經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策周期交互視角下的乘數(shù)效應(yīng)研究
——基于全國層面和省級(jí)層面的分析

劉金全，陳潤(rùn)東

（廣州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院,廣東 廣州 510006）

一、引言

宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行通常伴隨著明顯的“繁榮和衰退”循環(huán)往復(fù)的周期性波動(dòng)現(xiàn)象。對(duì)該現(xiàn)象成因的解釋主要有三種，第一種認(rèn)為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)存在著極強(qiáng)的內(nèi)生周期性驅(qū)動(dòng)力量，第二種認(rèn)為是由各種持續(xù)性或間歇式的異質(zhì)性外生沖擊（例如技術(shù)沖擊、消息沖擊和不確定性沖擊等）導(dǎo)致，而第三種則關(guān)注經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的形成是否部分源于政府不恰當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)政策。這些研究互為補(bǔ)充，進(jìn)一步完善了經(jīng)濟(jì)周期理論。然而，從政策制定者的視角，第三種解釋更為重要，因?yàn)樗鼘?duì)政府宏觀調(diào)控模式的正確選擇具有理論參考價(jià)值和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。在后危機(jī)時(shí)代貨幣政策遭受超低利率限制和邊際效應(yīng)遞減的現(xiàn)實(shí)背景下，財(cái)政政策被寄予助推經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的厚望。對(duì)我國而言，財(cái)政不僅是國家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，也是穩(wěn)增長(zhǎng)和調(diào)結(jié)構(gòu)的重要手段，不可忽略其周期性特征對(duì)經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政效率的重要影響。因此，本文的主要著眼點(diǎn)在于，將財(cái)政政策的周期性特征納入經(jīng)濟(jì)周期分析范疇，識(shí)別出中國經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策周期的波動(dòng)演化態(tài)勢(shì)和時(shí)變交互區(qū)間，從全國層面和省級(jí)層面揭示財(cái)政政策周期與經(jīng)濟(jì)周期的協(xié)調(diào)和錯(cuò)配問題，并進(jìn)一步測(cè)度在經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策周期視角下的財(cái)政支出乘數(shù)，這既可為解釋中國過去高增長(zhǎng)高波動(dòng)現(xiàn)象提供一個(gè)財(cái)政政策的視角，也有助于實(shí)現(xiàn)未來財(cái)政政策的逆周期精準(zhǔn)調(diào)控和跨周期優(yōu)化設(shè)計(jì)。

國際宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中一個(gè)公認(rèn)的典型化事實(shí)是新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中國家普遍存在著財(cái)政政策順周期現(xiàn)象。導(dǎo)致財(cái)政政策出現(xiàn)順周期的原因有很多，國外主流的觀點(diǎn)主要從金融約束和政治扭曲兩方面進(jìn)行解釋。金融約束是指，由于新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體的國家信譽(yù)和金融深度等方面與發(fā)達(dá)國家存在較大差距，它在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期難以向國際資本市場(chǎng)融到足額資金，國際信貸市場(chǎng)準(zhǔn)入的失敗和財(cái)政收入的惡化使得政府別無選擇，只能緊縮財(cái)政支出（Gavin 和Perotti,1997；Caballero 和Krishnamurthy,2004）。那么，為何這些國家沒有在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期實(shí)施逆周期財(cái)政政策以優(yōu)化財(cái)政資源的跨周期配置呢？許多研究從政治摩擦的視角解釋。一類解釋是，政府內(nèi)部不同政治派別之間的利益沖突和策略互動(dòng)引發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期豐富財(cái)政資源的爭(zhēng)奪（即所謂的“貪婪效應(yīng)”或“公共池效應(yīng)”），最終導(dǎo)致財(cái)政支出過度擴(kuò)張，跨期支出平滑目標(biāo)失?。═ornell 和Velasco,1992;Talvi 和Vegh,2005）。另一類解釋訴諸政治委托代理過程的信息不對(duì)稱難題（Alesina 等,2008）。Frankel 等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，在過去十年中，大約有三分之一的發(fā)展中國家能夠成功逃離“順周期性陷阱”，其中制度質(zhì)量的提升是關(guān)鍵。

國內(nèi)也涌現(xiàn)了大量有關(guān)于財(cái)政政策周期性的研究，主要探討我國財(cái)政政策周期性特征和相關(guān)原因，但由于研究方法、數(shù)據(jù)樣本區(qū)間以及問題切入角度不同，現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)論存在一定的差異。方紅生和張軍（2009）認(rèn)為我國地方政府實(shí)施的財(cái)政政策具有“擴(kuò)張偏向”，具體體現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期的順周期性和經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期的逆周期性，并將其解釋為財(cái)政分權(quán)體制下地方政府競(jìng)爭(zhēng)和預(yù)算軟約束相互作用的結(jié)果。閆坤和劉陳杰（2015）、孫天琦等（2010）也得到了類似的結(jié)論。叢樹海和張?jiān)葱溃?018）研究發(fā)現(xiàn)我國財(cái)政政策實(shí)施效果具有順周期性，其中財(cái)政預(yù)算收入的順周期性是造成財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)周期趨同的重要原因。基于不同口徑預(yù)算結(jié)構(gòu)赤字的測(cè)算，曾曉安等（2015）驗(yàn)證我國財(cái)政政策主要體現(xiàn)逆周期性，但該研究存在個(gè)別數(shù)據(jù)過短的缺點(diǎn)。賈俊雪等（2012）通過制度溯源，認(rèn)為地方政府為了兼顧自身利益和貫徹中央政策意圖，其財(cái)政支出行為最終呈現(xiàn)出省級(jí)順周期和全國逆周期的悖論性特征。石紹賓等（2019）則發(fā)現(xiàn)地方政府和中央政府的稅收政策周期性出現(xiàn)背離，前者順周期，后者逆周期，這導(dǎo)致宏觀層面的稅收政策是非周期的。此外，還有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)政府教育支出和地方政府債務(wù)也具有順周期特征（司海平等,2018;梅冬州和韋彩寧,2019）。與國際流行的“金融約束論”和“政治扭曲論”不同，在財(cái)政政策周期性成因和趨勢(shì)轉(zhuǎn)變上，我國學(xué)者主要著眼于我國財(cái)政分權(quán)體制下特有的政治周期、晉升激勵(lì)、地方政府投資競(jìng)爭(zhēng)、金融分權(quán)、貿(mào)易開放等因素的影響（郭慶旺和趙旭杰,2012;肖潔等,2015;毛捷等,2019;王立勇和祝靈秀,2019）。

盡管國內(nèi)外如此之多的研究揭示了財(cái)政政策周期性的存在，但很少有文獻(xiàn)就財(cái)政政策的周期性如何影響經(jīng)濟(jì)周期這一問題進(jìn)行更為細(xì)致和詳實(shí)的探討，更多文獻(xiàn)還是停留在簡(jiǎn)短的文字描述上。這個(gè)問題本質(zhì)上也涉及財(cái)政支出乘數(shù)研究。實(shí)際上，后危機(jī)時(shí)代盛行的財(cái)政乘數(shù)研究只探討了財(cái)政政策影響產(chǎn)出的數(shù)量特征，未充分關(guān)注財(cái)政政策熨平經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的能力，這是當(dāng)前財(cái)政乘數(shù)研究的一個(gè)重大缺陷。從這個(gè)意義上，如果財(cái)政政策是順周期的，那么財(cái)政乘數(shù)越大，越是妨害經(jīng)濟(jì)，因?yàn)樗觿×私?jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)。在經(jīng)濟(jì)周期視角下將財(cái)政政策周期性特征考慮進(jìn)來可彌補(bǔ)該缺陷。回顧我國改革開放以來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程，可以發(fā)現(xiàn)兩個(gè)重要的典型化事實(shí)，一是經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以前的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出高增長(zhǎng)高波動(dòng)的態(tài)勢(shì)，那么，這之間是否存在不恰當(dāng)?shù)捻樦芷谪?cái)政政策引致的可能性？二是在面臨諸如亞洲金融風(fēng)暴、全球金融危機(jī)和新冠肺炎疫情等巨大負(fù)向外部沖擊時(shí)，我國逆周期的財(cái)政政策總能產(chǎn)生明顯的效果，這個(gè)效果究竟有多大，其短、中、長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)如何變化？本文將在經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政周期互動(dòng)的視角下，通過對(duì)經(jīng)濟(jì)周期視角下的順周期和逆周期財(cái)政乘數(shù)的測(cè)算回答這兩個(gè)問題。此外，為了進(jìn)一步厘清財(cái)政政策影響產(chǎn)出的具體路徑，本文一并計(jì)算出消費(fèi)乘數(shù)和投資乘數(shù)，這對(duì)于實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策的精準(zhǔn)調(diào)控具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

原則上，要準(zhǔn)確識(shí)別經(jīng)濟(jì)周期的演化態(tài)勢(shì)，就要準(zhǔn)確測(cè)度產(chǎn)出缺口的時(shí)變趨勢(shì)。然而，產(chǎn)出缺口不可觀測(cè)，只能采用計(jì)量模型進(jìn)行測(cè)度?，F(xiàn)有研究主要使用各種濾波方法、生產(chǎn)函數(shù)法、狀態(tài)空間模型或DSGE模型估計(jì)產(chǎn)出缺口，其中HP濾波由于簡(jiǎn)單易用而備受歡迎。然而，HP濾波方法由于存在平滑參數(shù)的選取沒有理論依據(jù)、尾部樣本偏倚等弊端一直飽受爭(zhēng)議。Hamilton（2018）開發(fā)了一種新的濾波方法，能夠保留HP濾波若干優(yōu)勢(shì)，同時(shí)解決HP濾波的潛在缺陷。因此，本文采用漢密爾頓濾波方法估計(jì)產(chǎn)出缺口，包括宏觀層面和省級(jí)層面。同理，該方法也能用于估計(jì)財(cái)政支出的周期性成分，以此測(cè)度財(cái)政支出周期狀況。根據(jù)“瓦格納法則”，財(cái)政政策服務(wù)于經(jīng)濟(jì)社會(huì)的方方面面，隨著國民收入增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)張，財(cái)政支出會(huì)以更大比例增長(zhǎng)，最終呈現(xiàn)的結(jié)果將會(huì)是財(cái)政支出占GDP比重逐漸增加。所以理論上財(cái)政支出應(yīng)該有一個(gè)與潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相匹配的潛在趨勢(shì)，偏離這個(gè)潛在趨勢(shì)的成分就被定義為財(cái)政支出的周期性成分。由于經(jīng)濟(jì)存在周期性波動(dòng)，政府會(huì)依據(jù)經(jīng)濟(jì)周期態(tài)勢(shì)進(jìn)行財(cái)政相機(jī)抉擇，因此財(cái)政支出也會(huì)呈現(xiàn)出圍繞其潛在趨勢(shì)發(fā)生周期性的擴(kuò)張或收縮的跡象。

本文首先運(yùn)用漢密爾頓濾波方法估計(jì)我國的產(chǎn)出缺口和財(cái)政周期，然后運(yùn)用時(shí)變參數(shù)向量自回歸模型從宏觀層面測(cè)度我國經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策周期之間的時(shí)變交互影響，最后運(yùn)用非線性的面板工具變量局部投影模型從省級(jí)維度測(cè)度經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政周期視角下的財(cái)政支出乘數(shù)。研究結(jié)果表明：第一，從宏觀層面看，亞洲金融風(fēng)暴、全球金融危機(jī)和新冠肺炎疫情爆發(fā)等事件對(duì)我國經(jīng)濟(jì)周期的負(fù)面沖擊促使財(cái)政政策逆周期擴(kuò)張，而財(cái)政周期擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)周期復(fù)蘇具有顯著的推動(dòng)作用；第二，從省級(jí)層面看，地方財(cái)政支出乘數(shù)在經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期更高，這個(gè)規(guī)律對(duì)東、中、西部三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域同樣適用；第三，無論是從宏觀層面還是省級(jí)層面，順周期財(cái)政政策都有較高的時(shí)間占比，而順周期的財(cái)政政策是引致中國經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的重要政策因素，尤其是東部和中部地區(qū)，順周期財(cái)政政策的乘數(shù)效應(yīng)十分顯著；第四，我國地方政府實(shí)施的財(cái)政政策并沒有對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用（體現(xiàn)在消費(fèi)乘數(shù)幾乎為零），而投資乘數(shù)保持較高水平，經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期高達(dá)1.15，這表明我國財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的乘數(shù)效應(yīng)主要通過投資渠道實(shí)現(xiàn)。

本文的研究貢獻(xiàn)如下：首先，當(dāng)前學(xué)術(shù)界發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出乘數(shù)非常依賴于外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境，經(jīng)濟(jì)周期、金融摩擦、匯率制度等經(jīng)濟(jì)特征都會(huì)對(duì)財(cái)政乘數(shù)產(chǎn)生顯著的影響（許祥云，2013），而本文研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政政策的乘數(shù)效應(yīng)不僅僅取決于外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境，還可能取決于自身的行為特征（例如財(cái)政支出的周期性等）。與此同時(shí)，在研究經(jīng)濟(jì)周期不同階段財(cái)政支出乘數(shù)是否存在差異時(shí)，Auerbach和Gorodnichenko（2012）、陳詩一和陳登科（2019）均是從國家層面探討這個(gè)問題，本文從省級(jí)視角重新審視地方財(cái)政支出乘數(shù)是否存在經(jīng)濟(jì)周期異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)，“財(cái)政支出乘數(shù)在經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期更高”的觀點(diǎn)在省級(jí)層面同樣成立。其次，本文認(rèn)為測(cè)算財(cái)政乘數(shù)時(shí)考慮財(cái)政政策周期性是至關(guān)重要的，并從財(cái)政乘數(shù)的視角進(jìn)一步驗(yàn)證了我國順周期的財(cái)政政策主要通過對(duì)投資的乘數(shù)效應(yīng)來引致經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。最后，本文還提出“消費(fèi)乘數(shù)”和“投資乘數(shù)”的概念，探討我國財(cái)政支出穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是通過何種渠道實(shí)現(xiàn)的。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分介紹經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政周期的分析和測(cè)度；第三部分介紹本文所使用的計(jì)量方法；第四部分進(jìn)行實(shí)證結(jié)果分析；第五部分是結(jié)論和政策建議。

二、經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政周期的分析和測(cè)度

經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策存在雙向因果關(guān)系，兩者存在極強(qiáng)的內(nèi)生性。那么，財(cái)政政策在我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)歷程和經(jīng)濟(jì)周期形成中究竟發(fā)揮了怎樣的作用？圖1 展示了我國1994?2020 年財(cái)政預(yù)算收支狀況和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的時(shí)變趨勢(shì)圖，從中可以得出如下幾個(gè)事實(shí)：第一，我國財(cái)政預(yù)算收入增長(zhǎng)率和財(cái)政預(yù)算支出增長(zhǎng)率的趨勢(shì)呈現(xiàn)出高度一致性，說明我國財(cái)政政策有“量入為出”的特征。第二，我國財(cái)政預(yù)算赤字率具有顯著的逆周期趨勢(shì)，①本文對(duì)每年財(cái)政預(yù)算赤字率的計(jì)算方式為：100×（名義財(cái)政預(yù)算支出-名義財(cái)政預(yù)算收入）/名義GDP。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升時(shí)期，財(cái)政預(yù)算赤字率下降，而在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降時(shí)期，財(cái)政赤字率卻不斷上升。第三，我國財(cái)政預(yù)算支出占GDP的比重不斷上升，這與“瓦格納法則”的理論預(yù)測(cè)相一致，財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要性不容忽視。

圖1 財(cái)政預(yù)算收支狀況、財(cái)政預(yù)算赤字率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率

如何更加準(zhǔn)確測(cè)度經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政周期是本論文的基礎(chǔ)。Hamilton（2018）已經(jīng)從計(jì)量理論上證明了漢密爾頓濾波占優(yōu)于HP濾波。本文首先借鑒鄭挺國和王霞（2010）的做法，對(duì)實(shí)際GDP進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，然后取對(duì)數(shù)，最后再利用漢密爾頓濾波提取實(shí)際GDP的周期性成分（即循環(huán)項(xiàng)）作為產(chǎn)出缺口的代理變量。同理，本文對(duì)財(cái)政支出進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后取對(duì)數(shù)，采用漢密爾頓濾波提取該序列的周期性成分，以此作為財(cái)政支出周期的代理變量。為了度量每一個(gè)時(shí)點(diǎn)財(cái)政支出究竟是順周期的還是逆周期的，本文根據(jù)產(chǎn)出缺口和財(cái)政支出周期的符號(hào)是否一致來定義財(cái)政周期。從經(jīng)濟(jì)意義上，當(dāng)產(chǎn)出缺口大于零時(shí)，意味著實(shí)際產(chǎn)出高于潛在產(chǎn)出，即經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張狀態(tài)，反之則為經(jīng)濟(jì)緊縮狀態(tài)。當(dāng)財(cái)政支出周期性成分大于零，意味著財(cái)政支出處于擴(kuò)張狀態(tài)，反之，則意味著財(cái)政支出處于緊縮狀態(tài)。當(dāng)財(cái)政支出的周期性成分的符號(hào)與產(chǎn)出缺口的符號(hào)相同時(shí)，本文認(rèn)為這些時(shí)點(diǎn)政府實(shí)施的是順周期的財(cái)政政策，否則便是逆周期的財(cái)政政策。本文將此策略分別用于宏觀層面和省級(jí)層面的財(cái)政政策周期分析，并識(shí)別出順周期財(cái)政政策和逆周期財(cái)政政策的各自時(shí)間占比。

表1 是對(duì)宏觀層面和省級(jí)層面運(yùn)用“符號(hào)一致性”策略識(shí)別出的不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)所占比例。①宏觀層面使用時(shí)間序列樣本的時(shí)間跨度為1995 年第1 季度—2021 年第1 季度，省級(jí)層面使用面板數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為2005 年第1 季度—2021 年第1 季度。對(duì)宏觀層面而言，我國實(shí)施順周期財(cái)政政策的時(shí)間占比為47.6%（即21.9%+26.7%），從省級(jí)層面看，順周期財(cái)政政策的時(shí)間占比為65.2%（即35.4%+29.8%）。無論是宏觀層面還是省級(jí)層面，財(cái)政政策的順周期特征都是顯著存在的。然而省級(jí)層面順周期財(cái)政政策的時(shí)間占比遠(yuǎn)高于宏觀層面，這極可能是中央財(cái)政支出具有逆周期調(diào)控取向，從而在宏觀層面上減少了順周期財(cái)政政策的時(shí)間占比。從省級(jí)層面看，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期的擴(kuò)張性財(cái)政政策占比最高（35.4%），說明地方政府在經(jīng)濟(jì)周期的繁榮階段有財(cái)政支出擴(kuò)張偏向，其內(nèi)在原因可能在于地方官員具有推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以謀求政治晉升的動(dòng)機(jī)，而經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期恰好為該動(dòng)機(jī)的實(shí)現(xiàn)提供了充足的稅源。從宏觀層面看，經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的擴(kuò)張性財(cái)政政策時(shí)間占比最高（34.3%），這主要得益于中央對(duì)全國經(jīng)濟(jì)周期穩(wěn)定的把握，中央可以通過多種手段（包括財(cái)政手段和行政手段）規(guī)范地方財(cái)政支出行為以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行（賈俊雪等，2012），在全國經(jīng)濟(jì)面臨重大負(fù)向沖擊時(shí)甚至?xí)?dòng)員各層級(jí)政府的力量實(shí)行力度更大的逆周期財(cái)政政策。

表1 根據(jù)“符號(hào)一致性”策略劃分經(jīng)濟(jì)狀態(tài)

本文的研究涉及財(cái)政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，也考慮到經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策周期的互動(dòng)對(duì)財(cái)政政策有效性的影響。首先，從理論上看，財(cái)政政策周期的擴(kuò)張或收縮會(huì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)周期同向變動(dòng)，因此實(shí)施逆周期的財(cái)政政策對(duì)于熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)至關(guān)重要。從財(cái)政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期的協(xié)調(diào)或錯(cuò)配的角度，順周期的財(cái)政政策至少有兩大危害，一是加劇經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)，二是損害了財(cái)政資源的跨周期配置，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期采取順周期的財(cái)政政策可能導(dǎo)致無法積累足夠的財(cái)政資源用于衰退時(shí)期的財(cái)政赤字?jǐn)U張。其次，凱恩斯理論認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)收縮時(shí)期，由于存在大量的閑置產(chǎn)能，擴(kuò)張性財(cái)政政策對(duì)私人投資的擠出效應(yīng)很小，因此逆周期的財(cái)政政策能夠發(fā)揮更大的乘數(shù)效應(yīng)。然而，凱恩斯理論并沒有告訴我們，當(dāng)財(cái)政政策是順周期時(shí)，它產(chǎn)生的乘數(shù)效應(yīng)到底有多大，而財(cái)政政策的順周期現(xiàn)象卻是世界范圍內(nèi)絕大多數(shù)發(fā)展中國家曾經(jīng)發(fā)生過（或正在發(fā)生）的現(xiàn)實(shí)。在后危機(jī)時(shí)代，學(xué)術(shù)界進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，主要探索各種外部經(jīng)濟(jì)特征（例如經(jīng)濟(jì)周期、金融摩擦等）是否對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)產(chǎn)生重大影響，但卻很少考慮財(cái)政政策自身特征的影響。與此同時(shí)，不難發(fā)現(xiàn)，凱恩斯的財(cái)政政策有效性理論主要從國家層面進(jìn)行思考，“經(jīng)濟(jì)收縮時(shí)期的財(cái)政政策有效性更高”的觀點(diǎn)在區(qū)域?qū)用媸欠褚渤闪⒂写接?。因此，本文將從我國省?jí)層面，基于經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策周期視角，對(duì)我國省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)進(jìn)行實(shí)證分析。

最后，本文的研究也對(duì)實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策的跨周期優(yōu)化設(shè)計(jì)具有一定啟示意義。要對(duì)財(cái)政政策進(jìn)行跨周期優(yōu)化設(shè)計(jì)，首先要對(duì)中國經(jīng)濟(jì)周期的形成和發(fā)展有一個(gè)準(zhǔn)確的判斷，其次是要明確財(cái)政政策的目標(biāo)和職能。所謂“跨周期”（即跨經(jīng)濟(jì)周期），有兩層含義，第一層是跨同一個(gè)經(jīng)濟(jì)周期的不同階段。第二層是跨不同的經(jīng)濟(jì)周期，財(cái)政政策不能只盯住短周期，還要兼顧中長(zhǎng)期的發(fā)展，這就要求財(cái)政政策具有可持續(xù)性。因此，保持逆周期的政策立場(chǎng)是實(shí)現(xiàn)跨周期政策設(shè)計(jì)的重要基礎(chǔ)，而跨周期政策設(shè)計(jì)則是逆周期政策調(diào)控的升華。要實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策的跨周期優(yōu)化設(shè)計(jì)，還要強(qiáng)化財(cái)政政策有效性，這樣才能確保以更小的財(cái)政負(fù)擔(dān)撬動(dòng)更大的增長(zhǎng)潛力，同時(shí)也有利于實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策可持續(xù)性。

三、計(jì)量模型構(gòu)建和實(shí)證測(cè)算思路

（一）TVP-VAR 模型

參考Nakajima（2011）的思路，構(gòu)建TVP-VAR模型如下：

其中，t=s+1,···,n，yt為k維列向量，ct為時(shí)變截距項(xiàng)，B1t,···,Bst是k×k維時(shí)變系數(shù)矩陣，et為殘差項(xiàng)，Ωt是k×k維時(shí)變協(xié)方差矩陣。通過遞歸方法對(duì)協(xié)方差矩陣 Ωt進(jìn)行結(jié)構(gòu)沖擊識(shí)別，即其中At為對(duì)角線元素為1 的下三角矩陣，Σt=diag(σ1t,···,σkt)。將B1t,···,Bst的行向量依次排成列堆疊形成向量 βt，將矩陣At的下三角元素按照行的順序依次堆疊成列向量at=(a1t,···,aqt)。令ht=(h1t,···,hkt)，其中hit=。假設(shè)所有時(shí)變參數(shù)服從隨機(jī)游走過程：

本文構(gòu)建包含經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政周期和通貨膨脹的三變量TVP-VAR模型，其中經(jīng)濟(jì)周期用產(chǎn)出缺口來衡量，財(cái)政周期用財(cái)政支出周期性成分代表，兩者都是前文運(yùn)用漢密爾頓濾波估計(jì)得到，通貨膨脹使用CPI同比價(jià)格指數(shù)代理。所有的變量均通過ADF檢驗(yàn)，滿足平穩(wěn)性。模型滯后階數(shù)采用2 階的常規(guī)設(shè)定。樣本區(qū)間為1995 年第一季度至2021 年第一季度，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。本文使用Nakajima（2011）開發(fā)的TVP-VAR模型算法進(jìn)行計(jì)算，蒙特卡洛模擬11 000 次。

（二）工具變量局部投影模型

如果已知省級(jí)財(cái)政支出沖擊shocki,t，根據(jù)Ramey 和Zubairy（2018）的做法，可以構(gòu)建如下面板工具變量局部投影（Local Projections Instrumental Variable）模型：

上述方法是線性的，只能測(cè)算出線性的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)，如果要測(cè)算不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)，需要將模型（3）拓展至如下非線性的形式：

在模型（4）中，Ii,t?1是取值為0 或1 的虛擬變量，根據(jù)問題導(dǎo)向設(shè)置Ii,t?1的數(shù)值即可。例如，如果我們關(guān)注經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期（根據(jù)產(chǎn)出缺口大于零來識(shí)別）和經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期（根據(jù)產(chǎn)出缺口小于零來識(shí)別）的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)是否存在差異，那么令I(lǐng)i,t?1代表i省份第t?1期的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，若為經(jīng)濟(jì)緊縮狀態(tài)，則Ii,t?1=1，否則為零。此時(shí)測(cè)算得到的mr,k和me,k分別代表經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期和經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)。

本質(zhì)上，模型（4）相當(dāng)于分樣本回歸，將數(shù)據(jù)集劃分為不同的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的樣本分別進(jìn)行回歸。如果我們關(guān)注順周期和逆周期的財(cái)政政策是否會(huì)產(chǎn)生不同的乘數(shù)效應(yīng)，根據(jù)前文的“符號(hào)一致性”識(shí)別策略，劃分順周期財(cái)政政策和逆周期財(cái)政政策的兩樣本，也能分別測(cè)算得到順周期財(cái)政乘數(shù)和逆周期財(cái)政乘數(shù)。此外，由于財(cái)政支出擴(kuò)張穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是通過拉動(dòng)消費(fèi)和投資實(shí)現(xiàn)，為了厘清我國省級(jí)財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響路徑，本文提出“消費(fèi)乘數(shù)”和“投資乘數(shù)”的概念，前者衡量一個(gè)單位的財(cái)政支出能促進(jìn)消費(fèi)增加多少個(gè)單位，后者衡量一個(gè)單位的財(cái)政支出能促進(jìn)投資增加多少個(gè)單位。在計(jì)算上，只需將模型（3）和模型（4）的被解釋變量替換成消費(fèi)（用省級(jí)社會(huì)消費(fèi)品零售額代表）或投資（用省級(jí)固定資產(chǎn)投資代表），便可以測(cè)算出消費(fèi)乘數(shù)和投資乘數(shù)。

需要注意的是，以上有關(guān)于省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)測(cè)算的前提是事先識(shí)別出外生的省級(jí)財(cái)政支出沖擊shocki,t，本文借鑒Bernardini 等（2020）的做法識(shí)別省級(jí)財(cái)政支出沖擊：

其中，gi,t代表i省份第t期的財(cái)政支出，αi和 δt分別為省級(jí)面板的個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，ctri,t?1是包含滯后1?4 階的省級(jí)GDP、省級(jí)財(cái)政支出和省級(jí)財(cái)政收入的控制變量，γ為控制變量的貝塔系數(shù)，shocki,t是需要識(shí)別的省級(jí)財(cái)政支出沖擊。該識(shí)別策略與Blanchard 和Perotti（2002）的思路類似，隱含著財(cái)政時(shí)滯和財(cái)政規(guī)則的假設(shè)。由于本文使用的是季度數(shù)據(jù)，這種方法意味著當(dāng)期的省級(jí)財(cái)政支出需要考慮到過去一年內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)性、財(cái)政支出的持續(xù)性以及財(cái)政收入的充足性，γ×ctri,t?1可視為系統(tǒng)性的規(guī)則成分，而shockit是外生于規(guī)則成分的殘差項(xiàng)。此外，本文還進(jìn)行了一項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將控制變量的系數(shù)γ 設(shè)置為具有省級(jí)異質(zhì)性，最終的乘數(shù)測(cè)算結(jié)果仍然是穩(wěn)健的。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）TVP-VAR 模型實(shí)證結(jié)果分析

圖2 呈現(xiàn)了三個(gè)特定時(shí)點(diǎn)（點(diǎn)線代表亞洲金融危機(jī)時(shí)期、虛線代表全球金融危機(jī)時(shí)期、實(shí)線代表全球新冠肺炎爆發(fā)時(shí)期）的脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖2 的第一行第二列是經(jīng)濟(jì)周期yt對(duì)財(cái)政周期正向沖擊 εg的脈沖響應(yīng)函數(shù)，從理論上看，財(cái)政支出周期的擴(kuò)張會(huì)促進(jìn)產(chǎn)出缺口增加，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)周期擴(kuò)張。三個(gè)特定時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)函數(shù)的趨勢(shì)走向與理論預(yù)測(cè)基本吻合。但新冠肺炎疫情爆發(fā)時(shí)期的擴(kuò)張性財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)周期復(fù)蘇產(chǎn)生了立竿見影的影響，亞洲金融危機(jī)時(shí)期的影響最小且快速收斂于零，全球金融危機(jī)期間的財(cái)政政策短期內(nèi)有負(fù)面的影響但很快由負(fù)轉(zhuǎn)正，并且對(duì)經(jīng)濟(jì)周期復(fù)蘇有更高的峰值效應(yīng)。當(dāng)時(shí)我國實(shí)施四萬億的財(cái)政擴(kuò)張計(jì)劃和寬松的貨幣政策，促使實(shí)際GDP增長(zhǎng)率由2009 年第1 季度的6.4%迅速推升至2010 年第1 季度的12.2%。因此，在面臨重大負(fù)向經(jīng)濟(jì)沖擊時(shí)，我國財(cái)政支出的周期性擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)周期復(fù)蘇具有重要推動(dòng)作用，且政策當(dāng)局對(duì)財(cái)政政策的調(diào)控經(jīng)驗(yàn)不斷完善，調(diào)控效果也趨于上升，新冠肺炎疫情時(shí)期的擴(kuò)張性財(cái)政政策既避免了2008 年“大水漫灌式”的操作，實(shí)際效果也立竿見影并有著正向持續(xù)性影響。那么，經(jīng)濟(jì)周期的擴(kuò)張或收縮如何影響財(cái)政周期呢？如果政府堅(jiān)持逆周期的財(cái)政政策立場(chǎng)，在經(jīng)濟(jì)周期擴(kuò)張時(shí)，財(cái)政周期應(yīng)當(dāng)趨于收縮，以平抑經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。圖2 的第二行第一列是財(cái)政周期gt對(duì)經(jīng)濟(jì)周期正向沖擊 εg的脈沖響應(yīng)函數(shù)，三個(gè)特定時(shí)點(diǎn)的財(cái)政周期立場(chǎng)明顯是逆周期的。由于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)與結(jié)構(gòu)沖擊的大小（或符號(hào)）是成比例的，當(dāng)面臨負(fù)向經(jīng)濟(jì)周期沖擊時(shí)，財(cái)政周期的脈沖響應(yīng)函數(shù)將會(huì)是正向的，這與我國經(jīng)濟(jì)實(shí)際情況是吻合的。此外，圖2 第三行第一列呈現(xiàn)了財(cái)政周期gt對(duì)物價(jià)正向沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，在物價(jià)上漲時(shí)，財(cái)政周期趨于緊縮，這意味著我國財(cái)政政策的目標(biāo)除了穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還可能有規(guī)避通貨膨脹的偏好。

圖2 特定時(shí)點(diǎn)的脈沖響應(yīng)函數(shù)

（二）工具變量局部投影模型實(shí)證結(jié)果分析

本文所使用的31 個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）的省級(jí)GDP、財(cái)政支出、財(cái)政收入、社會(huì)消費(fèi)品零售額和固定資產(chǎn)投資主要來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)區(qū)間為2005 年第1 季度—2021 年第1 季度。所有季度數(shù)據(jù)均經(jīng)過價(jià)格處理和Census-X12 季節(jié)調(diào)整。

1.線性模型的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)估計(jì)

圖3 呈現(xiàn)了線性的工具變量局部投影模型測(cè)度的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)（左圖）和有效F統(tǒng)計(jì)量（右圖），后者用來判斷省級(jí)財(cái)政支出沖擊shocki,t是否是一個(gè)弱工具變量。在5%的顯著性水平下，文獻(xiàn)普遍采用Olea和Pflueger（2013）給出的臨界值23.1。由右圖可知，對(duì)于所有的脈沖響應(yīng)期數(shù)，有效F統(tǒng)計(jì)量都遠(yuǎn)大于臨界值，這說明shocki,t并不存在弱工具變量問題。左圖的中間實(shí)線是省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)估計(jì)值，內(nèi)部深色區(qū)域?yàn)?8%置信區(qū)間，外部淺色區(qū)域?yàn)?0%置信區(qū)間。①如不特別說明，后文呈現(xiàn)的所有乘數(shù)估計(jì)值的置信區(qū)間也分別為68%和90%。從顯著性來看，乘數(shù)估計(jì)都是顯著異于零的，這說明省級(jí)財(cái)政支出對(duì)省級(jí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是顯著的。但乘數(shù)估計(jì)值很低，最終穩(wěn)定在0.09 左右。

圖3 省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)（左）和有效F 統(tǒng)計(jì)量（右）

那么，省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)較低是否意味著我國地方政府的財(cái)政支出效率普遍較低呢？要回答這個(gè)問題，至少還要考慮兩個(gè)因素。第一個(gè)因素是省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)可能存在著區(qū)域異質(zhì)性。線性模型本質(zhì)上衡量的是平均效應(yīng)，不同區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和財(cái)政效率可能存在較大的差異。為此，本文將省級(jí)面板樣本劃分為東部、中部和西部，重新測(cè)算三個(gè)區(qū)域的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)。表2 呈現(xiàn)了計(jì)算結(jié)果，東部的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)約為0.6 且非常顯著，中部的乘數(shù)約為0.3 同樣顯著，而西部的乘數(shù)幾乎為零，同時(shí)也不顯著。我國省級(jí)財(cái)政支出效率呈現(xiàn)出東部、中部和西部逐級(jí)遞減的空間分布格局。此外，還必須考慮的第二個(gè)因素是省級(jí)財(cái)政支出的溢出效應(yīng)。例如，如果廣東省一單位的財(cái)政支出促使廣東省GDP增加0.6 個(gè)單位，但同時(shí)促使其他地區(qū)的GDP增長(zhǎng)0.5 個(gè)單位（即財(cái)政支出的溢出乘數(shù)為0.5），此時(shí)廣東省的財(cái)政支出對(duì)全國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的乘數(shù)效應(yīng)為1.1。財(cái)政溢出效應(yīng)的存在是由于不同省份之間存在著貿(mào)易往來等經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，地方財(cái)政支出擴(kuò)張促使當(dāng)?shù)鼐用袷杖胩岣?，?dāng)?shù)鼐用駮?huì)購買其他地區(qū)的商品或服務(wù)，這種需求溢出效應(yīng)帶動(dòng)了其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。尤其是在當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)購物平臺(tái)迅猛發(fā)展和物流配送系統(tǒng)十分發(fā)達(dá)的現(xiàn)實(shí)背景下，財(cái)政溢出效應(yīng)極有可能是正向且越來越大的。這種正向的財(cái)政溢出效應(yīng)客觀上削弱了省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)，但強(qiáng)化了財(cái)政溢出乘數(shù)和區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)循環(huán)，有助于提高宏觀層面的財(cái)政支出乘數(shù)。財(cái)政溢出效應(yīng)也是導(dǎo)致宏觀層面的財(cái)政支出乘數(shù)和地區(qū)層面的財(cái)政支出乘數(shù)產(chǎn)生差異的重要因素（付一婷等,2021）。因此，基于省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)存在區(qū)域異質(zhì)性和財(cái)政溢出效應(yīng)兩個(gè)因素，我們必須客觀看待測(cè)算的平均省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)較小的事實(shí)，而不是直接對(duì)省級(jí)財(cái)政政策效率做出否定的判斷。

表2 分區(qū)域的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)

2.經(jīng)濟(jì)周期視角下的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)

根據(jù)漢密爾頓濾波測(cè)算出各省份的產(chǎn)出缺口，將產(chǎn)出缺口小于零的時(shí)期定義為經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期，將產(chǎn)出缺口大于零的時(shí)期定義為經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期，運(yùn)用非線性的面板工具變量局部投影模型分別測(cè)算不同經(jīng)濟(jì)周期階段的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)。圖4 展示了經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期（左）和經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期（右）的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)，從中可以發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)周期不同階段的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)的顯著差異。經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)小于0.05，從統(tǒng)計(jì)意義上也不顯著異于零。而經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)隨著脈沖響應(yīng)期數(shù)的增加不斷上升，最終穩(wěn)定在0.3 左右，從置信區(qū)間看也顯著異于零。前文使用線性模型測(cè)算得到的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)約為0.09，介于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期的0.05 和經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的0.3 之間，這進(jìn)一步表明了線性模型測(cè)算得到的乘數(shù)是經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期乘數(shù)和經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期乘數(shù)的某種加權(quán)平均值。這個(gè)結(jié)果進(jìn)一步論證了凱恩斯理論中“財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期更有效”的觀點(diǎn)在我國中觀層面也是成立的。

圖4 經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期（左）和經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期（右）的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)

當(dāng)然，以上是基于全樣本的分析，我們也許感興趣不同地區(qū)的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)是否也遵循逆周期規(guī)律。因此，本文進(jìn)一步對(duì)東部、中部和西部的情況進(jìn)行分析，表3 呈現(xiàn)了不同經(jīng)濟(jì)周期階段各區(qū)域的乘數(shù)大小。對(duì)東部而言，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)最終穩(wěn)定在0.15 左右，但并不顯著，而經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的省級(jí)財(cái)政支出不僅十分顯著（在1%的顯著性水平下都是顯著異于零），還隨著脈沖響應(yīng)期數(shù)的增加而增加。第12 期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)約為0.8，遠(yuǎn)高于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期的乘數(shù)。對(duì)中部而言，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)最高達(dá)到0.38，而經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)最高達(dá)到0.63，兩者都是顯著異于零的，但經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的乘數(shù)更高。對(duì)西部而言，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期的乘數(shù)與零沒有顯著差異，但經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的乘數(shù)非常顯著，數(shù)值達(dá)到0.2。因此，“經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)更高”的觀點(diǎn)對(duì)于不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域也是成立的，地方政府應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持逆周期的財(cái)政政策調(diào)控取向，這不僅可以平抑區(qū)域經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)，也有助于提升整體財(cái)政支出效率。

表3 經(jīng)濟(jì)周期視角下的不同區(qū)域的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)

3.考慮財(cái)政政策周期性的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)

當(dāng)前財(cái)政乘數(shù)研究的一個(gè)缺陷是沒有考慮到財(cái)政政策的周期性特征，即便得出“經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期財(cái)政乘數(shù)更高”的觀點(diǎn)，也并不意味著這是一個(gè)好事，因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)衰退時(shí)期一些政府采取的是緊縮性財(cái)政政策，尤其是一些新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體。本文根據(jù)前文的“符號(hào)一致性”策略識(shí)別出省級(jí)維度的順周期財(cái)政政策和逆周期財(cái)政政策區(qū)間，運(yùn)用非線性的工具變量局部投影模型測(cè)算出順周期和逆周期省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)。由圖5 可知，順周期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)約為0.05，其數(shù)值較小，且置信區(qū)間較寬，大多數(shù)時(shí)期并不顯著。逆周期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)隨著脈沖響應(yīng)期數(shù)的增加呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，最終穩(wěn)定在0.15 左右，對(duì)于所有的脈沖響應(yīng)函數(shù)期數(shù)而言都是顯著異于零的。與前文的思路類似，為了更加全面地評(píng)估順周期和逆周期財(cái)政政策的乘數(shù)效應(yīng)，本文進(jìn)一步對(duì)東部、中部和西部三大區(qū)域的情況進(jìn)行分析。表4 呈現(xiàn)了三大區(qū)域的順周期和逆周期財(cái)政支出乘數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，東部和中部的順周期財(cái)政政策的乘數(shù)效應(yīng)最終分別達(dá)到0.61 和0.38，且十分顯著，而西部的順周期財(cái)政政策的乘數(shù)效應(yīng)并不顯著。從經(jīng)濟(jì)總量占比看，東部和中部的經(jīng)濟(jì)總量占全國經(jīng)濟(jì)總量的絕大多數(shù)，東部和中部的順周期財(cái)政政策有相當(dāng)大的乘數(shù)效應(yīng)，它們會(huì)造成國家層面經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)加劇。我國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以前的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出高增長(zhǎng)高波動(dòng)的特征，這之間很可能存在著財(cái)政政策順周期引致的因素。從地方政府的政策動(dòng)機(jī)看，地方官員有政治晉升的激勵(lì)，而以往的政績(jī)考核主要依據(jù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)量，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期，地方政府能獲得更多的稅源，因此該時(shí)期有更大的財(cái)力實(shí)行擴(kuò)張性的財(cái)政政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而非采用緊縮性的財(cái)政政策平抑經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。實(shí)際上，地方政府運(yùn)用財(cái)政政策推動(dòng)經(jīng)濟(jì)數(shù)量增長(zhǎng)的方式是通過基建投資來實(shí)現(xiàn)，后文在進(jìn)行投資乘數(shù)測(cè)算時(shí)也能進(jìn)一步論證這個(gè)事實(shí)。反觀逆周期財(cái)政政策的乘數(shù)效應(yīng)，東部高達(dá)0.78，中部高達(dá)0.63，西部達(dá)到0.21，統(tǒng)計(jì)上均顯著異于零，且比順周期財(cái)政政策的乘數(shù)效應(yīng)更高一些。這更加論證了逆周期財(cái)政政策調(diào)控的必要性，不僅避免了順周期財(cái)政政策加劇經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的情況，而且在財(cái)政支出效率上，逆周期調(diào)控也有著更高的效率。

圖5 順周期（左）和逆周期（右）的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)

表4 順周期和逆周期視角下的不同區(qū)域的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)

4.財(cái)政政策穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的路徑探索：基于消費(fèi)乘數(shù)和投資乘數(shù)的視角

財(cái)政政策有效性的大小主要取決于它是否能有效促進(jìn)居民消費(fèi)和私人投資，因此有必要從消費(fèi)乘數(shù)和投資乘數(shù)的視角對(duì)財(cái)政政策穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的路徑進(jìn)行探索，這也有助于我們理解歷年來地方政府在進(jìn)行財(cái)政政策決策時(shí)究竟有怎樣的目標(biāo)偏好和行為動(dòng)機(jī)。本文首先測(cè)算線性模型下的消費(fèi)乘數(shù)和投資乘數(shù)，然后測(cè)算不同經(jīng)濟(jì)周期階段以及順周期和逆周期視角下的消費(fèi)乘數(shù)和投資乘數(shù)。

表5 呈現(xiàn)了消費(fèi)乘數(shù)的測(cè)算結(jié)果。從線性模型看，消費(fèi)乘數(shù)為負(fù)數(shù)，這說明地方財(cái)政政策對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，但并不顯著。在經(jīng)濟(jì)周期視角下，能夠觀察到經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期的消費(fèi)乘數(shù)為負(fù)數(shù)，而經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的消費(fèi)乘數(shù)為正數(shù)，但兩者數(shù)值與零十分接近且都不顯著。即便考慮財(cái)政政策周期性，無論是實(shí)施順周期的財(cái)政政策還是逆周期的財(cái)政政策，消費(fèi)乘數(shù)都不顯著。這說明我國歷年來的財(cái)政政策對(duì)居民消費(fèi)幾乎沒有促進(jìn)作用。表6 呈現(xiàn)了投資乘數(shù)的測(cè)算結(jié)果?？梢钥吹?，線性模型測(cè)算得到的投資乘數(shù)數(shù)值高達(dá)0.61，統(tǒng)計(jì)意義上十分顯著。從經(jīng)濟(jì)意義上講，地方政府多增加一個(gè)單位的財(cái)政支出，能夠促使當(dāng)?shù)赝顿Y增加0.61 個(gè)單位。即便是考慮經(jīng)濟(jì)周期異質(zhì)性，投資乘數(shù)仍然顯著，在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期，投資乘數(shù)達(dá)到0.5 左右，而在經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期，投資乘數(shù)高達(dá)1.15，這進(jìn)一步說明了我國省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)在經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期更高的原因在于經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的財(cái)政支出對(duì)投資有更高的促進(jìn)作用。在考慮財(cái)政政策周期性時(shí)，順周期的財(cái)政政策對(duì)投資的乘數(shù)效應(yīng)比逆周期的財(cái)政政策更大，也更顯著。因此地方政府采取的順周期財(cái)政政策主要通過投資渠道引致經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，這個(gè)結(jié)果在一定程度上能夠解釋為什么經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以前我國經(jīng)濟(jì)的大起大落常常伴隨著投資的過冷和過熱，順周期財(cái)政政策確實(shí)是過去導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)加劇的一個(gè)政策因素。黃賾琳和朱保華（2015）運(yùn)用實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期模型研究發(fā)現(xiàn)，引入財(cái)政支出沖擊更能夠解釋中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。本文從財(cái)政乘數(shù)的視角進(jìn)一步論證了這個(gè)事實(shí)。由此可見，財(cái)政支出乘數(shù)高是一把“雙刃劍”，只有合理規(guī)范政府的財(cái)政行為，在政策方向具備合理性的前提下，政策工具的有效性才能真正服務(wù)于中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

表5 消費(fèi)乘數(shù)

表6 投資乘數(shù)

另外，為何消費(fèi)乘數(shù)和投資乘數(shù)存在如此大的差異？本文認(rèn)為這是我國財(cái)政支出結(jié)構(gòu)不合理導(dǎo)致。我國過去經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力量是投資，地方政府向來重視財(cái)政支出的生產(chǎn)性支出，導(dǎo)致財(cái)政政策對(duì)投資具有較高的乘數(shù)效應(yīng)。財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的不合理也是導(dǎo)致收入分配不合理的重要原因。政府部門需要優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，向民生領(lǐng)域給予更多的支持，發(fā)揮對(duì)居民消費(fèi)的引領(lǐng)作用，才能更有效地增強(qiáng)財(cái)政政策的實(shí)施效果。

五、研究結(jié)論和政策建議

本文綜合運(yùn)用漢密爾頓濾波、TVP-VAR模型、工具變量局部投影法從宏觀層面和省級(jí)層面研究中國經(jīng)濟(jì)周期和財(cái)政政策周期之間的內(nèi)在聯(lián)系以及不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)，主要得到以下研究結(jié)論：首先，無論是從宏觀層面還是省級(jí)層面，順周期財(cái)政政策的時(shí)間占比都比較高，這成為引致中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要政策因素，尤其是東部和中部地區(qū)，順周期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)較高；其次，TVP-VAR模型的研究結(jié)果顯示，我國在面臨重大負(fù)向經(jīng)濟(jì)沖擊時(shí)，財(cái)政周期趨于擴(kuò)張，為經(jīng)濟(jì)周期復(fù)蘇提供了重要的政策支持，且政策調(diào)控效果在不斷改善；再次，省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)不僅具有區(qū)域異質(zhì)性，還具有經(jīng)濟(jì)周期異質(zhì)性；最后，機(jī)制分析表明，我國財(cái)政政策可能幾乎不對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，反而對(duì)投資具有更強(qiáng)的乘數(shù)效應(yīng)，尤其是在經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期，投資乘數(shù)高達(dá)1.15，這進(jìn)一步論證了我國歷年來的財(cái)政政策主要是通過投資渠道來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

基于以上研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，加強(qiáng)和完善對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)周期的實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)，在進(jìn)行財(cái)政預(yù)算安排時(shí)納入?yún)^(qū)域經(jīng)濟(jì)周期的信息。這樣能夠確保經(jīng)濟(jì)收縮的地區(qū)能夠得到更大的財(cái)政資源支持以實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策的逆周期擴(kuò)張，同時(shí)又能對(duì)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張的地區(qū)施加必要的財(cái)政預(yù)算約束。此外，由于經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)更高，將財(cái)政資源適度向經(jīng)濟(jì)收縮的地區(qū)傾斜，也有利于提升國家整體的財(cái)政支出效率。第二，我國地方層面的財(cái)政政策對(duì)投資具有很強(qiáng)的乘數(shù)效應(yīng)，短期內(nèi)地方政府仍然應(yīng)當(dāng)發(fā)揮“穩(wěn)投資”的作用。財(cái)政政策也要適當(dāng)關(guān)注“新基建”領(lǐng)域的新型投資，既要積極拓展投資空間，也要穩(wěn)定財(cái)政政策對(duì)私人投資的乘數(shù)效應(yīng)。第三，財(cái)政政策應(yīng)優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)，對(duì)教育、醫(yī)療等民生領(lǐng)域給予更多的關(guān)注，強(qiáng)化對(duì)居民消費(fèi)的乘數(shù)效應(yīng)，才能更加有效地實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策的提質(zhì)增效，從而引導(dǎo)供給和需求在更高水平實(shí)現(xiàn)均衡。第四，本文的研究還為實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策逆周期精準(zhǔn)調(diào)控和跨周期優(yōu)化設(shè)計(jì)提供重要的啟示。堅(jiān)持財(cái)政政策逆周期調(diào)控的意義至少有三個(gè)：一是避免順周期的財(cái)政政策加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，二是有利于優(yōu)化財(cái)政資源的跨周期配置，三是可以提升財(cái)政政策有效性。與此同時(shí)，要實(shí)現(xiàn)財(cái)政政策的跨周期優(yōu)化設(shè)計(jì)，應(yīng)當(dāng)做到三點(diǎn)：首先是堅(jiān)持逆周期立場(chǎng)，為我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性和可持續(xù)性保駕護(hù)航；其次是促使財(cái)政政策提質(zhì)增效，這既需要保持財(cái)政政策對(duì)投資的較高的乘數(shù)效應(yīng)，同時(shí)也要通過優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步增強(qiáng)財(cái)政政策對(duì)居民消費(fèi)的引領(lǐng)作用，從而保證財(cái)政政策具有更高的整體效率，以更少的財(cái)政負(fù)擔(dān)成本撬動(dòng)更大的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力；最后是務(wù)必確保財(cái)政政策的可持續(xù)性，雖然提升財(cái)政政策有效性也有利于節(jié)省財(cái)政資源，但政府仍然應(yīng)當(dāng)主動(dòng)進(jìn)行“開源”和“節(jié)流”，建立穩(wěn)健的中長(zhǎng)期財(cái)政框架，保證充足的財(cái)政空間，為中國進(jìn)一步延續(xù)長(zhǎng)周期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供財(cái)政政策支持。