貿(mào)易自由化促進(jìn)財政政策福利變化的經(jīng)驗檢驗

李 丹

（合肥學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，合肥230601）

一、SVAR 模型的構(gòu)建

改革開放以來，中國對外開放取得了巨大成就，進(jìn)出口貿(mào)易快速增長，國民經(jīng)濟(jì)不僅持續(xù)快速增長且對全球經(jīng)濟(jì)的輻射力和影響力越來越明顯。這些成就的取得與財政政策的積極作用分不開。隨著國際分工的不斷深化和跨國公司的快速發(fā)展，發(fā)展中國家快速融入世界經(jīng)濟(jì)一體化浪潮。隨著經(jīng)濟(jì)全球化和貿(mào)易自由化的推進(jìn)，中國的經(jīng)濟(jì)開放度不斷提高，面對外部經(jīng)濟(jì)的壓力和沖擊也愈發(fā)增大，特別是在2008 年下半年，由美國次貸危機所引發(fā)的金融海嘯蔓延至全球，中國經(jīng)濟(jì)也不可避免地受到?jīng)_擊。中央政府施行了一系列包括擴大財政支出、增加財政赤字等在內(nèi)的擴張性財政政策，以期達(dá)到擴大內(nèi)需、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展的目的，制定和實施靈活而有效的財政政策已成為各國化解金融危機的有力手段之一，這為探討貿(mào)易自由化促進(jìn)財政政策調(diào)整所帶來的變化提供了有利的機遇和平臺。Vamvoukas（1999）[1]發(fā)現(xiàn)小型開放經(jīng)濟(jì)體預(yù)算與貿(mào)易赤字具有短期和長期顯著因果關(guān)系。Leachman 和 Francis（2000）[2]表明 1974 年之前美國的財政部門和外國部門變量之間存在多重協(xié)整關(guān)系。管瑞龍等（2012）[3]指出擴大財政支出對貿(mào)易順差“先抑制后推動”且政策效力有限。鄧力平和林峰（2013）[4]通過 PVAR 模型運用 21 個 OECD 國家1970-2012 年的數(shù)據(jù)，得出貿(mào)易開放對財政支出具有顯著的影響。

宏觀經(jīng)濟(jì)分析中，結(jié)構(gòu)向量自回歸（Structural Vector Auto Regressive，SVAR）模型已經(jīng)成為經(jīng)驗研究與實證分析的重要工具之一，應(yīng)用于宏觀經(jīng)濟(jì)波動、財政政策、貨幣政策和其他相關(guān)經(jīng)濟(jì)問題的研究，學(xué)者 Sims（1980，1986）[5-6]和 Bernanke（1986）[7]等最早運用 SVAR 模型，Blanchard 和 Quah（1989）[8]等引入長期和短期約束來識別經(jīng)濟(jì)沖擊的永久影響和暫時沖擊。與VAR 模型相比，SVAR 模型具有這些特點：首先，VAR 模型涉及更多的參數(shù)，適合于分析較少變量的情況。SVAR 模型將約束條件添加到參數(shù)空間來減少所要估計的參數(shù)。第二，VAR 模型無法分析變量之間的同相關(guān)，這通常包含在隨機擾動項里，而SVAR 模型可以通過增加同步變量來獲得所估計變量之間的同步效應(yīng)。第三，SVAR 模型可以通過脈沖響應(yīng)反映長期影響過程。用滯后算子表示SVAR 模型為：

其中，A(L)為滯后算子 L 的多項式；Xt為 n 個內(nèi)生變量的向量，E 為 n×n 階矩陣，E 為單位矩，ut為結(jié)構(gòu)擾動或影響A(L)。

構(gòu)建包括對外貿(mào)易、稅收、政府支出和GDP 在內(nèi)的 SVAR 模型，Pigou（1920）[9]在其《福利經(jīng)濟(jì)學(xué)》中提出經(jīng)濟(jì)福利等于國民收入，Nordhaus 和Tobin（1972）[10]、楊緬昆（2009）[11]均提出國民經(jīng)濟(jì)核算福利，本文用GDP 反映福利。對于SVAR 模型的識別條件問題，參照Blanchard 和Perotti（2002）[12]的做法，采用制度信息法，這與國外 Erceg 等（2003），[13]Kim 和Roubini（2008）[14]的實證分析相一致。把Blanchard和Perotti（2002）[12]中將SVAR 框架中所包括的內(nèi)生變量，財政支出、稅收、GDP 擴展到包括貿(mào)易變量、非生產(chǎn)性財政支出變量、生產(chǎn)性財政支出變量、稅收和總產(chǎn)出這5 個變量。借鑒趙志耘和呂冰洋（2005）[15]以及嚴(yán)成樑和龔六堂（2009）[16]的劃分方法，把支出項目中的基本建設(shè)支出、增撥企業(yè)流動資金、挖潛改造資金和科技三項費用、地質(zhì)勘探費、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和各項農(nóng)業(yè)事業(yè)費之和作為生產(chǎn)性財政支出，工交商業(yè)部門事業(yè)費、文教衛(wèi)事業(yè)費、撫恤和社會福利救濟(jì)費、國防支出、行政管理費、政策性補貼支出之和作為非生產(chǎn)性財政支出。[11-12]（數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國稅務(wù)年鑒》、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站）。

將所有變量均以居民消費價格指數(shù)進(jìn)行平減，并取自然對數(shù)，對外貿(mào)易、非生產(chǎn)性財政支出、生產(chǎn)性財政支出、稅收和總產(chǎn)出分別用LOPEN、LUFE、LPFE、LFR、LGDP。本文分析的基本思路為將簡單形式表示成結(jié)構(gòu)形式，如需分析的向量為Yjt維，則需個約束，因此，這里所建立的SVAR 模型里k=5，需要設(shè)定10 個以上的約束條件。因此，在我們選用AB 型的基礎(chǔ)上，可以得到以下10 個約束條件，模型恰好可以識別。

二、實證分析

（一）協(xié)整檢驗

用時間序列作回歸分析一般要求序列是平穩(wěn)的或是存在同階協(xié)整關(guān)系，否則將出現(xiàn)虛假回歸。先對1979-2006 年間的對外貿(mào)易額、非生產(chǎn)性財政支出、生產(chǎn)性財政支出、財政收入和GDP 取自然對數(shù)消減異方差性，這5 個變量的對數(shù)形式分別表示為LOPEN、LUFE、LPFE、LFR 和 LGDP。用 ADF-fisher法對對外貿(mào)易、非生產(chǎn)性財政支出、生產(chǎn)性財政支出、稅收和總產(chǎn)出進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，各序列的原序列不平穩(wěn)，對調(diào)整后的 LOPEN、LUFE、LPFE、LFR 和LGDP 進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，研究表明經(jīng)調(diào)整的時間序列具有不平穩(wěn)性。對VAR 各變量先進(jìn)行檢驗，按照AIC 準(zhǔn)則、SC 準(zhǔn)則，選擇滯后階數(shù)為1，運行結(jié)果表明一階差分序列是穩(wěn)定的，VAR（1）特征多項式倒數(shù)位于單位圓以內(nèi)，VAR（1）平穩(wěn)。

表1 ADF-fisher 法對各序列單位根檢驗結(jié)果

對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表2 所示，在5%顯著水平下，跡統(tǒng)計量拒絕0 個協(xié)整向量、第1 個協(xié)整向量和第2 個協(xié)整向量，因此，LOPEN、LUFE、LPFE、LFR 和 LGDP 之間至少有 3 個協(xié)整方程，存在一個協(xié)整即穩(wěn)定的平衡關(guān)系。

表2 序列協(xié)整檢驗的結(jié)果

然后，從對應(yīng)的5 組數(shù)據(jù)中得到相應(yīng)的矩陣，得出結(jié)構(gòu)方程，根據(jù)在此所建立的約束條件，發(fā)現(xiàn)不存在結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)性被轉(zhuǎn)移，AB 類型的矩陣具體如下：

（二）脈沖響應(yīng)分析

接著，可以得到脈沖響應(yīng)函數(shù)，總產(chǎn)出、貿(mào)易自由化對財政支出和收入稅率沖擊反應(yīng)的結(jié)果，以及總產(chǎn)量、貿(mào)易自由化的方差分解情況。

如下圖 1 所示，分別用（a）、（b）、（c）和（d）圖反映非生產(chǎn)性財政支出、生產(chǎn)性財政支出、財政收入和總產(chǎn)出對貿(mào)易自由化的脈沖響應(yīng)，圖中橫軸表示年度數(shù)，藍(lán)色的曲線為脈沖響應(yīng)函數(shù)值，紅色的曲線為正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。如（a）圖可知，面對貿(mào)易自由化1%的正向沖擊，非生產(chǎn)性財政支出迅速上升，隨后下降較大幅度，在第2 期降為極小值-0.015，沖擊反應(yīng)時期較短，從第2 期到第4 期經(jīng)歷上升并從負(fù)效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)，第4 期達(dá)到最大值0.013，最后反應(yīng)強度減弱，并圍繞穩(wěn)態(tài)上下小幅波動，第6 期后幾乎接近穩(wěn)態(tài)。說明非生產(chǎn)性財政支出對生產(chǎn)者影響不大，生產(chǎn)者投資增加很小，產(chǎn)品供給增加幅度也很小，非生產(chǎn)性財政支出對貿(mào)易開放的響應(yīng)程度較低，貿(mào)易開放使非生產(chǎn)性財政支出下降。由（b）圖可知，生產(chǎn)性財政支出在第1 期達(dá)到最大值然后開始迅速下降，第3 期和第4 期達(dá)到負(fù)效應(yīng)最小值，接著圍繞穩(wěn)態(tài)水平小幅波動，在第7期之后逐步消退為零。隨著貿(mào)易開放，外部市場對產(chǎn)品的需求增加，當(dāng)期投資擴大，并在隨后幾期內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)能力擴大，提高了生產(chǎn)者效率，生產(chǎn)者擴大投資，政府生產(chǎn)性財政支出對消費者和生產(chǎn)者的外部性增強且支出增加。由（c）圖可知，財政收入開始迅速下降，第1 期到達(dá)最小值，然后迅速上升，從第2 期開始財政收入的反應(yīng)為正，并在第4 期達(dá)到最大值0.005，之后反應(yīng)強度逐漸減弱，從第7 期之后反應(yīng)逐漸消退，在第10 期之后削減為零，回歸穩(wěn)態(tài)水平。由于財政政策的時滯性等原因，在第2 期之前表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，但總體來看，貿(mào)易開放的資源配置效應(yīng)并通過帶動投資和消費的增長，增加了財政收入。由（d）圖可知，總產(chǎn)出在一開始下降到一個值，從第1 期后轉(zhuǎn)為正效應(yīng)，并在第3 期達(dá)到最大值，隨后緩慢下降，在第6 期至第11 期轉(zhuǎn)為負(fù)效應(yīng)，在第11 期之后轉(zhuǎn)為小幅正效應(yīng)并緩慢逐步消退至零。這表明隨著貿(mào)易開放的增加，社會總需求增加，企業(yè)產(chǎn)能利用率上升，加速效應(yīng)促進(jìn)公共部門和私人部門投資的增長，再加上投資的乘數(shù)效應(yīng)作用，總收入進(jìn)一步增長，總需求進(jìn)一步擴張，最終表現(xiàn)為總產(chǎn)出增加。

圖1 脈沖響應(yīng)分析

（三）方差分解分析

由下表3 可以看出，財政收入沖擊、總產(chǎn)出沖擊、貿(mào)易自由化沖擊、生產(chǎn)性財政支出沖擊、非生產(chǎn)性財政支出沖擊的方差分解或波動貢獻(xiàn)情況。五個變量受自身影響的占比均逐漸減少，在第20 期的預(yù)測中，貿(mào)易自由化變量對總產(chǎn)出波動的貢獻(xiàn)相對較??；財政收入自身沖擊為58.78%，總產(chǎn)出沖擊為14.65%，貿(mào)易沖擊為1.72%，生產(chǎn)性財政支出沖擊為15.98%，非生產(chǎn)性財政支出沖擊為8.87%，貿(mào)易自由化變動對財政收入波動的貢獻(xiàn)較大；隨著時間的推移，生產(chǎn)性財政支出的貢獻(xiàn)率逐漸下降，而財政收入、總產(chǎn)出、貿(mào)易、非生產(chǎn)性財政支出的貢獻(xiàn)率都有所上升，在第20 期時，貿(mào)易沖擊的貢獻(xiàn)為7.98%；貿(mào)易自由化對非生產(chǎn)財政支出波動的貢獻(xiàn)很小。

三、結(jié)論

對上述SVAR 模型分析得出：財政收入的增加會使總的消費下降，生產(chǎn)性財政支出的增加將增加總消費水平；財政收入減少社會總投資，支出增加會導(dǎo)致社會總投資下降。對于財政收入，短期內(nèi)會增加，但長期會下降，在更長的時間段內(nèi)，財政收入的增長將變?yōu)榱?。短期?nèi)財政支出的增加會提高短期利率，中長期內(nèi)會出現(xiàn)下降，短期內(nèi)政府生產(chǎn)性財政支出和非生產(chǎn)性財政支出增加會使總體價格水平下降，中長期內(nèi)價格水平會提高，但上升幅度較小，長期中趨于零。

表3 方差分解結(jié)果

在此基礎(chǔ)之上，通過1978-2006 年間的數(shù)據(jù)，利用SVAR 模型分析中國的貿(mào)易自由化對生產(chǎn)性財政支出、非生產(chǎn)性財政支出、財政收入和總產(chǎn)出的效應(yīng)進(jìn)行了動態(tài)的考察，實證檢驗表明：面對對外貿(mào)易的沖擊，非生產(chǎn)性財政支出受到負(fù)向的影響，生產(chǎn)性財政支出、財政收入和總產(chǎn)出的反應(yīng)大體為正。簡而言之，中國的貿(mào)易對非生產(chǎn)性財政支出、生產(chǎn)性財政支出、財政收入和總產(chǎn)出的經(jīng)驗特征為對外貿(mào)易額使總產(chǎn)出、生產(chǎn)性財政支出、財政收入得到提升。其中，生產(chǎn)性財政支出、財政收入和總產(chǎn)出增加。其中，對外貿(mào)易明顯增加生產(chǎn)性財政支出，這與發(fā)達(dá)市場經(jīng)濟(jì)國家存在差別，標(biāo)準(zhǔn)的Mundell-Flemming 模型不能解釋，由于在標(biāo)準(zhǔn)的Mundell-Flemming 模型中，在浮動匯率中，政府增加財政赤字會使利率上升，導(dǎo)致國外資本的凈流入和實際利率的上升，上升的實際匯率會使出口下降、進(jìn)口上升，貿(mào)易收益上的損失或貿(mào)易下降，這與我們的實證結(jié)論相悖，因此，從中國經(jīng)濟(jì)運行本身的特點來考察這個問題，推測可能有以下幾個方面的原因：首先，中國的經(jīng)濟(jì)還處于起飛和發(fā)展時期，作為較為直接、相對有效的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長手段的政府財政支出舉措，而家庭的消費行為和廠商的生產(chǎn)行為具有較大的正外部性，由于這些正外部性的存在，增加政府支出有助于擴大社會投資，提高社會總的收入水平，提高家庭部門消費水平，但是由于消費習(xí)慣穩(wěn)態(tài)，短期內(nèi)家庭消費變化并不大，為了進(jìn)一步增加消費和投資，這樣供給多而短期國內(nèi)家庭部門消費有限，通過促進(jìn)出口來銷售供給多的產(chǎn)品，最終將會使貿(mào)易增加。因此，可以用政府支出的外部性和消費習(xí)慣兩個移速來解釋中國這一經(jīng)驗事實的重要因素。