付一婷 陳志宏 孫玉祥
摘? ?要:本文運(yùn)用時(shí)變參數(shù)向量自回歸(TVP-VAR)模型、時(shí)變格蘭杰模型和具有區(qū)制轉(zhuǎn)移特征的局部投影模型,研究中國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的時(shí)變關(guān)聯(lián)、因果次序以及政策互動(dòng)視角下的財(cái)政貨幣政策有效性問題。研究發(fā)現(xiàn):(1)我國財(cái)政政策周期和貨幣政策周期的變動(dòng)會(huì)促使經(jīng)濟(jì)周期同向變動(dòng),合理運(yùn)用財(cái)政政策和貨幣政策可以有效調(diào)控經(jīng)濟(jì)周期;我國財(cái)政政策具有順周期特征,但順周期的程度在不斷減弱,而數(shù)量型貨幣政策應(yīng)對經(jīng)濟(jì)周期的立場一直表現(xiàn)出逆周期特性,但對經(jīng)濟(jì)周期沖擊和通貨膨脹沖擊的反應(yīng)程度在不斷減弱,這可能歸咎于“金融穩(wěn)定”“區(qū)間調(diào)控”或“量價(jià)轉(zhuǎn)型”。(2)我國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的格蘭杰因果關(guān)系主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)周期和貨幣政策周期之間,且只有在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)之后兩者才呈現(xiàn)出明顯的耦合關(guān)系。(3)當(dāng)前我國財(cái)政政策和貨幣政策的互動(dòng)模式的主要功效是提升了各自穩(wěn)增長的短期有效性,而中長期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不顯著。
關(guān)鍵詞:經(jīng)濟(jì)周期;財(cái)政政策;貨幣政策;格蘭杰因果關(guān)系;政策效率測度
中圖分類號(hào):F820.1? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A? 文章編號(hào):1674-2265(2023)02-0003-13
DOI:10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.02.001
一、問題簡述和文獻(xiàn)回顧
從1978年改革開放,到當(dāng)前新發(fā)展格局的確立,中國已在高低起伏的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)中實(shí)現(xiàn)了均值意義上的長周期高速經(jīng)濟(jì)增長,形成了具備中國特色的增長型經(jīng)濟(jì)周期。中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的突出特征在于增長的穩(wěn)定性和可持續(xù)性(劉偉和蔡志洲,2021)[1],即便是面對突如其來的負(fù)面沖擊,強(qiáng)有力的政策設(shè)計(jì)也足以抵御危機(jī)擾動(dòng)和淡化衰退風(fēng)險(xiǎn),這個(gè)事實(shí)在國際金融危機(jī)時(shí)期和新冠肺炎疫情全球蔓延時(shí)期體現(xiàn)得淋漓盡致。自從經(jīng)濟(jì)周期理論誕生以來,學(xué)界對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的成因爭論不休,主流的觀點(diǎn)仍聚焦對于內(nèi)生周期論和外生沖擊論的探討,卻對經(jīng)濟(jì)周期與經(jīng)濟(jì)政策周期之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)知之甚少。在這個(gè)意義上,政治經(jīng)濟(jì)周期理論和貨幣經(jīng)濟(jì)周期理論的發(fā)展,在一定程度上解釋了政府行為(例如政治集團(tuán)之間的博弈互動(dòng))和貨幣因素對經(jīng)濟(jì)周期的重要影響。但前者限定于西方獨(dú)有的黨派選舉制度,與中國的相關(guān)制度安排相去甚遠(yuǎn),參考價(jià)值大大削弱,而后者仍處于初步探索和不斷完善之中,也未能形成對中國現(xiàn)實(shí)的更強(qiáng)解釋力??紤]到我國經(jīng)濟(jì)政策在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長和熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)中凸顯的重要作用,本文將基于中國視角,實(shí)證研究中國經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期之間的時(shí)變關(guān)聯(lián)機(jī)制問題??傮w而言,本文將解決現(xiàn)有研究中懸而未決的三個(gè)問題:第一,經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期具備何種時(shí)變關(guān)聯(lián)機(jī)制,以及這種時(shí)變關(guān)系的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)因素是什么?第二,經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的先動(dòng)后動(dòng)模式如何,孰為因,孰為果,以及這種因果關(guān)系是否隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的變化而變化?第三,財(cái)政政策和貨幣政策作為調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)和淡化周期波動(dòng)的兩大政策手段,其有效性是否隨著兩種政策互動(dòng)模式的改變而改變,貨幣政策反應(yīng)是否對財(cái)政政策有效性產(chǎn)生重要影響,財(cái)政政策反應(yīng)是否對貨幣政策效率發(fā)揮積極作用?
首先,不同經(jīng)濟(jì)周期階段的經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控之所以重要,不僅僅是因?yàn)樗莒倨蕉唐谥芷谛圆▌?dòng),還在于它可能會(huì)產(chǎn)生持久和滯后的中長期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。盡管標(biāo)準(zhǔn)的菲利普斯曲線指出需求沖擊只能影響短期失業(yè)率,長期失業(yè)率將回到原有的自然失業(yè)率水平,但滯后假說(hysteresis hypothesis)卻認(rèn)為自然失業(yè)率具有路徑依賴,周期性失業(yè)可能會(huì)通過人力資本流失等途徑永久性地推高自然失業(yè)率(Blanchard和Summers,1987)[2]。一些經(jīng)驗(yàn)研究,如Bashar(2011)[3]也發(fā)現(xiàn)總需求沖擊可以通過影響整體經(jīng)濟(jì)的勞動(dòng)生產(chǎn)率改變長期總供給曲線,進(jìn)而對產(chǎn)出水平造成永久性的影響。在經(jīng)濟(jì)蕭條中,長期失業(yè)可能導(dǎo)致工人技能喪失,使得短期周期性失業(yè)轉(zhuǎn)化為長期結(jié)構(gòu)性失業(yè),最終造成全要素生產(chǎn)率和潛在產(chǎn)出增速的下滑。因此,實(shí)施逆周期的經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定短期經(jīng)濟(jì)需求有利于防止反向薩伊定律①的發(fā)生,可以避免潛在產(chǎn)出下降和中長期的社會(huì)福利損失。
那么,中國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的匹配模式和互動(dòng)機(jī)制究竟是怎樣的?我國財(cái)政政策和貨幣政策的調(diào)控范式是否嚴(yán)格遵循逆周期立場?從國內(nèi)研究現(xiàn)狀看,財(cái)政政策存在著一定程度的順周期特征。財(cái)政分權(quán)體制下,地方政府的財(cái)政支出占全國財(cái)政支出比例超過80%,地方層面的財(cái)政行為很大程度決定了國家層面的財(cái)政政策周期性特征。由于地方政府更加注重轄區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長,一些非理性因素,例如政治晉升激勵(lì)、預(yù)算軟約束、地方政府投資競爭、“黨代會(huì)”周期等等(肖潔等,2015;郭慶旺和趙旭杰,2012;毛捷等,2019;王立勇和祝靈秀,2019)[4-7],都有可能促使地方政府在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期利用更為充足的財(cái)政資源進(jìn)行基建投資擴(kuò)張,從而加劇經(jīng)濟(jì)過熱。相比之下,中央政府更具有系統(tǒng)性思維和全局性觀念,不僅會(huì)在經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期采取多種手段(包括財(cái)政手段和行政手段)規(guī)范地方財(cái)政支出行為以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行(賈俊雪等,2012)[8],還會(huì)在國內(nèi)面臨重大負(fù)面沖擊時(shí)牽頭發(fā)動(dòng)各層級地方政府的力量,實(shí)施大力度的逆周期擴(kuò)張。從委托—代理關(guān)系看,中央政府和地方政府之間的目標(biāo)偏好差異是導(dǎo)致我國財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期具有明顯的逆周期特征,但在正常時(shí)期仍然存在順周期特征的重要原因。國內(nèi)對貨幣政策周期性進(jìn)行直接探討的文獻(xiàn)很少,但張小宇和劉金全(2013)[9]研究發(fā)現(xiàn)我國貨幣政策具有明顯的規(guī)避經(jīng)濟(jì)收縮偏好,尤其是在經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期。這從側(cè)面論證了我國貨幣政策立場是逆周期的,中央銀行同時(shí)將穩(wěn)定物價(jià)和穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)周期置于重要的地位。從歷年來發(fā)布的《中國貨幣政策執(zhí)行報(bào)告》看,“穩(wěn)健”一詞貫穿了二十年來的貨幣政策歷程,這究竟是“用詞審慎”的緣故,還是真實(shí)地描繪出中國貨幣政策調(diào)控范式的“居中”之道?與此同時(shí),國際金融危機(jī)爆發(fā)后,學(xué)界開始探討貨幣政策是否應(yīng)當(dāng)將金融穩(wěn)定納入目標(biāo)框架。當(dāng)貨幣政策具有穩(wěn)通脹、穩(wěn)增長和穩(wěn)金融的多重目標(biāo)時(shí),由于不同目標(biāo)對于貨幣政策調(diào)控需求的方向并非完全一致,貨幣政策就要根據(jù)不同階段的經(jīng)濟(jì)狀況做出相機(jī)抉擇。例如,在經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行時(shí)期,貨幣政策以穩(wěn)定通脹為主,但在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期,貨幣政策應(yīng)該以穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)周期為主。這些事實(shí)意味著經(jīng)濟(jì)政策的規(guī)則制定和相機(jī)選擇,可能會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)周期階段的遷移和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的轉(zhuǎn)變而改變??坍嬤@種時(shí)變性對于理解經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的關(guān)聯(lián)機(jī)制變化至關(guān)重要。本文將使用時(shí)變參數(shù)向量自回歸(TVP-VAR)模型,論證不同時(shí)點(diǎn)財(cái)政政策周期和貨幣政策周期如何對經(jīng)濟(jì)周期變化做出反應(yīng),以及財(cái)政政策周期和貨幣政策周期的擴(kuò)張如何影響經(jīng)濟(jì)周期動(dòng)態(tài),從而揭示中國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的雙向反饋機(jī)制及時(shí)變特征。
其次,無論是理論上還是現(xiàn)實(shí)中,經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期都存在著復(fù)雜的內(nèi)生關(guān)聯(lián),刻畫兩者的雙向互動(dòng)機(jī)制只是初步的分析,而拆解和分析其因果次序是另外一項(xiàng)具備重要意義的工作。簡單來看,如果政策當(dāng)局的策略是對經(jīng)濟(jì)周期采取“觀望”而后采取逆周期行動(dòng),那么經(jīng)濟(jì)政策周期的擴(kuò)張和收縮現(xiàn)象完全是一種被動(dòng)應(yīng)對經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的結(jié)果。那么,從格蘭杰因果關(guān)系的角度,經(jīng)濟(jì)周期的變動(dòng)是因,而經(jīng)濟(jì)政策周期的變化是果。但如果政策當(dāng)局采取多種技術(shù)手段或信息優(yōu)勢對經(jīng)濟(jì)周期演化趨勢進(jìn)行預(yù)測,提前制定政策計(jì)劃,采取預(yù)調(diào)微調(diào)等手段穩(wěn)定市場信心,進(jìn)而穩(wěn)定未來的經(jīng)濟(jì)增長,那么經(jīng)濟(jì)政策就是主動(dòng)的,可以起到引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)周期的效果。此時(shí),從格蘭杰因果關(guān)系的角度,經(jīng)濟(jì)政策周期的變動(dòng)就是事先發(fā)生的因,而經(jīng)濟(jì)周期的穩(wěn)定就是最終實(shí)現(xiàn)的果。當(dāng)然,如果一些非理性因素導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)政策發(fā)生順周期變動(dòng),那么經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)也可能會(huì)因此惡化。我國財(cái)政政策和貨幣政策具備幾十年的宏觀調(diào)控經(jīng)驗(yàn),在不斷的摸索和試錯(cuò)中,逐漸形成了更高的政策覺悟。從以往的政策超調(diào)、“大水漫灌”,轉(zhuǎn)向“精準(zhǔn)滴灌”和“預(yù)調(diào)微調(diào)”,更具精細(xì)化和前瞻性,也更加尊重市場規(guī)律。進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以來,我國經(jīng)濟(jì)增長率下滑,同時(shí)財(cái)政支出增長率和廣義貨幣供應(yīng)量(M2)增長率也呈下降趨勢,經(jīng)濟(jì)增長與政策變量所呈現(xiàn)出來的相似趨勢難免讓人產(chǎn)生疑惑:究竟是政策變量增長率的收縮導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長率的下滑,還是經(jīng)濟(jì)增長率的下滑導(dǎo)致政策變量增長率的下滑,抑或是兩者并不存在必然的因果關(guān)系?這個(gè)問題的回答能夠揭示中國經(jīng)濟(jì)下行的原因中是否存在政策引致的可能性。為了回答這個(gè)問題,本文使用具有時(shí)變特征的格蘭杰因果關(guān)系模型識(shí)別出經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的先動(dòng)后動(dòng)模式,這對于判斷兩者的因果次序、理解政策思路的轉(zhuǎn)變以及探究經(jīng)濟(jì)政策周期對經(jīng)濟(jì)周期的影響具有重要啟示意義。
最后,在宏觀調(diào)控層面,不能繞開的問題是經(jīng)濟(jì)政策的有效性問題,以及政策效率是否隨著財(cái)政政策和貨幣政策互動(dòng)模式的改變而改變,財(cái)政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)配合是否能產(chǎn)生“1+1>2”的政策效果?這個(gè)問題之所以重要,一方面,是因?yàn)檎哔Y源和政策空間都是有限的,擴(kuò)張性的財(cái)政政策難免會(huì)產(chǎn)生財(cái)政赤字問題,而財(cái)政赤字的累積最終將形成政府債務(wù),從李嘉圖等價(jià)定理看,政府債務(wù)最終由居民承擔(dān)。如果財(cái)政政策有效性很高,政府債務(wù)/GDP比率就不會(huì)劇烈上升,因此,政策效率高在一定程度上可以降低債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。另一方面,政策刺激也可能存在副作用,尤其是在當(dāng)前實(shí)體經(jīng)濟(jì)和金融市場未能形成合力的情況下,例如美聯(lián)儲(chǔ)實(shí)施的量化寬松政策,雖穩(wěn)定了經(jīng)濟(jì)周期,但推高了資產(chǎn)價(jià)格,加劇了貧富分化。我國利率市場化進(jìn)程仍在不斷推進(jìn),貨幣政策還需暢通對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo),貨幣政策調(diào)控也要適當(dāng)關(guān)注與民生息息相關(guān)的房地產(chǎn)價(jià)格問題和收入分配問題。如果貨幣政策有效性很高,就意味著實(shí)施小幅度的貨幣政策刺激或采取預(yù)調(diào)微調(diào)手段也能很好地穩(wěn)定實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長,從而避免了強(qiáng)力刺激對資產(chǎn)價(jià)格和貧富差距產(chǎn)生的負(fù)面影響。此外,由于財(cái)政政策和貨幣政策存在著不同的特征,兩者協(xié)調(diào)配合也許能夠發(fā)揮更大效果。從政策時(shí)滯的角度,財(cái)政政策執(zhí)行時(shí)滯較長而作用時(shí)滯較短,貨幣政策執(zhí)行時(shí)滯較短而作用時(shí)滯較長,兩者配合使用能夠優(yōu)勢互補(bǔ)。國內(nèi)許多學(xué)者也從不同的角度探討了財(cái)政—貨幣協(xié)調(diào)的益處。陳小亮和馬嘯(2016)[10]研究發(fā)現(xiàn),在規(guī)避債務(wù)—通縮陷阱方面,財(cái)政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)配合能夠?yàn)殡p方創(chuàng)造空間或節(jié)省空間。李成等(2021)[11]從信貸渠道的角度論證了財(cái)政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)配合有利于把控市場流動(dòng)性進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。莊芳等(2014)[12]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政—貨幣協(xié)調(diào)配合產(chǎn)生的效果大于兩者單獨(dú)使用產(chǎn)生的效果之和。楊源源等(2019)[13]在具有Markov-Switch特征的新凱恩斯DSGE模型框架下,提出我國財(cái)政—貨幣協(xié)調(diào)范式應(yīng)當(dāng)轉(zhuǎn)變?yōu)楸粍?dòng)型財(cái)政政策和主動(dòng)型貨幣政策的組合,方能更好地平抑經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)。李揚(yáng)(2021)[14]則認(rèn)為建立和完善國債管理政策體系是實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)的關(guān)鍵。在財(cái)政政策和貨幣政策互動(dòng)的問題上,已有研究主要圍繞著價(jià)格決定機(jī)制、債權(quán)壓力以及財(cái)政赤字貨幣化等角度討論(黃晶,2016;朱軍,2016;劉尚希等,2020)[15-17],很少有文獻(xiàn)基于政策互動(dòng)視角探討財(cái)政政策和貨幣政策的有效性。實(shí)際上,我國財(cái)政政策和貨幣政策雖然實(shí)施主體不同,但兩種政策之間卻存在著極強(qiáng)的內(nèi)生聯(lián)系,例如李俊生等(2020)[18]研究發(fā)現(xiàn)我國財(cái)政政策實(shí)施過程中的財(cái)政收支活動(dòng)和國庫現(xiàn)金管理活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生極強(qiáng)的貨幣擴(kuò)張或收縮效應(yīng),客觀上形成了由財(cái)政部和中央銀行雙主體決定的貨幣調(diào)控機(jī)制。而貨幣政策的實(shí)施也會(huì)改變物價(jià)和利率,由此影響財(cái)政收入、政府債務(wù)付息等等,進(jìn)而對財(cái)政政策立場造成影響。因此,為了刻畫政策互動(dòng)過程中的政策有效性,本文的第三項(xiàng)工作是,將TVP-VAR模型測算得到的時(shí)變財(cái)政—貨幣互動(dòng)反應(yīng)納入具有平滑遷移特征的局部投影模型,測度財(cái)政政策有效性是否會(huì)受到貨幣政策反應(yīng)的影響,以及貨幣政策有效性是否會(huì)受到財(cái)政政策反應(yīng)的影響,進(jìn)而論證政策互動(dòng)視角下財(cái)政貨幣政策有效性的條件依賴性。
總體上,本文的研究從屬于復(fù)合研究領(lǐng)域,依次解決經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的時(shí)變關(guān)聯(lián)機(jī)制問題、經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的因果次序判斷問題以及政策互動(dòng)視角下的財(cái)政貨幣政策有效性問題。對這些問題的清晰判斷也是現(xiàn)有研究中尚待開掘和完善的。另外,本文在進(jìn)行論證時(shí)也結(jié)合了當(dāng)前計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的前沿方法,能夠更好地刻畫經(jīng)濟(jì)關(guān)系中的時(shí)變性和非線性,具有極大的特色。
二、經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的計(jì)量測度和事實(shí)描述
為了進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期的波動(dòng)演化態(tài)勢,本文使用HP濾波法分別對實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率、財(cái)政支出增長率和廣義貨幣供應(yīng)量(M2)增長率進(jìn)行趨勢周期分解,將周期性成分作為相關(guān)代理變量。這個(gè)做法的背后隱含著一個(gè)假設(shè),即經(jīng)濟(jì)增長率、財(cái)政支出增長率和M2增長率都有一個(gè)潛在趨勢,對該趨勢的短暫偏離被定義為周期性的波動(dòng)。這個(gè)假設(shè)具備一定的合理性,以經(jīng)濟(jì)增長來說,新古典理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長的長期趨勢是由供給側(cè)決定的,而產(chǎn)出的短期波動(dòng)是有效需求變化導(dǎo)致。大量實(shí)證研究使用HP濾波法測算產(chǎn)出缺口,產(chǎn)出缺口正是衡量經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的重要指標(biāo)。此外,財(cái)政支出增長率和貨幣供應(yīng)量增長率也應(yīng)當(dāng)有一個(gè)與潛在經(jīng)濟(jì)增長率相對應(yīng)的最優(yōu)水平。這是因?yàn)?,在?jīng)濟(jì)增長的過程中,經(jīng)濟(jì)個(gè)體對于貨幣的需求不斷擴(kuò)張,貨幣供給應(yīng)當(dāng)保證相應(yīng)的增長速度,而財(cái)政支出服務(wù)于經(jīng)濟(jì)社會(huì)的方方面面,必然也要隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大而擴(kuò)大。換言之,當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于潛在增長趨勢水平時(shí),財(cái)政變量和貨幣變量應(yīng)當(dāng)也會(huì)有一個(gè)相匹配的最優(yōu)增長趨勢。當(dāng)經(jīng)濟(jì)偏離潛在增長水平時(shí),政府會(huì)進(jìn)行相機(jī)選擇,由此造成財(cái)政變量和貨幣變量偏離潛在水平,形成經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期共存的局面。
圖1呈現(xiàn)了運(yùn)用HP濾波法測度所得的經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期(時(shí)間跨度為1996年第一季度—2020年第四季度)。首先,經(jīng)濟(jì)周期與實(shí)際GDP增長率的走勢高度一致,2008年國際金融危機(jī)時(shí)期和2020年新冠肺炎疫情時(shí)期的經(jīng)濟(jì)周期趨勢發(fā)生大幅度的下行,但又在極短的時(shí)間內(nèi)恢復(fù)正常水平,這說明金融沖擊和疫情沖擊雖然對我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生強(qiáng)烈的負(fù)面影響,但我國經(jīng)濟(jì)韌性較強(qiáng),經(jīng)濟(jì)政策的逆周期調(diào)控取得了較好的效果。此外,經(jīng)濟(jì)周期趨勢圖也能夠較好地刻畫2008年之前我國經(jīng)濟(jì)高增長高波動(dòng)的態(tài)勢,而在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)后,經(jīng)濟(jì)波動(dòng)明顯趨于緩和。其次,財(cái)政政策周期存在著較大的波動(dòng)性,初步來看,它與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)系尚不明朗,雖然它在經(jīng)濟(jì)面臨重大沖擊時(shí)期有明顯的上升趨勢,但大多數(shù)情況下并沒有呈現(xiàn)明顯的規(guī)律性特征。最后,貨幣政策周期具有明顯的逆周期趨勢,在1998年亞洲金融風(fēng)暴期間、2003年“非典”期間、2008年國際金融危機(jī)期間以及2020年新冠肺炎疫情期間,貨幣政策周期都呈現(xiàn)出顯著的擴(kuò)張態(tài)勢。與此同時(shí),在2016年之后,貨幣政策周期趨于收緊,這可能是因?yàn)樨泿耪邔⒔鹑陲L(fēng)險(xiǎn)防范放在一個(gè)重要的位置。中國人民銀行《貨幣政策執(zhí)行報(bào)告》多次指出,“在保持流動(dòng)性合理充裕的同時(shí),注重抑制資產(chǎn)泡沫和防范經(jīng)濟(jì)金融風(fēng)險(xiǎn)”“守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的底線”,貨幣政策要兼顧穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長和防范金融風(fēng)險(xiǎn)的雙重目標(biāo)。新冠肺炎疫情時(shí)期,貨幣政策周期趨于擴(kuò)張,給市場提供充裕流動(dòng)性,為穩(wěn)定金融市場和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇提供了政策支持。
根據(jù)經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期的整體趨勢,可以初步判斷,貨幣政策周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)聯(lián)性更強(qiáng),貨幣政策顯示出顯著的逆周期特征,顯示出與經(jīng)濟(jì)周期的共振效應(yīng)和耦合關(guān)系,這個(gè)判斷將在后文的實(shí)證研究中得到進(jìn)一步的驗(yàn)證。相比之下,財(cái)政政策周期稍顯雜亂和無序,本文發(fā)現(xiàn),無論是否經(jīng)過季節(jié)調(diào)整,其波動(dòng)性都很強(qiáng)。實(shí)際上,貨幣政策周期很大程度上由中央銀行決定,而財(cái)政政策周期很大程度上由地方政府財(cái)政支出的周期性決定,因此,財(cái)政政策周期性與地方政府財(cái)政行為密切相關(guān)。在政治晉升激勵(lì)下,我國地方政府的目標(biāo)函數(shù)更多傾向于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,而非穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)。地方官員的人事調(diào)動(dòng)是比較頻繁的,地方政府的財(cái)政行為和投資行為會(huì)因此而產(chǎn)生較大的波動(dòng)性,形成了中國特有的政治經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策周期。從這個(gè)角度,也許能夠理解為何我國財(cái)政政策周期會(huì)產(chǎn)生如此大的波動(dòng)性。
三、實(shí)證思路和模型構(gòu)建
此部分介紹三個(gè)模型,第一個(gè)是時(shí)變參數(shù)向量自回歸(TVP-VAR)模型,用來探討經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期的時(shí)變關(guān)聯(lián)機(jī)制;第二個(gè)是時(shí)變格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)P?,用來研究?jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系;第三個(gè)是非線性的局部投影模型,用來測度政策互動(dòng)視角下的財(cái)政貨幣政策有效性。
(一)TVP-VAR模型
參考Nakajima(2011)[19]的思路,構(gòu)建TVP-VAR模型如下:
[yt=ct+B1tyt-1+…+Bstyt-s+et,et~N0,Ωt] (1)
其中,[t=s+1,…,n],[yt]為[k]維列向量,[ct]為時(shí)變截距項(xiàng),[B1t,…,Bst]是[k×k]維時(shí)變系數(shù)矩陣,[et]為殘差項(xiàng),[Ωt]是[k×k]維時(shí)變協(xié)方差矩陣。通過遞歸方法對協(xié)方差矩陣[Ωt]進(jìn)行結(jié)構(gòu)沖擊識(shí)別,即[Ωt=A-1tΣtΣtA′-1t],其中[At]為對角線元素為1的下三角矩陣,[Σt=diagσ1t,…,σkt]。將[B1t,…,Bst]的行向量依次排成列堆疊形成向量[βt],將矩陣[At]的下三角元素按照行的順序依次堆疊成列向量[at=a1t,…,aqt′]。令[ht=h1t,…,hkt′],其中[hit=log σ2it]。假設(shè)所有時(shí)變參數(shù)服從隨機(jī)游走過程:
[βt+1=βt+uβt,at+1=at+uat,ht+1=ht+uht,εtuβtuatuht~N0, IOOOOΣβOOOOΣaOOOOΣh](2)
其中,對于[t=s+1,…,n],[et=A-1tΣtεt],[βs+1~Nμβ0,Σβ0],[as+1~Nμa0,Σa0],[hs+1~Nμh0,Σh0]。為了計(jì)算上的簡便,將協(xié)方差矩陣[Σβ,Σa]和[Σh]均設(shè)定為對角矩陣,同時(shí)令協(xié)方差矩陣對角線上的元素服從如下分布:
[(Σβ)-2i~Gamma(20,10-4),(Σa)-2i~Gamma(4,10-4),(Σh)-2i~Gamma(4,10-4)]
本文構(gòu)建四變量的TVP-VAR模型,四個(gè)變量分別為經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期、貨幣政策周期和物價(jià)缺口。其中,經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期已在本文第二部分運(yùn)用HP濾波法測算得到,物價(jià)缺口是利用HP濾波法提取CPI同比增長率的循環(huán)成分獲得。之所以加入物價(jià)缺口,是因?yàn)榉€(wěn)定物價(jià)也是貨幣政策的重要目標(biāo);并且從菲利普斯曲線的角度,物價(jià)缺口和產(chǎn)出缺口(即經(jīng)濟(jì)周期)也存在聯(lián)系;同時(shí),“價(jià)格決定的財(cái)政理論”也指出財(cái)政赤字與物價(jià)之間有著重要的關(guān)聯(lián)。納入物價(jià)缺口能夠更加精確刻畫經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài),從而避免遺漏變量對實(shí)證結(jié)果造成不良影響。
所有的變量都是平穩(wěn)的,樣本區(qū)間為1996年第一季度—2020年第四季度,數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。模型滯后階數(shù)采用2階,防止因滯后階數(shù)過短而無法有效擬合模型動(dòng)態(tài),也避免了滯后階數(shù)過長導(dǎo)致過度擬合。本文使用Nakajima(2011)[19]開發(fā)的TVP-VAR模型算法,進(jìn)行蒙特卡洛迭代模擬11000次,丟棄前1000次模擬,確保參數(shù)估計(jì)具有優(yōu)良的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。
(二) 時(shí)變格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期之間的時(shí)變格蘭杰因果關(guān)系,參考Shi等(2018)[20]的做法,構(gòu)建三維[p]階的向量自回歸模型。假設(shè)[n]維時(shí)間序列變量遵循如下數(shù)據(jù)生成過程:
[yt=β0+β1t+ηt]? ?(3)
其中,[β0]為截距向量,[β1]為時(shí)間趨勢[t]的系數(shù),[ηt]服從[p]階向量自回歸過程:
[ηt=J1ηt-1+…+Jkηt-k+εt,]? ?(4)
其中,[εt]為殘差項(xiàng)。聯(lián)立(3)和(4)可得:
[yt=γ0+γ1t+J1yt-1+…+Jkyt-k+εt,]? (5)
其中,[γi]為[βi]和[Jh]的函數(shù)([i=0,1;h=1,…,k])。
為了進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),參考Dolado和Lütkepohl(1996)[21]的做法,構(gòu)建滯后增強(qiáng)向量自回歸(lag-augumented VAR,簡稱LA-VAR)模型:
[yt=γ0+γ1t+i=1kJiyt-i+j=k+1k+dJiyt-j+εt=Γτt+Φxt+Ψzt+εt,]? (6)
在模型(6)中,[Jk+1=…=Jk+d=0],[Γ=γ0,γ1n×q+1],
[τt=1,t′2×1],[xt=y′t-1,…,y′t-k′nk×1],[zt=y′t-k-1,…,y′t-k-d′nd×1]
,[Φ=J1,…,Jkn×nk],[Ψ=Jk+1,…,Jk+dn×nd]。[d]為變量[yt]協(xié)整的最大滯后階數(shù),重新將模型(6)表達(dá)成緊湊形式:
[Y=τ?!?XΦ′+ZΨ′+ε]? ?(7)
其中,[Y=y1,y2…,yT′T×n],[τ=τ1,…,τT′T×2],[X=x1,…,xT′T×nk],[Z=z1,…,zT′T×nd],[ε=ε1,…,εT′T×n]。非格蘭杰因果關(guān)系的原假設(shè)由下式給出:
[H0:R?=0]? (8)
參數(shù)[?=vecΦ],[R]是[m×n2k]維矩陣。系數(shù)矩陣[Ψ]的最后[d]階滯后向量為零,可將其忽略,因此,最小二乘估計(jì)量為:
[Φ=Y′QXX′QX-1]? (9)
其中,[Q=Qτ-QτZZ′QτZ-1Z′Qτ],[Qτ=IT-ττ′τ-1τ′]。令[?=vecΦ],且[Σε=1Tε′ε]。標(biāo)準(zhǔn)的Wald統(tǒng)計(jì)量W可用來檢驗(yàn)原假設(shè)[H0],W表達(dá)式如下:
[W=R?′RΣε?X′QX-1R′-1R?]? (10)
此Wald統(tǒng)計(jì)量漸近服從受約束個(gè)數(shù)為[m]的[χm]分布。Shi等(2018)[20]使用了向前、滾動(dòng)和遞歸三種方法進(jìn)行時(shí)變格蘭杰因果關(guān)系研究,發(fā)現(xiàn)遞歸方法具有更好的有限樣本表現(xiàn)。因此,本文使用遞歸方法進(jìn)行時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)。
(三) 非線性的局部投影模型
參考Jordà(2005)[22]、Ramey和Zubairy(2018)[23]的做法,構(gòu)建線性局部投影模型如下:
[yt+k=αk+mkshockt+γkctrt-1+εt+k,k=0,1,2,…,H]
(11)
其中,[yt+k]為第[t+k]期的實(shí)際GDP增長率,[αk]為截距項(xiàng),[shockt]為第[t]期的政策沖擊(本文主要指代財(cái)政政策沖擊和貨幣政策沖擊),[mk]衡量第[t]期的政策沖擊對第[t+k]期實(shí)際GDP增長率的影響,即衡量政策效應(yīng)。[ctrt-1]為多個(gè)控制變量組成的列向量(包括滯后1—4階的GDP、財(cái)政支出和財(cái)政收入),[γk]為控制變量的系數(shù),[εt+k]為殘差項(xiàng)。局部投影模型具有優(yōu)良的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)(Jordà,2005)[22],具備脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的功能,只需要不斷變換[k],對模型(11)進(jìn)行連續(xù)向前回歸,就能得到所有的待估參數(shù)。而且,只需要使用最小二乘法就能得到比VAR模型更加穩(wěn)健的結(jié)果。[k]也可以視為脈沖響應(yīng)期數(shù),[mk]代表實(shí)際GDP增長率對經(jīng)濟(jì)政策沖擊的第[k]期脈沖響應(yīng)函數(shù)值。對于殘差項(xiàng)存在的序列相關(guān)問題,本文參考Ramey和Zubairy(2018)[23]的做法,根據(jù)Newey-West方法對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行修正。
為了探索財(cái)政支出有效性是否會(huì)隨著貨幣政策反應(yīng)的變化而變化,必須將局部投影模型拓展至非線性的形式。這是很簡單的,本文將Logistic遷移函數(shù)嵌入到局部投影模型中,形式如下:
[yt+k=I(xt)αk+γkctrt-1+mr,k×g_shockt+εt+k+1-I(xt)αk+γkctrt-1+me,k×g_shockt+εt+k,k=0,1,2,…,H]? (12)
其中,Logistic遷移函數(shù)[Ixt]形式如下:
[Ixt=e-γxt1+e-γxt,γ>0.]? ?(13)
在上式中,[xt]為第[t]時(shí)期貨幣政策周期對財(cái)政政策周期正向沖擊的20期累積脈沖響應(yīng)函數(shù)(經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化),[xt]的數(shù)值越大,代表著在一單位正向的財(cái)政政策周期沖擊下,貨幣政策周期的擴(kuò)張力度越大,[xt]由TVP-VAR模型計(jì)算得到。Logistic遷移函數(shù)中的參數(shù)[γ]決定了Logistic遷移函數(shù)值變化的速度,參考Auerbach和Gorodnichenko(2013)[24]的做法,設(shè)置[γ=1.5]。[Ixt]取值介于0和1之間,用于刻畫貨幣政策周期對財(cái)政政策周期的反應(yīng)程度。當(dāng)[Ixt=0]時(shí),說明貨幣政策周期應(yīng)對財(cái)政政策周期擴(kuò)張的立場是極度擴(kuò)張的,反之,如果[Ixt=1],則說明貨幣政策周期應(yīng)對財(cái)政政策周期擴(kuò)張的立場是緊縮性的。[g_shockt]為財(cái)政支出沖擊,可視為財(cái)政政策的外生變化,這里采用Blanchard和Perotti(2002)[25]的做法,構(gòu)建包含財(cái)政支出、財(cái)政收入和經(jīng)濟(jì)增長的三變量VAR模型,使用Cholesky識(shí)別方法估計(jì)參數(shù),提取財(cái)政支出方程式中的殘差作為財(cái)政支出沖擊的代理變量。
測算得到的[mr,k]代表貨幣政策反應(yīng)是極度收縮情況下的第[t]期財(cái)政支出沖擊對第[t+k]期實(shí)際GDP增長率的促進(jìn)作用,即衡量“當(dāng)政府采取擴(kuò)張性的財(cái)政政策,但中央銀行的貨幣政策對擴(kuò)張性財(cái)政政策的反應(yīng)是收縮時(shí),財(cái)政支出對實(shí)際GDP增長率的促進(jìn)作用到底有多大”。同理,測算得到的[me,k]則代表貨幣政策反應(yīng)是極度擴(kuò)張情況下的財(cái)政支出有效性。兩者的差異能夠說明不同貨幣政策反應(yīng)下的財(cái)政支出有效性差異,可以揭示貨幣政策立場對財(cái)政政策有效性的影響程度有多大。
同理,為了探索貨幣政策有效性是否會(huì)隨著財(cái)政政策反應(yīng)的變化而變化,構(gòu)造模型如下:
[yt+k=I(ft-1)αk+γkctrt-1+θr,k×m_shockt+εt+k +1-I(ft-1)αk+γkctrt-1+θe,k×m_shockt+εt+k,k=0,1,2,...,H] (14)
其中,Logistic遷移函數(shù)[Ift]形式如下:
[Ift=f-γxt1+f-γxt,γ>0.]? ?(15)
在上式中,[ft]為第[t]時(shí)期財(cái)政政策周期對貨幣政策周期正向沖擊的20期累積脈沖響應(yīng)函數(shù)(經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化),[ft]的數(shù)值越大,代表著在一單位正向的貨幣政策周期沖擊下,財(cái)政政策周期的擴(kuò)張力度越大,[ft]也是根據(jù)TVP-VAR模型計(jì)算得到的。[m_shockt]代表第[t]期的貨幣政策沖擊,由于我國歷年來主要實(shí)施數(shù)量型貨幣政策,此處采用Chen等(2018)[26]的方法,提取廣義貨幣供應(yīng)量的外生成分作為[m_shockt]的代理變量,因此,這里主要研究的是數(shù)量型貨幣政策效應(yīng)。當(dāng)[Ift-1=1]時(shí),說明財(cái)政政策應(yīng)對貨幣政策擴(kuò)張的立場是極度收縮的。因此,[θr,k]刻畫了財(cái)政政策反應(yīng)是極度收縮情況下的貨幣政策有效性,而[θe,k]則刻畫了財(cái)政政策反應(yīng)極度擴(kuò)張下的貨幣政策有效性。[θr,k]和[θe,k]之間的差異能夠揭示,當(dāng)中央銀行實(shí)施擴(kuò)張性的貨幣政策時(shí),財(cái)政政策對貨幣政策擴(kuò)張的不同政策反應(yīng)是否會(huì)顯著影響貨幣政策對產(chǎn)出的促進(jìn)作用,從而厘清財(cái)政政策反應(yīng)對貨幣政策有效性的重要作用。
非線性局部投影模型所采用的財(cái)政政策變量、貨幣政策變量、經(jīng)濟(jì)增長變量等均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫,數(shù)據(jù)跨度為2000年第一季度—2020年第四季度。
四、實(shí)證結(jié)果分析
此部分根據(jù)第三部分的計(jì)量思路進(jìn)行實(shí)證分析,依次解決三個(gè)問題:第一,經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期之間具有何種時(shí)變關(guān)聯(lián)機(jī)制?第二,經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間是否存在必然的因果關(guān)系,以及其因果次序是怎樣的?第三,財(cái)政政策和貨幣政策之間的互動(dòng)是否會(huì)對其效率產(chǎn)生影響,如何看待財(cái)政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)的成本與收益?
(一) 經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期的時(shí)變關(guān)聯(lián)機(jī)制
表1呈現(xiàn)了TVP-VAR模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果,從中可以發(fā)現(xiàn),所有參數(shù)后驗(yàn)均值都落在95%置信區(qū)間內(nèi),Geweke診斷值都小于5%臨界值1.96,無效因子的數(shù)值都比較低(均小于50),因此,蒙特卡羅模擬是有效的,后驗(yàn)推斷的可靠性可以得到保證。
此處根據(jù)TVP-VAR模型的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策周期和貨幣政策周期的時(shí)變關(guān)聯(lián)機(jī)制,其中每一個(gè)時(shí)點(diǎn)均呈現(xiàn)20期累積脈沖響應(yīng)函數(shù)。選擇20期是為了確保脈沖響應(yīng)函數(shù)收斂于零,選擇呈現(xiàn)累積脈沖響應(yīng)函數(shù)而不是等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù),是為了衡量總體效應(yīng)而不是局部效應(yīng)。圖2呈現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)周期對一單位正向財(cái)政沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù),可以發(fā)現(xiàn),所有時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)函數(shù)均為正數(shù)。這說明當(dāng)財(cái)政政策周期擴(kuò)張時(shí),經(jīng)濟(jì)周期也趨于擴(kuò)張,這符合理論依據(jù),政府通過財(cái)政政策的逆周期調(diào)控可以有效平抑經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。然而,從時(shí)變趨勢看,1996—2015年,財(cái)政政策調(diào)控效率一直下降,這個(gè)結(jié)果與陳創(chuàng)練等(2019)[27]的發(fā)現(xiàn)一致,即我國財(cái)政支出乘數(shù)一直在下降(時(shí)間跨度為1980—2015年)。本文通過較長的樣本區(qū)間提供的一個(gè)新的發(fā)現(xiàn)是,在2015年之后,我國財(cái)政政策的有效性趨于上升,這可能是因?yàn)槲覈幼⒅刎?cái)政支出結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,更加注重財(cái)政資源的合理配置。實(shí)際上,近幾年黨中央多次提出“促使財(cái)政政策提質(zhì)增效、更可持續(xù)”,財(cái)政政策效能不斷提升,市場主體活力不斷增強(qiáng)。
圖3展示了一單位正向經(jīng)濟(jì)周期沖擊下財(cái)政政策周期的脈沖響應(yīng)函數(shù),可以發(fā)現(xiàn)財(cái)政政策周期隨著經(jīng)濟(jì)周期上行而發(fā)生正向擴(kuò)張,這說明我國財(cái)政政策仍存在一定程度的順周期特征。這個(gè)發(fā)現(xiàn)與叢樹海和張?jiān)葱溃?018)[28]的觀點(diǎn)不謀而合。實(shí)際上,我國財(cái)政預(yù)算支出確實(shí)存在著較強(qiáng)的順周期性,其中的重要原因是,我國財(cái)政預(yù)算收入存在順周期性,而財(cái)政預(yù)算支出增長嚴(yán)重依賴于財(cái)政預(yù)算收入增長,兩者的增長趨勢吻合度非常高。但從時(shí)變角度來看,財(cái)政政策的順周期特征在不斷衰減,說明我國財(cái)政政策的宏觀調(diào)控質(zhì)量在不斷提升,這與付敏杰(2014)[29]的發(fā)現(xiàn)相一致。
圖4和圖5呈現(xiàn)了貨幣政策周期對經(jīng)濟(jì)周期沖擊和物價(jià)缺口沖擊的反應(yīng)。從脈沖響應(yīng)函數(shù)的符號(hào)看,經(jīng)濟(jì)周期上行和物價(jià)缺口上行都會(huì)使得貨幣政策周期收縮,這說明歷年來我國中央銀行堅(jiān)持逆周期的貨幣政策立場。然而,從時(shí)變趨勢看,脈沖響應(yīng)函數(shù)的絕對值在不斷下降,說明貨幣政策對產(chǎn)出缺口和物價(jià)缺口的反應(yīng)在不斷減弱。那么,為什么貨幣政策對于經(jīng)濟(jì)周期和物價(jià)的調(diào)控力度不斷下降呢?可能有以下三個(gè)原因:第一,貨幣政策調(diào)控的目標(biāo)函數(shù)中增加了金融穩(wěn)定,中央銀行開始對金融風(fēng)險(xiǎn)防范賦予更大的權(quán)重,因此,對經(jīng)濟(jì)增長和物價(jià)穩(wěn)定的反應(yīng)趨于減弱;第二,貨幣政策調(diào)控范式逐漸由點(diǎn)調(diào)控向區(qū)間調(diào)控轉(zhuǎn)變,只要經(jīng)濟(jì)運(yùn)行仍維持在合理區(qū)間,貨幣政策只會(huì)采取預(yù)調(diào)微調(diào)的手段進(jìn)行干預(yù),區(qū)間目標(biāo)的盯住使得貨幣政策反應(yīng)存在一定的惰性區(qū)間;第三,在貨幣政策調(diào)控范式由數(shù)量型向價(jià)格型轉(zhuǎn)變的過程中,中央銀行有意弱化數(shù)量型調(diào)控手段(或者由于客觀原因無法利用數(shù)量型貨幣政策工具達(dá)成相應(yīng)調(diào)控目標(biāo)),這使得數(shù)量型貨幣政策對產(chǎn)出缺口和物價(jià)缺口的反應(yīng)不及預(yù)期?!胺婪督鹑陲L(fēng)險(xiǎn)”“區(qū)間調(diào)控”和“量價(jià)轉(zhuǎn)型”都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展新階段下的客觀要求,在此背景下,保證貨幣政策的穩(wěn)定性、連續(xù)性和可持續(xù)性對于我國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行至關(guān)重要。
圖6和圖7分別呈現(xiàn)了一單位正向的貨幣政策周期沖擊對產(chǎn)出缺口和物價(jià)缺口的影響。不難發(fā)現(xiàn),貨幣政策周期的擴(kuò)張不僅有助于經(jīng)濟(jì)周期擴(kuò)張,還促使物價(jià)提升,這個(gè)結(jié)果與現(xiàn)有理論相吻合。貨幣政策對于經(jīng)濟(jì)周期和物價(jià)缺口的調(diào)控是有效的。從時(shí)變特征看,貨幣政策周期擴(kuò)張對經(jīng)濟(jì)周期的刺激效果在2005年之前呈下降的趨勢,而在2005年之后逐漸上升。而物價(jià)恰好相反,在2005年之前,貨幣政策周期擴(kuò)張對調(diào)控物價(jià)而言效率不斷上升,但在2005年之后趨于下降。
上面已經(jīng)分析了財(cái)政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系、貨幣政策周期和經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系,那么,財(cái)政政策周期和貨幣政策周期究竟有什么聯(lián)系呢?當(dāng)對財(cái)政政策周期施加一個(gè)正向沖擊時(shí),貨幣政策周期如何響應(yīng)?響應(yīng)的方向和幅度是否具備顯著的時(shí)變特征呢?圖8展示了相關(guān)的結(jié)果。從脈沖響應(yīng)函數(shù)的符號(hào)看,財(cái)政政策周期擴(kuò)張會(huì)促使貨幣政策周期擴(kuò)張。這個(gè)結(jié)果意味著擴(kuò)張性的財(cái)政政策一般都能得到擴(kuò)張性貨幣政策的支持。這與李戎和劉力菲(2021)[30]的研究結(jié)論一致,他們發(fā)現(xiàn)正向財(cái)政支出沖擊會(huì)引起廣義貨幣供應(yīng)量(M2)的擴(kuò)張,我國財(cái)政政策擴(kuò)張一般都會(huì)伴隨著信貸的擴(kuò)張。此外,還有研究發(fā)現(xiàn),我國財(cái)政政策擴(kuò)張具有貨幣擴(kuò)張效應(yīng),其原因在于,我國財(cái)政部門以國庫集中收付制度為基礎(chǔ),通過財(cái)政收支活動(dòng)和國庫現(xiàn)金管理活動(dòng)對市場貨幣流通體系形成了強(qiáng)大的影響力。因此,當(dāng)宏觀調(diào)控以財(cái)政政策為主時(shí),貨幣政策通常會(huì)給予擴(kuò)張支持。從時(shí)變特征看,總體上,財(cái)政政策周期對貨幣政策周期的影響不斷增強(qiáng),貨幣政策對財(cái)政政策的協(xié)調(diào)配合程度在不斷改善。那么,反過來,當(dāng)貨幣政策周期擴(kuò)張時(shí),財(cái)政政策周期如何響應(yīng)呢?圖9的結(jié)果表明,財(cái)政政策周期對于貨幣政策周期擴(kuò)張的反應(yīng)是緊縮性的。這說明當(dāng)運(yùn)用貨幣政策進(jìn)行宏觀調(diào)控時(shí),財(cái)政政策支持力度不足,這有可能是因?yàn)樨?cái)政政策要縮減赤字、降低債務(wù),還要對沖擴(kuò)張性貨幣政策導(dǎo)致的物價(jià)上升。如此來看,兩種經(jīng)濟(jì)政策的主次地位有顯著的不同,我國宏觀調(diào)控以財(cái)政政策為主,貨幣政策為輔。本文后續(xù)將繼續(xù)利用財(cái)政政策和貨幣政策的反應(yīng)函數(shù),探討政策互動(dòng)視角下的財(cái)政貨幣政策有效性。
(二) 經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的時(shí)變格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
圖10呈現(xiàn)了財(cái)政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期的雙向格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果。左圖檢驗(yàn)財(cái)政政策周期是否為經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰因,2000—2020年,wald統(tǒng)計(jì)量均未超過5%顯著性水平下的臨界值,這說明不能拒絕原假設(shè),因此,財(cái)政政策周期并非經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰因。這說明在我國經(jīng)濟(jì)周期的形成中,財(cái)政政策周期并非主導(dǎo)的原因,即我國經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)另有成因。右圖檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)周期是否為財(cái)政政策周期的格蘭杰因,wald統(tǒng)計(jì)量同樣小于臨界值,這說明我國經(jīng)濟(jì)周期并非財(cái)政政策周期的格蘭杰因。國內(nèi)研究我國財(cái)政政策的周期性特征的文獻(xiàn)中,更多將預(yù)算軟約束、地方政府投資競爭等制度因素視為我國財(cái)政政策產(chǎn)生順周期特征的原因。因此,財(cái)政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期之間不存在雙向格蘭杰因果關(guān)系,意味著我國財(cái)政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期之間未能形成耦合關(guān)系。
圖11呈現(xiàn)了貨幣政策周期和經(jīng)濟(jì)周期的雙向格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。左圖檢驗(yàn)了貨幣政策周期是否為經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰因,結(jié)果顯示,只有在2013—2018年,wald統(tǒng)計(jì)量才超過臨界值,在此區(qū)間內(nèi)貨幣政策周期是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰因。此時(shí)的貨幣政策保持穩(wěn)健中性的立場,更加注重預(yù)調(diào)微調(diào),為穩(wěn)定市場信心和穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)周期打下了重要的政策基礎(chǔ)。右圖檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)周期是否為貨幣政策周期的格蘭杰因,結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有在2015年之后,wald統(tǒng)計(jì)量才超過臨界值,經(jīng)濟(jì)周期才對貨幣政策周期具有預(yù)測作用。這意味著經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以后,貨幣政策周期基本上已經(jīng)形成了對經(jīng)濟(jì)周期的錨定作用,兩者已經(jīng)開始呈現(xiàn)出耦合的態(tài)勢。實(shí)際上,經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以來,中央銀行更加強(qiáng)調(diào)貨幣政策的預(yù)調(diào)微調(diào),增強(qiáng)政策調(diào)控的預(yù)見性、針對性和有效性,在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí),繼續(xù)為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整營造穩(wěn)定的貨幣金融環(huán)境。貨幣政策保證了連續(xù)性、穩(wěn)定性和可持續(xù)性,政策視野更加具有前瞻性,工具手段凸顯靈活性和有效性,這對穩(wěn)定我國經(jīng)濟(jì)周期發(fā)揮了重要作用。
總體上,基本可以確定,經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的格蘭杰因果關(guān)系主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)周期和貨幣政策周期之間,且只有在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)之后才發(fā)生。然而,財(cái)政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期之間還未形成明顯的耦合關(guān)系。未來我國必須加強(qiáng)對經(jīng)濟(jì)周期趨勢的實(shí)時(shí)監(jiān)測,在進(jìn)行財(cái)政預(yù)算安排時(shí)考慮經(jīng)濟(jì)周期的信息,加強(qiáng)財(cái)政政策的逆周期調(diào)控機(jī)制設(shè)計(jì)。與此同時(shí),建立穩(wěn)健的中長期財(cái)政框架,加強(qiáng)政策前瞻性,保證財(cái)政政策的長期可持續(xù)性,不斷完善財(cái)政政策的跨周期優(yōu)化設(shè)計(jì)。
(三) 政策周期互動(dòng)視角下的財(cái)政貨幣政策有效性分析
在經(jīng)典的IS-LM模型中,財(cái)政政策可以影響IS曲線,而貨幣政策影響LM曲線,但該模型假設(shè)財(cái)政政策和貨幣政策之間是外生的。從經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)看,財(cái)政政策和貨幣政策之間往往是內(nèi)生的,兩者常常呈現(xiàn)出互動(dòng)的態(tài)勢。學(xué)術(shù)界提出許多有關(guān)財(cái)政政策和貨幣政策內(nèi)生關(guān)聯(lián)的理論假說,包括價(jià)格決定的財(cái)政理論、財(cái)政赤字貨幣化等等。此處通過將財(cái)政貨幣政策之間的互動(dòng)特征納入局部投影模型,研究政策互動(dòng)對財(cái)政政策和貨幣政策有效性的影響。
圖12呈現(xiàn)了不同貨幣政策反應(yīng)下GDP對一單位財(cái)政沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù),其中虛線是貨幣政策反應(yīng)為收縮情形時(shí)GDP對財(cái)政支出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù),而實(shí)線是貨幣政策反應(yīng)為擴(kuò)張情形時(shí)GDP對財(cái)政支出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù),深色區(qū)域和圓圈虛線包圍的區(qū)域?yàn)?5%的置信區(qū)間。從中可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)貨幣政策采取擴(kuò)張反應(yīng)時(shí),GDP對財(cái)政支出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)在第1期有最大值,然后很快衰減到零。這說明當(dāng)采取擴(kuò)張性的財(cái)政政策,而貨幣政策給予寬松立場支持時(shí),財(cái)政政策有效性在短期內(nèi)較大,但并不具備可持續(xù)性。當(dāng)貨幣政策采取緊縮反應(yīng)時(shí),GDP對財(cái)政沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)在短期內(nèi)為負(fù)數(shù),但很快轉(zhuǎn)為正數(shù),直到第8期才收斂于零,財(cái)政政策在中期有更高的效率。通過對比可知,當(dāng)貨幣政策反應(yīng)為擴(kuò)張時(shí),財(cái)政政策有效性在短期內(nèi)有效性強(qiáng),但中期效果較差;當(dāng)貨幣政策反應(yīng)為緊縮時(shí),財(cái)政政策有效性在短期較差,而在中期較強(qiáng)。因此,貨幣政策反應(yīng)主要從期限結(jié)構(gòu)層面對財(cái)政政策有效性產(chǎn)生影響,擴(kuò)張性的貨幣政策反應(yīng)使得財(cái)政政策在短期有較高的“穩(wěn)增長”效應(yīng),而緊縮性的貨幣政策反應(yīng)使得財(cái)政政策的“穩(wěn)增長”效應(yīng)延遲滿足。由于前文發(fā)現(xiàn)我國的貨幣政策反應(yīng)是擴(kuò)張性的,而且隨著時(shí)間不斷增加,因此,可以判斷,我國財(cái)政政策和貨幣政策的互動(dòng)模式更加偏向于財(cái)政政策具有短期的有效性。這是由“穩(wěn)增長”的迫切性決定的,無論是亞洲金融風(fēng)暴、全球金融危機(jī)還是新冠肺炎疫情時(shí)期,我國財(cái)政政策都采取了顯著的逆周期擴(kuò)張立場,也都產(chǎn)生了立竿見影的影響,迅速穩(wěn)定了經(jīng)濟(jì)增長。但財(cái)政政策的中長期效力明顯不足,逆周期的財(cái)政政策無法根本性地扭轉(zhuǎn)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性下行趨勢,且地方政府債務(wù)正以較快的速度增長,當(dāng)前財(cái)政空間受限和財(cái)政可持續(xù)性承壓。未來我國必須想方設(shè)法促使財(cái)政政策提質(zhì)增效,同時(shí)堅(jiān)持“開源”和“節(jié)流”并重,建立中長期穩(wěn)健的財(cái)政框架,強(qiáng)化財(cái)政政策的有效性和可持續(xù)性。
圖12:不同貨幣政策反應(yīng)下財(cái)政政策“穩(wěn)增長”效應(yīng)的對比
圖13呈現(xiàn)了不同財(cái)政政策反應(yīng)情形下GDP對一單位貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù),虛線是財(cái)政政策反應(yīng)為收縮情形時(shí)的估計(jì)結(jié)果,實(shí)線為財(cái)政政策反應(yīng)為擴(kuò)張情形時(shí)的估計(jì)結(jié)果,深色區(qū)域和圓圈虛線包圍的區(qū)域?yàn)?5%置信區(qū)間。通過對比可知,當(dāng)發(fā)生一個(gè)正向的貨幣政策沖擊時(shí),如果財(cái)政政策的反應(yīng)是擴(kuò)張性的,GDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)前兩期在零附近徘徊,但從第三期開始就會(huì)顯著上升,中期效應(yīng)較強(qiáng),并且有較強(qiáng)的持續(xù)性,因此,財(cái)政政策反應(yīng)為擴(kuò)張情形時(shí)貨幣政策有效性主要集中在中期。反觀財(cái)政政策反應(yīng)為收縮情形時(shí),貨幣政策沖擊的短期效應(yīng)顯著,但從第3期開始衰減,中期效應(yīng)相對較小。通過對比可知,財(cái)政政策反應(yīng)為緊縮情形時(shí)貨幣政策的“穩(wěn)增長”效應(yīng)主要體現(xiàn)在短期,而財(cái)政政策反應(yīng)為擴(kuò)張情形時(shí)貨幣政策的“穩(wěn)增長”效應(yīng)主要體現(xiàn)在中期。根據(jù)前文TVP-VAR模型的測算結(jié)果,我國財(cái)政政策反應(yīng)呈現(xiàn)收縮態(tài)勢,但收縮的程度不斷減小,意味著我國當(dāng)前貨幣政策“穩(wěn)增長”的效應(yīng)雖然體現(xiàn)在短期,但有向中長期有效性靠攏的趨勢。
綜合概括上述財(cái)政政策和貨幣政策互動(dòng)視角下的政策有效性分析結(jié)果,不難發(fā)現(xiàn),歷年來我國財(cái)政政策和貨幣政策的互動(dòng)模式的主要功效是提升了各自短期的“穩(wěn)增長”效應(yīng),但對中長期經(jīng)濟(jì)的提升效應(yīng)并不是十分顯著。宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控不僅要求經(jīng)濟(jì)政策的及時(shí)性和有效性,更需要政策效果的穩(wěn)定性和可持續(xù)性。未來我國應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步探索和完善財(cái)政政策和貨幣政策的協(xié)調(diào)機(jī)制,通過良性的互動(dòng)和配合,既要保證經(jīng)濟(jì)政策的短期有效性,還要強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策的中長期效應(yīng)。在地方政府債務(wù)壓力不容樂觀以及貨幣政策空間進(jìn)一步遭受擠壓的經(jīng)濟(jì)背景下,提升經(jīng)濟(jì)政策有效性有利于以更小的政策負(fù)擔(dān)(或政策成本)實(shí)現(xiàn)合意的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。
五、結(jié)論和政策建議
本文綜合使用了時(shí)變參數(shù)向量自回歸模型、時(shí)變格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)P秃头蔷€性局部投影模型,依次研究了中國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的時(shí)變關(guān)聯(lián)、因果次序以及政策互動(dòng)視角下的財(cái)政貨幣政策有效性,主要得到如下幾點(diǎn)研究結(jié)論:(1)TVP-VAR模型結(jié)果顯示,第一,我國財(cái)政政策周期和貨幣政策周期的收縮或擴(kuò)張,會(huì)促使經(jīng)濟(jì)周期同向變動(dòng),這說明合理運(yùn)用財(cái)政政策和貨幣政策可以有效調(diào)控經(jīng)濟(jì)周期。第二,在經(jīng)濟(jì)周期變動(dòng)時(shí),我國財(cái)政政策的反應(yīng)仍具有一定的順周期性,但順周期的程度在不斷減弱;貨幣政策應(yīng)對經(jīng)濟(jì)周期的立場一直表現(xiàn)出逆周期特性,但貨幣政策對經(jīng)濟(jì)周期沖擊和通貨膨脹沖擊的反應(yīng)在不斷減弱,這可能歸咎于“金融穩(wěn)定”“區(qū)間調(diào)控”或“量價(jià)轉(zhuǎn)型”。第三,從財(cái)政政策周期和貨幣政策周期的互動(dòng)模式看,我國宏觀調(diào)控以財(cái)政政策為主,貨幣政策為輔。這主要體現(xiàn)在,擴(kuò)張性的財(cái)政政策通常能夠使得貨幣供應(yīng)量擴(kuò)張,但擴(kuò)張性的貨幣政策卻引起財(cái)政緊縮。(2)時(shí)變格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明,我國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的格蘭杰因果關(guān)系主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)周期和貨幣政策周期之間,且只有在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)之后兩者才呈現(xiàn)出明顯的耦合關(guān)系。(3)當(dāng)前我國財(cái)政政策和貨幣政策的互動(dòng)模式的主要功效是提升了各自穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長的短期有效性,而中長期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不顯著。
基于以上研究結(jié)論,本文提出如下政策建議:(1)當(dāng)前我國財(cái)政政策仍存在一定的順周期性,必須加強(qiáng)財(cái)政政策的逆周期調(diào)控機(jī)制設(shè)計(jì)。這就需要進(jìn)一步規(guī)范地方政府的財(cái)政行為,加強(qiáng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)周期監(jiān)測,在進(jìn)行財(cái)政預(yù)算安排時(shí)適當(dāng)考慮到經(jīng)濟(jì)周期的信息,向經(jīng)濟(jì)收縮地區(qū)給予財(cái)政資源傾斜,向經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張地區(qū)給予財(cái)政擴(kuò)張約束,從制度上完善逆周期財(cái)政政策設(shè)計(jì),才能有效避免順周期的財(cái)政政策加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng),更好地為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)周期的穩(wěn)定提供政策支持。(2)增強(qiáng)貨幣政策透明度,在合理判斷經(jīng)濟(jì)周期演化趨勢的基礎(chǔ)上,充分發(fā)揮預(yù)調(diào)微調(diào)的作用,增強(qiáng)政策前瞻性,加強(qiáng)與市場經(jīng)濟(jì)主體的溝通,以更低的政策成本兼顧穩(wěn)增長和防風(fēng)險(xiǎn)的雙重目標(biāo)。(3)當(dāng)前我國財(cái)政政策和貨幣政策的互動(dòng)模式雖然能確保短期內(nèi)的穩(wěn)增長效果,但中長期效應(yīng)并不顯著。因此,我國應(yīng)該進(jìn)一步健全財(cái)政政策和貨幣政策的協(xié)調(diào)配合機(jī)制,探索能夠產(chǎn)生更加有效、穩(wěn)定、可持續(xù)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的政策組合,包括不同經(jīng)濟(jì)階段的政策松緊搭配組合以及政策工具組合,避免財(cái)政政策和貨幣政策各自為政導(dǎo)致目標(biāo)沖突和效應(yīng)遞減。
注:
①反向薩伊定理,即需求不足導(dǎo)致供給下滑(Summers和Lawrence,2015)[31]。
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