發(fā)布時間：2016-11-13 11:08

  本文關(guān)鍵詞：財政政策變動對中國宏觀經(jīng)濟的影響分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

財政政策變動對中國宏觀經(jīng)濟的影響分析

白彥吳言林

內(nèi)容提要本文考察了近年來中國宏觀經(jīng)濟運行與財政收支的情勢轉(zhuǎn)變特征，采用馬爾科夫情勢轉(zhuǎn)換向量自回歸模型（ＭＳＶＡＲ），實證分析了財政收支的變動對中國宏觀經(jīng)濟波動的“穩(wěn)定效應”。分析表明，我國的宏觀經(jīng)濟運行和財政收支在樣本期間內(nèi)都存在較為明顯的結(jié)構(gòu)性變化和非線性特征，而相機抉擇的財政政策對工業(yè)增長和物價都具有較為明顯的“反周期”的穩(wěn)定效應。本文研究的政策含義在于，財政政策也是穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟運行和通脹水平的重要工具，，應逐步加強財政政策的運用，通過對財政支出、稅制設(shè)計等多種政策工具，更加有效的保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展。

關(guān)鍵詞財政收支

宏觀經(jīng)濟波動

馬爾科夫情勢轉(zhuǎn)換向量自回歸模型（ＭＳＶＡＲ）

引言及文獻回顧

有關(guān)宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定以及波動的文獻，大多集中在對貨幣政策的研究和分析上，長期以來，理論界一直認為通貨膨脹純粹是一種貨幣現(xiàn)象，只需要使用貨幣政策就呵以實現(xiàn)價格穩(wěn)定，并著重研

價水平的重任，學者也進行了大量的實證研究，Ｆａｔａｓ和Ｍｉｈｏｖ（２００３）對９１個國家的研究，發(fā)現(xiàn)相機抉擇的財政政策由于時滯效應和對政府行為的約束不夠，從而并不利于宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定；Ｊｏｎｅｓ（２００＂２）則認為財政政策的內(nèi)在穩(wěn)定作用對戰(zhàn)后美國的經(jīng)濟穩(wěn)定起到重要的促進作用。

財政政策作為宏觀調(diào)控的重要手段之一，對中國宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定運行的重要性不容置疑，而相對的深入研究卻相對滯后，文獻也大多集中在財政政策對宏觀經(jīng)濟的增長效應方面（馬拴友，２００１；郭慶旺、賈慶雪，２００５）。近來對于中國財政政策的對宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定效應，也逐步得到了一些學者的捕捉，余永定（２０００）從債務的可持續(xù)性以及財政的穩(wěn)定性出發(fā)，說明過度積極財政政策的實施，會對經(jīng)濟的長期穩(wěn)定和增長構(gòu)成威脅。郭慶旺等（郭慶旺、賈慶雪、劉曉路，２００７）從財政支出和稅收收入兩個視角進行分析，認為財政支出有助于實體經(jīng)濟穩(wěn)定，但是加劇了物價的波動；而稅收則加劇了實體經(jīng)濟的波動，卻有助于物價的穩(wěn)定。方紅生、朱保華（２００８）運用ＶＡＲ和

究盯住通貨膨脹目標的泰勒規(guī)則的應用上。但近

年來有越來越多的學者開始關(guān)注財政政策對價格水平的影響效應，Ｓａｒｇｅｎｔ和Ｗａｌｌａｃｅ（１９８Ｉ）首先引發(fā)了新一輪政策搭配的探討，他們認為貨幣政策自身并不能完全恰當?shù)卣{(diào)控價格水平，從而需要一個適當?shù)呢斦斁峙c之配合，從而實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定。Ｗｏｏｄｆｏｒｄ（１９９４，１９９５，２００１）在這一思路下，逐步提出并完善了價格水平的財政理論

（硎．）框架，他認為貨幣政策與財政政策之間的

關(guān)聯(lián)大多被忽視了，傳統(tǒng)的李嘉圖等價需要一系列嚴格的政策假定作萬支持，而如果政府采取非李嘉圖的財政政策，物價就成為一種財政現(xiàn)象。ｂ－ＴＰＬ理論認為泰勒規(guī)則并不能單獨的發(fā)揮作用，還需要財政政策的合理搭配才能保持宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定。而相機抉擇的財政政策是否能承擔控制物

ＳＶＡＲ方法，認為兀ＰＬ理論在中國具有適用性，

ｌ１４

萬方數(shù)據(jù)

在政策選擇時要充分考慮財政政策的積極作用。

我們認為應該更加深入具體的測算財政收支變動對中國宏觀經(jīng)濟波動的沖擊程度，本文以１９９８年１月到２００８年５月的月度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用馬爾可夫情勢轉(zhuǎn)變向量自回歸方法，分析財政政策的波動對中國宏觀經(jīng)濟的沖擊，從而為財政政策發(fā)揮更好的調(diào)控作用提供理論基礎(chǔ)。財政收支波動與我國宏觀經(jīng)濟的情勢轉(zhuǎn)變特征

１．變量定義及數(shù)據(jù)說明。本文的數(shù)據(jù)區(qū)間為１９９８年１月份到２００８年５月份的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國人民銀行統(tǒng)計季報各期》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

（１）ｃＰＩ，我們用消費者物價指數(shù)衡量通脹率，以其環(huán)比增速作為通脹率的具體代替數(shù)值；

（２）Ｇ伊，國內(nèi)生產(chǎn)總值缺乏月度數(shù)據(jù)，我們以工業(yè)增加值代替，以工業(yè)增加值增速代替國內(nèi)生產(chǎn)總值增速，其中工業(yè)增加值２０２ｒ７、２００８年１月

份沒有給出統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我們根據(jù)已有數(shù)據(jù)，采用

Ｍａｔｌａｂ樣條插值的方法進行估算；

（３）ＦＩＳＣＡＬ，我們定義財政沖擊的概念，并帶入模型進行分析：財政支出增速與稅收收入增速之比（更準確的財政沖擊定義應當是財政支出與財政收入之比，考慮我國具體國情和財政數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征，我們采用ｆ二述的財政沖擊進行分析）。

表１主要經(jīng)濟變量統(tǒng)計特征工業(yè)增加值增長率

通貨膨脹率

財政沖擊

均值１３．４６Ｏ．１２１．０２

標準差４．２６０．４４０．６３

偏度一Ｏ．３７Ｏ．７０

２．２８峰度

２．８５

５．０８１２．７ｌ

Ｊａｒｑｕｅ—Ｂｅｔａ

３．０４（Ｏ．２２）３２．７９（０．００）６００．２（０．００）Ｑ（１０）

３０８．４（０．００）

３２．７（０．００）

１８２．９（０．００）

注：Ｑ（ＪＯ）表示模型標準化殘差是否存在序列相關(guān)的Ｌｍｓ－

Ｂｏｘ

Ｑ檢驗統(tǒng)計量．相應的小括號里的數(shù)字為Ｐ６ｔ．，其他小括號里

的數(shù)字為標準差。下目。

根據(jù)表１，工業(yè)增加值增長率、通脹率、財政沖擊在整個時間區(qū)間內(nèi)變化非常顯著，Ｊａｒｑｕｅ—Ｂｅｒａ檢驗表明，除了工業(yè)增加值增長率，其他變量都在ｌ％的顯著性水平下拒絕正態(tài)分布假設(shè)（括號內(nèi)數(shù)據(jù)為Ｐ值）；數(shù)據(jù)都存在明顯的序列相關(guān)，這些統(tǒng)計特征表明，我國經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)部存在顯著

萬方數(shù)據(jù)

睪海２００９．３

的結(jié)構(gòu)性斷點，這啟示我們具體利用ＶＡＲ模型進行動態(tài)分析的時候，必須深入考慮結(jié)構(gòu)性問題。

２．模型設(shè)定及估算。因為待考察變量在樣本期內(nèi)可能存在明顯的結(jié)構(gòu)性斷點，因此利用一般的線性模型來考察我國宏觀經(jīng)濟運行的變化特征將會導致明顯偏差。考慮到馬爾可夫情勢轉(zhuǎn)變向量自回歸模型將馬爾可夫情勢轉(zhuǎn)變與向量自回歸模型系統(tǒng)有機地結(jié)合起來，從而不僅可以很好地捕捉到經(jīng)濟變量的非線性動態(tài)特征，而且也可以更好地用于宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定政策評估（Ｋｒｏｌｚｉｇ和Ｔｏ—ｌｒｏ，２０００；郭慶旺等，２００７）。因此，本文利用馬爾可夫情勢轉(zhuǎn)，變向量自回歸模型，來考察我國宏觀經(jīng)濟運行的情勢轉(zhuǎn)變特征。一般形式的Ｐ階馬爾可夫情勢轉(zhuǎn)變向量自回歸模型ＭＳ—ＶＡＲ（Ｐ＞可寫為：

Ｙｔ＝唧（￥１）＋葛‘Ｂ（ｔｔ）ｙｔ—ｐ＋Ｏｔ

（１）

其中ｙｔ為Ｋ維向量，９ｉ（ｓ。）（ｉ＝０，１，２…ｐ）為截矩和回歸系數(shù)矩陣，ｕｔ為擾動項，遵循獨立同分布的正態(tài)分布，即Ｏｔ?ｌｉＤ（０，∑），∑（ｓｔ）為擾動項分布的協(xié)方差矩陣。ｓｌ∈｛１，２，３…Ｍ｝為未觀測狀態(tài)變量，用來捕捉現(xiàn)實經(jīng)濟的多種情勢，馬爾科夫情勢轉(zhuǎn)換得到ＴＨａｍｉｌｔｏｎ（１９８９）的大力發(fā)揚，并在

計繁經(jīng)濟學中得到了廣泛應用，考慮劍研究問題

的方便，我們設(shè)定狀態(tài)變量ｓｌ遵循一階馬爾可夫

Ｍ

過程。轉(zhuǎn)移概率為：ｐｉｊ＝Ｐｒ（ａ＋ｌ－ｊＩｓｔ＝ｉ），∑ｐｉｊ＝１，

由于在具體情勢數(shù)量的設(shè)定上計量經(jīng)濟學界還沒

有形成一致的看法，只能由學者根據(jù)具體的研究需要不斷進行挑選：一方面情勢數(shù)量不能太多，否則將使得研究結(jié)論過于繁雜；同時情勢數(shù)量不能為１，否則轉(zhuǎn)變成‘ｒ線性模型，現(xiàn)實當中，一般取２或者３，我們分別將這兩種情況應用于我國的宏觀數(shù)據(jù)，結(jié)論表明�。矀�情勢更加符合我國的數(shù)據(jù)情況。當我們?nèi)蓚�情勢的時候，其轉(zhuǎn)移概率為：

ＰＣ，ｓｌ＋ｌ＝２Ｉ＆＝２＞＝ｐ墨，Ｐｔ（嘎＋Ｉ＝１Ｉｓ。＝２）＝１一ｐ缸；Ｐｒ（ｓｔ＋Ｉ＝１

Ｉ

ｓｔ＝１）＝ｐｔｌ，Ｐｒ（ａｔ＋ｌ＝２ｌｓｔ＝１）＝１

——Ｐｎ

我們在上述一般的ＶＡＲ模型設(shè)定中，其截距項、回歸系數(shù)以及條件異方差均隨著情勢轉(zhuǎn)變而不同，在實際的研究中，我們經(jīng)常需要進一步將（１）式表示為均值調(diào)整形式，即：

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財政政策變動對中國宏觀經(jīng)濟的影響分析

ｙＩ—ｔ，（ｓｔ）＝苫哦（ｓｔ）（ｙｔ．ｐ＋弘（ｓ１．ｉ））＋ｕｔ

（２）

／．ｔ（ｓｔ）＝［ＩＱ一駕峨（ｓ；）］～伽（ｓ１）為ｙｉ的均值，

在２個情勢轉(zhuǎn)變模型中：

ｐ（ｓｔ卜｛…／－ｑ，ａｔ＝：

㈥

（３）式意味著回歸系數(shù)和條件異方差均與情勢轉(zhuǎn)變無關(guān)，而只是模型的均值存在情勢轉(zhuǎn)變，一般我們認為這樣的模型是ＭＳＭ—ＶＡＲ（Ｐ），當Ｙ。維度從Ｋ降為ｌ時，我們就得到了Ｈａｍｉｌｔｏｎ（１９８９）的馬爾可夫情勢轉(zhuǎn)變均值調(diào)整自回歸模型ＭＳＭ—ＡＲ（Ｐ），表明均值隨情勢轉(zhuǎn)變而不同、其他因素與情勢轉(zhuǎn)變無關(guān)。馬爾可夫情勢轉(zhuǎn)變向最自回歸

模型主要有兩種估算方法：最大似然估計法、吉布

斯抽樣法。在模型估算參數(shù)較少時，最大似然估計更為快捷方便，而吉布斯抽樣則可以處理較為復雜的估算。

３．情勢轉(zhuǎn)變特征分析。１９９８年以來，我國的經(jīng)濟增長、通貨膨脹、財政沖擊特征究竟如何，本文擬通過ＭＳＭ—ＡＲ模型進行回歸，用以捕捉上述變量的情勢轉(zhuǎn)變。由于我們的模型估算參數(shù)相對較少，因而采用最大似然估計，并利用ＡＩＣ等信息指數(shù)確定模型的自回歸階數(shù)Ｐ，使用的軟件是ＭＳＶＡＲ—ＯＸ軟件（Ｋｒｏｌｚｉｇ，１９９８）。表２給出了主要經(jīng)濟變量的ＭＳＭ—ＡＲ（Ｐ）模型，圖１到圖３分別顯示出宏觀經(jīng)濟變量和財政沖擊處于情勢２（ｓ＝２）的濾波概率。

根據(jù)表２和圖ｌ到圖３，具體考察１９９８年到２００８年５月份這段期間，我國宏觀經(jīng)濟運行、財政沖擊的情勢轉(zhuǎn)變特征。可以發(fā)現(xiàn)，實體經(jīng)濟處于高速增長狀態(tài)的持續(xù)時間要明顯高于低速增長狀態(tài)的持續(xù)性．高速增長狀態(tài)的概率為０．９３２９，意味著高速增長狀態(tài)的平均持續(xù)時間為１４．９１個月（Ｉ／（１—０．９３２９）），平均增長率為１４．９ｌ％；低速增長狀態(tài)得以維持的概率為０．８８０７，意味著低速增長狀態(tài)的平均持續(xù)期約為８．３８個月（１／（１—０．８８ｃｒ７），此時對應的平均增長率為８．９５％。結(jié)合圖１可以看出，實體經(jīng)濟從２００２年下半年開始，就進入了高速增長階段，期間只有在個別月份進入低速增長時期，在２００２年之前我國經(jīng)濟基本處于低速增長。

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萬方數(shù)據(jù)

表２主要經(jīng)濟變量的馬爾科夫情勢轉(zhuǎn)變動態(tài)特征

Ｃ妒

ＣＨ

兀ＳｃＡＬ

參數(shù)

ＭＳＭ—ＡＲ（４）ＭＳＭ—ＡＲ（３）ＭＳＭ—Ａｎ（４）‘；Ｐ１

０．ＩＩ（０．１１）０．００ｌ（０．１０）０．５７（０．０７）

啦

０．４１（０．１２）

一０．０８（０．０９）一０．２６（０．０７）（Ｆ２

０．０４（０．０７）一０．１２（０．１０）

０．１０（０．０７）曉

一０．０５（０．０８）

一Ｏ．∞（Ｏ．０４）

均值：情勢ｌ８．９５（１．７５）

一０．００４（０．０４）Ｏ．８２（０．０９）情勢２１６．４０（２．１３）

０．５５（０．１２）

２．０５（０．１７）

方差２．１１６８

Ｏ．３７４５４

０．３６６４７

Ｑ（１０）

１２．７５（０．２４）

４．８４（０．９０）

４７．９３（０．００）

Ｐ１１

０．８８０７０．９７２０Ｏ．９７８６ｐｕＯ．９３２９０．９２６６０．８５３０ＡＩＣ

５．０４５７

１．１７００ｌ。２５０８

對數(shù)似然值一３０６．３５６５

—６５．１２５５

一∞．１７７４

注：雖然財政沖擊殘差的滯后ｌＯ階存在序列相關(guān)，對模型設(shè)定存在一定影響，但是我們同時發(fā)現(xiàn)其相應的殘差平方的滯后ｌＯ階Ｑ統(tǒng)計量為２．９ｓ（ｏ．９ｓ），不存在積聚效應，所以從總體上說，模型設(shè)定比較合理。

我國低通脹狀態(tài)的持續(xù)性明顯要高于高通脹狀態(tài)的持續(xù)性，低通脹的持續(xù)概率為０．９７２０，平均持續(xù)期為３５．７４個月，此時的平均通脹率為一０．００４％；高通脹狀態(tài)得以維持的概率為０．９２６６，持續(xù)的時間為１３．６１個月，平均通脹率為０。５５％。結(jié)合圖２，我們發(fā)現(xiàn)我國這個時期的高通脹出現(xiàn)了兩次，第一次在２００３年９月到２０３４年６月，也就是我國學術(shù)界對經(jīng)濟過熱討論的開始；第二個時期從２００６年１１月至今，仍在繼續(xù)。

再來看財政沖擊，由于我們采用的定義表達

式是財政支出增長率／稅收收入增長率，因此，這個指標就／，Ａ總體上將政府的財政收支狀況進行了綜合考慮。可以粗略的認為，當其數(shù)值大于１時，此時財政支出的增長率大于稅收收入的增長率，我們稱之為“積極”，反之為“消極”。從我們模型估計的結(jié)果來看，我國大部分時期處于低財政沖擊時期，維持這一狀態(tài)的概率為０．９７８６，其持續(xù)時期為４６．６３個月，相應的財政沖擊均值為０．８２；處于高財政沖擊時期的概率為０．８５３０，其持續(xù)時期為６．８０個月。相應的財政沖擊均值為２．０５，只在１９９８年２月份到１９９８年１１月份以及２００２年１月份到２００２年１１月份我國財政沖擊處于這個時期�？傮w上來說，從１９９８年至今，我國財政政策表現(xiàn)出了明顯的相機抉擇特征，表現(xiàn)為反周期調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟。

擎海２００９．３

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一１

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Ｊ９９０１９９９

１人

２０００

２００

財政沖擊處于高水平的濾波概率（ｓ＝２）

固３財政沖擊的濾波溉率情況

財政收支變動的穩(wěn)定效應分析

通過第二部分的分析，可以知道，我國宏觀經(jīng)濟運行與財政政策都出現(xiàn)了非常明顯的情勢轉(zhuǎn)變特征，為此，我們用馬爾科夫情勢轉(zhuǎn)變向量自回歸模型考察財政政策變動對我國經(jīng)濟穩(wěn)定的影響，包括實體經(jīng)濟穩(wěn)定和通貨膨脹穩(wěn)定。

１。模型估計結(jié)果。我們采用一個ＭＳＭ—ＶＡＲ

模型考察財政政策對我國經(jīng)濟穩(wěn)定的動態(tài)影響。我們用工業(yè)增長率、通貨膨脹率的絕對離差

ＦＣｌＰ、ＦＣＰＩ，即ＨＰ濾波消除趨勢后各變量的絕對

值，來度量宏觀經(jīng)濟的波動性，包括實體經(jīng)濟波動

性和通貨膨脹波動性；用財政沖擊的絕對離差

ＦＦＬＳＣＡＬ表示財政當局宏觀經(jīng)濟政策的相機決策

力度，模型估計結(jié)果匯報在表３中。由模型估計結(jié)果的標準化殘差序列的Ｌｊｕｎｇ—ＢｏｘＱ檢驗可以

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萬方數(shù)據(jù)

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本文編號：172985