潘文富，趙 玲

我國(guó)相機(jī)抉擇財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與私人消費(fèi)的影響
——基于SVAR模型分析

潘文富a，趙 玲b

（北京郵電大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；b.馬克思主義學(xué)院，北京100876）

文章在利用Muller and Robert方法估計(jì)的實(shí)際預(yù)算余額的結(jié)構(gòu)性成分的基礎(chǔ)上，通過建立結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額、私人消費(fèi)和實(shí)際GDP三變量的SVAR模型，結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)方法得出我國(guó)現(xiàn)行的相機(jī)抉擇財(cái)政政策對(duì)私人消費(fèi)的長(zhǎng)期貢獻(xiàn)率為9.38%，私人消費(fèi)對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)高于財(cái)政支出（結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額）對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)。文章首先將實(shí)際預(yù)算余額分成結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額和周期性預(yù)算余額兩部分，同時(shí)利用估算出的潛在產(chǎn)出對(duì)實(shí)際預(yù)算余額進(jìn)行了估計(jì)，其次檢驗(yàn)了結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額相機(jī)抉擇財(cái)政政策對(duì)私人消費(fèi)以及產(chǎn)出的影響，最后實(shí)證分析我國(guó)相機(jī)抉擇財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)出和私人消費(fèi)的影響，即都存在正向關(guān)系。

結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額；私人消費(fèi)；SVAR模型

一、引言

政府實(shí)施相機(jī)抉擇的政策在實(shí)施過程中會(huì)給經(jīng)濟(jì)造成不合意的波動(dòng)，這表明短期內(nèi)財(cái)政政策的相機(jī)調(diào)整可以穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但對(duì)于長(zhǎng)期來說可能偏離經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定目標(biāo)發(fā)展。Alan J.Auerbach（2002）在實(shí)證研究了美國(guó)最近幾年的相機(jī)政策后得出，相機(jī)抉擇財(cái)政政策在調(diào)整經(jīng)濟(jì)周期和實(shí)現(xiàn)政府預(yù)定的財(cái)政目標(biāo)方面表現(xiàn)積極，但在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用方面表現(xiàn)不明顯【1】。

然而，伴隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，引起經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的因素也變得復(fù)雜多變，這也一定程度使得對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的提前預(yù)測(cè)變得更困難。為了更好地實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定持續(xù)增長(zhǎng)目標(biāo)要求財(cái)政政策需要適當(dāng)?shù)南鄼C(jī)抉擇，Calmfors（2003）和Wyplosz（2001）研究認(rèn)為，雖然相機(jī)抉擇財(cái)政政策實(shí)現(xiàn)程度依賴于一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)波動(dòng)情況及消費(fèi)水平，但總體上財(cái)政政策的相機(jī)抉擇明顯是一個(gè)有效率的政策形成機(jī)制，因?yàn)樗谀撤N程度上減弱了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)市場(chǎng)的沖擊［2-3］。

近年來，我國(guó)學(xué)者主要是通過潛在產(chǎn)出來研究結(jié)構(gòu)預(yù)算，而在結(jié)構(gòu)性預(yù)算基礎(chǔ)上進(jìn)行相機(jī)抉擇財(cái)政策。郭慶旺和賈俊雪（2004）利用模型剔除時(shí)間趨勢(shì)后估算潛在產(chǎn)出，利用1979-1998年的年度數(shù)據(jù)估算了我國(guó)改革以后的周期性結(jié)構(gòu)預(yù)算余額和財(cái)政結(jié)構(gòu)性赤字情況，研究結(jié)果表明我國(guó)財(cái)政政策的自動(dòng)穩(wěn)定性不明顯，從而證明了我國(guó)時(shí)間預(yù)算余額變化主要表現(xiàn)為結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額的變化［4］；鄭超愚和張燕（2005）對(duì)政策的傳導(dǎo)作用研究較少［5］。趙昕東（2000）利用1984-1999年的數(shù)據(jù)首先運(yùn)用波峰相連法估算出那一時(shí)期的潛在產(chǎn)出，其次通過估算出的潛在產(chǎn)出來測(cè)算出我國(guó)1984-1999年的結(jié)構(gòu)性赤字；在把財(cái)政赤字分解成周期性結(jié)構(gòu)財(cái)政赤字和結(jié)構(gòu)性赤字的兩缺口的基礎(chǔ)上，建立財(cái)政赤字的三缺口模型，即支出性財(cái)政赤字、收入性財(cái)政赤字和結(jié)構(gòu)性財(cái)政赤字三部分［6］。通過對(duì)1992-2003年的財(cái)政赤字進(jìn)行分解，并建立經(jīng)濟(jì)波動(dòng)政策響應(yīng)函數(shù)描述我國(guó)財(cái)政支出政策對(duì)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性的作用，李永友和周達(dá)軍（2007）認(rèn)為我們有必要在適當(dāng)規(guī)則的約束下充分發(fā)揮相機(jī)抉擇的作用［7］。為研究財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的影響，利用結(jié)構(gòu)性赤字指標(biāo)來刻畫相機(jī)抉擇的財(cái)政政策，通過脈沖相應(yīng)函數(shù)分析了相機(jī)抉擇財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的影響。

由于VAR模型在分析脈沖響應(yīng)和方差分解方面缺乏經(jīng)濟(jì)含義，因此本文在對(duì)相機(jī)抉擇財(cái)政政策對(duì)私人消費(fèi)的影響研究采用SVAR（structural VAR）模型。

二、SVAR模型介紹

Sims（1980）的VAR有一個(gè)可取的特點(diǎn)，即均等地對(duì)待所有的變量，所以計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家都不會(huì)依賴任何的“難以信賴的識(shí)別條件”【8】。VAR對(duì)于檢驗(yàn)一系列經(jīng)濟(jì)變量的相互關(guān)系是很有用的，而且估計(jì)結(jié)果可用于預(yù)測(cè)。因此，VAR模型在多元時(shí)間序列分析中有著廣泛的應(yīng)用。

但隨著數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的不斷研究，許多學(xué)者提出VAR模型存在一定的缺陷，既模型信息之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，且信息間缺乏直接的經(jīng)濟(jì)意義，除了這一點(diǎn)，VAR方法就太機(jī)械了，因此導(dǎo)致脈沖響應(yīng)函數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義并不明確。Blanchard和Quah認(rèn)為實(shí)際GNP受到需求和供給兩方面的影響，并且假設(shè)在長(zhǎng)期中只有供給沖擊對(duì)實(shí)際GNP有效，而需求沖擊只在短期中對(duì)實(shí)際GNP有效，在長(zhǎng)期中效果為零。Blanchard和Quah在1950年研究美國(guó)失業(yè)率時(shí)，提出了兩邊變量的SVAR模型［9］。

SVAR模型的表示形式是多樣的，普遍的采用EViews形式，即

其中,ut為結(jié)構(gòu)干擾，A和B為系數(shù)矩陣，式（1）被稱為SVAR的AB模型。如果A=I，既A為單位矩陣，那么式（1）被稱為B模型；如果B=I為單位矩陣，那么式（1）則稱為A模型Lutkepohl（2005）［10］。

三、相關(guān)數(shù)據(jù)處理

通過上述方法來檢驗(yàn)政府在執(zhí)行相機(jī)抉擇財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和私人消費(fèi)的影響。數(shù)據(jù)為1995年第1季度至2014年第4季度的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為實(shí)際產(chǎn)出Yt，通過此期間的城鎮(zhèn)居民實(shí)際人均消費(fèi)性支出乘以城鎮(zhèn)居民人口總數(shù)加上農(nóng)村居民實(shí)際人均生活消費(fèi)現(xiàn)金支出乘以農(nóng)村居民人口總數(shù)獲得私人消費(fèi)，此得到是名義私人消費(fèi)，利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，計(jì)算季度CPI指數(shù)，名義私人消費(fèi)通過季度CPI平減以后就得到了實(shí)際私人消費(fèi)COMt。St為采用Muller and Robert（1984）［11］方法估計(jì)的實(shí)際預(yù)算余額的結(jié)構(gòu)性成分。文中指標(biāo)Yt和COMt分別經(jīng)過X-12季節(jié)調(diào)整，并且用CPI進(jìn)行平減得到實(shí)際值，現(xiàn)以1994年的作為基期，本文運(yùn)用Eviews5.0進(jìn)行模型實(shí)證研究，數(shù)據(jù)獲取途徑來源為國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中經(jīng)網(wǎng)。

利用ADF檢驗(yàn)對(duì)變量Yt、COMt和St進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表1所列。

從上述單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，ΔYt、ΔCOMt和ΔSt三變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。

表1 Yt、COMt和St變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

四、模型的估計(jì)

通過對(duì)國(guó)內(nèi)相關(guān)文件梳理發(fā)現(xiàn)對(duì)財(cái)政政策、消費(fèi)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者間的相關(guān)關(guān)系研究較多，然而這些研究所運(yùn)用的變量都是實(shí)際財(cái)政赤字，而非真正反映財(cái)政動(dòng)態(tài)的結(jié)構(gòu)性赤字指標(biāo)，即結(jié)構(gòu)性預(yù)余額。實(shí)際預(yù)算余額在反映一國(guó)財(cái)政政策效應(yīng)的時(shí)候有其局限性，無法準(zhǔn)確地描述相機(jī)抉擇的財(cái)政政策。因此，本文利用結(jié)構(gòu)預(yù)算余額來刻畫相機(jī)抉擇的財(cái)政政策，建立結(jié)構(gòu)預(yù)余額、私人消費(fèi)及產(chǎn)出三者之間相互影響的經(jīng)濟(jì)模型。

運(yùn)用產(chǎn)出、私人消費(fèi)和結(jié)構(gòu)預(yù)算余額三變量建立SVAR模型，即SVAR模型：

Yt為實(shí)際GDP，COMt為私人消費(fèi)，St為實(shí)際預(yù)算余額的結(jié)構(gòu)性成分（Muller and Robert，1984）［11］，即結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額。ε1t、ε2t和ε3t分別表示為內(nèi)生變量上的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，εt～VMN(0，In)。由于本SVA模型中包含3個(gè)內(nèi)生變量，因此，需要施加3個(gè)短期約束條件。

對(duì)SVAR模型施加3個(gè)短期約束條件為：

（1）企業(yè)產(chǎn)出率的增加與私人消費(fèi)消費(fèi)支出的增加是非同期的，企業(yè)只會(huì)根據(jù)上期的私人消費(fèi)情況來調(diào)整本期的產(chǎn)出。所以，私人消費(fèi)不會(huì)影響當(dāng)期的產(chǎn)出波動(dòng)，即b12=0。

（2）結(jié)構(gòu)預(yù)算余額是政府根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)變化的情況而采取相應(yīng)的財(cái)政政策指標(biāo)。結(jié)構(gòu)預(yù)算余額增加了，表示政府實(shí)施緊縮的財(cái)政政策；結(jié)構(gòu)預(yù)算余額減少了，表明政府實(shí)施擴(kuò)張的財(cái)政政策。政府只會(huì)根據(jù)上期居民消費(fèi)的情況來調(diào)整本期的政府支出。所以，私人消費(fèi)不會(huì)影響當(dāng)期的結(jié)構(gòu)預(yù)算余額，即b32=0。

（3）許多消費(fèi)者存在消費(fèi)慣性，私人消費(fèi)支出變化往往都先與產(chǎn)出的變化，本期產(chǎn)出增加或減少，只會(huì)影響下期產(chǎn)品的價(jià)格，從而影響到下期私人消費(fèi)支出。所以，產(chǎn)出波動(dòng)不會(huì)影響當(dāng)期私人消費(fèi)，即b21=0。

對(duì)于SVAR模型實(shí)證進(jìn)行分析，如果從單個(gè)系統(tǒng)角度無法分析其經(jīng)濟(jì)含義，需要利用模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF，Impulse Response Function）和方差分解（variance decomposition）來進(jìn)一步檢查結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額對(duì)私人消費(fèi)和產(chǎn)出的沖擊，即財(cái)政政策對(duì)實(shí)際GDP和私人消費(fèi)的影響。

五、脈沖響應(yīng)分析

傳統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)I(n| d,IIt-1)要求如下的信息：

（1）現(xiàn)在：在現(xiàn)有時(shí)刻t，給予一定的脈沖，那么沖擊強(qiáng)度d是可確定的；

（2）過去：t之后的狀態(tài)，即t-1時(shí)刻所表現(xiàn)的軌跡IIt-1；

（3）未來：現(xiàn)在時(shí)刻t之后的狀態(tài)，即t+1到t+n時(shí)刻的干擾，要求未來的沖擊是逐漸減弱為0，et+1=et+2=…=et+n=0。

本文采用傳統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)I(n| d,IIt-1)，用結(jié)構(gòu)預(yù)算余額對(duì)私人消費(fèi)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊來表示財(cái)政政策對(duì)私人消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。分別描述出各期結(jié)構(gòu)預(yù)算余額對(duì)私人消費(fèi)和產(chǎn)出影響，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)得到結(jié)構(gòu)預(yù)算余額對(duì)私人消費(fèi)和產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

圖1描述私人消費(fèi)受到結(jié)構(gòu)預(yù)算余額沖擊的效應(yīng)，即實(shí)施不同的財(cái)政政策（擴(kuò)張的財(cái)政政策或緊縮財(cái)政政策）對(duì)私人消費(fèi)的影響；圖2描述了我國(guó)產(chǎn)出對(duì)結(jié)構(gòu)預(yù)算余額沖擊反應(yīng)情況，即不同的財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)出（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）的影響。

圖1 結(jié)構(gòu)預(yù)算余額對(duì)私人消費(fèi)的影響

從圖1可以看出，在第5期時(shí)達(dá)到波峰，沖擊最強(qiáng)烈，隨后沖擊慢慢減弱，在滯后15期時(shí)基本沒有沖擊作用，表明擴(kuò)張性的財(cái)政政策（結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額為負(fù)）對(duì)私人消費(fèi)有正向拉動(dòng)作用，但是拉動(dòng)的效果會(huì)隨著時(shí)間的推移慢慢減弱，到后期幾乎無影響。這說明我國(guó)近幾年實(shí)施擴(kuò)張的財(cái)政支出有助于拉動(dòng)私人消費(fèi)的增加，擴(kuò)大了內(nèi)需的增長(zhǎng)，也揭示了私人消費(fèi)的增加不僅僅是貨幣現(xiàn)象，同時(shí)還是一個(gè)財(cái)政現(xiàn)象，這要求在我國(guó)極力推舉運(yùn)用寬松的貨幣政策來擴(kuò)大私人消費(fèi)以外，還應(yīng)該高度關(guān)注財(cái)政政策在增加私人消費(fèi)支出方面的推動(dòng)作用。

從圖2可以看出，在第3期時(shí)沖擊效應(yīng)達(dá)到了最大，即達(dá)到了波峰，后來則慢慢衰退，到17期時(shí)衰退至0，即無沖擊效應(yīng)作用，這表明擴(kuò)張性的財(cái)政政策（結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額為負(fù)）對(duì)產(chǎn)出（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）有正向的促進(jìn)作用，但是正向促進(jìn)的作用會(huì)在達(dá)到最大值后逐漸減弱。因此，圖2表明我國(guó)相機(jī)抉擇的財(cái)政政策在一定時(shí)期對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用存在一定的滯后期，不會(huì)像貨幣政策那樣傳到的那么快，即存在滯后3期才達(dá)到最大。利用我國(guó)1995年第1季度至2014年第2季度間的宏觀數(shù)據(jù)建立SVAR模型，然后進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，得出我國(guó)財(cái)政政策確實(shí)具有凱恩斯效應(yīng)，這與我們所描述的凱恩斯效應(yīng)理論得出的結(jié)論是相吻合的。

圖2 結(jié)構(gòu)預(yù)算余額對(duì)產(chǎn)出的影響

六、方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)只是分析VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊所帶來其他內(nèi)生變量的影響。沒有定量分析相機(jī)財(cái)政政策對(duì)消費(fèi)的影響多大？經(jīng)濟(jì)波動(dòng)多大程度是由相機(jī)抉擇財(cái)政政策引起等問題。因此，運(yùn)用方差分解技術(shù)對(duì)上述問題進(jìn)行分析。為了分析每個(gè)沖擊對(duì)內(nèi)生變量的影響，即沖擊帶來的變化度，Sim在1980年提出方差分解模型，主要是依據(jù)VMA(∞)形式提出。方差分解模型分解出變量中產(chǎn)生重要影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)信息。由于這些擾動(dòng)信息都會(huì)給被解釋變量的預(yù)測(cè)帶來極大的不確定性。通過將被解釋變量的均方誤差分解成系統(tǒng)變量的隨機(jī)沖擊產(chǎn)生的貢獻(xiàn)，即主要討論的是正交化殘值對(duì)預(yù)測(cè)的均方差(MSE)影響的比例，表示模型如下：

下面我們運(yùn)用方差分解來求解結(jié)構(gòu)預(yù)算余額對(duì)實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和私人的消費(fèi)的貢獻(xiàn)率。利用Eviews5.0進(jìn)行方差分解，如圖3、圖4所示。圖3描述了擴(kuò)張性財(cái)政政策或緊縮性的財(cái)政政策（結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額為負(fù)或?yàn)檎?duì)私人消費(fèi)的貢獻(xiàn)率。圖4描述了擴(kuò)張性財(cái)政政策或緊縮性的財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。

圖3 結(jié)構(gòu)預(yù)算余額對(duì)私人消費(fèi)的貢獻(xiàn)率

圖4 結(jié)構(gòu)預(yù)算余額對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率

從圖3可知，實(shí)際GDP對(duì)私人消費(fèi)的貢獻(xiàn)率大約是54.8%，結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額對(duì)私人消費(fèi)的貢獻(xiàn)率在9.38%，說明實(shí)際GDP（產(chǎn)出）對(duì)私人消費(fèi)的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額對(duì)私人消費(fèi)的貢獻(xiàn)。通過實(shí)證分析可知，產(chǎn)出（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)遠(yuǎn)大于擴(kuò)張性的財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的乘數(shù)效應(yīng)，這就要求財(cái)政政策的制定者在政策制定時(shí)必須考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（產(chǎn)出）對(duì)消費(fèi)引起的間接影響，避免擴(kuò)張有效的財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)面作用，這是財(cái)政政策制定時(shí)考慮的關(guān)鍵點(diǎn)。在圖3中的前6個(gè)滯后期結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額對(duì)私人消費(fèi)的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于產(chǎn)出對(duì)私人消費(fèi)的貢獻(xiàn)率，隨后則產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率越來越大，而結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額則沒有明顯變化。

從圖4可知，如果剔除實(shí)際GDP自我累加效應(yīng)，即不考慮自身的貢獻(xiàn)率，則短期來看，擴(kuò)展性的財(cái)政政策（結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（產(chǎn)出）有明顯的作用，即貢獻(xiàn)率更大，而私人消費(fèi)對(duì)產(chǎn)出的作用相對(duì)較小，即貢獻(xiàn)率較小。財(cái)政支出（結(jié)構(gòu)預(yù)算余額）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（產(chǎn)出）的促進(jìn)作用在滯后5期最明顯，這點(diǎn)與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)論相同。說明相機(jī)抉擇財(cái)政政策在外部執(zhí)行的時(shí)滯較短，與宏觀經(jīng)濟(jì)理論是相符的。但長(zhǎng)期來看，私人消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響遠(yuǎn)強(qiáng)于擴(kuò)張性財(cái)政政策（結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額）對(duì)經(jīng)濟(jì)的作用，表明私人消費(fèi)對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)度更大，比財(cái)政政策強(qiáng)10個(gè)百分點(diǎn)左右，即私人消費(fèi)對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)度穩(wěn)定在15.08%，而擴(kuò)張性政策支出對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率只穩(wěn)定在5.5%。表明財(cái)政政策的實(shí)施需要預(yù)測(cè)私人消費(fèi)間接對(duì)產(chǎn)出的乘數(shù)效應(yīng)，避免過高的使用財(cái)政政策的“杠桿效應(yīng)”所帶來對(duì)市場(chǎng)不利影響。

七、結(jié)論

本文在估算出的結(jié)構(gòu)性預(yù)算余額的基礎(chǔ)上，利用SVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解技術(shù)，對(duì)我國(guó)相機(jī)抉擇財(cái)政政策與私人消費(fèi)、實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間的動(dòng)態(tài)影響進(jìn)行了分析。根據(jù)模型的實(shí)證結(jié)果，總結(jié)了以下幾點(diǎn)結(jié)論：

（1）為了平衡內(nèi)外經(jīng)濟(jì)，彌補(bǔ)長(zhǎng)期以來我國(guó)內(nèi)需的嚴(yán)重不足，政府實(shí)施了多項(xiàng)積極的財(cái)政政策，例如增加政府支出、減少稅收等，其目的是更好的拉動(dòng)內(nèi)需的增長(zhǎng)，雖然起到一定的作用，但是沒有達(dá)到預(yù)期的效果。通過上述實(shí)證分析，擴(kuò)張性的財(cái)政政策是促進(jìn)私人消費(fèi)拉動(dòng)內(nèi)需的一條有效途徑。因此，政府通過財(cái)政政策來拉動(dòng)內(nèi)需增長(zhǎng)具有一定的作用，可把增加財(cái)政支出，實(shí)施減稅政策作為一條長(zhǎng)期有效的財(cái)政政策實(shí)施。

（2）從圖4可知，擴(kuò)張的財(cái)政政策在短期對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率達(dá)到25%，如果貿(mào)然的實(shí)施退出積極財(cái)政政策，必然將使國(guó)內(nèi)產(chǎn)出受到一定的沖擊，使失業(yè)率上升，工人收入下降，政府的轉(zhuǎn)移支付必將增加，由于產(chǎn)出下降，居民消費(fèi)不足，必將造成許多企業(yè)關(guān)門倒閉，政府的稅收將受影響，這樣就形成了惡性循環(huán)。因此，積極財(cái)政政策的淡出某種程度可能還會(huì)增加政府財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)。

（3）通過SVAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可知，擴(kuò)張性的財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是長(zhǎng)久有效的，但在拉動(dòng)內(nèi)需增長(zhǎng)方面的作用有限。這可能與我國(guó)政府財(cái)政投入結(jié)構(gòu)有關(guān)，縱觀我國(guó)近幾年財(cái)政投入，主要將財(cái)政投入到鐵路、公路等重大基礎(chǔ)設(shè)施方面，通過增加國(guó)家大型項(xiàng)目的投入來保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但這些對(duì)私人消費(fèi)，即內(nèi)需的增長(zhǎng)影響是有限的。

綜上所述，本文在對(duì)產(chǎn)出、私人消費(fèi)和結(jié)構(gòu)預(yù)算余額變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系研究分析總結(jié)表明，我國(guó)相機(jī)抉擇財(cái)政政策對(duì)保證中國(guó)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行是有促進(jìn)作用的，但作用是有限的。這于最近表現(xiàn)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)局部過熱，存在通脹壓力的現(xiàn)狀是相吻合的，在后期我國(guó)由積極財(cái)政政策向穩(wěn)健財(cái)政政策轉(zhuǎn)變。因此，財(cái)政政策影響是多方面的，不僅直接影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)還間接影響到消費(fèi)、通脹等方面，財(cái)政政策的制定者需要多方面考慮，謹(jǐn)慎運(yùn)用財(cái)政政策的“杠桿效應(yīng)”。

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TheImpactofDiscretionaryFiscalPolicyonEconomicGrowthandPrivateConsumptioninChina——An Analysis Based on SVAR Model

PAN Wen-fua,ZHAO Lingb
(a.School of Economics and Management;b.School of Marxism, Beijing University of Posts and Telecommunications,Beijing 100876,China)

Based on using the Muller and Robert method to estimate the structural components of the actual budget balance,by building the three variables SVAR model of structural budget balance,private consumption and the real GDP,and combining with the impulse re?sponse function and variance decomposition method,this paper gains that the long-term contribution rate of China's current discretionary fiscal policy to private consumption is 9.38%,and the contribution of private consumption to output is much higher than that of fiscal ex?penditure(structural budget balance).Firstly,the paper divides the actual budget balance into two parts:the structural budget balance and the cyclical budget balance,and estimates the actual budget balance by the estimated potential output.Secondly,the paper examines the impact of the structural budget balance discretionary fiscal policy on private consumption and output.Finally,the paper empirically analyz?es the impact of China's discretionary fiscal policy on output and private consumption,that they are positively related.

structural budget balance;private consumption;SVAR model

F812;F124.8

A

1007-5097（2017）05-0121-05

［責(zé)任編輯：張兵］

2016-10-25

教育部新世紀(jì)人才項(xiàng)目（NCET-10-0264）；北京郵電大學(xué)社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（2014-2016BS08）

潘文富（1983-），男，貴州貴陽人，博士研究生，研究方向：復(fù)雜經(jīng)濟(jì)與管理；趙玲（1957-），女，吉林長(zhǎng)春人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：復(fù)雜科學(xué)與管理。