鄭金宇

（吉林大學(xué) 商學(xué)院，長春 130012）

0 引言

財政政策是宏觀調(diào)控和引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要工具，自分稅制改革以來，我國政府針對國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢對財政政策進(jìn)行了多次轉(zhuǎn)型調(diào)整，財政支出結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著的變化。由于我國所處的發(fā)展階段，特別是在財政分權(quán)與政績競爭的影響下，財政政策表現(xiàn)出明顯的“投資型財政”特征，財政支出結(jié)構(gòu)扭曲、財政資金支出效益下降等問題日益凸顯[1,2]。因此，財政支出結(jié)構(gòu)偏向?qū)?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了怎樣的影響，成為政府部門和學(xué)術(shù)研究關(guān)注的焦點(diǎn)之一。

各類財政支出對產(chǎn)出增長會產(chǎn)生什么樣的影響學(xué)術(shù)界尚未達(dá)成一致結(jié)論，其原因主要在于財政政策的非線性效應(yīng)。諸多學(xué)者使用了門限效應(yīng)、區(qū)制轉(zhuǎn)移等模型考察了財政政策非線性效應(yīng)[3-6]，但這類模型弊端在于只識別到一種跳躍式變動，并不能完全獲取財政政策非線性效應(yīng)信息，特別是某些特定時點(diǎn)的非線性變化。因此，本文應(yīng)用帶有隨機(jī)波動率的變參數(shù)因子擴(kuò)展向量自回歸模型（SV-TVP-FAVAR），將財政政策的非線性識別為更加符合實(shí)際的連續(xù)時變變化。

本文對財政支出結(jié)構(gòu)的劃分參考了胡永剛和郭新強(qiáng)（2012）[7]以及鄧明和魏后凱（2015）[8]的做法，將財政支出劃分為服務(wù)性支出、消費(fèi)性支出以及生產(chǎn)性支出。服務(wù)性支出主要包括科學(xué)技術(shù)、教育支出、文化傳媒支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出以及社會保障就業(yè)支出等；消費(fèi)性支出包括了一般公共服務(wù)支出、國家行政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位各種經(jīng)費(fèi)支出等；生產(chǎn)性支出主要包括基本建設(shè)支出、農(nóng)林水事務(wù)支出、工業(yè)和交通以及商業(yè)部門事業(yè)費(fèi)支出等。本文著重分析了這三類財政支出在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)爆發(fā)、經(jīng)濟(jì)危機(jī)后短期繁榮以及經(jīng)濟(jì)新常態(tài)三個典型時期對產(chǎn)出增長的脈沖響應(yīng)，以動態(tài)的縱向視角和靜態(tài)的橫向視角分析和評價了這三類財政支出對我國產(chǎn)出沖擊效應(yīng)。

1 模型的構(gòu)建

為了檢驗(yàn)?zāi)辰?jīng)濟(jì)變量對其他變量所形成的影響，分析時通常采用經(jīng)典的結(jié)構(gòu)VAR模型，模型簡化形式為：

其中，xt為 （l+1）×1維變量向量，ai為xt滯后項(xiàng)（l+1）×（l+1）的系數(shù)矩陣，i=1，…，p。擾動項(xiàng)vt～N（0，Ω），并且Ω為（l+1）×（l+1）維協(xié)方差矩陣。在以往的向量自回歸模型中，xt中變量個數(shù)通常不會很多，因此傳統(tǒng)的向量自回歸模型在研究較為復(fù)雜的問題時，往往受到缺失重要經(jīng)濟(jì)變量的詬病。不過Bernanke（2005）[9]提出的方法解決了這個問題。具體地，可將n維的可觀測變量xt提取成k維不可觀測共同因子ft，k＜＜n，對于任何i=1，…，n的原始序列xt都能通過不可觀測共同因子ft和觀測變量Xt的因子回歸分析得到，其形式為：

其中，是 （n×l）維矩陣；是n×（l+1）維矩陣；殘差項(xiàng)εt～N（0，exp（hit）），εt與ft假定為不相關(guān)，并且不自相關(guān)，即對任意i=1，…，n，i≠j和任意t，s=1，…，T，t≠s都有E（εitft）=0 和E（εitεjs）=0 。由此，方程（2）可以進(jìn)一步寫成：

在方程（3）中，Γ（L）=diag（ρ1（L），…，ρn（L）），ρi（L）=ρi1=diag[exp（h1t），…，exp（hnt）]，并且殘差具有隨機(jī)游走的形式hit=hit-1+ηth，ηit～N（0，σh）。

將向量自回歸模型中的系數(shù)矩陣與擾動項(xiàng)協(xié)方差進(jìn)行處理，使其具有動態(tài)時點(diǎn)的捕捉能力，具有時變參數(shù)的因子擴(kuò)展VAR具有形式：

其中，y't=f't，X't，f't為前面部分提取的k×1維的不可觀測共同因子向量，X′t為前面部分的（l+1）×1維的可觀測變量向量；bjt是（m×m）維的系數(shù)矩陣，j=1，…，p，t=1，…，T，m=k+l+1，υt～N（0，Ωt）。另外，參照金春雨和張龍（2017）[10]、王方方和李寧（2017）[11]對擾動項(xiàng)的處理方法，本文將擾動項(xiàng)的協(xié)方差矩陣分解成：

方程（4）中參數(shù)可以表示成Bt=（vec（b1t）'，…，vec（bpt）'）'，at=（aj1，t'，…，aj（j-1），t'）'，j=1，…，m，logσt=（logσ1t'，…，logσmt'）'，假設(shè)Bt、at以及 logσt參數(shù)矩陣服從Koop等（2009）提出的創(chuàng)新型隨機(jī)游走形式：

～N（0，Qθ）是相互獨(dú)立的創(chuàng)新變量 ，θ∈{Bt，αt，logσt}，Qθ則分別對應(yīng)Bt、αt、logσt的創(chuàng)新協(xié)方差矩陣?？扇≈禐?或1，當(dāng)=0時，?t=1，…，T，=0，表示參數(shù)矩陣是常數(shù)；當(dāng)=1時，?t=1，…，T，表示參數(shù)具有時變性。

2 參數(shù)估計(jì)及先驗(yàn)信息

本文參照了Stock和Waston（2005）[12]的兩步法對模型進(jìn)行估計(jì)，第二步貝葉斯估計(jì)中，因子方程先驗(yàn)信息參數(shù)設(shè)定為：

FAVAR方程中的先驗(yàn)信息參數(shù)為：

其 中 ，dim（B）=m×m×p，dim（α）+1=m（m-1）/2 ，dim（σ）=m，每個變量自身一階滯后的系數(shù)=0.9，其他情形下Bˉ=0，是先驗(yàn)協(xié)方差對角陣，對角線元素服從Minnesota形式：對于滯后項(xiàng)系數(shù)，對于變量系數(shù)，，滯后階數(shù)c=1，…，p，為單個變量自回歸方程殘差的方差。假定為服從伯努利分布，=1）=πθ=1-p=0），πθ～Beta（1，1），E（πθ）=0.5，std（πθ）? 0.29 ，θt∈{Bt，αt，logσt}。

3 實(shí)證分析

本文所使用的數(shù)據(jù)為2007年一季度至2017年三季度，包括了中經(jīng)網(wǎng)全國宏觀月度庫中多個類目下的73組變量。這些類目具體包括國民經(jīng)濟(jì)核算、固定資產(chǎn)投資、國內(nèi)外貿(mào)易、物價、財政金融以及經(jīng)濟(jì)指數(shù)等。數(shù)據(jù)主要包括GDP、投資、居民消費(fèi)、貨幣供給、進(jìn)出口、財政收支等名義變量。然后，使用X-12季節(jié)調(diào)整方法對受季節(jié)影響的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，去除數(shù)據(jù)中的季節(jié)因素，為了滿足VAR類模型所要求的變量平穩(wěn)性要求，本文對不平穩(wěn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行差分以及對數(shù)差分等處理，并根據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)驗(yàn)證了數(shù)據(jù)平穩(wěn)性。

3.1 共同因子的提取

本文從73個經(jīng)濟(jì)變量中提取了三個公共因子，考慮了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)重要信息，避免變量遺漏造成估計(jì)結(jié)果的偏誤，公共因子的提取參照了Korobilis（2013）[13]的處理方法。根據(jù)Stock和Watson（2005）[12]的研究，從眾多經(jīng)濟(jì)變量中提取的第一個共同因子通常代表了實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的基本情況，第二個因子反映了貨幣供給或物價等層面。通過圖1中因子1與宏觀一致合成指數(shù)以及因子2與廣義貨幣M2的對比發(fā)現(xiàn)，兩個公共因子可以較好地反映實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動和貨幣供給變動。

圖1 共同因子與經(jīng)濟(jì)基本面

本文提取的共同因子具有較好的穩(wěn)健性，三個共同因子分別描述了實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動因素、貨幣因素以及其他經(jīng)濟(jì)因素。同時，本文提取的三個共同因子均通過了單位根檢驗(yàn)，表明變量均具有較好的平穩(wěn)性。此外，圖1中還給出了三個共同因子標(biāo)準(zhǔn)差后驗(yàn)均值走勢，各因子表現(xiàn)出周期性特征，分別出現(xiàn)在2007年四季度、2011年三季度、2017年二季度，這三個時期分別代表了2007年末全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期、經(jīng)濟(jì)危機(jī)后的短期繁榮以及我國開始步入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，可以認(rèn)為這三個典型時期分別代表我國經(jīng)濟(jì)的衰退、過熱、平穩(wěn)三個基本狀態(tài)。本文分別對這三個典型時期我國財政支出的產(chǎn)出沖擊效應(yīng)進(jìn)行分析，包括不同時期同種類型財政支出以及相同時期不同類型財政支出的產(chǎn)出沖擊效應(yīng)。

3.2 典型時期財政支出的產(chǎn)出沖擊效應(yīng)

圖2至下頁圖4分別為產(chǎn)出對服務(wù)性支出、消費(fèi)性支出以及生產(chǎn)性支出一單位正向沖擊的脈沖響應(yīng)過程，每張圖中包含了2007年四季度、2011年三季度、2017年二季度三個典型時期，以探討產(chǎn)出對財政支出沖擊響應(yīng)的時變特征。下頁圖5為每個時期產(chǎn)出對各類財政支出沖擊響應(yīng)，進(jìn)而分析產(chǎn)出對不同財政支出沖擊效應(yīng)的差異。

從圖2中可以看到，產(chǎn)出在三個典型時期對服務(wù)性支出沖擊的變動趨勢差異較大，3年后沖擊效應(yīng)基本消失。具體地說，在2007年四季度，在沖擊發(fā)生后的當(dāng)期，產(chǎn)出達(dá)到負(fù)向最大值，反應(yīng)較為劇烈，隨后逐漸回升，第三期后呈現(xiàn)持續(xù)正負(fù)震蕩減弱狀態(tài)；在2011年三季度，當(dāng)期產(chǎn)出對服務(wù)性支出沖擊達(dá)到正向最大值，在經(jīng)歷一期迅速下降后出現(xiàn)回升，并在第五期達(dá)到正值后緩慢消失；在2017年二季度，一單位的服務(wù)性支出沖擊后，產(chǎn)出在當(dāng)期呈現(xiàn)正向的提升，并在第二期達(dá)到最大值，在第四期開始出現(xiàn)第一次較小負(fù)值，隨后小幅震蕩消失。通過產(chǎn)出對服務(wù)性支出沖擊的脈沖響應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，服務(wù)性支出對產(chǎn)出增長不具有長期作用。在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期，對產(chǎn)出增長具有較強(qiáng)的負(fù)向作用，而在經(jīng)濟(jì)危機(jī)后期，雖然服務(wù)性支出在當(dāng)期會拉動產(chǎn)出的增長，但隨后會對產(chǎn)出造成較長時間的抑制作用，在步入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時期，對產(chǎn)出增長具有正向的促進(jìn)作用?？梢姡谡斦С鲋?，科教文衛(wèi)支出以及社會保障支出對產(chǎn)出增長的作用逐漸隨時間變得有效，從經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期的負(fù)向阻礙作用變?yōu)檎虼龠M(jìn)作用。

圖2 產(chǎn)出對服務(wù)性支出沖擊的脈沖響應(yīng)

在圖3中，產(chǎn)出在2007年四季度和2017年二季度對消費(fèi)性支出沖擊的脈沖響應(yīng)變動較為相似，但兩個時期對產(chǎn)出沖擊的作用并不相同。在2007年四季度，給消費(fèi)性支出一單位的正向沖擊，產(chǎn)出在當(dāng)期達(dá)到正向的最大值，在隨后一期出現(xiàn)下降，第二期和第三期持續(xù)上升，一年后產(chǎn)出開始出現(xiàn)為負(fù)的響應(yīng)。而在2017年二季度，產(chǎn)出首先出現(xiàn)負(fù)的響應(yīng)，隨后一期達(dá)到負(fù)的最大值，在第二期開始出現(xiàn)正的產(chǎn)出響應(yīng)，最后逐漸消失為零。在2011年三季度，產(chǎn)出在當(dāng)期達(dá)到最大值，但隨后下降為負(fù)值，在第三期達(dá)到負(fù)的最大值，隨后逐漸震蕩上升并最終消失為零。可見，消費(fèi)性支出在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期和經(jīng)濟(jì)危機(jī)后期對產(chǎn)出呈現(xiàn)出負(fù)向的沖擊效應(yīng)，在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期對產(chǎn)出的負(fù)向沖擊更大，在新常態(tài)時期，對產(chǎn)出具有短期的正向沖擊效應(yīng)。這表明我國政府行政機(jī)構(gòu)改革與行政職能的轉(zhuǎn)變已初見成效，行政效率得到顯著提高，因此增加政府消費(fèi)性支出對產(chǎn)出的增長起到了提升的作用。

圖3 產(chǎn)出對消費(fèi)性支出沖擊的脈沖響應(yīng)

在2007年四季度，一單位生產(chǎn)性沖擊后，產(chǎn)出在當(dāng)期達(dá)到較低的負(fù)值，在第二期達(dá)到最大負(fù)值，一年后產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)開始上升為正值。在2011年三季度和2017年二季度，產(chǎn)出對生產(chǎn)性支出沖擊響應(yīng)較為相似，在當(dāng)期達(dá)到最大值，隨后呈現(xiàn)正負(fù)震蕩的狀態(tài)，在前期2017年二季度生產(chǎn)性支出對產(chǎn)出的正向作用較2011年三季度較好一些?？傮w上，在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期，生產(chǎn)性支出對產(chǎn)出的負(fù)向沖擊較強(qiáng)，在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)后期以及新常態(tài)時期，生產(chǎn)性支出對產(chǎn)出的影響效果并不穩(wěn)定，更容易造成產(chǎn)出的短期波動。顯然，為應(yīng)對全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)，連續(xù)大量的公共投資給經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行帶來較長時間的副作用，前期的“過度擁擠”依然阻礙著生產(chǎn)性財政支出發(fā)揮理想的作用。

圖4 產(chǎn)出對生產(chǎn)性支出沖擊的脈沖響應(yīng)

在圖5中，2007年四季度全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期，服務(wù)性支出、以及生產(chǎn)性支出均對產(chǎn)出造成的負(fù)向影響較大，其中生產(chǎn)性支出在當(dāng)期的負(fù)向影響最大，服務(wù)性支出其次，消費(fèi)性支出較小。產(chǎn)出對消費(fèi)性支出的脈沖響應(yīng)在第2期首先出現(xiàn)正值，而對服務(wù)性支出和生產(chǎn)性支出的脈沖響應(yīng)正值則出現(xiàn)在第3期。在2011年三季度新常態(tài)時期，雖然在當(dāng)期服務(wù)性支出對產(chǎn)出會產(chǎn)生正向的沖擊效果，但在隨后的幾期，對產(chǎn)出產(chǎn)生了更強(qiáng)的負(fù)向沖擊，因此，服務(wù)性支出的負(fù)向沖擊效應(yīng)更強(qiáng)。消費(fèi)性支出與服務(wù)性支出對產(chǎn)出的沖擊效應(yīng)較為類似，但是消費(fèi)性支出的負(fù)向沖擊效應(yīng)較弱一些，生產(chǎn)性支出對產(chǎn)出與2017年二季度相同，對產(chǎn)出造成了短期的波動。在2017年二季度全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)后期，服務(wù)性支出和消費(fèi)性支出短期對產(chǎn)出主要產(chǎn)生了正向沖擊效應(yīng)，服務(wù)性支出對產(chǎn)出的作用效果較消費(fèi)性支出好一些，而生產(chǎn)性支出雖然在當(dāng)期能夠?qū)Ξa(chǎn)出產(chǎn)生正向的沖擊，但隨后更容易造成產(chǎn)出的上下波動。

圖5 產(chǎn)出對各類財政支出沖擊的脈沖響應(yīng)

4 結(jié)論

本文使用了帶有隨機(jī)波動率的時變參數(shù)因子擴(kuò)展向量自回歸模型檢驗(yàn)了不同類型財政支出對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊效應(yīng)，通過對比三個典型時期的特征以及不同財政支出之間的差異，得到以下結(jié)論：

第一，無論是服務(wù)性支出、消費(fèi)性支出還是生產(chǎn)性支出，對產(chǎn)出的沖擊效應(yīng)在三個典型時期各有不同，具有較強(qiáng)的非線性效應(yīng)。在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期，各類財政支出對經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)向的沖擊效應(yīng)，對產(chǎn)出的增長產(chǎn)生了抑制作用。在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)后期，各類財政支出均導(dǎo)致產(chǎn)出先上升后下降的交替反應(yīng)，給產(chǎn)出帶來較為頻繁的波動。在新常態(tài)時期，各類財政支出在當(dāng)期都能較好地拉動經(jīng)濟(jì)增長。

第二，在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期，生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長負(fù)向的沖擊效應(yīng)最大，消費(fèi)性支出最小，在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)后的復(fù)蘇期，服務(wù)性支出對產(chǎn)出沖擊效果較大，生產(chǎn)性支出帶來的產(chǎn)出波動更為頻繁。在新常態(tài)時期，服務(wù)性支出對經(jīng)濟(jì)增長的正向的促進(jìn)作用最好，消費(fèi)性支出次之，而生產(chǎn)性支出可能導(dǎo)致產(chǎn)出的波動。

第三，新常態(tài)時期，服務(wù)性支出對產(chǎn)出起到很好的促進(jìn)作用，政府應(yīng)當(dāng)加大此類支出的投入，科教、文化、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等支出對產(chǎn)出增長的正向效應(yīng)要優(yōu)于物質(zhì)資本投資，而且這類支出占財政總支出額比重仍然較低，為政府財政支出結(jié)構(gòu)的調(diào)整提供了充分的操作空間。同時，我國政府行政機(jī)構(gòu)改革與行政職能的轉(zhuǎn)變已初見成效，政府應(yīng)繼續(xù)為提高財政資金的使用效率夯實(shí)基礎(chǔ)，適度增加政府消費(fèi)性支出。此外，生產(chǎn)性支出的擁擠程度雖然較前期有所緩解，但該類支出占比仍然偏高，生產(chǎn)性支出需要以服務(wù)經(jīng)濟(jì)為目標(biāo)，政府應(yīng)當(dāng)降低對市場的干預(yù)程度，改變財政實(shí)踐過程中偏好于生產(chǎn)性財政支出的現(xiàn)狀。