金融穩(wěn)定與財政政策逆周期效果
——基于跨國面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)GMM估計與門檻效應(yīng)模型的實(shí)證分析

趙 萌，葉 莉

(1.河北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津 300401; 2.唐山學(xué)院會計系，河北 唐山 063000)

一、引 言

伴隨現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論發(fā)展，經(jīng)歷多次經(jīng)濟(jì)風(fēng)險事件發(fā)生，傳統(tǒng)周期理論框架中衍生出財政政策“逆周期”概念：財政政策應(yīng)以逆周期方式回應(yīng)經(jīng)濟(jì)周期，經(jīng)濟(jì)衰退時，通過調(diào)節(jié)稅率與財政支出，平滑經(jīng)濟(jì)波動，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長期平穩(wěn)增長，經(jīng)濟(jì)繁榮時期采取緊縮性政策防止經(jīng)濟(jì)過熱[1]；如果財政貨幣政策表現(xiàn)為順周期性，則極易加劇經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的不穩(wěn)定性[2]。盡管目前對于財政政策的逆周期效果如何更好實(shí)現(xiàn)，學(xué)術(shù)界仍存在諸多討論，但“財政政策對經(jīng)濟(jì)逆周期調(diào)節(jié)的效果并非一成不變，而是取決于諸多因素”的觀點(diǎn)越來越統(tǒng)一，即政府部門能夠通過提高調(diào)節(jié)稅率，改變財政支出，影響GDP水平，但是其效果取決于經(jīng)濟(jì)政治環(huán)境等一系列重要因素[3]。

2018年全球金融危機(jī)表明，金融震蕩會對全球經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生重大的不利影響，“金融危機(jī)”衰退比“正?！彼ネ烁哂衅茐男缘暮暧^經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[4]，各國政府因而更加關(guān)注過度的金融波動帶來的政策挑戰(zhàn)，如劉亞和張家臻(2018)[5]指出，金融危機(jī)對我國銀行業(yè)系統(tǒng)性風(fēng)險產(chǎn)生顯著影響。Borio等(2016)[6]指出，“不考慮金融穩(wěn)定影響的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)就如沒有王子的哈姆雷特一樣：一部戲劇失去了主要角色?！边@意味著，宏觀政策制定過程中必須考慮金融穩(wěn)定的影響。例如，正是由于系統(tǒng)性風(fēng)險對全球金融市場構(gòu)成的重大威脅，學(xué)者們和政策制定者紛紛關(guān)注金融壓力下宏觀審慎政策與貨幣政策間的關(guān)系以及貨幣政策逆周期調(diào)控的作用。而2008年全球金融危機(jī)后接連發(fā)生多個國家財政狀況迅速惡化的情況(如2009年歐債危機(jī))，致使學(xué)者們質(zhì)疑在金融危機(jī)沖擊下財政部門是否有能力進(jìn)行逆周期經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)[4]。Borio等(2016)[6]發(fā)現(xiàn)，1970～2011年的數(shù)次金融危機(jī)之后發(fā)達(dá)國家公共債務(wù)均出現(xiàn)顯著增長，在2007年次貸危機(jī)爆發(fā)后的三年內(nèi)，各國財政余額平均下降額度超過5%，部分國家的財政余額下降超過10%；苗文龍(2014)[7]通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，財政支出波動與金融波動之間存在密切的周期聯(lián)動關(guān)系。近年來，我國財政部門不斷擴(kuò)大財政赤字規(guī)模以應(yīng)對經(jīng)濟(jì)的持續(xù)下行，對金融穩(wěn)定無疑造成影響，并成為可能威脅我國財政政策可持續(xù)性的重要原因[8]，因此在新時期考慮金融穩(wěn)定對財政政策的影響更加重要。

鑒于此，本文旨在揭示金融穩(wěn)定與財政政策逆周期調(diào)控效果間的關(guān)系，特別是二者之間是否存在非線性因素，即在金融震蕩的壓力下，財政政策對經(jīng)濟(jì)活動的影響是否與正常時期的情況有所不同，這無疑對更好發(fā)揮財政政策主動調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)作用具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)財政政策周期特性相關(guān)研究的文獻(xiàn)回顧

在過去的80余年里，經(jīng)濟(jì)學(xué)家對財政政策及其有效性的看法不斷發(fā)生變化。上世紀(jì)30年代以前，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為由于政府支出對私人投資的擠出效應(yīng)，財政政策無法對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。在凱恩斯思想的影響下，20世紀(jì)30年代的主流觀點(diǎn)是，財政政策是經(jīng)濟(jì)衰退時期刺激經(jīng)濟(jì)的有效工具。20世紀(jì)70年代，新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)學(xué)者質(zhì)疑財政政策的效果，進(jìn)而重塑經(jīng)濟(jì)學(xué)思維。而在2008年金融危機(jī)和隨之而來的長期衰退之后，伴隨傳統(tǒng)貨幣政策工具的有效性大大下降，財政政策的經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)作用再次成為焦點(diǎn)，相關(guān)的理論和實(shí)證研究也隨之得到推動。

Perotti(1997)[9]通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)拉丁美洲財政政策的順周期特性，最早提出財政政策周期特性概念。學(xué)者們隨之紛紛對上述問題進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)國家的財政政策多為逆周期[10]，而新興經(jīng)濟(jì)體國家的財政政策則呈現(xiàn)順周期特性[12]。由于財政政策順周期性已成為導(dǎo)致新興經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)波動的重要原因[13]，近年來相關(guān)政策部門加強(qiáng)管理，使得財政政策順周期狀況有所改善[14]。在2008年金融危機(jī)對全球經(jīng)濟(jì)的重壓下，一方面，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)財政乘數(shù)的大小取決于經(jīng)濟(jì)周期狀況，進(jìn)一步為逆周期財政政策的操作提供了有力論據(jù)[3]，另一方面，學(xué)者們也在關(guān)注金融危機(jī)是否影響財政政策發(fā)揮逆周期效果的能力[1]。針對我國財政政策的周期特性，國內(nèi)外學(xué)者亦開展了大量研究：Brandt和Zhu(2000)[15]即發(fā)現(xiàn)我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策的順周期特性。經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時期，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型導(dǎo)致我國財政政策的順周期性進(jìn)一步加強(qiáng)[16]。曾曉安(2014)[17]指出雖然我國財政貨幣政策的順周期性是由于政策實(shí)際運(yùn)行效果與經(jīng)濟(jì)周期趨同，而非宏觀政策制定者的意愿，然而上述問題的存在會直接抵消宏觀政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的效果。尤其是在全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)爆發(fā)后,各國經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢，加之債務(wù)危機(jī)的持續(xù)惡化，致使我國外需減少[18],抑制經(jīng)濟(jì)增長。在此背景下，要實(shí)現(xiàn)保增長目標(biāo)，我國需要更好的配合使用貨幣政策和財政政策，加強(qiáng)逆經(jīng)濟(jì)周期調(diào)控。

(二)金融穩(wěn)定與財政政策周期特性間關(guān)系研究的文獻(xiàn)綜述

在2008年全球金融危機(jī)影響下，學(xué)者們開始注意到金融穩(wěn)定對財政政策周期特性的影響：首先，金融衰退(進(jìn)而金融危機(jī))會導(dǎo)致很長時期內(nèi)潛在產(chǎn)出率的下降[19]，導(dǎo)致財政收入的削減，進(jìn)而降低財政政策逆周期能力[20]；其次，金融震蕩時期，財政部門需要救助私人部門，彌補(bǔ)金融部門損失，因而產(chǎn)生大量財政成本，財政支出的被迫增加進(jìn)一步影響財政政策主動調(diào)節(jié)稅收與財政支出，進(jìn)行逆周期操作的能力[21]；另外，在對外債務(wù)以外幣計價情況下，金融危機(jī)導(dǎo)致的本幣幣值下跌，必然導(dǎo)致外債負(fù)擔(dān)增加，并對公共財政造成巨大壓力[22]。更為關(guān)鍵的是，當(dāng)金融震蕩與財政政策逆周期能力減弱交織時，易引發(fā)惡性螺旋效應(yīng)，即私人部門的金融泡沫破裂會弱化財政部門執(zhí)行逆周期財政政策以及補(bǔ)救金融部門的能力；而公共財政惡化，會導(dǎo)致金融不穩(wěn)定進(jìn)一步加強(qiáng)(如弱化金融部門的資產(chǎn)負(fù)債表)[23]。同時，在金融危機(jī)時期，財政部門通常會通過增加財政支出或者削減稅負(fù)等方式提高總需求[23]，如果財政當(dāng)局沒有能力對上述財政政策進(jìn)行精確設(shè)計，且未能在適當(dāng)時期退出擴(kuò)張性財政政策，將可能導(dǎo)致財政狀況的惡化，甚而導(dǎo)致潛在增長率的進(jìn)一步下降[24]。因此，財政政策順周期可能會同時反映和引發(fā)金融危機(jī)[20]，如財政危機(jī)與金融危機(jī)之間的相互作用被認(rèn)為是2009年歐債危機(jī)爆發(fā)的核心原因[21]。

學(xué)者通過大量理論研究與經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了金融穩(wěn)定與財政政策周期特性間存在內(nèi)在關(guān)聯(lián)，為本文研究奠定了扎實(shí)的基礎(chǔ)，然而實(shí)證研究相對較少。本文利用46個國家1985～2016年32年跨國面板數(shù)據(jù)的廣義系統(tǒng)矩估計(GMM)與門檻效應(yīng)估計，對金融穩(wěn)定對財政政策逆周期效果的影響進(jìn)行進(jìn)一步的實(shí)證研究，驗(yàn)證之前學(xué)者的理論分析結(jié)論。

三、金融衰退對財政政策逆周期效果影響的實(shí)證分析——基于系統(tǒng)GMM估計

從20世紀(jì)80年代開始，經(jīng)濟(jì)波動與金融波動比以往任何時候都要低，這一時期被稱為大緩和時期(Great Moderation)[3]。在2008年金融危機(jī)后，全球經(jīng)濟(jì)陷入長久的金融衰退和經(jīng)濟(jì)衰退中，貨幣政策受流動性陷阱影響有效性下降，因此財政政策能否在金融衰退背景下，有效發(fā)揮調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的逆周期效果就顯得尤為重要?；诖?，本文首先分析金融衰退對財政政策逆周期效果發(fā)揮的影響。

(一)樣本選取

兼顧樣本全面性與數(shù)據(jù)可得性，本文選取46個主要國家和地區(qū)作為樣本，對其1985～2016年共32年的金融數(shù)據(jù)和財政數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。根據(jù)IMF的分類標(biāo)準(zhǔn)，上述樣本中包括發(fā)達(dá)國家 11個，發(fā)展中國家 35個，如表1所示。

表1 實(shí)證分析樣本國家

(二)模型設(shè)定

本文基于跨國動態(tài)面板數(shù)據(jù)，以衡量財政政策逆周期效果為目標(biāo)，設(shè)立如下形式的動態(tài)面板基礎(chǔ)模型：

Balit=α0+α1Bali,t-1+α2Gdpit+α3Cit+μi+θt+εit

(1)

其中，下標(biāo)i為國家樣本，t為時間，Balit代表一國財政余額，Gdpit表示實(shí)際GDP增長率，Cit表示控制變量組，μi代表個體效應(yīng)，θt代表時間效應(yīng)，εit為殘差項(xiàng)。α2用于衡量財政政策的順周期性，(1)α2>0，財政余額隨經(jīng)濟(jì)增長而增長，說明財政政策是逆周期的；(2)α2<0，財政余額隨經(jīng)濟(jì)增長而降低，財政政策是順周期的；(2)α2=0，財政政策與經(jīng)濟(jì)周期無關(guān)。

考慮金融衰退對財政政策影響的情況，增加金融衰退與GDP增長率的交互項(xiàng)作為解釋變量，進(jìn)一步拓展動態(tài)面板基礎(chǔ)模型為：

BALit=α0+α1BALi,t-1+α2Gdpit+α3Bust×Gdpit+α4Cit+μi+θt+εit

(2)

其中，Bust為虛擬變量，如為金融衰退時期取值為1，其余為0。上述模型分析金融衰退對財政政策逆周期效果的影響，其中α2用以衡量財政政策的逆周期性，α3體現(xiàn)金融衰退對財政政策逆周期效果的影響。

情況1：如果α2>0，證明財政政策是逆周期的，即結(jié)構(gòu)性財政余額與GDP增長呈現(xiàn)正相關(guān)趨勢，伴隨經(jīng)濟(jì)增長，結(jié)構(gòu)性財政余額上升。上述情況下，如果金融衰退代理變量與GDP增長交互項(xiàng)的系數(shù)α3>0，說明金融衰退增強(qiáng)了結(jié)構(gòu)性財政余額與GDP增長的正相關(guān)關(guān)系，即金融衰退增長了財政政策逆周期性；如果α3<0，說明金融衰退減弱了結(jié)構(gòu)性財政余額與GDP增長的正相關(guān)關(guān)系，即金融衰退減弱了財政政策逆周期性。

情況2：如果α2<0，證明財政政策是順周期的，即結(jié)構(gòu)性財政余額與GDP增長呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)趨勢，伴隨經(jīng)濟(jì)增長，結(jié)構(gòu)性財政余額下降；上述情況下，如果金融衰退代理變量與GDP增長交互項(xiàng)的系數(shù)α3>0，說明金融衰退削弱了GDP增長對結(jié)構(gòu)性財政余額的負(fù)向影響，即金融衰退減弱了財政政策的順周期性；如果α3<0，說明金融衰退進(jìn)一步增強(qiáng)了GDP增長對結(jié)構(gòu)性財政余額的負(fù)向影響，即金融衰退增強(qiáng)了財政政策的順周期性。

由于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中包含被解釋變量的前一期數(shù)據(jù)作為解釋變量，可防止由此產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文采用廣義矩估計(Generalized Method of Moments，簡稱GMM)模型進(jìn)行估計，一方面避免由于被解釋變量滯后項(xiàng)存在造成的偏差，也有助于處理個體效應(yīng)與時間效應(yīng)。近年來，GMM模型被廣泛運(yùn)用于動態(tài)面板數(shù)據(jù)分析，尤其在探究金融對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響中更加實(shí)用[25]。廣義矩估計GMM包括差分GMM與系統(tǒng)GMM。由于系統(tǒng)GMM模型將差分方程與水平方程結(jié)合在一起，相較于差分GMM模型估計更加有效，能夠估計不隨時間變化的變量，同時更加適用于增長回歸模型，能夠產(chǎn)生一致有效的參數(shù)估計[26]。因此，本文選擇系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行估計。

(三)變量選擇與測度方法

1.財政政策代理變量選擇與測度

現(xiàn)有文獻(xiàn)通常以財政余額與政府消費(fèi)性支出作為一國財政政策代理變量。本文選用結(jié)構(gòu)性財政余額作為財政政策的代理變量，主要原因?yàn)椋贺斦囝~包括周期性財政余額與結(jié)構(gòu)性財政余額，前者來自于經(jīng)濟(jì)周期，主要為與自動穩(wěn)定器相關(guān)的財政收支，不能作為衡量一國財政政策的標(biāo)準(zhǔn)；后者則更能體現(xiàn)一國主動性的財政政策取向。根據(jù)IMF出版的《對周期調(diào)整財政余額計算指南》，本文按如下公式計算我國結(jié)構(gòu)性財政赤字，作為財政政策的代理變量：

(3)

其中，Y*為潛在產(chǎn)出；Y為實(shí)際產(chǎn)出；R為一國財政收入；G為一國財政支出；εR,Y代表對周期調(diào)整的財政收入對(潛在產(chǎn)出/實(shí)際產(chǎn)出)的彈性系數(shù)，一般為1；εG,Y則代表對周期調(diào)整的財政支出對(潛在產(chǎn)出/實(shí)際產(chǎn)出)的彈性系數(shù)，一般為-0.1。

2.“金融衰退”代理變量選擇與測度

由于現(xiàn)有文獻(xiàn)中甚少直接代表“金融衰退”的代理變量，本文選擇從對金融周期入手，通過定義金融周期的繁榮期與衰退期來確定代理變量。對于金融周期概念，目前尚無確切定義，現(xiàn)有文獻(xiàn)中多將其表示為一組選定金融變量的共同運(yùn)動或聚集，例如信貸、房價、股票價格與資產(chǎn)價格總量等等。然而，由于股票價格等指標(biāo)股票具有較高的短期波動性，而信用利差、風(fēng)險溢價和違約率等變量雖然可以提供關(guān)于金融壓力、風(fēng)險感知和風(fēng)險偏好的有用補(bǔ)充信息，但數(shù)據(jù)難以獲得。因此，本文在確定金融周期時，選擇私人部門信貸額占GDP比重(Domestic Credit to Private Sector/ GDP)作為衡量金融周期的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來自國際清算銀行(BIS)，選擇1985～2016年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

本文主要參考Alberola和Sousa(2017)[27]應(yīng)用的方法確定金融周期的“繁榮期”與“衰退期”，上述方法的主要優(yōu)勢是能夠同時把握金融周期規(guī)模、持續(xù)性與慣性三個特征。首先，該方法能夠確認(rèn)金融周期的長期趨勢，以及對長期趨勢的大規(guī)模與持續(xù)性的偏離；其次，該方法能夠確認(rèn)不同經(jīng)濟(jì)體的金融周期繁榮期與衰退期如何構(gòu)成；同時，在運(yùn)用移動平均方法平滑信貸變化曲線的基礎(chǔ)上，確定金融周期繁榮期(衰退期)的闕值。本文以yt代表私人信貸/GDP的對數(shù)，xt是yt的三年移動平均數(shù)。一個上升期(下降期)意味著在持續(xù)的一段時間t內(nèi)，Δxt>0(Δxt<0)。一個高峰(低谷)是持續(xù)上升期(下降期)的最后階段。因此，金融周期的“繁榮期”(“衰退期”)是指在一段上升期(下降期)中，yT-yT-L>z1(yT-yT-L

主要國家及地區(qū)的金融周期以圖1表示。可以發(fā)現(xiàn)，發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家間，不同國家間的金融周期狀況存在比較顯著差異；同時，2007年之前，除日本、巴西等個別國家外，大部分典型發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家均處于長期金融周期整體繁榮期趨勢，印證了前文所提的大緩和時期(Great Moderation)；而在次貸危機(jī)影響下，則普遍進(jìn)入金融衰退期。

圖1 典型國家金融周期狀況

3.控制變量選擇

參考陳雨露(2016)[25]等相關(guān)文獻(xiàn)，本文從經(jīng)濟(jì)、社會與金融三個維度選擇控制變量。其中，經(jīng)濟(jì)維度包括貿(mào)易條件與資本形成率；金融維度為總儲蓄率；社會維度包括人口增長率與城鎮(zhèn)化率。各變量的符號和含義如表2所示，所有原始基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。同時納入國家虛擬變量，以區(qū)分發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家是否會對回歸結(jié)果產(chǎn)生差異。表2給出各變量的定義，表3為各變量描述性統(tǒng)計。

(四)實(shí)證研究與檢驗(yàn)

綜上，本文采用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型分析金融衰退對財政政策逆周期效果的影響，結(jié)果如表4列示。首先，基于基礎(chǔ)模型(2)，以金融衰退與GDP增長率交互項(xiàng)作為核心解釋變量，衡量金融衰退對財政政策逆周期效果的影響，在表4中顯示為模型I。實(shí)證結(jié)果表明：α2(-6.8387)<0，說明在控制其他解釋變量的情況下，財政政策呈現(xiàn)顯著的順周期特性。α3(-0.1109)<0，可見金融衰退(尤其是金融危機(jī))致使財政當(dāng)局一方面財政收入降低，另一方面被迫降低財政支出，使得財政政策難以發(fā)揮逆周期調(diào)節(jié)作用。

表2 主要變量符號與含義

表3 各變量描述性統(tǒng)計

金融衰退導(dǎo)致財政政策逆周期效果降低的原因無疑是多方面的，可能是源于金融危機(jī)迫使財政整頓，亦可能是由于金融周期繁榮期財政當(dāng)局沒有能夠通過擴(kuò)大財政余額保證足夠的財政空間，致使在金融衰退期沒有能力執(zhí)行積極財政政策提振經(jīng)濟(jì)：根據(jù)Amstad and Packer(2015)[28]，金融繁榮時期，資產(chǎn)價格上漲，使得即使通貨膨脹保持在穩(wěn)定低水平，產(chǎn)出也可能高于其潛在水平。隨著國內(nèi)資產(chǎn)變得更具吸引力，資本流動激增，金融繁榮與貨幣升值的趨勢相一致，使得名義匯率升值[29]，暫時減少以外幣計價的債務(wù)與相應(yīng)的利息支付。這種繁榮掩蓋了潛在財政實(shí)力的削弱，促使政策制定者放松財政政策，執(zhí)行激勵措施[30]。因此，本文進(jìn)一步引入金融繁榮與GDP增長率交互項(xiàng)作為核心解釋變量，構(gòu)建模型II(將模型I中的金融衰退代理變量替換為金融繁榮代理變量)，以考察金融繁榮是否導(dǎo)致了財政政策的順周期性，因而致使金融衰退對財政政策逆周期效果產(chǎn)生顯著影響。在引入“金融繁榮”變量影響下，α2(-7.6377)<0，財政政策呈現(xiàn)順周期特性。在此前提下，α3(-0.0604)<0，說明金融繁榮的確增加了財政政策的順周期特性?？梢酝茢?，正如前文所述，在2008年金融危機(jī)前，全球經(jīng)歷數(shù)十年的大緩和時期，金融的長期繁榮催生財政政策的顯著順周期傾向，成為金融衰退時期財政政策逆周期效果減弱的關(guān)鍵原因。另外，發(fā)達(dá)國家虛擬變量對結(jié)構(gòu)性財政余額有顯著正影響，說明發(fā)達(dá)國家財政控制力更強(qiáng)，更希望通過逆周期財政政策進(jìn)行經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)。

表4 以“結(jié)構(gòu)性財政余額”為被解釋變量的系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

注：*** ， ** 和*分別表示在1%， 5%和10%水平上顯著。下表同。

本文以結(jié)構(gòu)性調(diào)整財政余額作為被解釋變量，反映主觀性財政政策方向，由于政策部門在執(zhí)行財政政策時有從政策制訂到對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行產(chǎn)生影響的時滯，因此本文認(rèn)為不會產(chǎn)生由于雙向因果關(guān)系的內(nèi)生性問題。系統(tǒng)GMM模型需要檢驗(yàn)擾動項(xiàng)的差分不存在二階的自相關(guān)，同時需要進(jìn)行過度識別檢驗(yàn)。因此，本文進(jìn)行Sargan 檢驗(yàn)和AR(2)檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示，所有結(jié)果通過檢驗(yàn)，說明模型有效。

表5 Sargan 檢驗(yàn)和AR(2)檢驗(yàn)結(jié)果

四、金融波動對財政政策逆周期效果影響的門檻效應(yīng)分析

(一)模型設(shè)定與樣本選取

如上文所述，金融危機(jī)后諸多國家出現(xiàn)財政狀況迅速惡化現(xiàn)象，引發(fā)學(xué)者們的思考，當(dāng)金融波動劇烈時，是否對財政政策效果具有更加顯著的影響。為印證上述推測，本文運(yùn)用門檻效應(yīng)模型進(jìn)行估計。根據(jù)Hansen(1999)[31]，門檻模型在模型中運(yùn)用不同的區(qū)制來表示變量間的非線性關(guān)系，門檻變量大于或者小于某一具體門檻值時，證明在這一臨界點(diǎn)變量間的關(guān)系發(fā)生轉(zhuǎn)變,因此成為測度非線性關(guān)系的主要模型[32]。為了衡量金融波動對財政政策逆周期效果的影響，以及上述影響是否非線性，本文構(gòu)建金融波動對財政政策逆周期效果影響的門檻效應(yīng)模型。由于具體門檻數(shù)未知，先將模型設(shè)定為單一門檻模型，模型設(shè)定為：

BALit=β0+β1GdpitI(Fvolitλ)+β2GdpitI(Fvolit>λ)+β3Fvolit+β4Cit+θt+μi+εit

(4)

其中，下標(biāo)i為國家樣本，t為時間，對周期財政余額(BALit)為被解釋變量，GDP增長率(Gdpit)與金融波動(Fvolit)為核心解釋變量，金融波動(Fvolit)同時還是門檻變量，Cit表示控制變量組，選取標(biāo)準(zhǔn)與上一節(jié)一致。μi代表個體效應(yīng)，θt代表時間效應(yīng)，εit為殘差項(xiàng)。β1,β2用于衡量不同門檻下財政政策是否具有逆周期性。I(.)為示性函數(shù)，當(dāng)I()中的條件得到滿足時，I=1；否則I=0；λ為門檻值。本部分樣本選擇與上一節(jié)一致。

(二)變量選擇與測度方法

由于本文在衡量金融衰退時采用了私人信貸/GDP為代理變量，在衡量金融波動時，同樣采用私人信貸/GDP為金融波動的代理變量。但是，金融波動與金融周期的測算方式不同，本文參考相關(guān)文獻(xiàn)中的典型做法，以私人信貸/GDP的五年移動標(biāo)準(zhǔn)差表示金融波動程度。由于上述方法的數(shù)值計算中前四年的數(shù)值無法獲得，因此本文計算46個國家從1981～2016年的五年移動標(biāo)準(zhǔn)差，以獲得與上一節(jié)一致的樣本區(qū)間。

選取典型國家及地區(qū)金融波動狀況如圖2所示。一方面，不同國家間金融波動的差距較為明顯，發(fā)達(dá)國家相較于發(fā)展中國家整體金融波動更加劇烈；另一方面，2007年之后，全球金融波動明顯更加劇烈。

圖2 典型國家金融波動狀況

(三)實(shí)證結(jié)果與分析

根據(jù)Hansen(1999)[31]提出的“自舉法”，首先通過重疊模擬似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計量300次，估計bootstrap的P值，檢驗(yàn)結(jié)果表明，以金融波動為門檻變量，通過10%顯著性水平下的單一門檻檢驗(yàn)，說明單一門檻效應(yīng)非常顯著，結(jié)果如表6所示。

表6 單一門檻條件檢驗(yàn)結(jié)果

在此基礎(chǔ)上，金融波動門檻效應(yīng)下財政政策逆周期效果如表7所示：1985～2016年，財政政策整體呈現(xiàn)順周期傾向，而金融波動對財政政策順周期性有顯著單一門檻效應(yīng)。當(dāng)金融波動<=0.2065時，對周期調(diào)整財政余額與GDP增長率呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)為-7.4793(P<0.01)，說明伴隨經(jīng)濟(jì)增速加快，結(jié)構(gòu)性財政余額降低，政策部門受經(jīng)濟(jì)增長影響，主動性降低財政收入或提高財政支出，財政政策呈現(xiàn)順周期傾向；而金融波動>0.2065時，財政政策順周期傾向達(dá)到-7.8051(P<0.01)，說明金融波動的確顯著增加了財政政策的順周期傾向。同時發(fā)現(xiàn)：金融波動對結(jié)構(gòu)性財政余額有顯著的影響，可見金融波動劇烈的情況下，財政部門面臨金融系統(tǒng)震蕩與破產(chǎn)壓力，財政部門需要通過提高財政支出，抑制金融波動及其對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的負(fù)面影響。近年來，我國由于影子銀行等原因造成的金融波動風(fēng)險加大，在財政空間有限的情況下，上述風(fēng)險必將造成極大的財政壓力，影響我國財政政策反周期效果。

表7 金融波動對財政政策逆周期效果影響的回歸結(jié)果

為保證門檻估計的準(zhǔn)確性，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷拈T檻數(shù)，如表8所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明，以金融波動為門檻變量，單一門檻、雙門檻與三門檻的P值分別為0.07、0.22與0.6433，只有單一門檻是顯著的。

表8 多重門檻條件檢驗(yàn)結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

參考陳雨露(2016)[25]，采用M2/GDP作為金融周期的測度變量，M2/GDP的五年移動標(biāo)準(zhǔn)差作為金融波動的代理變量，對金融波動與金融衰退對財政政策逆周期效果的影響進(jìn)行回歸分析，分析結(jié)果表明金融波動與金融衰退對財政政策逆周期效果影響顯著。以2008年金融危機(jī)為典型金融事件，分析金融危機(jī)前后金融穩(wěn)定對財政政策逆周期效果是否存在差異。結(jié)論表明2008年金融危機(jī)后，財政政策順周期性弱于金融危機(jī)前，金融穩(wěn)定對財政政策逆周期效果依然有顯著影響。

五、結(jié)論與政策啟示

利用1985～2016年46個國家的跨國面板數(shù)據(jù)，分析金融衰退與金融波動對財政政策逆周期效果的影響。結(jié)果顯示，一方面，金融衰退使得政策制定者缺乏執(zhí)行逆周期財政政策的空間；另一方面，金融波動對財政政策逆周期效果則有顯著非線性影響：在金融波動劇烈時期，財政政策的順周期性質(zhì)明顯加強(qiáng)?；趯?shí)證研究結(jié)果，提出以下政策建議：

首先，在2008年金融危機(jī)之后，事實(shí)證明，在深度衰退中貨幣政策有效性顯著下降。在這種情況下，刺激經(jīng)濟(jì)的核心工具是財政政策逆周期操作。然而，如果一國經(jīng)濟(jì)體再遭遇經(jīng)濟(jì)危機(jī)，面臨流動性陷阱之時，沒有足以回旋的財政操作空間，必將陷入難以自我逃脫的深度衰退陷阱。因此，在金融穩(wěn)定時期儲備財政空間非常重要。這意味著，在經(jīng)濟(jì)繁榮時期，應(yīng)當(dāng)執(zhí)行更為嚴(yán)格的財政政策：一方面，金融繁榮時期不需要財政刺激，刺激過熱的經(jīng)濟(jì)與平滑周期的原則相矛盾；另一方面，在金融繁榮時期，緊縮的財政政策可能有助于儲備財政操作空間，以應(yīng)對經(jīng)濟(jì)衰退與金融衰退。

其次，基于理論與實(shí)證研究，采取逆周期的財政政策是十分必要。然而從本文實(shí)證結(jié)果來看，尤其是在金融繁榮時期，財政政策有較強(qiáng)的順周期傾向，減弱了金融衰退時期財政政策的逆周期操作能力。因此，財政自動穩(wěn)定器的作用應(yīng)被更加突出，以避免政府的財政順周期傾向(尤其是在金融繁榮時期)。同時，財政自動穩(wěn)定器能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)周期的變化提供了一種即時的、對稱的財政反應(yīng)，而不會影響整個周期的預(yù)算可持續(xù)性。

同時，財政逆周期政策的制定與應(yīng)用需要非常謹(jǐn)慎，尤為需要盡可能穩(wěn)健地估計金融穩(wěn)定狀態(tài)及其對逆周期財政政策造成的影響。因此，有必要將財政/貨幣政策、財政監(jiān)督體系與宏觀審慎政策納入同一調(diào)控框架，積極探索金融風(fēng)險與財政風(fēng)險監(jiān)測聯(lián)動體系，以及貨幣政策、財政政策與宏觀審慎政策協(xié)調(diào)行動機(jī)制。借助宏觀審慎管理，化解金融體系系統(tǒng)性風(fēng)險，提升金融穩(wěn)定水平，不僅有利于貨幣政策調(diào)控作用的發(fā)揮，更是提升財政政策逆周期效果的重要保障。