中國財政支出的貿(mào)易收支效應悖論及其解釋
——基于貿(mào)易條件視角的形成機制分析

林 峰 曾 毅 趙 焱

(1.華南理工大學，廣東 廣州 510006；2.南京財經(jīng)大學，江蘇 南京 210023)

一、引言

自1994年匯率并軌以來，中國開始出現(xiàn)持續(xù)的貿(mào)易順差，并在2000年之后呈現(xiàn)貿(mào)易順差不斷擴大的趨勢。與持續(xù)貿(mào)易順差相伴隨的重要現(xiàn)象就是中國財政支出的迅速增加(楊盼盼 等，2021)?，F(xiàn)有研究表明，財政支出的貿(mào)易收支效應存在典型的“中國式悖論”，即西方主流理論認為財政支出增加會驅(qū)動貿(mào)易收支惡化，而中國的財政支出增加卻會引致貿(mào)易收支改善(鄧力平 等，2014；Bird et al.，2019)。因此，中國采取的擴張性財政政策被視作是形成中國貿(mào)易收支失衡的重要因素(Chen et al.，2018；劉曉輝 等，2021)。2021年12月召開的中央經(jīng)濟工作會議明確指出，“積極的財政政策要提升效能，更加注重精準、可持續(xù)。要保證財政支出強度，加快支出進度?！辈浑y看出，一方面，擴張性財政政策是形成中國貿(mào)易收支失衡的重要因素，另一方面，中央政府不斷強化轉(zhuǎn)型時期擴張性財政政策的作用。尤其是當前新冠肺炎疫情疊加中美貿(mào)易爭端的余波，將中國貿(mào)易收支失衡的矛盾再次推至風口浪尖。因此，如何保持內(nèi)外需協(xié)調(diào)發(fā)展和國際收支平衡成為“十四五”時期中國政府面臨的一項戰(zhàn)略難題。

從現(xiàn)有文獻來看，學術(shù)界主要從實際匯率視角對財政支出的貿(mào)易收支效應展開了探討。傳統(tǒng)凱恩斯主義理論將財政赤字與相對價格變動相關(guān)聯(lián)，認為財政支出增加會通過靜態(tài)的相對價格效應擠出凈出口。根據(jù)蒙代爾-弗萊明(Mundell-Fleming)模型的預期，財政支出擴張會刺激國內(nèi)總需求，驅(qū)動國外資本流入和本國實際匯率升值，使得國內(nèi)商品相比國外商品變得更加昂貴，因而存在從財政赤字到貿(mào)易赤字的“雙重赤字”(Twin Deficits)聯(lián)動。國外研究選取以美國為代表的發(fā)達國家數(shù)據(jù)進行的實證檢驗大多支持“財政支出增加會惡化貿(mào)易收支”的理論觀點(Karras，2019；Ahmad et al.，2020)。然而，國內(nèi)研究卻表明，中國財政支出增加會引致實際匯率貶值(董楠，2015；林峰 等，2018)，進而產(chǎn)生財政赤字增加與貿(mào)易收支改善并存的“雙重發(fā)散”(Twin Divergence)效應。從圖1可以直觀看出，中國現(xiàn)狀確實與西方主流理論相悖。自2001年加入WTO以來，中國財政支出增速明顯加快，人民幣匯率呈現(xiàn)貶值趨勢，貿(mào)易順差也在不斷擴大。但自2008年開始，隨著中央政府“四萬億”投資計劃的出臺，財政支出迅速擴張，但人民幣匯率卻在持續(xù)升值。伴隨著中國匯率市場化進程的不斷推進，上述悖論仍然顯著存在，因此單純從實際匯率視角出發(fā)顯然無法有效解釋中國財政支出的貿(mào)易收支效應。

圖1 中國財政支出的貿(mào)易收支效應特征注：財政支出和貿(mào)易收支分別選用財政支出規(guī)模和貿(mào)易收支差額占GDP的比例，實際匯率以2000年為基期的實際有效匯率的對數(shù)值表示。數(shù)據(jù)源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。

在理論范式上，傳統(tǒng)凱恩斯主義理論更加強調(diào)實際匯率視角的相對價格傳導，通過彈性分析法解析相對價格變動對貿(mào)易收支產(chǎn)生的直接影響。但需要注意的是，國內(nèi)投資的變動也會間接影響財政支出的貿(mào)易收支效應。根據(jù)蒙代爾-弗萊明模型，財政支出沖擊對國內(nèi)總需求的刺激作用會提高本國利率并擠出國內(nèi)投資，這在一定程度上會沖銷相對價格傳導的貿(mào)易赤字效應(Nickel et al.，2014)。盡管傳統(tǒng)凱恩斯主義理論關(guān)注到利率變動的影響，但不同于跨期方法的消費平滑模型，投資回報率往往被視為外生，因而忽略了相對價格變化對投資回報率的影響。正如Corsetti et al.(2006)所指出的，財政支出沖擊對貿(mào)易收支的影響內(nèi)生于投資回報率。財政支出沖擊通常會引起貿(mào)易條件改善，從而提高投資回報率并擠入國內(nèi)投資。由此不難發(fā)現(xiàn)，如果僅局限于實際匯率機制的彈性分析而將投資回報率作為外生條件，那么就難以揭示財政支出通過投資回報率影響國內(nèi)投資和貿(mào)易收支的路徑。換言之，忽略貿(mào)易條件機制會使得評估中國財政支出的貿(mào)易收支效應變得更加困難。鑒于此，本文試圖從貿(mào)易條件視角分析“中國式悖論”形成的理論機理，并為解釋中國財政支出的貿(mào)易收支效應提供動態(tài)時變的經(jīng)驗證據(jù)。

與現(xiàn)有研究相比，本文可能在以下兩個方面有所拓展：一是不同于基于實際匯率視角展開的研究，本文從貿(mào)易條件視角分析了中國財政支出的貿(mào)易收支效應悖論及其形成機制。借鑒Corsetti et al.(2006)的理論邏輯，本文強調(diào)投資回報率內(nèi)生化的重要性，并解釋了財政支出如何影響投資回報率，進而影響國內(nèi)投資和貿(mào)易收支的傳導路徑。理論模型表明，相較于美國等發(fā)達國家，中國的Armington彈性(即本國產(chǎn)品與外國產(chǎn)品間的替代彈性)往往較大，因而財政支出增加會導致貿(mào)易條件惡化，從而降低投資回報率并擠出國內(nèi)投資。如果投資的擠出效應超過預算平衡的惡化效應，就可能會形成“財政支出增加引致貿(mào)易收支改善”的悖論效應。二是本文采用帶有隨機波動率的時變參數(shù)結(jié)構(gòu)向量自回歸(SV-TVP-SVAR)模型檢驗了中國財政支出、貿(mào)易條件與貿(mào)易收支的相關(guān)性。從圖1可以看出，中國財政支出的貿(mào)易收支效應存在時點上的不確定性，因此本文通過對傳統(tǒng)線性SVAR模型進行時變參數(shù)處理，在動態(tài)時變的情境下刻畫了中國財政支出與貿(mào)易收支的聯(lián)動過程。

二、文獻綜述

(一)財政支出對貿(mào)易收支的影響效應：西方主流理論VS“中國式悖論”

目前，學術(shù)界關(guān)于財政支出的貿(mào)易收支效應尚未達成一致性觀點。傳統(tǒng)凱恩斯主義學派主張，財政支出擴張會通過乘數(shù)效應提高國內(nèi)吸收和進口需求，進而引起貿(mào)易收支惡化，因此存在從財政赤字到貿(mào)易赤字的“雙重赤字”聯(lián)動。新古典主義理論也指出，財政支出增加會產(chǎn)生正的財富效應，從而引致貿(mào)易赤字顯著增加(Erceg et al.，2005)?！半p重赤字”的理論邏輯可以通過如下的國民收入核算恒等式進行直觀表達：貿(mào)易收支等于扣除國內(nèi)投資后的私人儲蓄與政府儲蓄之和(NX=Sprivate+Spublic-I)。在其他不變的情況下，財政支出增加會導致政府儲蓄(Spublic)減少和財政赤字增加，進而驅(qū)動貿(mào)易收支(NX)惡化?；诎l(fā)達國家的經(jīng)驗證據(jù)普遍支持“財政支出增加會惡化貿(mào)易收支”的傳統(tǒng)凱恩斯主義觀點。Salvatore(2006)基于G7國家的實證分析表明，政府預算赤字和經(jīng)常賬戶赤字存在顯著的正向關(guān)聯(lián)。Bartolini et al.(2006)對OECD國家的面板數(shù)據(jù)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)財政支出增加顯著降低了發(fā)達經(jīng)濟體的政府儲蓄，進而加劇了經(jīng)常賬戶惡化。Bolat et al.(2014)以歐洲工業(yè)化國家為研究樣本，發(fā)現(xiàn)絕大多數(shù)歐洲國家的財政支出沖擊會引起貿(mào)易收支惡化。Soukiazis et al.(2018)考察了希臘政府的高債務(wù)和高赤字對貿(mào)易赤字的影響，發(fā)現(xiàn)財政赤字激增會加劇貿(mào)易赤字，進而提升政府宏觀調(diào)控的難度。Gaysset et al.(2019)基于歐洲貨幣聯(lián)盟(EMU)成員國的實證分析表明，財政支出沖擊不僅會引起本國貿(mào)易赤字增加，還會導致鄰國貿(mào)易收支惡化。Afonso et al.(2021)實證檢驗了歐盟國家財政支出對貿(mào)易收支的動態(tài)影響，驗證了“雙重赤字”聯(lián)動的有效性。

隨著跨期方法被應用于新開放宏觀經(jīng)濟學(NOEM)的理論框架，一些國外研究卻發(fā)現(xiàn)財政支出增加可以顯著改善貿(mào)易收支，即存在“雙重發(fā)散”效應。Corsetti et al.(2006)構(gòu)建的代際交疊模型表明，如果財政支出沖擊擠出的投資遠高于政府儲蓄的下降，那么財政支出增加是改善貿(mào)易收支的有效途徑。Kim et al.(2008)在控制財政支出的內(nèi)生變化后發(fā)現(xiàn)，美國的財政支出增加能夠顯著改善貿(mào)易收支。Corsetti et al.(2012)的經(jīng)驗證據(jù)證實，美國的“雙重發(fā)散”效應正逐步顯現(xiàn)。Bon(2014)利用亞洲10個發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)在給定通貨膨脹率、對外開放程度等條件下，財政支出增加會引致貿(mào)易收支的改善。Rajakaruna et al.(2021)基于南亞國家的經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，在政府債務(wù)較高的情況下，財政赤字增加會驅(qū)動貿(mào)易收支的持續(xù)改善。在國內(nèi)研究方面，目前僅有少數(shù)學者關(guān)注了中國財政支出對貿(mào)易收支的影響效應，且研究結(jié)論基本證實“財政支出增加會改善貿(mào)易收支”的觀點。許雄奇等(2006)基于Granger因果關(guān)系的經(jīng)驗證據(jù)表明，財政赤字擴張是造成中國貿(mào)易順差持續(xù)增長的重要因素。王文甫等(2012)構(gòu)建了非完全競爭市場的NOEM模型，并動態(tài)模擬了中國財政支出的貿(mào)易收支效應，發(fā)現(xiàn)中國財政支出沖擊對貿(mào)易收支具有顯著的正向影響。張磊等(2018)、林峰等(2018)的實證研究均表明，中國的財政支出增加是引致貿(mào)易收支改善的關(guān)鍵原因。

從上述研究可以看出，財政支出的貿(mào)易收支效應存在典型的“中國式悖論”，導致中國現(xiàn)實與西方主流理論相互矛盾。國外研究大多支持“財政支出增加會惡化貿(mào)易收支”的傳統(tǒng)凱恩斯主義觀點，而國內(nèi)研究卻證實了“財政支出增加會改善貿(mào)易收支”的新凱恩斯主義觀點。研究觀點的相悖促使學術(shù)界開始審視產(chǎn)生這一效應差異的機制問題。

(二)財政支出對貿(mào)易收支的影響機制：實際匯率VS貿(mào)易條件

縱觀現(xiàn)有文獻，盡管國內(nèi)外學者均認同實際匯率和貿(mào)易條件的機制作用，但大多是采用其中一種機制進行探討或是將兩種機制進行產(chǎn)品加總層面的等同(Monacelli et al.，2010；Born et al.，2013)。顯然，這種研究范式存在缺陷。盡管實際匯率機制與貿(mào)易條件機制的確存在理論層面的相關(guān)性(Krugman，1987)，但將兩種機制進行簡化或等同，不僅無法明晰產(chǎn)品層面和國家層面的相對價格效應，還可能模糊財政支出對貿(mào)易收支的具體影響路徑。為此，區(qū)別于基于實際匯率視角開展的大量研究，本文嘗試從貿(mào)易條件視角解釋“中國式悖論”形成的理論機理。

三、“中國式悖論”形成的理論機理

傳統(tǒng)的蒙代爾-弗萊明模型將投資回報率視為外生，認為財政支出沖擊對貿(mào)易收支的影響內(nèi)生于利率水平，因而忽略了財政支出通過投資回報率影響國內(nèi)投資和貿(mào)易收支的路徑。本文借鑒Corsetti et al.(2006)的思路，將投資回報率內(nèi)生化，從貿(mào)易條件視角解釋財政支出如何影響投資回報率，進而影響國內(nèi)投資和貿(mào)易收支的傳導路徑。首先，本文構(gòu)建一般均衡模型，在不同的Armington彈性條件下分析財政支出對貿(mào)易條件和投資回報率的影響；其次，本文理論演繹“貿(mào)易條件—國內(nèi)投資—貿(mào)易收支”的邏輯線路，合理解釋“中國式悖論”形成的理論機理。

(一)財政支出對貿(mào)易條件和投資回報率的影響

遵循Backus et al.(1994)、Heathcote et al.(2002)的開放經(jīng)濟模型，本文沿襲兩個國家(本國和外國)、兩類產(chǎn)品、兩種生產(chǎn)要素的假設(shè)前提。在一個對稱性的兩國模型中，為了達到分析的直觀性，我們以本國的經(jīng)濟均衡作為分析對象。假設(shè)代表性家庭的效用函數(shù)為：

(1)

其中：t表示時間，ct表示消費，lt表示勞動力供給，β表示時間貼現(xiàn)因子。代表性家庭向中間品廠商I提供資本k和勞動l這兩種生產(chǎn)要素。本國的中間品廠商生產(chǎn)產(chǎn)品a，外國的中間品廠商生產(chǎn)產(chǎn)品b。假設(shè)勞動力和資本不可跨國流動，中間品廠商的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

(2)

其中：zt表示外生技術(shù)沖擊，θ表示資本的投入比例，1-θ表示勞動的投入比例。以wt和rt分別表示工資率和資本租金，中間品廠商I的利潤最大化問題可以表示為：

(3)

假設(shè)廠商I將專業(yè)化生產(chǎn)的中間產(chǎn)品銷售給本國最終產(chǎn)品的生產(chǎn)廠商和本國政府，最終品廠商使用中間品a和b生產(chǎn)最終產(chǎn)品ft，并且本國最終品廠商投入的a產(chǎn)品和b產(chǎn)品數(shù)量分別為aH,t、bH,t。最終品廠商的生產(chǎn)函數(shù)可以表示為：

(4)

其中：σ代表本國產(chǎn)品a與外國產(chǎn)品b之間的替代彈性，即Armington彈性；μ表示私人支出中對于本國產(chǎn)品消費和投資的比例，反映了本國產(chǎn)品偏好程度。

(5)

假定政府支出完全用于購買本國生產(chǎn)的中間產(chǎn)品，并且服從如下一階隨機過程：

(6)

(7)

Tt=τt(wtlt+rtkt)-gt

(8)

假設(shè)家庭可支配收入由繳納稅款后的余額和政府轉(zhuǎn)移支付構(gòu)成，家庭預算約束可以表示為：

(1-τt)(wtlt+rtkt)+Tt=ct+it

(9)

其中，T是政府對家庭的轉(zhuǎn)移支付。結(jié)合式(8)和式(9)，可以得到：

wtlt+rtkt-gt=ct+it

(10)

假設(shè)資本積累遵循如下變動路徑：kt+1=(1-δ)kt+it，δ表示折舊率。對于中間產(chǎn)品a和最終產(chǎn)品f，市場出清條件分別為：

at=aH,t+aF,t+gt

(11)

ft=ct+it

(12)

(13)

其中，aF,t表示國外中間品廠商對本國中間產(chǎn)品a的需求數(shù)量。根據(jù)家庭效用最大化、廠商利潤最大化以及式(11)～(13)的市場出清條件，可以得到如下關(guān)系式：

(14)

(15)

根據(jù)式(7)和式(15)，進一步得到如下關(guān)系式：

(16)

圖2 財政支出和貿(mào)易條件的動態(tài)調(diào)整過程

進一步，對式(15)進行全微分處理可以得到：

(17)

式(17)表明，當σ∈(0,1)時，dtott/

dgt>0；當σ∈(1,+∞)時，dtott/

dgt<0。這意味著，當Armington彈性較小時，財政支出增加會改善貿(mào)易條件；而當Armington彈性較大時，財政支出增加則會惡化貿(mào)易條件。此外，本國產(chǎn)品偏好程度也會影響財政支出的貿(mào)易條件效應，本國產(chǎn)品偏好程度越大，財政支出對貿(mào)易條件的影響就越小，反之亦然。

假定國內(nèi)消費的平均價格p由本國產(chǎn)品價格pd和外國產(chǎn)品價格pf構(gòu)成。本國產(chǎn)品和外國產(chǎn)品占全部消費品的比重分別為μ和1-μ。因此，國內(nèi)消費的平均價格可以表示為本國產(chǎn)品和外國商品價格的加權(quán)平均：

(18)

借鑒Corsetti et al.(2006)，在不考慮折舊等因素的情況下，投資回報率(roit)取決于本國產(chǎn)品價格與國內(nèi)消費平均價格的比重。假設(shè)比例系數(shù)為γ，根據(jù)式(18)可以得到：

(19)

由于貿(mào)易條件tot可以定義為本國產(chǎn)品價格(即出口價格)與外國產(chǎn)品價格(即進口價格)的比值，因而投資回報率與貿(mào)易條件存在如下關(guān)系式：

roit=γ/[μ+(1-μ)/tott)]

(20)

由式(20)可以看出，在本國產(chǎn)品偏好不變的情況下，貿(mào)易條件改善會提高本國的投資回報率并擠入國內(nèi)投資，而貿(mào)易條件惡化會降低本國的投資回報率并擠出國內(nèi)投資。

(二)“中國式悖論”形成的邏輯機制

結(jié)合式(17)和式(20)可以發(fā)現(xiàn)，在Armington彈性較小的條件下，財政支出增加會導致貿(mào)易條件改善，從而提高投資回報率并擠入國內(nèi)投資；而在Armington彈性較大的條件下，財政支出增加會導致貿(mào)易條件惡化，進而降低投資回報率并擠出國內(nèi)投資。

根據(jù)Bajzik et al.(2020)的測算，發(fā)展中國家的Armington彈性均值要比發(fā)達國家大50%。原因主要在于，發(fā)展中國家在國外市場面臨更多的可替代品，而對于生產(chǎn)技術(shù)較好的發(fā)達國家而言，在國外尋求合適的替代品可能會相對困難。例如，Gallaway et al.(2003)基于制造業(yè)細分行業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)美國短期Armington彈性的平均值約為0.95，F(xiàn)eenstra et al.(2018)利用貝葉斯模型測算出美國的Armington彈性約為0.89。相較于美國等發(fā)達國家，中國的國內(nèi)產(chǎn)品與進口產(chǎn)品之間往往具有較高的替代性(Song et al.，2011)。國內(nèi)學者通常假定中國存在較大的Armington彈性，并采用參數(shù)校準或貝葉斯估計方法進行分析。Bao et al.(2013)在校準模型中將中國Armington彈性的參數(shù)值設(shè)定為3，Alessandria et al.(2017)利用貝葉斯估計方法，將中國Armington彈性的參數(shù)提高至3.5。孫飛等(2017)則基于中國宏觀數(shù)據(jù)進行測度，發(fā)現(xiàn)中國進口商品的Armington彈性在1.1～2的區(qū)間內(nèi)波動。

為了直觀清晰地刻畫出不同Armington彈性條件下的財政支出效應，本文在圖3中呈現(xiàn)了簡單的數(shù)值模擬結(jié)果。以中國和美國為例，我們將中國和美國的Armington彈性分別設(shè)為σ=1.5和σ=0.5，其他參數(shù)分別設(shè)為aF,t=1，γ=2，μ=0.5，且gt∈(0,1)。圖3的第1行是根據(jù)式(15)模擬的財政支出對貿(mào)易條件的影響?？梢钥闯觯捎诿绹腁rmington彈性較小，財政支出增加會導致貿(mào)易條件改善；而中國的Armington彈性較大，財政支出增加會導致貿(mào)易條件惡化。圖3的第2行是根據(jù)式(20)模擬的貿(mào)易條件對投資回報率的影響?？梢钥闯?，美國的貿(mào)易條件改善會顯著提高投資回報率。根據(jù)國民核算恒等式：NX=Sprivate+Spublic-I，美國財政支出增加一方面會引起政府儲蓄(Spublic)下降，另一方面會導致貿(mào)易條件改善，從而提高投資回報率并刺激國內(nèi)投資(I)。因此，伴隨著Spublic的下降和I的提高，美國將呈現(xiàn)出“財政支出增加驅(qū)動貿(mào)易收支惡化”的“雙重赤字”聯(lián)動。

圖3 不同Armington彈性條件下的財政支出效應

相對于美國等發(fā)達國家，“中國式悖論”形成的原因主要在于：由于中國的Armington彈性較大，中國財政支出增加一方面會引起政府儲蓄(Spublic)下降和預算平衡惡化，另一方面會導致貿(mào)易條件惡化，從而降低投資回報率并擠出國內(nèi)投資(I)。根據(jù)國民核算恒等式，如果投資的擠出效應超過預算平衡的惡化效應，就可能會形成“財政支出增加引致貿(mào)易收支改善”的悖論效應。因此，本文從貿(mào)易條件視角合理解釋了“中國式悖論”形成的邏輯路徑。

四、計量模型設(shè)計

(一)SV-TVP-SVAR模型的構(gòu)建

為了凸顯中國財政支出效應的結(jié)構(gòu)性突變和累計漸變屬性，本文對傳統(tǒng)線性SVAR模型進行時變參數(shù)處理。傳統(tǒng)SVAR模型可以表示為：

Ayt=F1yt-1+…+Fsyt-s+μt, t=s+1,…,n

(21)

其中：yt是由k個觀測向量組成的k×1維向量，A,F1,…,Fs為k×k維的系數(shù)矩陣，μt為k×1維結(jié)構(gòu)沖擊矩陣。對式(21)進行逆矩陣轉(zhuǎn)換，可以得到：

(22)

令Bi=A-1Fi，i=1,…,s，μt=∑εt，εt～N(0,Ik)，σi為結(jié)構(gòu)沖擊的標準偏差。因此，式(22)可以簡化為：

(23)

(24)

βt+1=βt+μβt， αt+1=αt+μαt， ht+1=ht+μht

(25)

(26)

其中，βs+1～N(μβ0,∑β0)，αs+1～N(μα0,∑α0)，hs+1～N(μh0,∑h0)，∑β、∑α與∑h均為對角矩陣。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說明

借鑒林峰等(2018)，本文選取財政支出、預算平衡、實際產(chǎn)出、貿(mào)易條件、國內(nèi)投資與貿(mào)易收支作為SV-TVP-SVAR模型的內(nèi)生變量。模型設(shè)定如下：

(27)

其中：Gt表示財政支出變量，以實際財政支出的對數(shù)值來衡量；BBt表示預算平衡變量，以財政收支差額占GDP的比重來表示；Yt表示實際產(chǎn)出變量，以實際GDP的對數(shù)值來衡量；TOTt表示貿(mào)易條件變量，以出口價格指數(shù)與進口價格指數(shù)的比值，對其取對數(shù)來衡量；It表示國內(nèi)投資變量，以實際資本形成額的對數(shù)值來衡量；NXt表示貿(mào)易收支變量，以凈出口占GDP的比重來衡量。為了剔除通貨膨脹因素的影響，本文以1992年第一季度為基期，采用GDP平減指數(shù)對財政支出、GDP和國內(nèi)投資進行平減處理。考慮到季節(jié)性因素的干擾，本文采用Census X-12方法進行了季度調(diào)整。財政支出數(shù)據(jù)、預算平衡數(shù)據(jù)、實際產(chǎn)出數(shù)據(jù)、貿(mào)易條件數(shù)據(jù)和貿(mào)易收支數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫，國內(nèi)投資數(shù)據(jù)來自亞特蘭大聯(lián)邦儲備銀行(Federal Reserve Bank of Atlanta)數(shù)據(jù)庫。研究樣本為1992年第一季度至2020年第四季度的季度數(shù)據(jù)，該時段不僅涵蓋了中國經(jīng)濟的高速增長期，也涵蓋了亞洲金融危機、全球金融危機和全球新冠肺炎疫情引致的中國經(jīng)濟動蕩期，能夠有效刻畫不同經(jīng)濟周期背景下的中國財政支出效應。

在采用SV-TVP-SVAR模型進行實證分析前，本文通過ADF、PP和KPSS三種方法對變量進行了平穩(wěn)性檢驗。表1結(jié)果顯示，各變量的水平值序列均表現(xiàn)為單位根過程，一階差分序列則表現(xiàn)為無單位根的平穩(wěn)過程。因此，本文選取各變量的一階差分序列進行實證分析。

表1 單位根檢驗結(jié)果

五、實證結(jié)果分析

(一)參數(shù)估計結(jié)果

本文參照Nakajima(2011)，對SV-TVP-SVAR模型中的參數(shù)進行馬爾可夫鏈蒙特卡羅算法(MCMC)抽樣。首先，根據(jù)AIC和BIC信息準則，將模型的滯后階數(shù)設(shè)定為1；其次，將MCMC抽樣次數(shù)設(shè)定為10000次，前1000個樣本作為預燒值舍棄，后9000個樣本用來估計模型參數(shù)的后驗分布。圖4呈現(xiàn)了MCMC抽樣得到的自相關(guān)系數(shù)、收斂路徑和后驗分布密度函數(shù)。第一行的自相關(guān)系數(shù)圖顯示，樣本自相關(guān)性隨馬爾可夫鏈模擬長度的增加而迅速下降，說明本文設(shè)定的抽樣次數(shù)能夠從馬爾可夫鏈中獲取充足的平穩(wěn)序列樣本。第二行的收斂路徑顯示，樣本點以后驗均值為中心的隨機波動滿足平穩(wěn)序列的要求。

圖4 SV-TVP-SVAR模型的估計結(jié)果

表2報告了后驗分布均值、標準差、置信區(qū)間、Geweke診斷值和無效因子。其中，Geweke診斷值用來評估統(tǒng)計量是否趨于后驗分布，無效因子反映了不相關(guān)樣本數(shù)。從估計結(jié)果可以看出，Geweke診斷值均大于0.05，表明在5%的顯著水平上，CD統(tǒng)計量不能拒絕趨于后驗分布的原假設(shè)，說明預燒期可以使得馬爾可夫鏈趨于收斂。無效因子值均小于100，模擬次數(shù)是10000，表明MCMC模擬得到的不相關(guān)樣本數(shù)是足夠的。

表2 參數(shù)估計結(jié)果

圖5呈現(xiàn)了各內(nèi)生變量的隨機波動率特征?？梢钥闯?，中國財政支出的隨機波動率自1992年開始逐步衰減，在1996年后趨近于零值，表明中國財政支出運行基本平穩(wěn)。中國預算平衡的隨機波動率在1998年前相對較小，但受亞洲金融危機的影響，隨機波動率自1998年開始迅速增大，并于2008年全球金融危機時期達到峰值。原因主要在于，中國政府為應對金融危機帶來的經(jīng)濟下行風險，采用逆周期性財政政策進行宏觀調(diào)控，進而加劇了預算平衡的波動性(陳詩一 等，2019)。中國實際產(chǎn)出的隨機波動率長期以來較為平穩(wěn)，但隨著2019年底新冠肺炎疫情的爆發(fā)，實際產(chǎn)出的波動幅度急劇增大，中國GDP在2020年第一季度和第二季度同比下降6.8%和3.2%，自2020年第三季度開始逐漸恢復穩(wěn)態(tài)。中國貿(mào)易條件的隨機波動率自1992年開始迅速下降，在2008年全球金融危機期間急劇上升，這是因為金融危機導致全球貿(mào)易快速萎縮，對中國進出口產(chǎn)品的相對價格也造成了深度影響。中國國內(nèi)投資整體呈波動下降的趨勢，在2000年之后波動率逐步趨于平穩(wěn)。中國貿(mào)易收支的波動率在2008—2010年間顯著增加，這與現(xiàn)實情境相吻合，體現(xiàn)了2008年爆發(fā)的全球金融危機對中國進出口產(chǎn)生的巨大沖擊。其中，2009年第一季度中國凈出口下降幅度達到45.3%，第二季度凈出口進一步下降了44.2%。從整體波動軌跡來看，幾次較大幅度的波動分別出現(xiàn)在1998年亞洲金融危機、2008年全球金融危機和2020年新冠肺炎疫情的階段。

圖5 各變量的隨機波動率特征注：中間實線代表隨機波動率曲線，外側(cè)虛線分別代表5%和95%分位點的置信區(qū)間。

(二)時變的脈沖響應分析

圖6為各內(nèi)生變量對財政支出沖擊的等間隔脈沖響應圖。其中，實線代表提前2期，長虛線代表提前4期，短虛線代表提前6期，分別對應中國財政支出的短期、中期和長期效應。由圖6(2)可見，預算平衡對財政支出沖擊的即期響應為負，表明中國財政支出沖擊會導致預算平衡惡化。預算平衡的響應路徑呈現(xiàn)先降后升再降的倒“N”形波動軌跡。1992—2000年中國預算平衡的負向響應迅速擴大，并在2000年達到波谷，脈沖響應強度為-0.025，這是由于在亞洲金融危機的沖擊下，中國財政政策由適度從緊轉(zhuǎn)為有限度擴張。2000—2008年中國預算平衡的負向響應強度逐步減弱，但為應對2008年全球金融危機，中國政府出臺了“四萬億”財政支出計劃，導致預算平衡的負向響應持續(xù)擴大。伴隨著積極財政政策的持續(xù)運用，2020年中國的財政赤字規(guī)模已突破6.3萬億元。

圖6 財政支出沖擊的等間隔脈沖響應函數(shù)圖

如圖6(3)所示，實際產(chǎn)出對財政支出的沖擊響應經(jīng)歷了“由負到正”的逆向波動，表明中國財政支出政策具有顯著的非線性效應。總體上看，實際產(chǎn)出的響應軌跡呈現(xiàn)先降后升、再降再升的“W”形特征，兩次波谷出現(xiàn)在1998年和2004年，實際產(chǎn)出的脈沖響應強度分別為-0.013和-0.010；兩次波峰出現(xiàn)在2002年和2012年，脈沖響應強度分別達到-0.006和0.006。其中，實際產(chǎn)出在1992—2008年表現(xiàn)為負向響應，表明中國財政支出沖擊會導致實際產(chǎn)出下降。而在2008年之后，實際產(chǎn)出轉(zhuǎn)為正向響應，表明中國財政支出沖擊會促進實際產(chǎn)出的提高。究其原因，在金融危機引發(fā)的經(jīng)濟衰退階段，擴張性財政政策運用會通過乘數(shù)效應刺激國內(nèi)有效需求，進而帶動實際產(chǎn)出水平的提高。

如圖6(4)所示，1992—2019年貿(mào)易條件對財政支出沖擊的脈沖響應始終為負，與理論模型的預期相一致，即由于中國的Armington彈性較大，因此財政支出增加會導致貿(mào)易條件惡化。但從響應軌跡來看，貿(mào)易條件的響應強度呈現(xiàn)逐步減弱的趨勢。在1999年、2003年和2009年出現(xiàn)三次波谷后，貿(mào)易條件惡化的幅度都迅速下降。對此可能的理論解釋是，隨著本國產(chǎn)品偏好程度的提高，財政支出沖擊會引起本國中間產(chǎn)品的需求提高和價格攀升，從而導致財政支出對貿(mào)易條件的負向影響逐步減弱。尤其是隨著中國“立足內(nèi)需、暢通循環(huán)”戰(zhàn)略的推進以及外部環(huán)境不確定性的加劇，國內(nèi)廠商對于本國產(chǎn)品的偏好程度持續(xù)增加(崔琨 等，2020；丁曉強 等，2021)，導致2020年以來出現(xiàn)貿(mào)易條件效應逆轉(zhuǎn)的情形。由圖6(5)可以看出，1999—2012年國內(nèi)投資對財政支出沖擊的響應為負，表明中國財政支出沖擊會抑制國內(nèi)投資，這可能是因為在Armington彈性較大的條件下，財政支出增加會導致貿(mào)易條件惡化，進而降低投資回報率并擠出國內(nèi)投資。但自2012年開始，中國財政支出對國內(nèi)投資的影響由“擠出”轉(zhuǎn)為“擠入”，原因可能是2012年開始中國的貿(mào)易條件惡化效應出現(xiàn)較大幅度的減弱，導致國內(nèi)投資的沖擊響應經(jīng)歷“由負到正”的逆向波動。

圖6(6)的沖擊響應軌跡顯示，貿(mào)易收支與國內(nèi)投資存在較強的同步性和對稱性，表明“貿(mào)易條件—國內(nèi)投資—貿(mào)易收支”的邏輯機制能夠有效解釋中國財政支出的貿(mào)易收支效應。國內(nèi)投資的沖擊響應呈現(xiàn)倒“N”形變化軌跡(在2007年達到波谷)，而貿(mào)易收支的沖擊響應表現(xiàn)為“N”形波動形態(tài)(在2007年達到波峰)。從沖擊響應強度來看，1992—2010年間，中國財政支出沖擊會引致貿(mào)易收支改善，即存在“中國式悖論”。根據(jù)前文的理論邏輯，中國財政支出增加一方面會引起預算平衡惡化，另一方面會導致貿(mào)易條件惡化，從而降低投資回報率并擠出國內(nèi)投資。對比圖6(2)和(5)不難發(fā)現(xiàn)，該時期投資的擠出效應顯然超過了預算平衡的惡化效應，因而會形成“財政支出增加引致貿(mào)易收支改善”的悖論效應。而在2011—2020年這一時期，中國財政支出沖擊會導致貿(mào)易收支惡化，即存在“雙重赤字”效應。原因主要在于，該時期中國財政支出增加不僅會引起預算平衡惡化，還會擠入國內(nèi)投資，擠入效應會進一步加劇貿(mào)易收支的惡化。而從沖擊響應的時滯性來看，貿(mào)易收支與國內(nèi)投資的沖擊響應在短期內(nèi)均最為顯著，而在中期內(nèi)大幅減弱，長期內(nèi)幾乎衰減為零。

以上時變脈沖響應函數(shù)的特征顯示，中國將會經(jīng)歷“雙重發(fā)散”和“雙重赤字”交替出現(xiàn)的時變過程。這主要是因為，2012年開始中國的貿(mào)易條件惡化效應不斷減弱，財政支出沖擊對國內(nèi)投資的影響經(jīng)歷了“由負到正”的逆向波動，從而導致貿(mào)易收支效應呈現(xiàn)先改善后惡化的時變特征。由此，本文在動態(tài)時變的情境下充分刻畫了“中國式悖論”形成的經(jīng)驗路線。

六、結(jié)論與啟示

本文通過構(gòu)建一般均衡模型，從貿(mào)易條件視角闡明了“中國式悖論”形成的理論機理，并采用帶有隨機波動率的時變參數(shù)結(jié)構(gòu)向量自回歸(SV-TVP-SVAR)模型識別了中國財政支出的貿(mào)易收支效應。理論模型表明，由于中國的Armington彈性較大，因此財政支出擴張會導致貿(mào)易條件惡化，降低投資回報率并擠出國內(nèi)投資，進而形成“中國式悖論”。實證結(jié)果顯示，中國將會經(jīng)歷“雙重發(fā)散”和“雙重赤字”交替出現(xiàn)的時變過程。原因主要在于，2012年開始中國的貿(mào)易條件惡化效應不斷減弱，財政支出沖擊對國內(nèi)投資的影響經(jīng)歷了“由負到正”的逆向波動，從而導致貿(mào)易收支效應呈現(xiàn)先改善后惡化的時變特征。

本文的政策含義主要體現(xiàn)在：在理論層面，本文為解釋中國財政支出的貿(mào)易收支效應悖論提供了思路。長期以來，作為全球第一大貨物貿(mào)易出口國，中國貨物的價格貿(mào)易條件呈現(xiàn)持續(xù)惡化趨勢，這也是導致中國財政支出與貿(mào)易順差同步擴大的重要根源。而自2012年開始中國的貿(mào)易條件惡化效應開始減弱，因此財政支出擴張在一定程度上會引起貿(mào)易盈余的減少，這也為中國實現(xiàn)國際收支基本平衡提供了戰(zhàn)略思路。在推進對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵時期，不僅要理性審視中國貿(mào)易收支的波動，也要積極發(fā)揮貿(mào)易條件效應的重要作用，防控國際價格波動引起的貿(mào)易風險。在實踐層面，本文為探索中國積極財政政策的外部平衡作用提供了借鑒參考。2021年12月召開的中央經(jīng)濟工作會議再次強調(diào)“繼續(xù)實施積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策。積極的財政政策要提升效能，更加注重精準、可持續(xù)?！笨梢钥闯觯环矫鏀U張性財政政策是形成中國貿(mào)易收支失衡的重要因素，另一方面中央政府不斷強化轉(zhuǎn)型時期擴張性財政政策的作用。根據(jù)本文的研究結(jié)論，中央政府在提高擴張性財政政策強度的同時，應當重視財政政策與貿(mào)易政策在不同時點的協(xié)調(diào)配合。在當前全球新冠肺炎疫情尚未停息的背景下，不但要利用擴張性財政政策抗疫紓困，也要借助區(qū)域貿(mào)易合作推進對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。