摘要 運(yùn)用因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、向量誤差修正模型和方差分解，就1989-2006年間我國(guó)財(cái)政政策對(duì)能源消費(fèi)影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)作了實(shí)證分析。結(jié)果表明，我國(guó)財(cái)政政策對(duì)能源消費(fèi)具有較強(qiáng)的調(diào)控效果；財(cái)政政策外生于能源消費(fèi)，具有較強(qiáng)的獨(dú)立性；財(cái)政政策存在較長(zhǎng)的時(shí)滯，有明顯的中期化現(xiàn)象。這種中期化現(xiàn)象的存在極大地削弱了財(cái)政政策能源調(diào)控效應(yīng)的發(fā)揮。建議：在保證國(guó)家掌握能源資源的所有權(quán)基礎(chǔ)上，要逐漸開放能源產(chǎn)業(yè)的中、下游市場(chǎng)，使不同的經(jīng)濟(jì)成分參與到能源市場(chǎng)中來，提高市場(chǎng)化程度，促進(jìn)能源財(cái)政政策調(diào)控效應(yīng)的增強(qiáng)。因此，國(guó)家必須增強(qiáng)能源財(cái)政政策目標(biāo)的針對(duì)性，形成一套完整的能源財(cái)政政策體系。

關(guān)鍵詞 向量誤差修正模型；方差分解；財(cái)稅政策

中圖分類號(hào) F810.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104(2008)03-0156-07

財(cái)政政策通過政府購(gòu)買、補(bǔ)貼、稅收等手段對(duì)抑制能源消費(fèi)、調(diào)整能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)和保障能源安全發(fā)揮著重要作用。多年以來，國(guó)家通過實(shí)施多種能源財(cái)政政策極大地改善了能源消費(fèi)狀況，但能源消費(fèi)彈性系數(shù)連續(xù)大于1。因此，對(duì)國(guó)家財(cái)政政策的能源調(diào)控效應(yīng)進(jìn)行深入認(rèn)識(shí)對(duì)制定合理的財(cái)政政策，抑制能源消費(fèi)、保障國(guó)家能源安全具有重要意義。盡管人們使用了不同的研究方法來分析財(cái)政政策的產(chǎn)出效應(yīng)，如經(jīng)典的賜-m模型和20世紀(jì)70年代起流行的聯(lián)立方程宏觀計(jì)量模型等，但傳統(tǒng)上是以定性描述和簡(jiǎn)單回歸分析為主。向量自回歸(Vector Autoregression，VAR)模型等定量方法在最近幾年才被用來分析財(cái)政政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。Blanchard和Perotti最先用VAR模型來分析美國(guó)的財(cái)政政策，并對(duì)用經(jīng)濟(jì)理論中得出的長(zhǎng)期約束進(jìn)行了結(jié)構(gòu)行估計(jì)［1］。Castro拓展了VAR模型，并運(yùn)用該模型研究了西班牙財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)［2］。Breitung 和Bruecemann［3］系統(tǒng)闡述了VAR模型在財(cái)政政策效應(yīng)分析中的作用，并將脈沖反應(yīng)函數(shù)和預(yù)測(cè)誤差方差分解引進(jìn)該分析中，首次形成了完整的分析財(cái)政政策效應(yīng)方法。國(guó)內(nèi)對(duì)財(cái)政政策效應(yīng)的研究，多數(shù)采用在靜態(tài)經(jīng)濟(jì)模型中估計(jì)財(cái)政支出和收入乘數(shù)效應(yīng)的靜態(tài)分析方法。如高鐵梅、李曉芳和趙昕東估計(jì)了20世紀(jì)90年代財(cái)政政策的IS-LM季度模型，計(jì)算了政府支出乘數(shù)和包含擠出效應(yīng)的財(cái)政政策乘數(shù)［4］；李生祥、叢樹海建立了消費(fèi)方程、投資方程等，對(duì)財(cái)政政策的效應(yīng)進(jìn)行了回歸估計(jì)，計(jì)算了積極性財(cái)政政策的收支乘數(shù)［5］。谷宇和陳磊首先采用結(jié)構(gòu)性VAR模型來估計(jì)我國(guó)財(cái)政政策的影響，結(jié)論是財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)出的效果并不顯著，但在對(duì)結(jié)構(gòu)性VAR模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)直接采用了Choleskey的分解方法，這種對(duì)結(jié)構(gòu)性財(cái)政沖擊的分解方法忽視了變量的即期作用，無法準(zhǔn)確反映財(cái)政沖擊的實(shí)際值［6］。近年來，很多學(xué)者采用VAR模型對(duì)我國(guó)財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響進(jìn)行了系統(tǒng)分析，得出了很多有借鑒意義的結(jié)論［6～8］。綜觀國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究，有兩個(gè)較為明顯的特點(diǎn)：首先，對(duì)財(cái)政政策的效應(yīng)研究主要集中在對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出效應(yīng)的研究，極少就它對(duì)其他領(lǐng)域（包括能源）的產(chǎn)出效應(yīng)進(jìn)行系統(tǒng)研究；其次，使用VAR模型來分析財(cái)政政策產(chǎn)出效應(yīng)是通用的研究方法。因此，本文嘗試采用定量分析方法，引入計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)技術(shù)VAR模型，對(duì)我國(guó)財(cái)政政策對(duì)能源消費(fèi)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。文章的整體思路是，依據(jù)1989-2006年中國(guó)的能源消費(fèi)總量和財(cái)政支出數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析和向量誤差修正模型，在分析它們之間的協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)短期和長(zhǎng)期的因果關(guān)系，并通過方差分解對(duì)這種相互影響的強(qiáng)度進(jìn)行檢驗(yàn)，分析兩者之間的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

1 模型、方法與數(shù)據(jù)

向量自回歸模型(VAR)是一種近年來廣泛應(yīng)用于宏觀經(jīng)濟(jì)分析中的非結(jié)構(gòu)化模型，主要通過實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)而非經(jīng)濟(jì)理論來確定經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)。建模時(shí)無需提出先檢驗(yàn)假設(shè)——它不排除任何假設(shè)，可以通過信息的時(shí)間序列將這些假設(shè)區(qū)分出來。VAR模型是有效的預(yù)測(cè)模型，也被頻繁地用于分析隨機(jī)擾動(dòng)向量對(duì)系統(tǒng)變量的動(dòng)態(tài)影響。使用該方法的前提是兩變量必須存在協(xié)整和因果關(guān)系。目前分析因果關(guān)系的方法主要有傳統(tǒng)的Granger因果檢驗(yàn)和代表長(zhǎng)期關(guān)系的EC項(xiàng)的Granger因果檢驗(yàn)，但由于目前使用較多的是傳統(tǒng)Granger因果檢驗(yàn)，為了分析的可靠性，我們采用傳統(tǒng)的Granger因果檢驗(yàn)，盡管它可能存在一定的局限性［9］。出于同樣的考慮，本文使用常用的自回歸模型來分析兩者的長(zhǎng)期關(guān)系，而不使用包含有誤差修正項(xiàng)和協(xié)整向量參數(shù)的聯(lián)合檢驗(yàn)。

王紅兵等：中國(guó)財(cái)政政策對(duì)能源消費(fèi)影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析 2008年 第3期1.1 變量選擇和樣本數(shù)據(jù)說明

財(cái)政政策的調(diào)控手段有財(cái)政收入和財(cái)政支出兩個(gè)方面。財(cái)政收入主要是稅收收入，稅收政策也是調(diào)控能源消費(fèi)的重要杠桿，但由于稅收總額本身就是能源消費(fèi)總量的增函數(shù)，因而稅收本身并不能準(zhǔn)確反映財(cái)政政策的松緊程度。而財(cái)政支出是政府根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要對(duì)財(cái)政資金進(jìn)行的具體安排，能通過乘數(shù)效應(yīng)對(duì)能源消費(fèi)產(chǎn)生很強(qiáng)的擴(kuò)張作用，因此本文選用財(cái)政支出總額（用CZZC表示）作為財(cái)政政策的代表變量。能源消費(fèi)總量（用EC表示）是反映我國(guó)能源消費(fèi)情況的最重要的總量指標(biāo)，因此本文以此作為能源消費(fèi)的代表變量。

由于數(shù)據(jù)方面的原因，本文的能源財(cái)政支出采用中央財(cái)政支出數(shù)據(jù)來表示，其中1989-2005年的財(cái)政支出數(shù)據(jù)來自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2006）》，2006年數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要2007》，單位是億元。1989-2005年的能源消費(fèi)數(shù)據(jù)來自于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒（2006）》，2006年數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國(guó)2006年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。兩者的直線圖見圖1。

從圖1中可以看出，財(cái)政支出與國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)的變化趨勢(shì)基本一致，尤其是在2005年以前，兩者都經(jīng)歷了一個(gè)上升、下降、再上升的變動(dòng)過程，這反映了兩變量變化的對(duì)應(yīng)性和趨同性。這說明，在我國(guó)重工業(yè)發(fā)展和能源消費(fèi)之間存在著長(zhǎng)期對(duì)應(yīng)關(guān)系。

1.2 實(shí)證模型

本文的實(shí)證分析采用向量自回歸模型(VAR)。構(gòu)建該模型的主要目的是估計(jì)能源需求各組分的殘差。這些殘差代表了各自變量變化可能給經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)造成的沖擊。

這一模型中，選擇財(cái)政支出和能源消費(fèi)總量為基本變

量。由這二個(gè)變量構(gòu)成的p階模VAR型可以表示為：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+εt（1）

其中yt為m維非平穩(wěn)I(1)序列，εt為白噪聲向量。

VAR模型的一個(gè)重要問題是滯后期p的選擇。一般來說可以使用R2、AIC和SC來確定滯后項(xiàng)的數(shù)目。利用R2確定滯后項(xiàng)數(shù)時(shí)是使R2盡量大，利用AIC和SC確定滯后項(xiàng)數(shù)時(shí)是使AIC和SC的和盡量小，或取AIC和SC同時(shí)達(dá)到最小時(shí)的滯后期為最優(yōu)滯后期。

1.3 脈沖反應(yīng)函數(shù)和預(yù)測(cè)誤差方差分解

（1）脈沖反應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Functions，IRF)。第i個(gè)變量的波動(dòng)除直接影響第i個(gè)變量的取值外，還會(huì)通過VAR的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)將這種影響傳達(dá)到所有的內(nèi)生變量。脈沖反應(yīng)函數(shù)就是用于追蹤其中某一變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的波動(dòng)對(duì)模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和將來值影響效果的一種分析技術(shù)。

Lutkepohl和Reimer證明從式（1）很容易獲得脈沖反應(yīng)函數(shù)(IRF)為:

Φn(φik，n)=nj=1Φn-jAj，n=1，2，…（2）

其中Φ0=Im，對(duì)j＞p，Aj=0。φik，n是Φn的第ik個(gè)元素，表示變量yi對(duì)變量的一個(gè)初始波動(dòng)n期前的反應(yīng)。

（2）預(yù)測(cè)誤差方差分解(variance decomposition，VDC)。預(yù)測(cè)誤差方差分解提供了每個(gè)隨機(jī)變化對(duì)VAR模型中所有變量的相對(duì)重要性的信息。第h步的預(yù)測(cè)誤差為：

2 實(shí)證分析

如上文所述，在對(duì)兩變量關(guān)系進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析之前，要先對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整和因果關(guān)系檢驗(yàn)，只有通過了這些檢驗(yàn)，才能夠進(jìn)行下一步的分析。

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先對(duì)變量序列用增廣的迪基—富勒檢驗(yàn)(ADF)來檢驗(yàn)平穩(wěn)。從圖1中可以看出，CZZC和EC這兩個(gè)時(shí)間系列均有上升的趨勢(shì)，因此它們的線性方程中應(yīng)含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，所以對(duì)包含的截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)線性方程進(jìn)行檢驗(yàn)(見表1)。

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，非平穩(wěn)性序列CZZC、EC經(jīng)過二階差分后平穩(wěn)，是二階單整序列，即I(2)。所以兩者之間就有可能存在協(xié)整即長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

本文使用JJ法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。表2是對(duì)財(cái)政支出與國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)的結(jié)果。

由于上述兩種情況中，在5%的顯著性水平下的似然比均大于臨界值，按照LR檢驗(yàn)的基本原則，因此可以拒絕兩種情況下5%顯著性水平下的原假設(shè)，即CZZC和EC之間至少有一個(gè)協(xié)整方程，這說明變量通過協(xié)整檢驗(yàn)，它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.3 因果關(guān)系檢驗(yàn)

雖然協(xié)整檢驗(yàn)表明，財(cái)政支出與國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)之間存在著動(dòng)態(tài)平衡關(guān)系，但并沒有說明這兩者因果關(guān)系。而Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和誤差修正模型則可以反映兩者短期和長(zhǎng)期中的相互影響關(guān)系。所以，可以運(yùn)用它們來反映財(cái)政支出與國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)的因果關(guān)系。

（1）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。從表3中可以看出，財(cái)政支出與國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)表現(xiàn)出較強(qiáng)的因果關(guān)系，但財(cái)政政策對(duì)能源消費(fèi)的影響大于能源消費(fèi)對(duì)財(cái)政支出的影響。就時(shí)效和強(qiáng)度來說，財(cái)政政策對(duì)能源消費(fèi)影響的時(shí)效較長(zhǎng)、強(qiáng)度較大，而能源消費(fèi)對(duì)財(cái)政支出的影響則持續(xù)時(shí)間較短、強(qiáng)度相對(duì)較弱。

（2）向量誤差修正模型的建立。從檢驗(yàn)結(jié)果(見表4)可以看出，除EC（-3）外，其他變量均通過了檢驗(yàn)。按照統(tǒng)計(jì)學(xué)的基本原理，可以將國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)的誤差修正模型表示為下述方程：

其中，ecm是誤差修正項(xiàng)，反映了財(cái)政支出和能源消費(fèi)偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度，0.806說明財(cái)政支出每波動(dòng)1%，則能源消費(fèi)就會(huì)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系0.806%。

從上述方程中可以看出兩者之間存在著極為明顯的長(zhǎng)期因果關(guān)系。本期財(cái)政支出每增加1%，會(huì)使本期能源消費(fèi)降低6.43%；1期前的財(cái)政支出每增加1%，會(huì)使本期能源消費(fèi)降低1.25%，2期前的財(cái)政支出每增加1%，會(huì)使本期能源消費(fèi)降低0.73%；3期前的財(cái)政支出每增加1%，會(huì)使本期能源消費(fèi)降低0.38%。同時(shí)，能源消費(fèi)對(duì)自身也存在極為顯著的影響，1期前的能源消費(fèi)每增加1%會(huì)使自己增加1.01%；2期前國(guó)內(nèi)原油價(jià)格每增加1%就會(huì)使本期國(guó)內(nèi)原油價(jià)格增加0.70%。誤差修正項(xiàng)的符號(hào)與CZZC的系數(shù)符號(hào)相反，符合反向修正機(jī)制。

2.4 動(dòng)態(tài)模擬分析

通過對(duì)財(cái)政支出和能源消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出和能源消費(fèi)之間存在著相互影響的關(guān)系。但這種分析只是揭示了兩者的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并沒有說明兩者是如何相互影響，即相互影響程度問題。下面利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測(cè)誤差分解技術(shù)對(duì)兩者的相互作用機(jī)制和影響程度進(jìn)行動(dòng)態(tài)模擬分析，以期對(duì)兩者的動(dòng)態(tài)關(guān)系有深刻的認(rèn)識(shí)。

從這些響應(yīng)函數(shù)中可以看出，財(cái)政支出和能源消費(fèi)的未來波動(dòng)對(duì)自己和對(duì)方均會(huì)產(chǎn)生沖擊，這說明兩者之間存在著一種動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系。但財(cái)政支出產(chǎn)生的沖擊能源消費(fèi)的影響極為強(qiáng)烈、效果明顯且持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)。而國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)對(duì)財(cái)政支出的影響有較強(qiáng)的時(shí)段性，在前4個(gè)周期中影響較為明顯，從第5個(gè)周期時(shí)這種影響作用慢慢減弱，到第6.5個(gè)周期時(shí)這種影響則完全消失，此后，兩者相互不發(fā)生作用。

具體來說，CZZC的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)擾動(dòng)對(duì)EC的影響傳導(dǎo)很快，在1個(gè)月內(nèi)就能把財(cái)政支出下降的96%傳導(dǎo)到能源消費(fèi)，使能源消費(fèi)量增加。財(cái)政支出在經(jīng)過45天的下降后又開始增加，此時(shí)，國(guó)內(nèi)能源消費(fèi)量急劇降低。而且這種沖擊作用要維持到第4.5期才完全消失。此后，雖然財(cái)政支出不斷增加，能源消費(fèi)量也在不斷的下降。到第7個(gè)周期時(shí)，隨著財(cái)政支出增加速度的降低，能源消費(fèi)量表現(xiàn)出上升的特征，這可以解釋為能源消費(fèi)的慣性，即能源消費(fèi)量達(dá)到一定數(shù)量后，需要的財(cái)政支出會(huì)逐漸增加，而若財(cái)政支出的增加量小于某種數(shù)量，則能源消費(fèi)量會(huì)不斷增加。以上變化軌跡，可以從圖3中得到證明。

按照同樣的辦法，也可以分析EC一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)擾動(dòng)對(duì)CZZC的影響，只不過這種沖擊的影響程度要小些、變動(dòng)幅度偏小，而且這種影響在第6.5個(gè)周期后就完全消失。

（2）預(yù)測(cè)誤差方差分解分析。CZZC和EC的脈沖響應(yīng)函數(shù)說明了兩者之間的互動(dòng)關(guān)系。下面通過預(yù)測(cè)誤差方差分解技術(shù)將這種互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行分解，以了解兩者之間因果關(guān)系的強(qiáng)度。表5和表6分別是10個(gè)預(yù)測(cè)期內(nèi)國(guó)際原油價(jià)格和國(guó)內(nèi)原油價(jià)格的預(yù)測(cè)誤差分解模型，圖6和圖7是10個(gè)預(yù)測(cè)期內(nèi)國(guó)際原油價(jià)格和國(guó)內(nèi)原油價(jià)格的預(yù)測(cè)誤差分解模型，橫坐標(biāo)表示波動(dòng)周期，縱坐標(biāo)表示CZZC和EC的貢獻(xiàn)率（%）。通過這些分解模型可以了解財(cái)政支出和能源消費(fèi)總量對(duì)自己和對(duì)方因外界擾動(dòng)發(fā)生變化時(shí)的貢獻(xiàn)率。

從表5中和圖6中可以看出，在從1到10期的預(yù)測(cè)期間內(nèi)，財(cái)政支出的變化主要由自身原因解釋。具體來說，第1期財(cái)政支出的預(yù)測(cè)方差中完全由自己來解釋；第2期財(cái)政支出的預(yù)測(cè)方差中仍然有99.29%的比例由自己來解釋，能源消費(fèi)總量對(duì)財(cái)政支出的預(yù)測(cè)方差中預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)率就由第1期的0增加到0.71%；到第3期，能源消費(fèi)貢獻(xiàn)率上升到4.20%，財(cái)政支出則降為95.80%；之后能源消費(fèi)總量的貢獻(xiàn)率不斷上升，而財(cái)政支出的貢獻(xiàn)率則不斷下降；到第7期，能源消費(fèi)總量的貢獻(xiàn)率達(dá)到最大，上升為27.70%，而財(cái)政支出的貢獻(xiàn)率則下降到72.30%。此后，能源消費(fèi)總量的貢獻(xiàn)率不斷下降，而財(cái)政支出則逐漸回升，到第10期時(shí)，能源消費(fèi)總量的貢獻(xiàn)率只有23.81%，財(cái)政支出的貢獻(xiàn)率還維持在76.19%。從圖7中可以看出，在長(zhǎng)期中，能源消費(fèi)總量對(duì)財(cái)政支出影響變化不大，維持在23%左右。

從表6中和圖8中可以看出，在從1到10期的預(yù)測(cè)期間內(nèi)，能源消費(fèi)總量的變化先主要由自身原因解釋，到后來則主要由是由財(cái)政支出來解釋。具體來說，第1期能源消費(fèi)總量的預(yù)測(cè)方差中完全由自己來解釋；第2期，能源消費(fèi)總量的預(yù)測(cè)方差中仍然有99.95%的比例由自己來解釋，財(cái)政支出的貢獻(xiàn)率就由第1期的0增加到0.051%；到

3 結(jié)論與政策建議

從上述實(shí)證分析可以得出下面幾個(gè)結(jié)論：能源財(cái)政政策的實(shí)施能有效降低能源消費(fèi)總量，且持續(xù)時(shí)間比較長(zhǎng)；我國(guó)能源財(cái)政政策外生于能源消費(fèi)活動(dòng)，保持著較強(qiáng)的獨(dú)立性。但從方差分解的作用強(qiáng)度和持續(xù)時(shí)間來看，能源財(cái)政政策存在很長(zhǎng)的時(shí)滯，顯示出明顯的中期化現(xiàn)象。作為一種反周期的宏觀調(diào)控政策，財(cái)政政策一般來說應(yīng)是一種短期政策，這種中期化現(xiàn)象的存在極大削弱了財(cái)政政策能源調(diào)控效應(yīng)的發(fā)揮。因此，面對(duì)新的能源消費(fèi)形勢(shì)，如何及時(shí)調(diào)整財(cái)政政策，將決定著財(cái)政政策能源調(diào)控效應(yīng)的大小和能源安全。針對(duì)財(cái)政政策能源調(diào)控效應(yīng)薄弱的原因，下面簡(jiǎn)要提幾點(diǎn)建議：

(1)能源財(cái)政政策存在中期化的原因比較復(fù)雜，但主要還是體制上的原因。財(cái)政政策調(diào)控效應(yīng)的大小取決于市場(chǎng)機(jī)制和微觀經(jīng)濟(jì)主體的反應(yīng)，并最終取決于市場(chǎng)信息傳播的速度和途徑。市場(chǎng)信息傳播的速度越快、途徑越少，財(cái)政政策的調(diào)控效應(yīng)就會(huì)越大［10］。我國(guó)能源資源的所有權(quán)和分配權(quán)屬于國(guó)家所有，國(guó)有能源企業(yè)代表國(guó)家行使能源資源勘探、開發(fā)和銷售權(quán)。為了實(shí)現(xiàn)自身利益最大化，這些能源企業(yè)大多實(shí)行了上下游一體化戰(zhàn)略。這雖然有利于提高企業(yè)的整體實(shí)力和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，但卻降低了能源的市場(chǎng)化程度，使能源消費(fèi)信息要通過較長(zhǎng)時(shí)間和繁瑣的中間環(huán)節(jié)才能到達(dá)市場(chǎng)和發(fā)揮作用，從而減小了財(cái)政政策發(fā)揮作用的空間、限制了財(cái)政政策能源調(diào)控效應(yīng)的發(fā)揮。所以，要消除能源財(cái)政政策中期化，在保證國(guó)家掌握能源資源的所有權(quán)基礎(chǔ)上，要逐漸開放能源產(chǎn)業(yè)的中、下游市場(chǎng)，使不同的經(jīng)濟(jì)成分參與到能源市場(chǎng)中來，提高市場(chǎng)化程度，增強(qiáng)市場(chǎng)自由度，減少中間環(huán)節(jié)，促使能源消費(fèi)信息的合理流通，促進(jìn)能源財(cái)政政策調(diào)控效應(yīng)的增強(qiáng)。

(2)變量相互作用的大小在一定程度上取決于變量之間的關(guān)系。我國(guó)財(cái)政政策外生于能源消費(fèi)說明我國(guó)能源財(cái)政政策與能源消費(fèi)之間并不存在必然的因果關(guān)系，能源消費(fèi)的變化只是國(guó)家能源財(cái)政政策實(shí)施的間接結(jié)果。這反映出政策內(nèi)容與政策目標(biāo)之間的不一致性。這種不一致性現(xiàn)象的存在影響了財(cái)政政策能源調(diào)控效應(yīng)的大小和發(fā)揮，究其產(chǎn)生的原因主要是由于能源財(cái)政政策的滯后性和內(nèi)容上的不合理［11］。職能部門往往是在能源市場(chǎng)中某種現(xiàn)象出現(xiàn)很長(zhǎng)一段時(shí)間后才開始制定相關(guān)政策措施，政策制定的滯后性和發(fā)揮作用所需要的時(shí)間導(dǎo)致了能源財(cái)政政策的滯后性，從而使政策制定目的和所要達(dá)到的目標(biāo)之間產(chǎn)生偏差；同時(shí)盡管國(guó)家制定了很多相關(guān)的能源財(cái)政政策，但到目前為止，中國(guó)尚未形成健全的能源財(cái)政政策體系，或者說，政府缺乏利用公共財(cái)政手段促進(jìn)國(guó)家能源戰(zhàn)略實(shí)施的觀念，現(xiàn)有零星的、“就事論事”式的能源財(cái)政政策措施難以發(fā)揮應(yīng)有的效率。因此，為了消除能源財(cái)政政策的外生性，增強(qiáng)能源財(cái)政政策的調(diào)控效應(yīng)，國(guó)家不僅要采取有效措施降低能源財(cái)政政策的滯后性，增強(qiáng)能源財(cái)政政策目標(biāo)的針對(duì)性，還要形成一套完整的能源財(cái)政政策體系。

(編輯：李 琪)

參考文獻(xiàn)（References）

［1］Blanchard O，Perotti R.2002. An Empirical Characterization of the Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes on Output［J］. Quarterly Journal of Economics，117(4)：1329～1368.

［2］Castro F. The Macroeconomic Effects of Fiscal Policy in Spain［R］.Trabajo Working Paper， 2003，No 0311.

［3］Breitung J， Bruecemann R. Structural Vector Autorgrssive Modelling and Impulse Responses［C］. CambridgeUniversityPress，2004.

［4］高鐵梅，李曉芳等.我國(guó)財(cái)政政策乘數(shù)效應(yīng)的動(dòng)態(tài)分析［J］.財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2002，（2）：40～45.［Gao Tiemei，Li Xiaofang. The Dynamic Analysis on China's Fiscal Policy Multiplier Effect［J］.Finance Trade Economics， 2002，（2）：40～45.］

［5］李生祥，叢樹海.中國(guó)財(cái)政政策理論乘數(shù)和實(shí)際乘數(shù)效應(yīng)研究［J］.財(cái)經(jīng)研究， 2004，（1）：5～20.［Li Shengxiang， Chong Shuhai.A Study on Theoretical Multiplier of Fiscal Policy in China and Its Actual Multiplier Effects［J］.The Study of Finance Trade Economics， 2004，（1）：5～20.］

［6］毛定祥.我國(guó)貨幣政策財(cái)政政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整性分析［J］.中國(guó)軟科學(xué)，2006，（12）：34～41.［Mao Dingxiang.An Cointegration Analysis on the Relation Between Monetary，F(xiàn)iscal Policice and Economic growth［J］. China Soft Science， 2006，（12）：34～41.］

［7］孫磊.中國(guó)財(cái)政政策動(dòng)態(tài)效應(yīng)的實(shí)證分析：1998-2004［J］.財(cái)貿(mào)研究，2006，（1）：6～11.［Sun Lei. Empirical Study on the Fiscal Policy Macroeconomic Effectiveness in China: 1978-2004［J］. Finance Trade Study， 2006，（1）：6～11.］

［8］胡琨.中國(guó)財(cái)政政策有效性實(shí)證研究［J］.中國(guó)軟科學(xué)，2004，（5）：45～54.［ Hu Kun.An Empirical Analysis on the Effects of Fiscal Policy in China［J］.China Soft Science， 2004，（1）：45～54.］

［9］谷宇，陳磊.基于結(jié)構(gòu)模型對(duì)中國(guó)財(cái)政和貨幣政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析［A］.第三屆數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)年會(huì)論文［C］，2003.［Gu Yu，Chen Lei. An Analysis on the Dynamic Effects of China's Fiscal and Monetary Policies Based on the Structural Model［A］. The Third Quantitative Economics paper［C］，2003.］

［10］財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所“可持續(xù)能源財(cái)稅政策研究”課題組.可持續(xù)能源戰(zhàn)略的財(cái)稅政策研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究參考，2006，（14）：35.［Treasury Financial Science Institute“The Study on Sustainable Fiscal and Taxation Policy on Energy Group”. The Study on Sustainable Fiscal and Taxation Policy on Energy［J］. Review of Economic Research， 2006，（14）：35.］

［11］江曉薇.宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的財(cái)政政策［J］.經(jīng)濟(jì)研究，1996，（10）：16～24.［Jiang Xiaowei. The Fiscal Policy in the Operation of Macroeconomic［J］. Economic Research Journal，1996，（10）：16～24.］

The Studies on the Dynamic Effects of Impact of Fiscal Policy on Chinese Energy Consumption

WANG Hongbing1 CHENG Jinhua2 ZHANG Yixiang3

(1.School of Resource，China University of Geoscience， Wuhan Hubei 430074，China；

2. School of Economics and Management， China University of Geoscience， Wuhan Hubei 430074，China；

3.School of Economics and Management，Wuhan University of Science and Engineering， Wuhan Hubei 430073， China）

Abstract In this paper，Granger causality tests，cointegrating test， vector autoregression model and variance decomposition are used to analyze the dynamic effects of the impact of fiscal policy on energy consumption in China empirically. The results are as follows： First， the fiscal policy has more strong control effects on Chinese energy consumption. Secondly， the fiscal policy isexogenous from energy consumption and has obvious independence of it. Also， the energy fiscal policy has very long delay and obvious mediumterm phenomenon. The paper proposes suggestions that gradually open the midder and lower reach market of energy industry and reinforce adjusting effect of fiscal policy on energy consumption. The government should pay attention to energy fiscal policy and form a set of complete energy fiscal policy System.

Key words fiscal policy；vector autoregression model；variance decomposition