財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏向的產(chǎn)出沖擊效應(yīng)分析

鄭金宇

（吉林大學(xué) 商學(xué)院，長(zhǎng)春 130012）

0 引言

財(cái)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(guó)政府針對(duì)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)對(duì)財(cái)政政策進(jìn)行了多次轉(zhuǎn)型調(diào)整，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著的變化。由于我國(guó)所處的發(fā)展階段，特別是在財(cái)政分權(quán)與政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)的影響下，財(cái)政政策表現(xiàn)出明顯的“投資型財(cái)政”特征，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)扭曲、財(cái)政資金支出效益下降等問題日益凸顯[1,2]。因此，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏向?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(cái)政支出對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)會(huì)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(cái)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(cái)政政策非線性效應(yīng)[3-6]，但這類模型弊端在于只識(shí)別到一種跳躍式變動(dòng)，并不能完全獲取財(cái)政政策非線性效應(yīng)信息，特別是某些特定時(shí)點(diǎn)的非線性變化。因此，本文應(yīng)用帶有隨機(jī)波動(dòng)率的變參數(shù)因子擴(kuò)展向量自回歸模型（SV-TVP-FAVAR），將財(cái)政政策的非線性識(shí)別為更加符合實(shí)際的連續(xù)時(shí)變變化。

本文對(duì)財(cái)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(cái)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(huì)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(guó)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(cái)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(gè)典型時(shí)期對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的脈沖響應(yīng)，以動(dòng)態(tài)的縱向視角和靜態(tài)的橫向視角分析和評(píng)價(jià)了這三類財(cái)政支出對(duì)我國(guó)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(duì)其他變量所形成的影響，分析時(shí)通常采用經(jīng)典的結(jié)構(gòu)VAR模型，模型簡(jiǎn)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(dòng)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(gè)數(shù)通常不會(huì)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(shí)，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(gè)問題。具體地，可將n維的可觀測(cè)變量xt提取成k維不可觀測(cè)共同因子ft，k＜＜n，對(duì)于任何i=1，…，n的原始序列xt都能通過不可觀測(cè)共同因子ft和觀測(cè)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(duì)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(dòng)項(xiàng)協(xié)方差進(jìn)行處理，使其具有動(dòng)態(tài)時(shí)點(diǎn)的捕捉能力，具有時(shí)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(cè)共同因子向量，X′t為前面部分的（l+1）×1維的可觀測(cè)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(duì)擾動(dòng)項(xiàng)的處理方法，本文將擾動(dòng)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(duì)應(yīng)Bt、αt、logσt的創(chuàng)新協(xié)方差矩陣。可取值為0或1，當(dāng)=0時(shí)，?t=1，…，T，=0，表示參數(shù)矩陣是常數(shù)；當(dāng)=1時(shí)，?t=1，…，T，表示參數(shù)具有時(shí)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(duì)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(gè)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(duì)角陣，對(duì)角線元素服從Minnesota形式：對(duì)于滯后項(xiàng)系數(shù)，對(duì)于變量系數(shù)，，滯后階數(shù)c=1，…，p，為單個(gè)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(guó)宏觀月度庫(kù)中多個(gè)類目下的73組變量。這些類目具體包括國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算、固定資產(chǎn)投資、國(guó)內(nèi)外貿(mào)易、物價(jià)、財(cái)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(cái)政收支等名義變量。然后，使用X-12季節(jié)調(diào)整方法對(duì)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(duì)不平穩(wěn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行差分以及對(duì)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(gè)經(jīng)濟(jì)變量中提取了三個(gè)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(gè)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(gè)因子反映了貨幣供給或物價(jià)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(duì)比發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)公共因子可以較好地反映實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和貨幣供給變動(dòng)。

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(gè)共同因子分別描述了實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)因素、貨幣因素以及其他經(jīng)濟(jì)因素。同時(shí)，本文提取的三個(gè)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(gè)共同因子標(biāo)準(zhǔn)差后驗(yàn)均值走勢(shì)，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(gè)時(shí)期分別代表了2007年末全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期、經(jīng)濟(jì)危機(jī)后的短期繁榮以及我國(guó)開始步入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，可以認(rèn)為這三個(gè)典型時(shí)期分別代表我國(guó)經(jīng)濟(jì)的衰退、過熱、平穩(wěn)三個(gè)基本狀態(tài)。本文分別對(duì)這三個(gè)典型時(shí)期我國(guó)財(cái)政支出的產(chǎn)出沖擊效應(yīng)進(jìn)行分析，包括不同時(shí)期同種類型財(cái)政支出以及相同時(shí)期不同類型財(cái)政支出的產(chǎn)出沖擊效應(yīng)。

3.2 典型時(shí)期財(cái)政支出的產(chǎn)出沖擊效應(yīng)

圖2至下頁(yè)圖4分別為產(chǎn)出對(duì)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(gè)典型時(shí)期，以探討產(chǎn)出對(duì)財(cái)政支出沖擊響應(yīng)的時(shí)變特征。下頁(yè)圖5為每個(gè)時(shí)期產(chǎn)出對(duì)各類財(cái)政支出沖擊響應(yīng)，進(jìn)而分析產(chǎn)出對(duì)不同財(cái)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(gè)典型時(shí)期對(duì)服務(wù)性支出沖擊的變動(dòng)趨勢(shì)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(duì)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(duì)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(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)不具有長(zhǎng)期作用。在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期，對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)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(huì)拉動(dòng)產(chǎn)出的增長(zhǎng)，但隨后會(huì)對(duì)產(chǎn)出造成較長(zhǎng)時(shí)間的抑制作用，在步入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期，對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)具有正向的促進(jìn)作用?？梢姡谡?cái)政支出中，科教文衛(wèi)支出以及社會(huì)保障支出對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的作用逐漸隨時(shí)間變得有效，從經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期的負(fù)向阻礙作用變?yōu)檎虼龠M(jìn)作用。

圖2 產(chǎn)出對(duì)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(duì)消費(fèi)性支出沖擊的脈沖響應(yīng)變動(dòng)較為相似，但兩個(gè)時(shí)期對(duì)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(shí)期和經(jīng)濟(jì)危機(jī)后期對(duì)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(shí)期對(duì)產(chǎn)出的負(fù)向沖擊更大，在新常態(tài)時(shí)期，對(duì)產(chǎn)出具有短期的正向沖擊效應(yīng)。這表明我國(guó)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(duì)產(chǎn)出的增長(zhǎng)起到了提升的作用。

圖3 產(chǎn)出對(duì)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(duì)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(duì)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(shí)期，生產(chǎn)性支出對(duì)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(shí)期，生產(chǎn)性支出對(duì)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(dòng)。顯然，為應(yīng)對(duì)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(zhǎng)時(shí)間的副作用，前期的“過度擁擠”依然阻礙著生產(chǎn)性財(cái)政支出發(fā)揮理想的作用。

圖4 產(chǎn)出對(duì)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(shí)期，服務(wù)性支出、以及生產(chǎn)性支出均對(duì)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(duì)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(duì)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(shí)期，雖然在當(dāng)期服務(wù)性支出對(duì)產(chǎn)出會(huì)產(chǎn)生正向的沖擊效果，但在隨后的幾期，對(duì)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(duì)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(duì)產(chǎn)出與2017年二季度相同，對(duì)產(chǎn)出造成了短期的波動(dòng)。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(duì)產(chǎn)出主要產(chǎn)生了正向沖擊效應(yīng)，服務(wù)性支出對(duì)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(dòng)。

圖5 產(chǎn)出對(duì)各類財(cái)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(dòng)率的時(shí)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(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊效應(yīng)，通過對(duì)比三個(gè)典型時(shí)期的特征以及不同財(cái)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(duì)產(chǎn)出的沖擊效應(yīng)在三個(gè)典型時(shí)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(shí)期，各類財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向的沖擊效應(yīng)，對(duì)產(chǎn)出的增長(zhǎng)產(chǎn)生了抑制作用。在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)后期，各類財(cái)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(dòng)。在新常態(tài)時(shí)期，各類財(cái)政支出在當(dāng)期都能較好地拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

第二，在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期，生產(chǎn)性支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)產(chǎn)出沖擊效果較大，生產(chǎn)性支出帶來的產(chǎn)出波動(dòng)更為頻繁。在新常態(tài)時(shí)期，服務(wù)性支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)。

第三，新常態(tài)時(shí)期，服務(wù)性支出對(duì)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(huì)保障等支出對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)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(cái)政總支出額比重仍然較低，為政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的調(diào)整提供了充分的操作空間。同時(shí)，我國(guó)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(cái)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(duì)市場(chǎng)的干預(yù)程度，改變財(cái)政實(shí)踐過程中偏好于生產(chǎn)性財(cái)政支出的現(xiàn)狀。