應(yīng)長期為正且在第2個(gè)季度后基本保持相同上漲水平，通貨膨脹響應(yīng)僅在第2個(gè)季度為正后迅速回歸穩(wěn)態(tài)，而在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，產(chǎn)出表現(xiàn)為不斷增強(qiáng)的正響應(yīng)，通貨膨脹僅在第2和3個(gè)季度短暫為負(fù)后呈現(xiàn)隨時(shí)間推移效果漸強(qiáng)趨勢。綜合而言，線性VAR模型中，消費(fèi)性政府支出增加，通貨膨脹微弱下降后回歸穩(wěn)態(tài)，而產(chǎn)出長期增加。而在STVAR模型中，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下，以短暫微弱的通貨膨脹上漲為代價(jià)，消費(fèi)性財(cái)政支出刺激經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)長期維持在固定正效應(yīng)水平，而在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，消費(fèi)性政府支出發(fā)揮長期刺激經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，但短期通貨緊縮之后的通貨膨脹壓力不斷增大。值得注意的是，就消費(fèi)性政府支出的稅收響應(yīng)而言，在線性VAR以及區(qū)分經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和經(jīng)濟(jì)衰退情形下都為正，雖然衰退情形下的稅收上漲規(guī)模最大，但相對(duì)其他兩種情形更快收斂。

四、基于我國經(jīng)濟(jì)態(tài)勢演進(jìn)的財(cái)政政策效應(yīng)比較分析

(一)線性VAR與STVAR財(cái)政政策效應(yīng)比較分析

為更好地理解財(cái)政政策的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，本部分著重比較線性VAR以及將經(jīng)濟(jì)區(qū)分為擴(kuò)張和衰退兩種態(tài)勢的STVAR情形下稅收以及總量和分類政府支出的產(chǎn)出和通貨膨脹響應(yīng)，并探究總量和分類政府支出的稅收響應(yīng)，詳細(xì)結(jié)果匯總于表7。

從總量政府支出沖擊看，在線性VAR和經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下都得出短期通貨膨脹壓力的實(shí)證響應(yīng)，而產(chǎn)出則呈現(xiàn)出差異性的長期和短期經(jīng)濟(jì)增長響應(yīng)。而在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，以持續(xù)性的通貨膨脹壓力為代價(jià)，產(chǎn)出雖隨時(shí)間推移長期增長，但短期內(nèi)具有擠出產(chǎn)出效應(yīng)。因而，與區(qū)分?jǐn)U張和衰退兩種經(jīng)濟(jì)情勢的STVAR實(shí)證識(shí)別相比，以線性VAR實(shí)證識(shí)別總量政府支出沖擊響應(yīng)，不僅會(huì)誤識(shí)別經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下的產(chǎn)出響應(yīng)，而且會(huì)誤識(shí)別經(jīng)濟(jì)衰退情形下的產(chǎn)出和通貨膨脹響應(yīng)。

圖5 消費(fèi)性政府支出沖擊

表7 線性VAR與STVAR財(cái)政政策效應(yīng)比較

更進(jìn)一步從分類政府支出沖擊角度分析。就消費(fèi)性政府支出而言，在線性VAR以及經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和經(jīng)濟(jì)衰退情形下，產(chǎn)出響應(yīng)都一致地長期為正，而通貨膨脹響應(yīng)則存在較大差異：與在線性VAR情形下的短期微弱通貨緊縮形成鮮明對(duì)比，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下短期微弱為正，而在經(jīng)濟(jì)衰退情形下短期通貨緊縮后長期為正。這意味著，從消費(fèi)性政府支出這一更細(xì)化的分類政府支出沖擊角度看，與區(qū)分?jǐn)U張和衰退兩種經(jīng)濟(jì)情勢的STVAR實(shí)證識(shí)別相比，雖然以線性VAR實(shí)證識(shí)別產(chǎn)出響應(yīng)不存在差異，但會(huì)誤識(shí)別經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和衰退情形下的通貨膨脹響應(yīng)。

就生產(chǎn)性政府支出而言，雖然在線性VAR和經(jīng)濟(jì)衰退情形下短期內(nèi)分別為擠出和無明顯響應(yīng)，但總體上，在線性VAR以及經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和經(jīng)濟(jì)衰退情形下，產(chǎn)出響應(yīng)都長期為正，而通貨膨脹響應(yīng)再次呈現(xiàn)較大差異：與在線性VAR情形下的短期通貨緊縮后為正形成鮮明對(duì)比，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下短期微弱為正，而在經(jīng)濟(jì)衰退情形下則長期為正。故而，與總量政府支出和消費(fèi)性政府支出兩類政府支出相比，生產(chǎn)性政府支出在線性VAR和STVAR情形下的產(chǎn)出和通貨膨脹響應(yīng)差異更大。

(二)不同經(jīng)濟(jì)態(tài)勢下財(cái)政政策干預(yù)的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)比較分析

簡單起見，結(jié)合我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢變化，探討政府支出和稅收政策沖擊效應(yīng)。如圖6和圖7所揭示，將政府支出區(qū)分為生產(chǎn)性政府支出和消費(fèi)性政府支出，并考慮兩者與GDP波動(dòng)趨勢發(fā)現(xiàn)，大體上，前者呈現(xiàn)“逆風(fēng)而動(dòng)”特征，而后者順周期特征明顯。

圖6 生產(chǎn)性政府支出與GDP偏離

圖7 消費(fèi)性政府支出與GDP偏離

1.經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下財(cái)政政策組合考量。

在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下，以短期通貨膨脹為代價(jià)，總量政府支出外生增加，刺激經(jīng)濟(jì)短期增長，這似可解釋樣本期間中國增長型經(jīng)濟(jì)周期中總體上高經(jīng)濟(jì)增長和低通貨膨脹經(jīng)濟(jì)奇跡。受財(cái)政自動(dòng)穩(wěn)定器影響，若消費(fèi)性政府支出外生上漲，則以短期微弱通貨膨脹為代價(jià)，能夠產(chǎn)生長期刺激經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)?？傮w上，雖生產(chǎn)性政府支出外生下降，但我國長期執(zhí)行以GDP為主的政績考核機(jī)制(Li和Zhou，2003[17])以及與此匹配的地方官員任免制度，地方政府基于上級(jí)政府評(píng)價(jià)的“自上而下的標(biāo)尺競爭”(張晏和龔六堂，2005[18]；周黎安，2004[19]，2007[20]；王永欽等，2007[21])，成為驅(qū)動(dòng)生產(chǎn)性政府支出外生增長的制度依據(jù)。生產(chǎn)性政府支出外生增加，同樣以短期微弱通貨膨脹為代價(jià)，產(chǎn)生長期刺激經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)；與此對(duì)應(yīng)，雖然在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期消費(fèi)性和生產(chǎn)性政府支出都外生上漲，進(jìn)而分別帶來稅收短期和長期上漲響應(yīng)，但考慮到稅收上漲實(shí)際上為消費(fèi)性和生產(chǎn)性政府支出增加融資，故而，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期，稅收沖擊產(chǎn)生微弱的長期刺激經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)和微弱的短期通貨膨脹緊縮效應(yīng)。

2.經(jīng)濟(jì)衰退情形下財(cái)政政策組合考量。

在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，總量政府支出外生增加雖然能夠在長期內(nèi)刺激經(jīng)濟(jì)增長，但并沒有取得顯著的短期經(jīng)濟(jì)增長效果，相反短期內(nèi)具有擠出產(chǎn)出效應(yīng)，不僅如此，還產(chǎn)生長期通貨膨脹壓力的負(fù)面效應(yīng)。這可以從如下幾個(gè)方面進(jìn)行解釋。

首先，遵循“逆風(fēng)而行”調(diào)控操作模式，生產(chǎn)性政府支出外生增加將在承受長期通貨膨脹壓力的情況下，在第6個(gè)季度后才實(shí)現(xiàn)長期刺激經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。如Cogan等(2010)[3]的研究，基于政府支出暫時(shí)上漲以及零利率政策只執(zhí)行有限期的新凱恩斯主義模型，政府購買沖擊以及稅收返還和暫時(shí)性轉(zhuǎn)移影響只有Romer和Bernstein(2009)[5]研究結(jié)果的六分之一弱。這可以從政府支出的時(shí)機(jī)以及居民前瞻視角進(jìn)行解釋。在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，居民和企業(yè)會(huì)預(yù)期到政府支出上漲且最終要由較高的稅收融資。政府財(cái)政支出執(zhí)行時(shí)滯的負(fù)向影響與較高的預(yù)期未來稅收關(guān)于私人消費(fèi)的負(fù)向財(cái)富效應(yīng)相結(jié)合，將降低財(cái)政刺激的正向影響。而且，政府支出/GDP份額持續(xù)上漲最終將提高真實(shí)利率，將擠出私人消費(fèi)和投資等GDP組成部分，為政府支出上漲提供空間，導(dǎo)致財(cái)政乘數(shù)小于1。

而且，我們注意到，在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，與本應(yīng)減稅刺激經(jīng)濟(jì)增長相反，生產(chǎn)性政府支出外生增加，將引致稅收短期上漲。就此而言，我國稅收收入持續(xù)高于同期GDP高速增長這一引人矚目且獨(dú)特的“難解之謎”(高培勇，2006[22])，似乎可以得到解釋。如圖8和9所示，以1996年為分水嶺，1992—2017年間，我國季度和年度稅收收入/GDP比都呈現(xiàn)獨(dú)特V型發(fā)展演變歷程。在張馨和康鋒莉(2007)[23]看來，稅收收入增加沒有遲滯積極財(cái)政政策效應(yīng)，也沒有加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。從經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)來看，如圖10所示，伴隨1994年GDP增長率達(dá)到20世紀(jì)90年代以來36.34%的最高增幅，1993年稅收收入增幅也上升為29.70%的最高水平。在經(jīng)濟(jì)下滑階段，1998年稅收收入增幅12.49%，為1990—2008年間最低水平，而2016年稅收收入增幅降至4.35%，再創(chuàng)財(cái)政收入增幅低點(diǎn)。但如圖11所示，總體而言，我國稅收偏離與GDP偏離并不存在一致性的順或反周期特征。賈俊雪(2012)[24]認(rèn)為，我國稅收收入持續(xù)高速增長更多地表現(xiàn)為稅收政策對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)走勢特別是政府債務(wù)狀況變化的系統(tǒng)性反應(yīng)，具有較強(qiáng)規(guī)則性和政策性，能夠確保宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定尤其是政府債務(wù)可持續(xù)性。

從政策實(shí)踐驅(qū)動(dòng)因素角度分析發(fā)現(xiàn)，為有效應(yīng)對(duì)亞洲金融危機(jī)，以大幅增加生產(chǎn)性政府支出為核心特點(diǎn)的反周期積極財(cái)政政策導(dǎo)致政府債務(wù)規(guī)?？焖僭黾樱覈鴮?shí)施中央政府主導(dǎo)的自上而下的稅收征管強(qiáng)化“運(yùn)動(dòng)”并日益常態(tài)化(高培勇，2006[22])。[注]王立勇和李富強(qiáng)(2009)[25]認(rèn)為，政府刺激經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的愿望要比保持經(jīng)濟(jì)繁榮的意愿更為強(qiáng)烈，政府更喜歡在經(jīng)濟(jì)回升階段對(duì)稅收規(guī)模進(jìn)行限制，由此，財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)蕭條期可能比經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期更有力。不僅如此，四萬億政府投資帶來財(cái)政赤字和政府債務(wù)規(guī)模大幅攀升的情況下，在增值稅轉(zhuǎn)型、提高出口退稅率等減稅政策以刺激經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，財(cái)稅當(dāng)局大幅提升稅收征管力度，使得我國稅收收入規(guī)模只在2008年出現(xiàn)明顯下降，但沒有改變1996年以來持續(xù)增加的態(tài)勢。因而，政府的強(qiáng)烈“支出饑渴”沖動(dòng)轉(zhuǎn)化為強(qiáng)勁的“收入饑渴”沖動(dòng)，進(jìn)而驅(qū)動(dòng)稅收收入連年超高速增長，使得經(jīng)濟(jì)衰退情形下我國財(cái)政政策工具組合呈現(xiàn)出高政府支出-高稅收收入模式。就此而言，經(jīng)濟(jì)衰退情形下，生產(chǎn)性政府支出上漲，誘致以稅收征管強(qiáng)化“運(yùn)動(dòng)”體現(xiàn)的稅收外生增加，帶來長期持續(xù)通貨緊縮以及產(chǎn)出長期持續(xù)為負(fù)效應(yīng)，不僅會(huì)抵消減稅將帶來的逆向調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，而且與生產(chǎn)性政府支出在相反方向上產(chǎn)生相抵消的產(chǎn)出和通貨膨脹效應(yīng)。

圖8 季度稅收收入/GDP比

圖9 年度稅收收入/GDP比

圖10 稅收收入增幅與GDP增長率

圖11 稅收收入與GDP偏離

其次，由于更偏好使用生產(chǎn)性政府支出手段對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行干預(yù)，消費(fèi)性政府支出具有明顯的順周期特征。在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，消費(fèi)性政府支出下降或外生上漲幅度下降。由此，難以發(fā)揮經(jīng)濟(jì)衰退情形下消費(fèi)性政府支出外生增加刺激經(jīng)濟(jì)長期增長效應(yīng)，當(dāng)然，通貨膨脹短期緊縮進(jìn)而長期內(nèi)通貨膨脹壓力巨大效應(yīng)也得以避免。

某種程度上，經(jīng)濟(jì)衰退情形下消費(fèi)性政府支出下降與我國政府追求經(jīng)濟(jì)增長情結(jié)主導(dǎo)下的生產(chǎn)性支出偏向有關(guān)，也與世界其他國家干預(yù)經(jīng)濟(jì)周期的財(cái)政政策工具包存在根本區(qū)別。2007—2009年衰退期間，美聯(lián)儲(chǔ)在2007年夏將聯(lián)邦基金利率迅速降低500多個(gè)基點(diǎn)，從而自2008年12月起實(shí)際上就位于零邊界。2009年年初，在2008年1 250億美元經(jīng)濟(jì)刺激法案基礎(chǔ)上，美國國會(huì)又通過復(fù)蘇和再投資法案。值得注意的是，一方面，總額7 870億美元的美國財(cái)政刺激包并不直接轉(zhuǎn)化為政府購買商品和勞務(wù)的持久上漲，因?yàn)榻^大多數(shù)法律授權(quán)的購買都是一次性、分步實(shí)施的，并且最大的一份購買需在4年內(nèi)完成；另一方面，并非全部財(cái)政刺激都用于政府購買商品和勞務(wù)，也遠(yuǎn)非全部用于生產(chǎn)性政府支出。因?yàn)榧s一半的財(cái)政刺激用于失業(yè)援助、營養(yǎng)救濟(jì)、健康和福利支出等轉(zhuǎn)移支付以及暫時(shí)性稅收削減。Romer和Bernstein(2009)[5]計(jì)算表明，2009年財(cái)政刺激包將在2010年第4季度提高GDP 3.6%，為成功說服議員和選民投票支持復(fù)蘇和再投資法案提供實(shí)證支持。當(dāng)然，其計(jì)算的重要假設(shè)是政府支出能夠持久上漲以及美聯(lián)儲(chǔ)持續(xù)實(shí)施零利率政策。事實(shí)上，Sargent和Wallace(1975)[26]指出，考慮到居民和企業(yè)的理性預(yù)期，應(yīng)禁止實(shí)施純粹的固定利率政策，因?yàn)榫用窈推髽I(yè)的通貨膨脹預(yù)期將失去目標(biāo)并混亂起來，這帶來價(jià)格水平向上螺旋型爆炸的災(zāi)難性經(jīng)濟(jì)后果。如圖12所示，1992年第4季度—1995年第3季度、2003年第4季度—2005年第2季度、2007年第1季度—2008年第4季度以及2010年第1季度—2011年第4季度期間，我國通貨膨脹率高于以銀行間7天同業(yè)拆借利率衡量市場利率以及以中央銀行確定的三個(gè)月期人民幣基準(zhǔn)存款利率衡量的中央銀行政策利率，真實(shí)利率為負(fù)。名義利率大體保持固定在接近零的較低水平并因而低于通貨膨脹的情況下，外生提高政府支出將導(dǎo)致通貨膨脹提高且無限制加速，形成惡性通貨膨脹。這就解釋了經(jīng)濟(jì)衰退情形下生產(chǎn)性政府支出外生增加帶來通貨膨脹持續(xù)上漲的典型事實(shí)。

圖12 20世紀(jì)90年代以來我國基準(zhǔn)存款和銀行間同業(yè)拆借利率變化

五、結(jié)論與政策涵義

與線性VAR假定經(jīng)濟(jì)繁榮和經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期財(cái)政政策效應(yīng)都相同的理論假設(shè)不同，本文考慮不同經(jīng)濟(jì)周期態(tài)勢下財(cái)政政策產(chǎn)出和通貨膨脹效應(yīng)可能存在的潛在差異性，并使用體制平滑轉(zhuǎn)換向量自回歸(STVAR)模型進(jìn)行實(shí)證識(shí)別。研究發(fā)現(xiàn)：其一，與區(qū)分?jǐn)U張和衰退兩種經(jīng)濟(jì)情勢的STVAR實(shí)證識(shí)別相比，以線性VAR實(shí)證識(shí)別總量政府支出沖擊響應(yīng)，不僅會(huì)誤識(shí)別經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下的產(chǎn)出響應(yīng)，而且會(huì)誤識(shí)別經(jīng)濟(jì)衰退情形下的產(chǎn)出和通貨膨脹響應(yīng)。更進(jìn)一步從分類政府支出沖擊看，就消費(fèi)性政府支出而言，雖然以線性VAR實(shí)證識(shí)別產(chǎn)出響應(yīng)不存在差異，但會(huì)誤識(shí)別經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和衰退情形下的通貨膨脹響應(yīng)；就生產(chǎn)性政府支出而言，線性VAR和STVAR情形下的產(chǎn)出和通貨膨脹響應(yīng)差異更大。其二，綜合考量線性VAR和非線性STVAR情形下，稅收沖擊的產(chǎn)出和通貨膨脹響應(yīng)以及總量政府和分類政府支出的稅收響應(yīng)，使得不同經(jīng)濟(jì)態(tài)勢下的財(cái)政政策選擇變得更加復(fù)雜。一方面，與線性VAR情形下稅收沖擊具有長期擠出產(chǎn)出效應(yīng)和短期通貨膨脹緊縮效應(yīng)相類似，正向稅收沖擊在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下都變得微弱，但在經(jīng)濟(jì)衰退情形下分別轉(zhuǎn)變?yōu)殚L期持續(xù)擠出產(chǎn)出效應(yīng)和長期持續(xù)通貨膨脹緊縮效應(yīng)。因而，經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，稅收的負(fù)向財(cái)富效應(yīng)居主導(dǎo)地位，而在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期替代效應(yīng)處于微弱主導(dǎo)地位。另一方面，線性VAR情形下總量政府支出沖擊的稅收響應(yīng)長期為負(fù)，非線性VAR情形下稅收短期負(fù)向響應(yīng)；正向消費(fèi)性政府支出沖擊的稅收響應(yīng)在線性VAR和非線性STVAR情形下都為正向；與線性VAR情形下正向生產(chǎn)性政府支出沖擊后稅收即期跳升后短期為負(fù)不同，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和經(jīng)濟(jì)衰退情形下正向生產(chǎn)性政府支出沖擊的稅收響應(yīng)長期和短期均為正。

探究不同宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境或條件對(duì)于財(cái)政政策效應(yīng)規(guī)模及其傳導(dǎo)渠道的影響，可以為財(cái)政政策措施選擇和財(cái)政制度建設(shè)提供適意可行指向。其一，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張情形下，消費(fèi)性和生產(chǎn)性政府支出外生上漲，都以短期微弱通貨膨脹為代價(jià)，產(chǎn)生長期刺激經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，以及稅收短期和長期上漲響應(yīng)。考慮到稅收上漲為消費(fèi)性和生產(chǎn)性政府支出增加融資，故而，稅收沖擊產(chǎn)生微弱的長期刺激經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)和微弱的短期通貨膨脹緊縮效應(yīng)。綜合而言，以短期通貨膨脹為代價(jià)，總量政府支出外生增加，刺激經(jīng)濟(jì)短期增長，這似可解釋樣本期間中國增長型經(jīng)濟(jì)周期中總體上高經(jīng)濟(jì)增長和低通貨膨脹經(jīng)濟(jì)奇跡。其二，在經(jīng)濟(jì)衰退情形下，生產(chǎn)性政府支出外生增加，將在承受長期通貨膨脹壓力的情況下，在第6個(gè)季度后才實(shí)現(xiàn)長期刺激經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。這是因?yàn)榫用窈推髽I(yè)會(huì)預(yù)期到政府支出上漲且最終要由較高的稅收融資。政府財(cái)政支出執(zhí)行時(shí)滯的負(fù)向影響與較高的預(yù)期未來稅收關(guān)于私人消費(fèi)的負(fù)向財(cái)富效應(yīng)相結(jié)合，將降低財(cái)政刺激的正向影響。而且，生產(chǎn)性政府支出外生增加，將引致稅收短期上漲，使我國財(cái)政政策工具組合呈現(xiàn)出高政府支出-高稅收收入模式。以稅收征管強(qiáng)化“運(yùn)動(dòng)”體現(xiàn)的稅收外生增加，帶來長期持續(xù)通貨緊縮以及產(chǎn)出長期持續(xù)為負(fù)效應(yīng)，不僅會(huì)抵消減稅將帶來的逆向調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，而且與生產(chǎn)性政府支出在相反方向上產(chǎn)生相抵消的產(chǎn)出和通貨膨脹效應(yīng)。由此，“相機(jī)抉擇”的財(cái)政政策雖承載應(yīng)對(duì)外部經(jīng)濟(jì)沖擊引發(fā)產(chǎn)出波動(dòng)的政策意圖，但與直覺相悖地發(fā)揮破壞產(chǎn)出穩(wěn)定性的作用(周波，2014[27])。由于更偏好使用生產(chǎn)性政府支出手段對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行干預(yù)，呈現(xiàn)明顯順周期特征的消費(fèi)性政府支出下降或外生上漲幅度下降，使得經(jīng)濟(jì)衰退情形下消費(fèi)性政府支出外生增加刺激經(jīng)濟(jì)長期增長效應(yīng)難以發(fā)揮，當(dāng)然通貨膨脹短期緊縮進(jìn)而長期內(nèi)通貨膨脹壓力巨大效應(yīng)也得以避免。兩者結(jié)合起來可以解釋，總量政府支出外生增加雖在長期內(nèi)刺激經(jīng)濟(jì)增長，但并沒有取得顯著的短期經(jīng)濟(jì)增長效果，相反，短期內(nèi)具有擠出產(chǎn)出效應(yīng)，而且還將產(chǎn)生長期通貨膨脹壓力的負(fù)面效應(yīng)。這事實(shí)上意味著，應(yīng)針對(duì)不同經(jīng)濟(jì)態(tài)勢選擇適當(dāng)?shù)呢?cái)政政策工具組合。進(jìn)而言之，應(yīng)重視消費(fèi)性政府支出穩(wěn)定產(chǎn)出和通貨膨脹作用，反思經(jīng)濟(jì)衰退情形下增加生產(chǎn)性政府支出和總政府支出短期刺激產(chǎn)出增加的思維和操作模式，以注重引導(dǎo)預(yù)期、培育經(jīng)濟(jì)內(nèi)生力為導(dǎo)向，在適度控制政府支出的前提下降低宏觀稅負(fù)，扭轉(zhuǎn)高政府支出-高稅收(財(cái)政)收入模式。