中國財(cái)政政策區(qū)域非對稱效應(yīng)的實(shí)證研究

肖翠仙

(梧州學(xué)院，廣西 梧州 543002)

一、引言

我國自20 世紀(jì)90 年代初，確定了社會主義市場經(jīng)濟(jì)的改革方向后，也積極綜合運(yùn)用多種宏觀調(diào)控手段和方式，取得了非常大的成就。近二十年來，經(jīng)濟(jì)增速始終保持8%以上，進(jìn)入“十二五”期間，經(jīng)濟(jì)發(fā)展又上了一個新臺階。其中，財(cái)政政策作為政府宏觀調(diào)控的主要手段，對經(jīng)濟(jì)的推動及各種問題的解決起到了不可替代的作用［1］。但是，在我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距也在增大。2011 年北京、上海、天津人均GDP 分別為80394 元/人、84337 元/人和82560 元/人，江蘇、浙江省人均GDP 也達(dá)到61649 元/人和58665 元/人，而云南和貴州卻僅有18957 元/人和16413 元/人，相差4 倍左右，如此巨大的差距使區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展遭受嚴(yán)重挑戰(zhàn)。不斷增加的經(jīng)濟(jì)、社會協(xié)調(diào)發(fā)展的壓力，加上仍未完全消除的全球金融危機(jī)，在此背景下如何發(fā)揮財(cái)政政策的效用，既保證經(jīng)濟(jì)又快又好地發(fā)展，又保證區(qū)域經(jīng)濟(jì)的差距逐漸縮小，顯然是一個值得關(guān)注和研究的課題。

從實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)看，總體上我國的財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)增長起到非常大的作用。呂光明(2012)［2］、王立勇和劉文革(2009)［3］、王文甫等(2012)［4］均認(rèn)為財(cái)政政策對于促進(jìn)總供給和經(jīng)濟(jì)增長具有積極的作用。財(cái)政政策在傳導(dǎo)過程中，不可避免的會受到傳導(dǎo)機(jī)制、傳導(dǎo)環(huán)節(jié)和傳導(dǎo)渠道的制約，尤其對于中國這樣一個地域遼闊的國家而言，在各區(qū)域傳導(dǎo)過程中出現(xiàn)偏差的可能性較大，如若再加上較大的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，則傳導(dǎo)的偏差會更大，那么，財(cái)政政策在各地區(qū)的傳導(dǎo)過程中出現(xiàn)區(qū)域非對稱效應(yīng)的可能性就更大了。也有文獻(xiàn)表明，財(cái)政政策與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長存在密切相關(guān)關(guān)系，如Démurger et al.(2002)［5］認(rèn)為中央在財(cái)政和貨幣等方面實(shí)行的地區(qū)傾斜政策在很大程度上造成了中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大;Fleisher 和Chen(1997)［6］也認(rèn)為，中西部地區(qū)落后于東部地區(qū)的根本原因在于中央政府對東部地區(qū)的優(yōu)先投資。一項(xiàng)適合的財(cái)政政策對總供給和經(jīng)濟(jì)增長能起到積極的促進(jìn)作用，那么，我們也能通過傾斜的財(cái)政政策達(dá)到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距縮小的目的，而制定政策前對財(cái)政政策區(qū)域非對稱效應(yīng)的研究就顯得相當(dāng)重要了。

近年來，關(guān)于財(cái)政政策對總產(chǎn)出的效應(yīng)方面，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量研究，但大多集中在政府支出的總體規(guī)模與結(jié)構(gòu)對產(chǎn)出的影響上。呂光明(2012)［2］、王立勇等(2009)［3］證明，自1997 年以后，我國財(cái)政政策呈現(xiàn)顯著的凱恩斯效應(yīng)，即增加政府支出將提高產(chǎn)出，提高稅收將減少產(chǎn)出;王智強(qiáng)(2010)［7］利用隨機(jī)前沿模型分析中國財(cái)政政策和貨幣政策的效率水平發(fā)現(xiàn)，財(cái)政政策的效率邊界水平更高，采用財(cái)政政策實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)目標(biāo)更有效;王文甫(2012)［4］分別對1991－2000 年和2001－2010年兩個階段利用SVAR 模型分析，得出兩個階段的政府支出增加都使居民消費(fèi)水平提高;李曉芳、高鐵梅等(2005)［8］認(rèn)為:減稅在短期促進(jìn)產(chǎn)出增長，政府支出對產(chǎn)出有正效應(yīng)，且效果是中長期的;胡琨(2004)［9］利用向量自回歸(VAR)方法，分析得出我國財(cái)政政策加強(qiáng)了宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的穩(wěn)定性、提高了宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對外部沖擊的靈敏度。

比較而言，研究財(cái)政政策的區(qū)域差異性的文獻(xiàn)則較少，更多地是研究貨幣政策的區(qū)域差異性。耿識博等(2005)［10］認(rèn)為在貨幣政策上存在著區(qū)域不對稱效應(yīng);張晶(2006)［11］通過對我國東部和中西部兩大經(jīng)濟(jì)地帶財(cái)政和貨幣政策效應(yīng)的實(shí)證研究，認(rèn)為我國財(cái)政政策存在區(qū)域差異效應(yīng)，貨幣政策的區(qū)域不對稱效應(yīng)更為顯著;陳安平(2007)［12］分析認(rèn)為我國的財(cái)政貨幣政策對東部的作用強(qiáng)于中西部，存在明顯的區(qū)域差異效應(yīng)。單獨(dú)對財(cái)政政策的區(qū)域差異性進(jìn)行的研究更少，靳春平(2007)［13］認(rèn)為，財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)在空間上存在明顯差異，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低地區(qū)的增長效應(yīng)大大好于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū);覃道愛等(2009)［14］通過VAR 模型來分析東南亞各國財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，結(jié)果表明東南亞各國財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)存在明顯的地區(qū)差異性和時滯性;董秀良(2011)［15］通過分析表明，我國政府投資的財(cái)政政策存在明顯的區(qū)域非均衡效應(yīng)，而宏觀稅收政策區(qū)域差異效應(yīng)不明顯。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，國內(nèi)研究財(cái)政政策區(qū)域非對稱效應(yīng)的時間不長。對于區(qū)域的劃分，僅簡單的劃分為東、西二個區(qū)域或東、中、西三個區(qū)域。從直觀感受而言，這種劃分方法易于理解和把握，但從統(tǒng)計(jì)分組目的而言，這種劃分法簡單將發(fā)展差異較大的省份歸為一組，雖掩蓋了各組內(nèi)部各省份的差異，但易減少統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)包含的有效信息，導(dǎo)致人為主觀地減小財(cái)政政策區(qū)域非對稱性效應(yīng)的后果?，F(xiàn)今各項(xiàng)政策已具體細(xì)分到各省市，簡單分區(qū)所得結(jié)果在政策建議上未免略顯粗糙。因此，筆者利用SVAR 模型，采用李海海(2006)［16］的“八分法”對我國財(cái)政政策的區(qū)域效應(yīng)進(jìn)行分析。

二、模型的設(shè)定和識別條件

1、模型的設(shè)定

20 世紀(jì)80 年代Sims 提出VAR 模型以來，在很多研究領(lǐng)域得到了很好的應(yīng)用，但也存在缺陷:第一，模型中參數(shù)過多使VAR 不能通過OLS 和極大似然估計(jì)，只有通過減少所含變量才能得到滿意的估計(jì)結(jié)果。第二，VAR 模型過多的強(qiáng)調(diào)了模型與數(shù)據(jù)相吻合，而放棄了與經(jīng)濟(jì)理論的一致性。因此，Blanchard 和Quah(1989)［17］提出了結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)，并用此給出了美國宏觀經(jīng)濟(jì)波動的凱恩斯解釋。之后SVAR 被廣泛應(yīng)用到財(cái)政政策的分析中，如Blanchard 和Perotti(2002)［18］應(yīng)用SVAR 分析了政府支出和稅收對美國戰(zhàn)后經(jīng)濟(jì)運(yùn)行沖擊的動態(tài)效應(yīng);Florian Hoppner(2001)［19］運(yùn)用SVAR 分析了德國財(cái)政政策的效應(yīng)。SVAR 的建立基于一定的經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)，利用現(xiàn)實(shí)中觀測到的重要變量信息，可以捕捉模型系統(tǒng)內(nèi)各個變量之間的即時結(jié)構(gòu)性關(guān)系，從而避免變量間的內(nèi)生性、并發(fā)性和聯(lián)動性等特征影響。鑒于此優(yōu)勢，筆者運(yùn)用SVAR 模型來實(shí)證檢驗(yàn)中國財(cái)政政策的區(qū)域非對稱效應(yīng)，建立三變量的SVAR(2)模型如下:

其中變量和參數(shù)矩陣為:

其中，ut是結(jié)構(gòu)式擾動項(xiàng)，為協(xié)方差為單位矩陣的白噪聲向量，即ut～VMN(0，In)。當(dāng)B 可逆時，則可將結(jié)構(gòu)式方程轉(zhuǎn)化為簡化方程:

其中，簡化式(2)中的殘差εt是結(jié)構(gòu)式殘差ut的線性組合。

2、SVAR 模型的識別條件

SVAR 模型中包含3 個內(nèi)生變量，要使式(1)滿足可識別條件，需要施加3 個約束條件［20］。根據(jù)呂光明 (2012)［2］的假設(shè)，SVAR模型的識別使用短期約束條件為:

條件1:財(cái)政支出對當(dāng)期稅收和產(chǎn)出的變動都沒有響應(yīng)。財(cái)政支出政策的制定源于經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況變化，而了解和評估這些變化需要時間，導(dǎo)致政府制定財(cái)政支出政策時存在時滯，同時財(cái)政支出政策的批準(zhǔn)和執(zhí)行存在一定的時滯，所以，假設(shè)財(cái)政支出沖擊在同一時期內(nèi)僅僅依賴于自身的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，即b12=b13=0。

條件2:稅收收入受當(dāng)期總產(chǎn)出水平的影響，總產(chǎn)出水平的變化將會通過扣除個人所得稅和最終消費(fèi)直接相關(guān)的間接稅來影響當(dāng)期的稅收收入變動;而財(cái)政支出會影響當(dāng)期總產(chǎn)出，進(jìn)而影響稅收，故b21≠0，b23≠0。

條件3:地區(qū)產(chǎn)出水平假定為不受當(dāng)期稅收收入的影響，即b32=0。

那么，施加的短期約束采用如下的形式:

則SVAR 采用的形式為:

三、實(shí)證研究結(jié)果

1、變量選擇和數(shù)據(jù)說明

選取各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的財(cái)政支出(用Gt表示)、稅收收入(用Tt表示)作為財(cái)政政策的衡量指標(biāo);各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的GDP 表示產(chǎn)出水平(用Yt表示)。財(cái)政支出、稅收和GDP 三個變量都有明顯的增長趨勢，這與單位根檢驗(yàn)結(jié)果相符，依照檢驗(yàn)結(jié)果，對各個變量取自然對數(shù)后一階差分，即各個變量增長率的自然對數(shù)。在區(qū)域的劃分方法上，依照李海海的分法，把區(qū)域劃分成八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，如表1。

表1 中國八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)

選取1952－2011 年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，所有數(shù)據(jù)均來源于《新中國60 年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、2009－2012 年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站及各省市統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

使用SVAR 模型的前提是各序列都是平穩(wěn)時間序列，所以需要對三個變量的實(shí)際值序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。所用的單位根檢驗(yàn)方法是PP檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表2。由表2 可以看出，八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)各變量均是一階差分平穩(wěn)。

表2 各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)三個變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

北部沿海0.9984 0.9961 1.0000 0.0000 0.0000 0.0027東 北0.9991 0.9551 0.9998 0.0000 0.0000 0.0000大西南0.9994 0.9955 1.0000 0.0000 0.0000 0.0215南部沿海0.9989 0.9888 0.9997 0.0000 0.0000 0.0010長江中游0.9994 1.0000 1.0000 0.0000 0.0000 0.0007黃河中游0.9953 0.9993 1.0000 0.0000 0.0000 0.0003大西北0.9706 0.9841 1.0000 0.0000 0.0000 0.0007

2、產(chǎn)出對財(cái)政支出和稅收結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖響應(yīng)

八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對財(cái)政支出和稅收結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖響應(yīng)(累計(jì))函數(shù)如表3 和表4所示。

由表3 可以看出:八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對財(cái)政支出的響應(yīng)開始均是顯著正向的，且均是第1 年響應(yīng)最大;在累積響應(yīng)方面，大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)第1 年的累積響應(yīng)值最大，北部沿海、黃河中游、長江中游和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)是第2 年達(dá)到最大累積響應(yīng)值，東北、東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)于第3 年累積響應(yīng)值最大，南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的累積響應(yīng)值一直上升;在最大響應(yīng)沖擊后，除南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)外(南部沿海從第2 年開始，始終呈微弱正向影響，到第8年趨于0)，其余各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對財(cái)政支出的響應(yīng)呈現(xiàn)負(fù)向，大西南從第2 年開始為負(fù)向，北部沿海、黃河中游、長江中游和大西北到第3 年為負(fù)方向，東北和東部沿海從第4 年開始為負(fù)向，也就是除南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)外，大多數(shù)綜合經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出剛開始對財(cái)政支出的響應(yīng)都是顯著正向的，而在第3 年左右呈現(xiàn)負(fù)向。

表3 各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)D(lnYt)對D(lnGt)的一個結(jié)構(gòu)化新息的(累積)響應(yīng)

北部沿海1 0.038565 2 0.054782 8 0.031467長江中游1 0.033854 2 0.044365 6 0.029812大西南1 0.022514 1 0.022514 7 －0.018884

表4 各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)D(lnYt)對D(lnTt)的一個結(jié)構(gòu)化新息的(累積)響應(yīng)

由表4 可以看出:除南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)外，其余7 個綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的產(chǎn)出對稅收的響應(yīng)均是負(fù)向的，長江中游是第2 年響應(yīng)值最大，剩下6 個綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)均是第3 年響應(yīng)值達(dá)到最大;南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對稅收的響應(yīng)是正向的，第2 年響應(yīng)值最大，第三年開始下降，之后始終呈微弱正向，至第8 年趨于0。

綜合各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對財(cái)政支出和稅收的響應(yīng)來看:八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的產(chǎn)出對財(cái)政支出和稅收的結(jié)構(gòu)沖擊基本在第8 年左右趨于零，即財(cái)政支出和稅收的沖擊都具有短期效應(yīng)，這與中國經(jīng)濟(jì)8 年左右的周期大致相符;在短期內(nèi)，七個綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)(除南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū))來自財(cái)政支出的外生沖擊使產(chǎn)出增加，來自稅收的外生沖擊使產(chǎn)出減少，這符合新古典主義和凱恩斯主義的財(cái)政政策理論①;只有南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的例外，財(cái)政支出的增加使產(chǎn)出增加，增稅也使產(chǎn)出增加，這種現(xiàn)象說明南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)具有非凱恩斯效應(yīng)。對于這種異常情況，筆者認(rèn)為有兩種可能，一是南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的確具有非凱恩斯效應(yīng)②，二是經(jīng)濟(jì)綜合區(qū)劃分上內(nèi)部個體差異較大，簡單合并數(shù)據(jù)處理存在不妥之處③。

總體比較八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對財(cái)政政策的結(jié)構(gòu)化沖擊，可以發(fā)現(xiàn)各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間存在著顯著的差異。產(chǎn)出對財(cái)政支出的沖擊響應(yīng)方面:在最大響應(yīng)上，各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)排序?yàn)椤獤|北(6.78%)、黃河中游(6.31%)、大西北(4.50%)、東部沿海(3.93%)、北部沿海(3.86%)、南部沿海(3.82%)、長江中游(3.39%)和大西南(2.25%)，東北、黃海中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對財(cái)政支出結(jié)構(gòu)化沖擊的響應(yīng)顯著地高于長江中游和大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，大西南與東北之間相差3 倍左右;最大累計(jì)響應(yīng)上，各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)也呈現(xiàn)顯著的區(qū)域非對稱性效應(yīng)，東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的最大累計(jì)響應(yīng)高達(dá)10.38%，其后的黃河中游、東部沿海、南部沿海、大西北和北部沿海均在5.4%以上，長江中游只有4.4%，而大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的最大累計(jì)響應(yīng)僅為2.25%，與大西北相差近3 倍，而與東北相差將近5 倍。由此看出，八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對財(cái)政支出的沖擊響應(yīng)存在顯著的區(qū)域非對稱性效應(yīng)。在各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對稅收方面:由于南部沿海已呈現(xiàn)出差異，故分析其他七個綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，從最大響應(yīng)來看，排序?yàn)椤獤|北 (－ 4.94%)、東 部 沿 海 (－4.18%)、黃河中游 (－2.03%)、北部沿海(－1.9%)、長江中游 (－1.24%)、大西南(－1.16%)和大西北(－1.15%)，東北、東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對稅收結(jié)構(gòu)化沖擊的響應(yīng)顯著地高于大西南和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，大西北與東北之間相差達(dá)4 倍;在最大累計(jì)響應(yīng)上，各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)也呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域非對稱性效應(yīng)，東部沿海、東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的最大累計(jì)響應(yīng)高達(dá)－8.22%和－7.28%，其后的北部沿海、黃河中游超過－4%，而大西北和大西南僅為－2.57%和－2.24%，與北部沿海相差近2倍，而與東部沿海相差將近4 倍。由此看出，八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對稅收的沖擊響應(yīng)也存在顯著的區(qū)域非對稱性效應(yīng)。總體而言，我國財(cái)政政策對各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出存在著顯著的區(qū)域非對稱性效應(yīng)。

3、方差分解分析

為進(jìn)一步了解財(cái)政政策對各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出的結(jié)構(gòu)性沖擊貢獻(xiàn)，采用方差分解來分析，結(jié)果見表5。

表5 財(cái)政政策結(jié)構(gòu)化沖擊對各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)D(lnYt)的貢獻(xiàn)

從表5 可知，財(cái)政政策結(jié)構(gòu)化沖擊對各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出變動的貢獻(xiàn)度存在顯著差異，財(cái)政政策結(jié)構(gòu)化沖擊對產(chǎn)出變動的貢獻(xiàn)度在東北和東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)顯著大于長江中游、大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。財(cái)政支出沖擊對東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出變動的貢獻(xiàn)度最大，達(dá)到了48.29%;黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)次之，為47.95%;之后是大西北、東部沿海，超過30%;對大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的貢獻(xiàn)度最小，只有14.13%，與大西北相差2 倍多，與東北相差近4 倍。稅收沖擊對東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出變動的貢獻(xiàn)度最大，達(dá)到了22.68%;東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)次之，達(dá)到了20.17%;之后呈現(xiàn)較大差距，落至南部沿海、北部沿海的8.01%和6.93%;對大西南和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的貢獻(xiàn)度最小，分別為2.84%和2.81%;各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)呈現(xiàn)出明顯的跨度性，區(qū)域非對稱性效應(yīng)尤其明顯。綜合財(cái)政支出和稅收的貢獻(xiàn)來看，東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)超過65%、東部沿海、黃海中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)超過50%，大西北、南部沿海、北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)超過30%，長江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)超過20%，而大西南僅有17%，各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)對財(cái)政支出和稅收的綜合貢獻(xiàn)呈現(xiàn)著明顯的階梯性區(qū)域非對稱性效應(yīng)。由此可以看出，財(cái)政政策結(jié)構(gòu)化沖擊對我國八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出變動的貢獻(xiàn)度存在顯著差異，即我國財(cái)政政策存在區(qū)域非對稱性效應(yīng)。

四、結(jié)論

財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制和效應(yīng)方面在理論和實(shí)證上都有不少研究，但研究區(qū)域效應(yīng)的差異性較少。筆者采用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對我國財(cái)政政策區(qū)域非對稱效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證，結(jié)果表明:我國的財(cái)政政策區(qū)域非對稱性效應(yīng)顯著，我國財(cái)政支出和稅收收入對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在明顯的區(qū)域非對稱效應(yīng)。各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)出對財(cái)政支出的沖擊響應(yīng)是正向的，其中對東北和黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的影響最大，對大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的影響最小，之間相差達(dá)5 倍;除了南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)外，其他各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的產(chǎn)出對稅收的沖擊響應(yīng)是負(fù)向的，其中對東部沿海和東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的影響最大，比影響最小的大西北和大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)高4 倍。綜合財(cái)政支出和稅收的貢獻(xiàn)來看，各綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)呈現(xiàn)明顯的階梯性，區(qū)域非對稱效應(yīng)也非常顯著，東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)超過65%、東部沿海、黃海中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)超過50%，大西北、南部沿海、北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)超過30%，長江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)超過20%，而大西南僅有17%。

【注釋】

①宏觀經(jīng)濟(jì)理論界的兩大陣營—新古典主義和凱恩斯主義都認(rèn)為外生的政府支出增加;則產(chǎn)出增加，稅收增加，則產(chǎn)出降低。

②如王立勇、劉文革 (2009)的研究表明，在1952－1982、1987－1990 和1994－1995 年我國財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)增長具有非凱恩斯效應(yīng)。

③南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)包括福建、廣東和海南。福建和廣東在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上有目共睹，而海南是1988 年才正式從廣東分離出來建省，雖也成為經(jīng)濟(jì)特區(qū)，但在發(fā)展機(jī)遇上相對要少得多，故經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對較差，致使其與其他兩省的數(shù)據(jù)合并后在實(shí)證中存在偏頗的可能。

［1］劉叔申，呂凱波.財(cái)政分權(quán)度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析［J］.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，(2):132－138.

［2］呂光明.中國財(cái)政政策沖擊對產(chǎn)出波動影響的實(shí)證研究［J］.財(cái)政研究，2012，(8):50－54.

［3］王立勇，劉文革.財(cái)政政策非線性效應(yīng)及其解釋——兼論巴羅·格羅斯曼宏觀一般非均衡模型在中國的適用性［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，(7):65－78.

［4］王文甫，王 雷.1990 年后中國財(cái)政政策效應(yīng)階段性分析［J］.經(jīng)濟(jì)問題探索，2012，(5):49－56.

［5］Démurger，S.，Sachs，J.D.，Woo，W.T.，Bao，S.，Chang，G.，Mellinger，A.Geography，Economic Policy，and Regional Development in China［J］.Asian Economic Papers，2002，(1):146－197.

［6］Fleisher，B.M.，Chen，J.The coast–noncoast income gap，productivity，and regional economic policy in China［J］.Journal of Comparative Economics，1997，(2):220－236.

［7］王智強(qiáng).中國財(cái)政政策和貨幣政策效率研究——基于隨機(jī)前沿模型的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2010， (8):45－49.

［8］李曉芳，高鐵梅，梁云芳.稅收和政策支出政策對產(chǎn)出動態(tài)沖擊效應(yīng)的計(jì)量分析［J］.財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2005， (2):32－39.

［9］胡 琨，陳偉珂.中國財(cái)政政策有效性實(shí)證研究［J］.中國軟科學(xué)，2004，(5):60－65.

［10］耿識博，謝士強(qiáng)，董 軍.貨幣政策區(qū)域不對稱效應(yīng)［J］.金融研究，2005，(7):128 －136.

［11］張 晶.我國貨幣財(cái)政政策存在區(qū)域效應(yīng)的實(shí)證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，(8):39－46.

［12］陳安平.我國財(cái)政貨幣政策的區(qū)域差異效應(yīng)研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007，(6):56－64.

［13］靳春平.財(cái)政政策效應(yīng)的空間差異性與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長［J］.管理世界，2007，(7):74－80.

［14］覃道愛，王守貞，丁 攀.東南亞國家財(cái)政政策效應(yīng)地區(qū)差異性的實(shí)證研究［J］.海南金融，2009，(12):45－48.

［15］董秀良，漆 柱.我國財(cái)政政策的區(qū)域非均衡效應(yīng)研究［J］.宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2011，(6):29－33.

［16］李海海.中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究——非對稱的機(jī)制與治理［D］.上海:華東師范大學(xué)博士學(xué)位論文，2006.11－12.

［17］Blanchard，O.，Quah，D.The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbances［J］.American Economic Reviews，1989，(4):655－73.

［18］Blanchard，O.，Perotti，R.An empirical characterization of the dynamic effects of changes in government spending and taxes on output［J］.The Quarterly Journal of economics，2002，(4):1329－1368.

［19］H·ppner，F(xiàn).，Wesche，K.Non－linear effects of fiscal policy in Germany:a Markov－switching approach［J］.Bonn Graduate School of Economics，2000，(4):1－21.

［20］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模:Eviews 應(yīng)用及實(shí)例［M］.北京:清華大學(xué)出版社，2006.290－310.