我國財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

劉金全，張 龍

(1.吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林 長春 130012；2.吉林大學(xué)商學(xué)院，吉林 長春 130012)

一、引言和文獻(xiàn)綜述

當(dāng)下，我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，提高經(jīng)濟(jì)增長效率、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和維持經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)穩(wěn)定性愈顯重要，高質(zhì)量發(fā)展成為未來很長時(shí)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策的主要出發(fā)點(diǎn)。財(cái)政政策作為政府主要的調(diào)控手段，經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量調(diào)控效果顯著，一直都是政策當(dāng)局關(guān)注的重點(diǎn)。改革開放40年來，我國經(jīng)濟(jì)的高速增長已基本完成歷史使命，資源配置方式和政策調(diào)控方式轉(zhuǎn)型迫在眉睫 (金碚，2018)[1]。新常態(tài)下，我國GDP增長“L”型拖平長尾、CPI與PPI“背離”式增長等“非典型”特征使我國的財(cái)政政策調(diào)控框架愈顯復(fù)雜，財(cái)政政策調(diào)控方式的選擇和轉(zhuǎn)型在經(jīng)濟(jì)由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展過程中發(fā)揮著基礎(chǔ)性和預(yù)見性作用，最優(yōu)財(cái)政政策選擇對(duì)實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重大意義。

財(cái)政政策和經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量問題主要涉及到經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的科學(xué)評(píng)價(jià)和財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響兩方面，針對(duì)上述問題，理論界和學(xué)術(shù)界展開了大量的理論探討和實(shí)證分析。不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)不同，經(jīng)濟(jì)增速或快或慢、或增或降，近年來經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量問題尤為受到各方人士關(guān)注。

關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的科學(xué)測(cè)算問題，多數(shù)學(xué)者基于經(jīng)濟(jì)增長結(jié)構(gòu)或經(jīng)濟(jì)波動(dòng)等“單維度”目標(biāo)考察經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量問題，主要是從結(jié)構(gòu)優(yōu)化 (Fusaro和Dutkowsky，2011；王東京，2017)[2][3]、經(jīng)濟(jì)波動(dòng) (鄭挺國和黃佳祥，2016；Sunaga，2017)[4][5]、收入分配 (Genicot和Ray，2017；王藝明，2017)[6][7]和資源環(huán)境 (Muller等，2011；陳詩一和陳登科，2018)[8][9]等視角分析了經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量問題。少數(shù)學(xué)者基于增長結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定性等“多維度”目標(biāo)考察經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量問題，主要是從經(jīng)濟(jì)增長結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定性、經(jīng)濟(jì)增長福利和分配、經(jīng)濟(jì)增長生態(tài)環(huán)境代價(jià) (鈔小靜和任保平，2011)[10]、基本面和社會(huì)成果 (師博和任保平，2018)[11]及質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革 (杜愛國，2018)[12]等視角揭示了我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵。

關(guān)于財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響主要集中在基于總量或結(jié)構(gòu)“單視角”分析財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)問題，有些學(xué)者從經(jīng)濟(jì)增長 (方紅生和張軍，2010；Woodford，2010)[13][14]、消費(fèi) (呂煒和儲(chǔ)德銀，2011；儲(chǔ)德銀和閆偉，2011)[15][16]等宏觀視角考察了財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響，有些學(xué)者基于財(cái)政支出 (張淑翠，2011；趙建國和李佳，2012)[17][18]或稅收 (程風(fēng)雨，2016；劉清杰和任德孝，2017)[19][20]等“單一”視角分析了財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響；個(gè)別學(xué)者基于財(cái)政支出和稅收 (童大龍等，2015；卞志村和楊源源，2016)[21][22]“雙重”視角檢驗(yàn)了財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響。

梳理已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，關(guān)于財(cái)政政策與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的相關(guān)問題，研究成果已經(jīng)較為豐富，但仍存在一些不足之處：(1) 多數(shù)文獻(xiàn)基于“總量”視角分析財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制，極少有文獻(xiàn)從財(cái)政支出和稅收的“內(nèi)部結(jié)構(gòu)”視角分析財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響；(2) 關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，多數(shù)學(xué)者選擇的評(píng)價(jià)或測(cè)算指標(biāo)較少，且選取標(biāo)準(zhǔn)存在較強(qiáng)的主觀性，所得研究結(jié)論值得商榷；(3) 關(guān)于財(cái)政政策與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的關(guān)聯(lián)研究更加稀少，尚未有學(xué)者對(duì)財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效應(yīng)展開具體分析。有鑒于此，本文在前人研究成果的基礎(chǔ)上，首先基于混頻動(dòng)態(tài)因子模型測(cè)度我國的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù) (Quality of Economic Growth Index, QEGI)，進(jìn)一步結(jié)合動(dòng)態(tài)擴(kuò)展思想和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的時(shí)變特征，基于總量和結(jié)構(gòu)雙重視角，運(yùn)用TVTP-MS-FAVAR模型探討我國財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動(dòng)態(tài)影響。

二、理論模型

(一)混頻動(dòng)態(tài)因子模型

本文參考尚玉皇和鄭挺國 (2018) 的研究[23]，構(gòu)建測(cè)算經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動(dòng)態(tài)因子模型，具體模型如下：

(1)

φ(L)ft=μ+v1,t

(2)

φ(L)ut=v2,t

(3)

(4)

鑒于傳統(tǒng)動(dòng)態(tài)因子模型同頻數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換方法會(huì)帶來一定預(yù)測(cè)偏差，本文構(gòu)建測(cè)算經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)的混頻動(dòng)態(tài)因子模型，假設(shè)經(jīng)濟(jì)中低頻宏觀經(jīng)濟(jì)觀測(cè)數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)潛在不可觀測(cè)高頻指標(biāo)，如式 (5) 所示：

(5)

令pi為低頻指標(biāo)(i)對(duì)應(yīng)的潛在高頻觀測(cè)值數(shù)，SP為所有低頻指標(biāo)對(duì)應(yīng)的高頻指標(biāo)數(shù)總和，∏(S×SP)為所有低頻指標(biāo)與對(duì)應(yīng)的高頻指標(biāo)相互關(guān)系，具體關(guān)系如下：

(6)

進(jìn)一步，不可觀測(cè)高頻指標(biāo)與其他高頻指標(biāo)得到如下公式:

(7)

φ(L)ft=μ+vi,t

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

(13)

(14)

(二)TVTP-MS-FAVAR模型

本文基于TVTP-MS-FAVAR模型分析財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，首先構(gòu)建VAR模型：

Xt=C+A(L)Xt-1+vt

(15)

式 (15) 中，Xt為時(shí)間序列向量，C為截距向量，A(L)為滯后多項(xiàng)式，vt為誤差項(xiàng)，且vt～NID(0,∑)。不同時(shí)期財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響不同，本文參考Hamilton(1989) 的研究[24]，構(gòu)建MS-VAR模型：

Xt=C(st)+A[st(L)]Xt-1+vt

(16)

式 (16) 中，C、A和∑隨狀態(tài)變量st變化而變化，st來自于一階遍歷馬爾科夫隨機(jī)過程：

st∈{1,…,M}

(17)

2.2.1 地區(qū)分布 1990-1999年清城區(qū)瘧疾暴發(fā)疫情病例在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)均有分布，但主要分布在龍?zhí)痢⒃刺兜?個(gè)流動(dòng)人口比較密集的鄉(xiāng)鎮(zhèn)，占總病例數(shù)的83.27%（1 881/2 259），其中1994年有3例外地輸入惡性瘧病例，其他均為本地感染病例；2006年以后共報(bào)告了14例病例，除2007年1例本地病例其他13例均為輸入性病例，全區(qū)除石角鎮(zhèn)無病例輸入外，其他各鎮(zhèn)（街）均有，其中最多是龍?zhí)伶?zhèn)4例，病例來源（感染地）主要來自非洲的剛果、莫桑比克、肯尼亞、喀麥隆、馬達(dá)加斯加、安哥拉和贊比亞等國家。

(18)

(19)

考慮本文的研究需要，先設(shè)定st為一個(gè)二元虛擬變量，進(jìn)而形成不同類型的MS-VAR模型：

Xt=C[(st)at]+A[(st)bt(L)]Xt-1+vt

(20)

式 (20) 中，at,bt={0,1}，at=0和at=1為截距向量為常數(shù)和具有馬爾科夫形式，bt=0和bt=1為系數(shù)矩陣為常數(shù)和具有馬爾科夫形式。

為研究實(shí)際經(jīng)濟(jì)問題，本文基于因子擴(kuò)展思想，將Xt具體化為Ft和Yt的向量，F(xiàn)t為共同因子向量，Yt=[QEGIt,FEt,Tt]′為經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)和財(cái)政政策向量，從而構(gòu)建出MS-FA(N)VAR(P)模型，N表示共同因子數(shù)量，P表示變量滯后階數(shù)，為了獲取共同因子，引入正交因子模型：

Zt=ΛfFt+ΛzYt+ut

(21)

式 (21) 中，Λf、Λz為(L×N)和(L×3)維載荷矩陣，Zt為(L×1)維經(jīng)濟(jì)信息向量，ut～NID(0,∑)。

考慮到常概率馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換存在一定缺陷，本文構(gòu)建TVTP-MS-FAVAR模型，基于內(nèi)部結(jié)構(gòu)視角研究財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動(dòng)態(tài)影響，具體模型如下：

pij=Pr(st=j|st-1=i,Kt-1)

(22)

式 (22) 中，Kt表示轉(zhuǎn)換概率影響因素，將馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換概率設(shè)定為：

(23)

式 (23) 中，f(Kt-1,βk,ij)為logistic函數(shù)，Kt為第k個(gè)財(cái)政政策工具，n為財(cái)政政策工具數(shù)量，βk,ij為馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換概率對(duì)第k個(gè)財(cái)政政策工具的反應(yīng)系數(shù)。

至此，根據(jù)截距項(xiàng)、系數(shù)矩陣、異方差等選擇情況，構(gòu)建出TVTP-MSH-FA(1)VAR(1)、TVTP-MSIH-FA(1)VAR(1)和TVTP-MSAH-FA(1)VAR(1)等十六種模型，模型具體劃分情況如表1所示。

表1 模型分類

注：I表示馬爾科夫轉(zhuǎn)換截距項(xiàng)，A表示馬爾科夫轉(zhuǎn)換系數(shù)，H表示馬爾科夫轉(zhuǎn)換異方差。

三、實(shí)證分析

(一)我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)的混頻測(cè)算

1.指標(biāo)選取與核算方法

結(jié)合經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的內(nèi)涵與外延，本文參考魏婕和任保平 (2012) 的研究[25]，基于經(jīng)濟(jì)增長效率、經(jīng)濟(jì)增長結(jié)構(gòu)等6個(gè)維度衡量經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，具體經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指標(biāo)、核算方法和指標(biāo)屬性如表2所示。

表2 經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指標(biāo)

2.我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的趨勢(shì)性特征

基于表2中的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指標(biāo)，通過中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫查詢相關(guān)數(shù)據(jù)，進(jìn)一步運(yùn)用對(duì)應(yīng)的核算方法和經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)混頻動(dòng)態(tài)因子模型測(cè)算出2007年1季度至2017年4季度我國的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)。2007～2017年我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的演進(jìn)趨勢(shì)如圖1所示。

圖1 2007～2017年我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的演進(jìn)趨勢(shì)

由圖1可知，2007～2017年我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量總體上呈上升態(tài)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)由2007年1季度的1.84上升到2017年4季度的2.87，增幅達(dá)56.0%，具有一定階段波動(dòng)性，尤其2008年世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)和新常態(tài)時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量出現(xiàn)明顯的波動(dòng)。具體來說，在世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)期間，我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)由2008年2季度的2.14下降到2009年4季度的1.90，降幅為11.2%；在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期，我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)由2012年1季度的2.51下降到2014年2季度的2.26，降幅為10%。從經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的演進(jìn)趨勢(shì)來看，2007～2017年我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量呈現(xiàn)快速增加趨勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的發(fā)展趨勢(shì)和波動(dòng)性符合我國經(jīng)濟(jì)既有事實(shí)。

(二)財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動(dòng)態(tài)影響

1.變量選取與參數(shù)估計(jì)

本文涉及到的變量有共同因子Ft、經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)和財(cái)政政策總量向量Yt=[QEGIt,FEt,Tt]′以及結(jié)構(gòu)向量Ht=[GPSt,ESRt,INVt,VATt,CONt,BUSt,CPTt]′，GPS、 ESR、 INV、 VAT、 CON、 BUS和CPT分別表示一般公共服務(wù)支出、教科研支出、投資性支出、增值稅、消費(fèi)稅、營業(yè)稅和所得稅。對(duì)于不可觀測(cè)共同因子Ft，本文基于國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和上證綜合指數(shù)等64個(gè)經(jīng)濟(jì)變量提取共同因子。對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和財(cái)政政策工具Yt=[QEGIt,FEt,Tt]′，本文參考中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫分類標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行具體分類，QEGIt表為經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指數(shù)，F(xiàn)Et表為財(cái)政支出，包括一般公共服務(wù)、教科研支出、政府投資性支出，Tt為稅收，包括增值稅、消費(fèi)稅、營業(yè)稅和所得稅[注]稅收中未包含資源稅、房產(chǎn)稅等，營業(yè)稅雖已經(jīng)取消，但鑒于它在稅收中占有較大比重，分析中仍考慮營業(yè)稅，但在總結(jié)結(jié)論時(shí)無需提及。。需要說明的是，財(cái)政政策變量均為比值型變量，如教科研支出以教育和科學(xué)研究支出之和在財(cái)政支出中的占比衡量。各變量數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，考慮到數(shù)據(jù)跨度及經(jīng)濟(jì)基本面運(yùn)行特點(diǎn)，本文的研究區(qū)間定為2007年1季度至2017年4季度，并對(duì)季度調(diào)整和對(duì)數(shù)化等后的數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

2. 模型選擇

為了選取分析財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量動(dòng)態(tài)效應(yīng)的TVTP-MS-FAVAR模型，本文基于Log.LH、AIC、HQ、SC、LR test等指標(biāo)檢驗(yàn)不同N值和P值下模型的解釋能力，具體結(jié)果如表3所示。

表3 模型的估計(jì)結(jié)果

由表3可知，在四類模型中，提取兩個(gè)共同因子模型的Log.LH、AIC、HQ、SC和LR test等指標(biāo)優(yōu)于提取一個(gè)共同因子模型的Log.LH、AIC、HQ、SC和LR test等指標(biāo)，說明TVTP-MS-FA(2)VAR模型相比于TVTP-MS-FA(1)VAR模型更適宜成為本文的實(shí)證模型。TVTP-MS-FAVAR(1)模型的Log.LH、AIC、HQ、SC和LR test等指標(biāo)優(yōu)于TVTP-MS-FAVAR(2)模型的Log.LH、AIC、HQ、SC和LR test等指標(biāo)，說明TVTP-MS-FAVAR(1)模型相比于TVTP-MS-FAVAR(2)模型更適宜成為本文的實(shí)證模型。TVTP-MSIAH-FAVAR模型的Log.LH、AIC、HQ、SC和LR test優(yōu)于TVTP-MSH-FAVAR模型、TVTP-MSIH-FAVAR模型和TVTP-MSAH-FAVAR模型，即TVTP-MSIAH-FAVAR最適合分析我國財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動(dòng)態(tài)影響。進(jìn)一步，TVTP-MSIAH-FA(2)VAR(1)模型的殘差圖 (圖2) 表明TVTP-MSIAH-FA(2)VAR(1)模型研究我國財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量動(dòng)態(tài)影響的合理性。

3.實(shí)證檢驗(yàn)

本文基于財(cái)政政策總量視角運(yùn)用TVTP-MSIAH-FA(2)VAR(1)模型對(duì)財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)態(tài)影響相關(guān)變量進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，具體參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

由表4可知，2007年1季度至2017年4季度，我國財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效應(yīng)表現(xiàn)出兩區(qū)制屬性。具體來說，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處在區(qū)制一時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.6601和0.0653，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處在區(qū)制二時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.1969和0.0826，說明區(qū)制一內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量高于區(qū)制二內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，并且區(qū)制一的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量波動(dòng)更小。財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響在區(qū)制一和區(qū)制二內(nèi)分別為0.2718和0.1452，區(qū)制二階段低于區(qū)制一階段的影響效應(yīng)。稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響在區(qū)制一和區(qū)制二內(nèi)分別為-0.3201和0.3690，影響效應(yīng)方向相反。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)處在區(qū)制一時(shí)，增加財(cái)政支出利于提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，增加稅收不利于提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，即積極的財(cái)政政策對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量有正向拉動(dòng)作用；當(dāng)經(jīng)濟(jì)處在區(qū)制二時(shí)，增加財(cái)政支出利于提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，增加稅收利于提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，即積極的財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量提升表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性。總結(jié)來看，增加財(cái)政支出的積極財(cái)政政策能夠拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量增長，一直都是推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的助推器，主要原因可能在于，無論是在區(qū)制一還是區(qū)制二，增加財(cái)政支出的積極財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提升均有較強(qiáng)的刺激作用，財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效應(yīng)一直存在較大的優(yōu)化空間，但區(qū)制一和區(qū)制二內(nèi)財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響參數(shù)大小也說明，不同區(qū)制下“大水漫灌”和“精準(zhǔn)滴灌”的財(cái)政支出經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效應(yīng)存在一定差異。而減少稅收的積極財(cái)政政策在區(qū)制一和區(qū)制二內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效應(yīng)存在方向性差異，經(jīng)濟(jì)質(zhì)量適速增長階段下稅收的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效應(yīng)為負(fù)，主要原因在于，在經(jīng)濟(jì)質(zhì)量適速增長階段，增加稅收可能在一定程度上帶來恐慌，進(jìn)而帶來經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的總體下降。我國財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響在區(qū)制一和區(qū)制二的平滑概率和濾波概率如圖3所示。

圖3 區(qū)制轉(zhuǎn)換概率

由圖3可知，平滑概率處于0或1的狀態(tài)，說明“兩區(qū)制”模型分析財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效應(yīng)極為合理。其中，區(qū)制一涵蓋2007年1季度至2008年2季度、2010年1季度至2011年3季度、2014年2季度至2017年4季度三個(gè)時(shí)間跨度，區(qū)制二涵蓋2008年3季度至2009年4季度和2011年4季度至2014年1季度兩個(gè)時(shí)間跨度，區(qū)制跨度符合我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段性特征。具體來看，次貸危機(jī)爆發(fā)初期，美聯(lián)儲(chǔ)降息等一系列寬松經(jīng)濟(jì)政策的“溢出效應(yīng)”及我國經(jīng)濟(jì)的內(nèi)在拉動(dòng)因素使經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)高質(zhì)量增長特征。次貸危機(jī)蔓延至世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)階段，我國經(jīng)濟(jì)不可避免地出現(xiàn)了輕微下滑，為了保持經(jīng)濟(jì)的高速增長，該階段的投資主要集中在低端行業(yè)，經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量有所下降。世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)的緩和時(shí)期，全球經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)一定回暖態(tài)勢(shì)，我國經(jīng)濟(jì)增速的快速回升使經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量重新得以提升。隨著經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)時(shí)期，我國經(jīng)濟(jì)的“三期疊加”陣痛效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，為了維持經(jīng)濟(jì)增速，我國的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量稍有回落。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的提出和經(jīng)濟(jì)總量的長期積累使政策當(dāng)局認(rèn)識(shí)到經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要意義，我國的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量得到快速提升。總結(jié)來看，區(qū)制一代表了經(jīng)濟(jì)質(zhì)量快速增長階段，我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量提升更快更穩(wěn)定性，區(qū)制二的時(shí)間跨度基本對(duì)應(yīng)我國經(jīng)濟(jì)質(zhì)量適速增長階段。不同區(qū)制間的轉(zhuǎn)換概率和區(qū)制屬性如表5所示。

表5 區(qū)制轉(zhuǎn)換概率和區(qū)制屬性

由表5可知，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處在區(qū)制一時(shí)，其自身的持續(xù)概率為0.9254，處于自身區(qū)制的頻率為0.6379，持續(xù)期為13.41，具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性，區(qū)制一轉(zhuǎn)向區(qū)制二的概率為0.0746，為小概率事件；當(dāng)經(jīng)濟(jì)處在區(qū)制二時(shí)，其自身的持續(xù)概率為0.8687，處于自身區(qū)制的頻率為0.3621，持續(xù)期為7.61，具有適中的穩(wěn)定性，區(qū)制二轉(zhuǎn)向區(qū)制一的概率為0.1313，為小概率事件。由此可見，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長處于某一區(qū)制，在下一階段仍然維持該區(qū)制是大概率事件，我國經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)更易處于區(qū)制一，且經(jīng)濟(jì)增長階段轉(zhuǎn)換具有一定惰性，不同區(qū)制間的轉(zhuǎn)換概率隨時(shí)間變化呈現(xiàn)出一定的單調(diào)性變化，不同區(qū)制之間的預(yù)期轉(zhuǎn)換概率如圖4所示。

圖4 預(yù)期區(qū)制轉(zhuǎn)換概率

從圖4可知，當(dāng)經(jīng)濟(jì)當(dāng)期處于區(qū)制一時(shí)，區(qū)制一維持自身狀態(tài)的預(yù)期概率呈單調(diào)下降趨勢(shì)，預(yù)期概率在第18期下降至0.65，區(qū)制一轉(zhuǎn)換為區(qū)制二的預(yù)期概率呈單調(diào)上升趨勢(shì)，預(yù)期概率在第18期上升至0.35，區(qū)制一維持自身狀態(tài)的預(yù)期概率始終高于區(qū)制一轉(zhuǎn)換為區(qū)制二的預(yù)期概率；當(dāng)經(jīng)濟(jì)當(dāng)期處于區(qū)制二時(shí)，區(qū)制二維持自身狀態(tài)的預(yù)期概率呈單調(diào)下降趨勢(shì)，預(yù)期概率在第18期下降至0.35，區(qū)制二轉(zhuǎn)換為區(qū)制一的預(yù)期概率呈單調(diào)上升趨勢(shì)，預(yù)期概率在第18期上升至0.65，區(qū)制二維持自身狀態(tài)的預(yù)期概率在第7期以后低于區(qū)制二轉(zhuǎn)換為區(qū)制一的預(yù)期概率；這在一定程度上說明我國經(jīng)濟(jì)目前及短期內(nèi)處于區(qū)制一為大概率事件?？偨Y(jié)來看，2007年1季度至2017年4季度我國財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量呈現(xiàn)出“兩區(qū)制”特征，為了實(shí)現(xiàn)微觀視角分析財(cái)政政策內(nèi)部結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效應(yīng)，本文基于時(shí)變轉(zhuǎn)換思想從內(nèi)部結(jié)構(gòu)視角分析我國財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動(dòng)態(tài)影響，具體參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表6 時(shí)變轉(zhuǎn)換概率的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

由表6可知，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的轉(zhuǎn)向概率和財(cái)政政策內(nèi)部結(jié)構(gòu)有關(guān)。(1) 經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)換到區(qū)制一的概率為87.63%(exp(1.9575)/[1+exp(1.9575)])，其中，一般公共服務(wù)支出、投資性支出、消費(fèi)稅、營業(yè)稅與時(shí)變轉(zhuǎn)換概率正相關(guān)，教科研支出、增值稅和所得稅與時(shí)變轉(zhuǎn)換概率負(fù)相關(guān)。原因可能在于，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處在區(qū)制一時(shí)，降低教科研支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量具有一定抑制作用；投資性支出則主要集中在低端行業(yè)，增加投資性支出不利于經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，鑒于區(qū)制一的時(shí)間跨度主要集中在新常態(tài)階段，投資性支出仍有很大一部分流向高科技產(chǎn)業(yè)，因此投資性支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的抑制作用較弱；“營改增”實(shí)施背景下，降低增值稅、提高營業(yè)稅不利于我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量提升；消費(fèi)作為經(jīng)濟(jì)增長的主要引擎，增加消費(fèi)稅不利于經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，而所得稅改革在一定程度上影響了所得稅的影響效應(yīng)，新常態(tài)以來，所得稅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的抑制作用不明顯。(2) 經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)換到區(qū)制二的概率為76.85%，其中，教科研支出和增值稅與時(shí)變轉(zhuǎn)換概率正相關(guān)，一般公共服務(wù)支出、投資性支出、消費(fèi)稅、營業(yè)稅和所得稅與時(shí)變轉(zhuǎn)換概率負(fù)相關(guān)。原因可能在于，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處在區(qū)制二時(shí)，投資性支出主要流向大型制造等產(chǎn)業(yè)，教科研支出主要流向高端產(chǎn)業(yè)，降低投資性支出、提高教科研支出利于提高經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，“營改增”的實(shí)施使高端產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)的稅負(fù)發(fā)生了轉(zhuǎn)變，基于經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效果來看，降低營業(yè)稅、提高增值稅能提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量。

由于一般公共服務(wù)支出主要用于維護(hù)機(jī)關(guān)事業(yè)單位正常運(yùn)轉(zhuǎn)、落實(shí)轉(zhuǎn)業(yè)干部等，因此，一般公共服務(wù)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響都不夠顯著。此外，從各變量對(duì)區(qū)制一轉(zhuǎn)換概率的影響程度看，教科研支出、投資性支出、增值稅和營業(yè)稅對(duì)時(shí)轉(zhuǎn)換概率有著影響，一般公共服務(wù)支出、消費(fèi)稅和所得稅對(duì)轉(zhuǎn)換概率的影響相對(duì)較弱。從各變量對(duì)區(qū)制二時(shí)變轉(zhuǎn)換概率的影響程度看，增值稅、消費(fèi)稅和營業(yè)稅對(duì)轉(zhuǎn)換概率有顯著影響，教科研支出、一般公共服務(wù)支出、投資性支出、消費(fèi)稅、所得稅對(duì)轉(zhuǎn)換概率影響相對(duì)較弱。

四、結(jié)論和政策啟示

本文結(jié)合經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的時(shí)變特征，基于TVTP-MS-FAVAR模型從總量和結(jié)構(gòu)雙重視角分析了我國財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動(dòng)態(tài)影響。通過比較財(cái)政政策總量和結(jié)構(gòu)向量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的方向和程度影響效應(yīng)，得出以下主要結(jié)論：第一，在經(jīng)濟(jì)質(zhì)量快速增長階段，總量上看，財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量具有正向沖擊效應(yīng)，稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量具有負(fù)向沖擊效應(yīng)，積極的財(cái)政政策對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量有一定拉動(dòng)作用，且減少收入的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量效果優(yōu)于增加財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長效果；結(jié)構(gòu)上看，提高增值稅、教科研支出、所得稅和降低消費(fèi)稅、投資性支出、一般公共服務(wù)支出的財(cái)政政策利于維持經(jīng)濟(jì)質(zhì)量快速增長。第二，在經(jīng)濟(jì)質(zhì)量適速增長階段，總量上看，財(cái)政支出和稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長均具有正向沖擊效應(yīng)，且增加稅收的經(jīng)濟(jì)增長效果優(yōu)于增加財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長效果；結(jié)構(gòu)上看，提高增值稅、教科研支出和降低投資性支出、所得稅、消費(fèi)稅和一般公共服務(wù)支出的財(cái)政政策利于提高經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量。

結(jié)合當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行規(guī)律和本文的相關(guān)研究結(jié)論，可以得出以下針對(duì)性政策啟示：第一，在經(jīng)濟(jì)質(zhì)量快速增長階段，總量上看，應(yīng)實(shí)施積極的財(cái)政政策，且傾向于減少稅收的舉措；結(jié)構(gòu)上看，應(yīng)采取提高增值稅、降低消費(fèi)稅為主，提高教科研支出、降低投資性支出為輔的財(cái)政政策。第二，在經(jīng)濟(jì)質(zhì)量適速增長階段，總量上看，應(yīng)實(shí)施增加稅收和財(cái)政支出的財(cái)政政策；結(jié)構(gòu)上看，應(yīng)采取提高增值稅和教科研支出為主，降低投資性支出和所得稅為輔的財(cái)政政策。總之，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展背景下，政策當(dāng)局一方面應(yīng)注重財(cái)政政策的總量調(diào)控效應(yīng)，施行積極的財(cái)政政策；另一方面應(yīng)關(guān)注財(cái)政政策內(nèi)部結(jié)構(gòu)的差異化效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)投資結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、稅制變革等結(jié)構(gòu)性改革。此外，當(dāng)下多個(gè)現(xiàn)象表明，我國積極的財(cái)政政策似乎不夠積極，或者可以更加積極，運(yùn)用財(cái)政政策結(jié)構(gòu)性工具輔助結(jié)構(gòu)性改革、解決結(jié)構(gòu)性問題是財(cái)政政策調(diào)控的操作趨勢(shì)，且單純?cè)诳偭可蠈?shí)施積極的財(cái)政政策可能出現(xiàn)調(diào)控效果的系統(tǒng)性偏誤，為了保證實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，政策當(dāng)局應(yīng)充分發(fā)揮財(cái)政政策的“總量驅(qū)動(dòng)+結(jié)構(gòu)優(yōu)化”雙輪調(diào)控效應(yīng)。