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

財(cái)政政策變動對中國宏觀經(jīng)濟(jì)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(jì)運(yùn)行與財(cái)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(shí)證分析了財(cái)政收支的變動對中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動的“穩(wěn)定效應(yīng)”。分析表明，我國的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和財(cái)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(jī)抉擇的財(cái)政政策對工業(yè)增長和物價(jià)都具有較為明顯的“反周期”的穩(wěn)定效應(yīng)。本文研究的政策含義在于，財(cái)政政策也是穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和通脹水平的重要工具，，應(yīng)逐步加強(qiáng)財(cái)政政策的運(yùn)用，通過對財(cái)政支出、稅制設(shè)計(jì)等多種政策工具，更加有效的保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展。

關(guān)鍵詞財(cái)政收支

宏觀經(jīng)濟(jì)波動

馬爾科夫情勢轉(zhuǎn)換向量自回歸模型（ＭＳＶＡＲ）

引言及文獻(xiàn)回顧

有關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定以及波動的文獻(xiàn)，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(rèn)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(shí)現(xiàn)價(jià)格穩(wěn)定，并著重研

價(jià)水平的重任，學(xué)者也進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，Ｆａｔａｓ和Ｍｉｈｏｖ（２００３）對９１個國家的研究，發(fā)現(xiàn)相機(jī)抉擇的財(cái)政政策由于時(shí)滯效應(yīng)和對政府行為的約束不夠，從而并不利于宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定；Ｊｏｎｅｓ（２００＂２）則認(rèn)為財(cái)政政策的內(nèi)在穩(wěn)定作用對戰(zhàn)后美國的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定起到重要的促進(jìn)作用。

財(cái)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(jì)穩(wěn)定運(yùn)行的重要性不容置疑，而相對的深入研究卻相對滯后，文獻(xiàn)也大多集中在財(cái)政政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的增長效應(yīng)方面（馬拴友，２００１；郭慶旺、賈慶雪，２００５）。近來對于中國財(cái)政政策的對宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定效應(yīng)，也逐步得到了一些學(xué)者的捕捉，余永定（２０００）從債務(wù)的可持續(xù)性以及財(cái)政的穩(wěn)定性出發(fā)，說明過度積極財(cái)政政策的實(shí)施，會對經(jīng)濟(jì)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(cái)政支出和稅收收入兩個視角進(jìn)行分析，認(rèn)為財(cái)政支出有助于實(shí)體經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定，但是加劇了物價(jià)的波動；而稅收則加劇了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的波動，卻有助于物價(jià)的穩(wěn)定。方紅生、朱保華（２００８）運(yùn)用ＶＡＲ和

究盯住通貨膨脹目標(biāo)的泰勒規(guī)則的應(yīng)用上。但近

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

（硎．）框架，他認(rèn)為貨幣政策與財(cái)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(jià)需要一系列嚴(yán)格的政策假定作萬支持，而如果政府采取非李嘉圖的財(cái)政政策，物價(jià)就成為一種財(cái)政現(xiàn)象。ｂ－ＴＰＬ理論認(rèn)為泰勒規(guī)則并不能單獨(dú)的發(fā)揮作用，還需要財(cái)政政策的合理搭配才能保持宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定。而相機(jī)抉擇的財(cái)政政策是否能承擔(dān)控制物

ＳＶＡＲ方法，認(rèn)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(shí)要充分考慮財(cái)政政策的積極作用。

我們認(rèn)為應(yīng)該更加深入具體的測算財(cái)政收支變動對中國宏觀經(jīng)濟(jì)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(yùn)用馬爾可夫情勢轉(zhuǎn)變向量自回歸方法，分析財(cái)政政策的波動對中國宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊，從而為財(cái)政政策發(fā)揮更好的調(diào)控作用提供理論基礎(chǔ)。財(cái)政收支波動與我國宏觀經(jīng)濟(jì)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(jì)季報(bào)各期》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

（１）ｃＰＩ，我們用消費(fèi)者物價(jià)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(jì)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(jìn)行估算；

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

表１主要經(jīng)濟(jì)變量統(tǒng)計(jì)特征工業(yè)增加值增長率

通貨膨脹率

財(cái)政沖擊

均值１３．４６Ｏ．１２１．０２

標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)化殘差是否存在序列相關(guān)的Ｌｍｓ－

Ｂｏｘ

Ｑ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量．相應(yīng)的小括號里的數(shù)字為Ｐ６ｔ．，其他小括號里

的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差。下目。

根據(jù)表１，工業(yè)增加值增長率、通脹率、財(cái)政沖擊在整個時(shí)間區(qū)間內(nèi)變化非常顯著，Ｊａｒｑｕｅ—Ｂｅｒａ檢驗(yàn)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(jì)特征表明，我國經(jīng)濟(jì)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(diǎn)，這啟示我們具體利用ＶＡＲ模型進(jìn)行動態(tài)分析的時(shí)候，必須深入考慮結(jié)構(gòu)性問題。

２．模型設(shè)定及估算。因?yàn)榇疾熳兞吭跇颖酒趦?nèi)可能存在明顯的結(jié)構(gòu)性斷點(diǎn)，因此利用一般的線性模型來考察我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的變化特征將會導(dǎo)致明顯偏差�？紤]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(jī)地結(jié)合起來，從而不僅可以很好地捕捉到經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)運(yùn)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(xiàng)，遵循獨(dú)立同分布的正態(tài)分布，即Ｏｔ?ｌｉＤ（０，∑），∑（ｓｔ）為擾動項(xiàng)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(shí)經(jīng)濟(jì)的多種情勢，馬爾科夫情勢轉(zhuǎn)換得到ＴＨａｍｉｌｔｏｎ（１９８９）的大力發(fā)揚(yáng)，并在

計(jì)繁經(jīng)濟(jì)學(xué)中得到了廣泛應(yīng)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(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)界還沒

有形成一致的看法，只能由學(xué)者根據(jù)具體的研究需要不斷進(jìn)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(shí)情勢數(shù)量不能為１，否則轉(zhuǎn)變成‘ｒ線性模型，現(xiàn)實(shí)當(dāng)中，一般�。不蛘撸�，我們分別將這兩種情況應(yīng)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(dāng)我們?nèi)蓚�情勢的時(shí)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(xiàng)、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(shí)際的研究中，我們經(jīng)常需要進(jìn)一步將（１）式表示為均值調(diào)整形式，即：

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財(cái)政政策變動對中國宏觀經(jīng)濟(jì)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(rèn)為這樣的模型是ＭＳＭ—ＶＡＲ（Ｐ），當(dāng)Ｙ。維度從Ｋ降為ｌ時(shí)，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(jì)法、吉布

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

３．情勢轉(zhuǎn)變特征分析。１９９８年以來，我國的經(jīng)濟(jì)增長、通貨膨脹、財(cái)政沖擊特征究竟如何，本文擬通過ＭＳＭ—ＡＲ模型進(jìn)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(jì)，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(jì)變量的ＭＳＭ—ＡＲ（Ｐ）模型，圖１到圖３分別顯示出宏觀經(jīng)濟(jì)變量和財(cái)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(jì)運(yùn)行、財(cái)政沖擊的情勢轉(zhuǎn)變特征�？梢园l(fā)現(xiàn)，實(shí)體經(jīng)濟(jì)處于高速增長狀態(tài)的持續(xù)時(shí)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(shí)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(shí)對應(yīng)的平均增長率為８．９５％。結(jié)合圖１可以看出，實(shí)體經(jīng)濟(jì)從２００２年下半年開始，就進(jìn)入了高速增長階段，期間只有在個別月份進(jìn)入低速增長時(shí)期，在２００２年之前我國經(jīng)濟(jì)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(jì)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(cái)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(shí)發(fā)現(xiàn)其相應(yīng)的殘差平方的滯后ｌＯ階Ｑ統(tǒng)計(jì)量為２．９ｓ（ｏ．９ｓ），不存在積聚效應(yīng)，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(shí)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(shí)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(shí)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(xué)術(shù)界對經(jīng)濟(jì)過熱討論的開始；第二個時(shí)期從２００６年１１月至今，仍在繼續(xù)。

再來看財(cái)政沖擊，由于我們采用的定義表達(dá)

式是財(cái)政支出增長率／稅收收入增長率，因此，這個指標(biāo)就／，Ａ總體上將政府的財(cái)政收支狀況進(jìn)行了綜合考慮�？梢源致缘恼J(rèn)為，當(dāng)其數(shù)值大于１時(shí)，此時(shí)財(cái)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(jì)的結(jié)果來看，我國大部分時(shí)期處于低財(cái)政沖擊時(shí)期，維持這一狀態(tài)的概率為０．９７８６，其持續(xù)時(shí)期為４６．６３個月，相應(yīng)的財(cái)政沖擊均值為０．８２；處于高財(cái)政沖擊時(shí)期的概率為０．８５３０，其持續(xù)時(shí)期為６．８０個月。相應(yīng)的財(cái)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(cái)政沖擊處于這個時(shí)期�？傮w上來說，從１９９８年至今，我國財(cái)政政策表現(xiàn)出了明顯的相機(jī)抉擇特征，表現(xiàn)為反周期調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)。

擎海２００９．３

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隊(duì)

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Ｊ９９０１９９９

１人

２０００

２００

財(cái)政沖擊處于高水平的濾波概率（ｓ＝２）

固３財(cái)政沖擊的濾波溉率情況

財(cái)政收支變動的穩(wěn)定效應(yīng)分析

通過第二部分的分析，可以知道，我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行與財(cái)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(cái)政政策變動對我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響，包括實(shí)體經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和通貨膨脹穩(wěn)定。

１。模型估計(jì)結(jié)果。我們采用一個ＭＳＭ—ＶＡＲ

模型考察財(cái)政政策對我國經(jīng)濟(jì)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(jì)的波動性，包括實(shí)體經(jīng)濟(jì)波動

性和通貨膨脹波動性；用財(cái)政沖擊的絕對離差

ＦＦＬＳＣＡＬ表示財(cái)政當(dāng)局宏觀經(jīng)濟(jì)政策的相機(jī)決策

力度，模型估計(jì)結(jié)果匯報(bào)在表３中。由模型估計(jì)結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)化殘差序列的Ｌｊｕｎｇ—ＢｏｘＱ檢驗(yàn)可以

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萬方數(shù)據(jù)

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

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