靳玉英，張志棟

（1.上海財經(jīng)大學(xué) 國際工商管理學(xué)院，上海，200433 2.中國人民銀行上?？偛浚虾?，200120）

對我國財政乘數(shù)的估計
——基于結(jié)構(gòu)向量自回歸模型

靳玉英1，張志棟2

（1.上海財經(jīng)大學(xué) 國際工商管理學(xué)院，上海，200433 2.中國人民銀行上?？偛浚虾?，200120）

該文運用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，采取Blanchard和Perotti（2002）的識別方法，在脈沖反應(yīng)函數(shù)的基礎(chǔ)上測算出我國的財政乘數(shù)，深入分析我國財政政策對產(chǎn)出和價格水平的影響。研究結(jié)果顯示：增加政府支出和減稅的產(chǎn)出乘數(shù)均為正，且大于1；在短期，增加政府支出的經(jīng)濟刺激效應(yīng)更顯著，在長期，減稅對產(chǎn)出的刺激效應(yīng)更持久；考慮到進出口的影響，政府支出增加和減稅都會在短期內(nèi)減少凈出口，但財政乘數(shù)變大，這意味著短期內(nèi)的政府支出增加和減稅對私人消費和投資產(chǎn)生擠入效應(yīng)；財政基本盈余與價格水平呈負向關(guān)系，即擴張性財政政策令價格水平上升。

財政政策；政府支出；稅收；財政乘數(shù)；結(jié)構(gòu)向量自回歸模型

URI：http：//www.cnki.net/kcms/detail/65.1210.C.20151130.1256.026.html

【經(jīng)濟研究】

一、引言

美國次債引發(fā)全球性金融危機后，為應(yīng)對經(jīng)濟衰退，各國政府均采取了大規(guī)模的增加政府支出和減稅的刺激性財政政策。2009年初，美國政府宣布實施《2009美國復(fù)蘇與再投資法案》，執(zhí)行總規(guī)模約為7 870億美元的財政擴張，相當(dāng)于2008年美國GDP的5.6%，其中約2 880億美元用于稅收減免，約2 240億美元用于教育、醫(yī)療衛(wèi)生和其他社會福利項目，約2 750億美元用于州及地方財政援助。2008年底起，歐盟也采取了總額達2 000億歐元的《歐洲經(jīng)濟復(fù)蘇計劃》，占歐盟GDP的1.5%。我國在2008年年底宣布實施40 000億元的政府投資計劃（總規(guī)模約為5 860億美元），占2008年GDP 的13.3%。同時，我國也開始實施一系列的結(jié)構(gòu)性減稅措施，2009年，各項稅費減免政策減輕企業(yè)和居民負擔(dān)約5 000億元①數(shù)據(jù)來源：www.recovery.gov，www.ec.europa.eu和www.sdpc.gov.cn。。刺激性財政政策的效果如何，成為學(xué)術(shù)界研究的熱點問題。

關(guān)于財政政策的宏觀經(jīng)濟效果，學(xué)界一直存在爭議。傳統(tǒng)凱恩斯主義認為，財政政策是反周期調(diào)控的有效手段，政府支出的增加會提高產(chǎn)出和私人消費，財政乘數(shù)為正，且大于1。但是，利率上升會擠出私人投資，政府支出對私人投資的作用不確定。新古典學(xué)派則認為，擴張性財政政策會擠出私人投資和消費，使產(chǎn)出下降。同時，新古典學(xué)派還強調(diào)，暫時性政府支出和永久性政府支出對經(jīng)濟的影響程度不同。由于暫時性政府支出會帶來政府債務(wù)增加，為此公眾會產(chǎn)生未來稅收將上升的預(yù)期，從而增加勞動供給，降低實際工資和消費。

以美國2009年的刺激性財政政策為例，Romer 和Bernstein（2009）［1］的研究認為，在長期內(nèi)，政府支出的產(chǎn)出乘數(shù)約為1.6，減稅的產(chǎn)出乘數(shù)約為1，即增加1美元政府支出會使產(chǎn)出增加1.6美元，減少1美元稅收，則會使產(chǎn)出增加1美元。Romer 和Romer（2010）［2］研究了美國1945年至2007年減稅對產(chǎn)出的影響，認為減稅的產(chǎn)出乘數(shù)約為3。Mountford和Uhlig（2009）［3］則認為，無論是以財政赤字融資還是以稅收融資，政府支出的產(chǎn)出乘數(shù)都小于1，在長期，減稅的產(chǎn)出乘數(shù)大于1。在新凱恩斯模型（Smets和Wouters，2007）［4］的基礎(chǔ)上，Cogan等（2010）［5］估算出的政府支出乘數(shù)約為0.63。Barro和Redlick（2010）［6］認為，受政府預(yù)算約束，當(dāng)前的政府支出會導(dǎo)致未來稅收上升，政府支出的乘數(shù)有可能為負。Leeper等（2009）［7］也認為，由于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)經(jīng)濟影響的時滯性，以及政府支出若采用債務(wù)融資的方式，政府支出的產(chǎn)出乘數(shù)可能為負。

早期關(guān)于財政政策宏觀經(jīng)濟影響的實證研究主要是基于傳統(tǒng)凱恩斯理論（IS-LM模型），運用結(jié)構(gòu)宏觀經(jīng)濟模型的方法來估算動態(tài)乘數(shù)（dynamic multiplier），分析和預(yù)測財政政策（政府支出和稅收）對宏觀經(jīng)濟變量的影響②同時期的貨幣主義學(xué)派運用單方程模型（又稱St.Louis Equation，Anderson and Jordan，1968）估算滯后期的政策變量對產(chǎn)出的影響，認為由于政府支出擠出私人投資，財政支出的產(chǎn)出乘數(shù)接近于0。。但是這一方法多是基于先驗的假設(shè)，而這些假設(shè)限制通常是不可信賴的（Sim，1980）［8］。因此，Sims（1980）提出了向量自回歸方法（vector auto-regression，VAR），把所有變量都視為內(nèi)生變量，運用Choleski分解的方法得到脈沖反應(yīng)函數(shù)和預(yù)測誤差方差分解。在這一方法中，不同的變量順序?qū)a(chǎn)生不同的估計結(jié)果，無法提供直接的經(jīng)濟解釋。Sims（1986）［9］和Bernanke （1986）［10］提出用經(jīng)濟模型估計結(jié)構(gòu)沖擊的關(guān)系，解決因變量順序不同所產(chǎn)生的問題，使得VAR模型更具有經(jīng)濟意義。隨著結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（structural vector auto-regression，SVAR）在貨幣政策相關(guān)領(lǐng)域研究中的廣泛運用（Christiano等，1999）［11］，一些學(xué)者逐漸將這一方法運用到財政政策的相關(guān)研究中。Blanchard和Perotti（2002）［12］認為，SVAR模型更適合于分析財政政策。由于財政政策包括相機抉擇的政策反應(yīng)和外生的政策沖擊，同時財政政策存在著決策時滯和執(zhí)行時滯，因此只需要運用外部信息進行適當(dāng)?shù)淖R別假定，運用SVAR模型可以很好地分析財政政策外生沖擊的動態(tài)影響。運用SVAR模型得到的脈沖反應(yīng)函數(shù)估算財政乘數(shù)，已成為目前分析財政政策對宏觀經(jīng)濟影響的主要方法。

例如，Blanchard和 Perotti（2002）利用稅收和轉(zhuǎn)移支付的制度信息來識別財政政策的外生沖擊，研究了二戰(zhàn)后美國政府支出和稅收對宏觀經(jīng)濟的動態(tài)影響，發(fā)現(xiàn)正向的政府支出和負向的稅收沖擊對產(chǎn)出的影響都為正，而對私人投資則有著顯著的負向影響。其中，在SVAR模型中選擇確定性趨勢時，政府支出的產(chǎn)出乘數(shù)最高可達1.29，稅收的產(chǎn)出乘數(shù)最高可達0.78；選擇隨機性趨勢時二者分別為0.9和-1.33。Perotti（2004）［13］運用同樣的方法分析了美國、英國、德國、加拿大和澳大利亞等OECD國家在1960年至2001年間財政政策對產(chǎn)出、通貨膨脹和利率的影響，認為財政政策對產(chǎn)出的影響很小，而且減稅對經(jīng)濟的刺激效果并不比增加政府支出更有效。同樣，對私人投資的影響也較弱或為負?；贐lanchard和Perotti（2002）的方法，很多文獻對不同國家的財政乘數(shù)進行了估算，相關(guān)研究包括de Castro（2006）［14］，Caldara和Kamps （2008）［15］，Giordano等（2007）［16］，Burriel等（2009）［17］，F(xiàn)avero和Giavazzi（2010）［18］，Pappa（2010）［19］等工作。

一般認為，當(dāng)財政刺激的外溢效應(yīng)（leakages）較小（即財政刺激中最終用于儲蓄和進口的份額較少）時，再加上有適當(dāng)?shù)呢泿耪吲浜希ㄑ胄胁惶岣呃室苑乐雇ㄘ浥蛎洠┖土己玫呢斦顩r時，財政乘數(shù)較大（Spilimbergo等，2009）［20］。Ilzetzki等（2009）［21］對45個國家1960年至2007年的季度數(shù)據(jù)進行研究，分析了收入水平、匯率制度、開放度和債務(wù)水平對財政乘數(shù)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，高收入水平、實行固定匯率制度、開放程度較低和債務(wù)水平低的國家，其財政乘數(shù)較大，在長期內(nèi)均大于1；低收入水平、實行浮動匯率制度、開放程度較高和債務(wù)水平高的國家，其財政乘數(shù)接近于0，財政政策對產(chǎn)出的影響不顯著。債務(wù)水平較高的國家，其財政乘數(shù)顯著為負。對發(fā)展中國家而言，不同類型的政府支出，其產(chǎn)出刺激效果有很大差異，政府消費會減少產(chǎn)出，而政府投資會提高產(chǎn)出。

國內(nèi)不乏對財政政策效果的研究，但很少有文獻運用SAVR模型來分析財政政策的效果和估算財政乘數(shù)。李曉芳等（2005）［22］利用我國1990年至2004年的季度數(shù)據(jù)，運用SVAR模型研究了我國政府支出和稅收對產(chǎn)出的動態(tài)影響，認為政府支出的正向沖擊對產(chǎn)出有正效應(yīng)，稅收的正向沖擊對產(chǎn)出有負效應(yīng)；減稅在短期內(nèi)有效，而政府支出在中長期更有效；減稅和增加政府支出都會對私人消費和投資產(chǎn)生擠入效應(yīng)。王文甫（2010）［23］對我國1990年至2009年的季度數(shù)據(jù)進行SVAR分析也得到了類似的結(jié)論。但是，現(xiàn)有文獻存在幾方面不足：第一，分析財政政策對產(chǎn)出的影響時，只分析方向性的影響，但未測度財政乘數(shù)，因此不能衡量財政政策產(chǎn)出影響的具體規(guī)模；第二，沒有考慮政府支出和稅收同時調(diào)整對產(chǎn)出的影響，這會忽略總體財政狀況對財政政策效果的作用等重要信息；第三，沒有分析財政政策對價格水平的影響，而價格水平的變化以及相應(yīng)的貨幣政策配合，二者均影響財政政策的效果。本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，基于Blanchard和Perotti（2002）的識別方法，測度了次債危機后我國擴張性財政政策的產(chǎn)出乘數(shù)，以及財政政策對價格水平等宏觀經(jīng)濟變量的動態(tài)影響。

二、模型設(shè)計

（一）財政乘數(shù)的定義

本文根據(jù) Perotti（2004），Mounford和 Uhlig （2009）的方法，分別計算累積乘數(shù)和現(xiàn)值乘數(shù)。由于SVAR模型中的變量均為對數(shù)形式，累積乘數(shù)和現(xiàn)值乘數(shù)分別為：

其中，yt+k是產(chǎn)出在t+k期的脈沖反應(yīng)值，gt+k是財政政策變量在t+k期的脈沖反應(yīng)值，G/Y是樣本中財政政策變量占產(chǎn)出的比重的平均值，1+r為樣本中的平均利率。

（二）變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文模型中涉及的變量主要包括：實際財政支出（g）、實際稅收（r）、實際產(chǎn)出（y）、凈出口（占GDP的比重，ca）、出口額（x）、進口額（m）、實際有效匯率（reer）、財政基本盈余（占GDP的比重，ps）和價格水平（p）等。其中，財政支出包括政府消費和政府投資，稅收不包括轉(zhuǎn)移支付和政府債務(wù)的利息支出，實際產(chǎn)出用國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）表示，價格水平用消費者價格指數(shù)（以上一年為基期）表示。所有實際變量均由名義變量除以消費者價格指數(shù)得到。各樣本均選取我國1992年第1季度至2010年第3季度的季度數(shù)據(jù)。政府支出、稅收、價格水平和經(jīng)常賬戶差額的季度數(shù)據(jù)由月度數(shù)據(jù)整理得來，財政支出和稅收12月份的數(shù)據(jù)根據(jù)財政部公布的年度數(shù)據(jù)整理得來。所有數(shù)據(jù)均采用Census X12方法進行季節(jié)調(diào)整，并進行對數(shù)處理（ca和 ps除外）。本文數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（http：//www.db.cei.gov.cn）和國際貨幣基金組織（IMF）的IFS數(shù)據(jù)庫。

（三）模型設(shè)定和識別方法

簡約式（reduced）VAR模型的一般形式為：

Xt=D（L）Xt-1+ut（1）

其中，Xt表示k個內(nèi)生變量構(gòu)成的向量，D（L）為關(guān)于滯后算子L的自回歸多項式，ut為簡約式殘差項E（ut）=0，E（utut'），∑u。在本文的分析中，滯后期數(shù)的選擇根據(jù)似然比檢驗、AIC、SC和HQ等信息準則確定①本文模型根據(jù)信息準則選擇的滯后期數(shù)為3期。。

一般在運用VAR模型分析時，首先要對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。若有單位根，需要進行差分處理。若變量間存在協(xié)整關(guān)系，需要運用誤差修正模型。但是，在運用SVAR模型進行政策分析的相關(guān)文獻中，較少涉及到時間序列平穩(wěn)性的討論。一方面，分析財政政策的SVAR模型更多地關(guān)注變量之間的短期關(guān)系；另一方面，在財政政策分析中，一般選擇的樣本為季度數(shù)據(jù)，而季度數(shù)據(jù)包含的數(shù)據(jù)長度較短，對數(shù)據(jù)進行差分處理或者選擇較多的滯后期會損失較多的信息。Toda和 Yamamoto （1995）［25］的研究指出，即使變量之間存在單位根或者協(xié)整關(guān)系，也可以運用其他模型設(shè)定方法得到有關(guān)模型參數(shù)的合理假設(shè)，其建議的方法是以p+d作為模型的滯后期數(shù)，其中p是選擇的最優(yōu)滯后期數(shù)，d是變量中可能存在的最大積數(shù)（integration），由于一般變量可能是I（1），因此通常d=1。

對（1）式兩邊左乘k×k階矩陣可以得到結(jié)構(gòu)性SVAR模型：

在運用SVAR模型分析財政政策對宏觀經(jīng)濟變量的影響時，現(xiàn)有文獻的識別方法主要有三種。第一種是短期限制（short-run restriction）方法。Sim （1980） 提 出 了 遞 歸 的 識 別 方 法（recursive approach），F(xiàn)atas和Mihov（2001）［27］將其運用于財政政策的 分 析 ；Blanchard和 perotti（2002）、Perotti （2004，2007）［28］則運用經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型和稅收的制度性信息對政策沖擊加以識別。第二種是符號限制（sign-restriction）方法，Uhlig（2005）［29］，Mountford和Uhlig（2009）直接對脈沖反應(yīng)的不同變化進行限制，從而識別不同的沖擊。第三種是事件研究（event-study）方法，如 Ramey和 Shapiro（1998）［30］，Edelberg等（1999）［31］，Eichenbaum和Fisher（2005）［32］和Ramey（2007）［33］。

這一方法主要是對外生的國防支出加以識別，進而分析財政政策的效果。Caldara和Kamps（2008）認為，在對不同的識別方法進行控制后，會得到相似的分析結(jié)果。

例如，在識別政府支出、稅收對產(chǎn)出的影響時，（1）式中財政支出和稅收的殘差項可以表示為結(jié)構(gòu)性沖擊的線性組合：

此時，簡約式殘差項的方差協(xié)方差矩陣中包含6個元素，但是（2）式中共有9個未知參數(shù)，因此，我們需要添加額外的3個約束條件。本文采用Blanchard 和Perotti（2002），Perotti（2004）的識別方法。

根據(jù)財政政策的時滯效應(yīng)，以及稅收的制度性信息等計算出財政支出和稅收對產(chǎn)出、價格等宏觀經(jīng)濟變量的彈性。財政政策的時滯效應(yīng)包括決策時滯和執(zhí)行時滯，當(dāng)財政政策的決策者決定針對宏觀經(jīng)濟波動作出政策調(diào)整時，以及政策開始對宏觀經(jīng)濟作用時，通常存在多于一個季度的滯后期。因此，運用季度數(shù)據(jù)對財政政策進行實證研究時，可以很好地消除財政政策對宏觀經(jīng)濟變動的系統(tǒng)政策反應(yīng)，即中只包含了自動穩(wěn)定反應(yīng)，而相機抉擇的政策反應(yīng)為0。因此，通過計算稅收相對于產(chǎn)出與價格的彈性可以適當(dāng)?shù)卮娑愂盏淖詣臃€(wěn)定反應(yīng)。首先，以各項稅收（取對數(shù)）作為變量①本文選取的分項目稅收分別為增值稅、消費稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個人所得稅、海關(guān)代征增值稅和消費稅、關(guān)稅。，對GDP（取對數(shù)）進行回歸，得到各項稅收的產(chǎn)出彈性；其次，根據(jù)各項稅收占總稅收之比進行加權(quán)平均，得到稅收的產(chǎn)出彈性②本文算出稅收的產(chǎn)出彈性為1.2606，稅收的價格彈性約為0。。Perotti（2004）認為，當(dāng)期的產(chǎn)出變動對政府支出的影響很小，因此假定等于0。由于無法從理論或者實證層面對進行適當(dāng)?shù)募俣s束，本文對兩種假定分別進行實證分析：（1）假定=0，估計；（2）假定=0，估計。實證結(jié)果顯示，兩種排序方法對結(jié)果的影響不顯著。

進行以上識別限制后，模型1可以用矩陣形式表示Au=Bv為：

得到SVAR模型中各參數(shù)的估計值之后，可以運用蒙特卡洛模擬方法（重復(fù)1000次）計算實際GDP對政府支出沖擊和稅收沖擊的脈沖反應(yīng)函數(shù)，進一步估算出產(chǎn)出的累積乘數(shù)。

三、實證結(jié)果

（一）政府支出和稅收對產(chǎn)出的影響（模型1）

根據(jù)以上方法，對政府支出、稅收的產(chǎn)出效應(yīng)估計（模型1）結(jié)果如下：

注：*表示在5%的置信水平下顯著。

1%會使當(dāng)期產(chǎn)出增加0.14%，稅收上升1%會使當(dāng)期產(chǎn)出減少0.05%。表示政府支出與稅收的同期關(guān)系為負，但不顯著。

下圖1是各變量對政府支出正向沖擊的脈沖反應(yīng)?？梢杂^察到，面對政府支出的正向沖擊，產(chǎn)出的反應(yīng)值一直為正，先上升后下降，在第二年達到最大值，之后開始小幅下降，并在第四年開始趨向于穩(wěn)定狀態(tài)。從政府支出的累積產(chǎn)出乘數(shù)也可以看出（見表1），第四季度時，產(chǎn)出的累積乘數(shù)為1.8675，大于 1。之后，產(chǎn)出的累積乘數(shù)逐漸上升，但增加幅度逐漸減小。考慮到貼現(xiàn)值的影響，本文發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)值累積乘數(shù)略小于累積乘數(shù)?？傊?，在短期內(nèi)，擴張性政府支出的產(chǎn)出刺激效果明顯。

圖1　各變量對政府支出正向沖擊的脈沖反應(yīng)（模型1）

表1　政府支出的產(chǎn)出乘數(shù)①本文中的產(chǎn)出乘數(shù)是樣本中的平均產(chǎn)出乘數(shù)，為了重點分析次債危機后我國刺激性財政政策的效果，政府支出和稅收占產(chǎn)出的比值是根據(jù)2008年的年度數(shù)據(jù)計算得到的，分別為19.93%和17.27%。貼現(xiàn)率用金融機構(gòu)三個月存款基準利率表示，2008年12月23日為1.71%，2010年10月20日上調(diào)為1.91%。（模型1）

從圖1可見，隨著政府支出的增加，稅收在第一年年末顯著上升，其反應(yīng)值在第三季度達到最大，隨后開始下降，從第八季度開始逐漸趨于穩(wěn)定狀態(tài)。從稅收的脈沖反應(yīng)過程可以看出，我國的財政支出是以稅收為主要融資手段。

下圖2是各變量對稅收正向沖擊的脈沖反應(yīng)。面對稅收的正向沖擊，產(chǎn)出的反應(yīng)值一直為負，在第三季度反應(yīng)值最小，從第八季度開始逐漸趨向于穩(wěn)定狀態(tài)。在第四季度時，產(chǎn)出的累積乘數(shù)見（見表2）為1.1602，同樣大于1，即1單位稅收的減少會使產(chǎn)出增加1.1602個單位，稅收的產(chǎn)出乘數(shù)略小于政府支出的產(chǎn)出乘數(shù)。之后，產(chǎn)出的累積乘數(shù)逐漸上升，在第十六季度時，產(chǎn)出的累積乘數(shù)上升至3.6950，大于政府支出的產(chǎn)出乘數(shù)?？梢钥闯?，在短期，增加政府支出對產(chǎn)出的乘數(shù)效應(yīng)要大于減稅的產(chǎn)出乘數(shù)效應(yīng)，但在長期內(nèi)，減稅對實際產(chǎn)出的乘數(shù)效應(yīng)作用時間更持久。同樣，稅收的現(xiàn)值累積乘數(shù)略小于累積乘數(shù)。

圖2　各變量對稅收正向沖擊的脈沖反應(yīng)（模型1）

表2　稅收的產(chǎn)出乘數(shù)（模型1）

面對稅收的正向沖擊，政府支出的反應(yīng)值在前兩個季度為負，從第三季度開始為正，從第七季度開始一直為負。在短期內(nèi)，政府支出會隨著稅收收入的提高而增加。

（二）開放條件下的財政乘數(shù)（模型2）

在運用支出法核算GDP時，增加政府支出的產(chǎn)出刺激效果取決于政府支出中政府消費和投資對私人消費和投資的擠出效應(yīng)以及對凈出口的影響程度①由于我國私人消費和投資數(shù)據(jù)不可得，本文未能直接分析財政政策對私人消費和投資的影響，而是通過分析財政政策對產(chǎn)出和經(jīng)常賬戶差額的影響來間接分析這一影響。。為了增強結(jié)論的穩(wěn)健性，考慮到財政政策與凈出口的相互影響，本文在模型1的基礎(chǔ)上加入凈出口（占GDP的比重，ca）②我國進出口的統(tǒng)計數(shù)據(jù)以美元計價，本文根據(jù)匯率轉(zhuǎn)換成以人民幣計價，匯率數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織（IMF）的IFS數(shù)據(jù)庫。構(gòu)建四變量模型（模型2），分析開放條件下的財政政策效果。此時，用矩陣形式表示Au=Bv為：

假定凈出口不對當(dāng)期的政府支出、稅收和產(chǎn)出產(chǎn)生影響，估計結(jié)果如下：

注：*表示在5%的置信水平下顯著。

下圖3是模型2中所有變量對政府支出正向沖擊的脈沖反應(yīng)。面對政府支出的正向沖擊，實際產(chǎn)出的反應(yīng)為正，其反應(yīng)值在第二年年初達到最大值，之后開始逐漸下降。第四季度時，產(chǎn)出的累積乘數(shù)（見表3）為1.9316?？紤]到貼現(xiàn)值的影響，現(xiàn)值累積乘數(shù)同樣略小于累積乘數(shù)。在短期內(nèi)，擴張性的政府支出顯著地刺激了經(jīng)濟，而在長期內(nèi)其刺激作用不明顯。與模型1相比，模型2中的產(chǎn)出累積乘數(shù)在第一季度較大，之后較小。在短期（前兩年），凈出口對政府支出正向沖擊的反應(yīng)為負（在第三季度最小），使得產(chǎn)出的正向反應(yīng)小于模型1，即政府支出的增加使得凈出口下降。在長期，凈出口對政府支出正向沖擊的反應(yīng)值接近于零。

圖3　各變量對政府支出正向沖擊的脈沖反應(yīng)（模型2）

表3　政府支出的產(chǎn)出乘數(shù)（模型2）

下圖4是模型2中各變量對稅收正向沖擊的脈沖反應(yīng)。實際產(chǎn)出的反應(yīng)為負，第三季度的反應(yīng)最大，從第八季度開始逐漸趨向于穩(wěn)態(tài)。第四季度時，產(chǎn)出的累積乘數(shù)（見表4）為1.2297。之后，產(chǎn)出的累積乘數(shù)逐漸上升，在第十六季度時，產(chǎn)出的累積乘數(shù)上升至3.3865。同樣，在短期，增加政府支出對實際產(chǎn)出的乘數(shù)效應(yīng)要大于減稅對產(chǎn)出的乘數(shù)效應(yīng)，在長期內(nèi)，減稅對實際產(chǎn)出的乘數(shù)效應(yīng)作用更持久?？紤]到貼現(xiàn)的影響，現(xiàn)值累積乘數(shù)同樣略小于累積乘數(shù)。隨著稅收的增加，凈出口在前六個季度上升，小幅度下降之后逐漸趨近于穩(wěn)定。

圖4　各變量對稅收正向沖擊的脈沖反應(yīng)（模型2）

表4　稅收的產(chǎn)出乘數(shù)（模型2）

可以看到，無論是增加政府支出還是減稅，擴張性財政政策都會使凈出口在短期內(nèi)下降。為分析擴張性財政政策對出口、進口各自的具體影響，本文用出口額（x）和進口額（m）代替模型2中的凈出口，加入實際有效匯率（reer），構(gòu)建了六變量模型（模型3）。出口額、進口額和實際有效匯率對政府支出和稅收正向沖擊的脈沖反應(yīng)。如圖5和圖6所示，可以看到，政府增加支出或者減稅都會使出口額和進口額同時增加，使得實際有效匯率下降，本幣的對外價值和相對購買力下降。在短期內(nèi)，進口額的上升幅度總是大于出口額，因而使得經(jīng)常賬戶余額在短期內(nèi)下降。刺激性財政政策對經(jīng)常賬戶差額的以上影響也意味著，在短期內(nèi)，政府支出刺激了私人消費和投資，即對后兩者存在擠入效應(yīng)。原因是，政府支出乘數(shù)大于1，這說明政府支出g的上升導(dǎo)致產(chǎn)出y更大程度的上升，同時政府支出在短期造成凈出口（x-m）為負，均衡收入關(guān)系式y(tǒng)=c+i+g+（x-m）的滿足意味著c+i上升，即政府財政支出刺激了私人消費c和投資i。

（三）財政基本盈余對產(chǎn)出和價格的影響（模型4）

當(dāng)政府支出和稅收同時調(diào)整時，財政政策的產(chǎn)出作用受制于政府的財政狀況，同等程度的財政擴張，在財政赤字下和財政平衡或盈余下的產(chǎn)出效果是不同的。同時，財政政策對價格的影響反過來會影響財政政策的產(chǎn)出作用。在最近的二十年里，大量的文獻開始研究財政政策在價格決定中的作用，認為貨幣政策不再被視為決定價格水平的唯一因素，在一些特定的條件下，財政政策對價格水平的影響起到?jīng)Q定性作用。根據(jù)價格水平的財政理論（Fiscal Theory of the Price Level，F(xiàn)TPL，Leeper，1991［34］；Sims，1994［35］，1999［36］；Woodford，1994［37］，1995［38］，2001［39］；Cochrane，1998［40］，2001［41］，2005［42］），擴張性的財政沖擊（財政基本盈余下降）通過財富效應(yīng)刺激總需求，使得價格水平上升，從而降低政府債務(wù)的實際值，使得政府預(yù)算約束成立，而不需要財政基本盈余作出調(diào)整，而這一作用機制也是財政政策有效刺激產(chǎn)出的條件之一。

圖5　出口額、進口額和實際有效匯率對政府支出正向沖擊的脈沖反應(yīng)（模型3）

圖6　出口額、進口額和實際有效匯率對稅收正向沖擊的脈沖反應(yīng)（模型3）

通常用財政基本盈余代表政府的財政狀況，具體為稅收減去政府支出。本文用財政基本盈余（占GDP的比重ps）替換模型中2的政府支出和稅收，加入價格水平和經(jīng)常賬戶差額，構(gòu)建SVAR模型（模型4），以考察政府支出和稅收同時調(diào)整對產(chǎn)出和價格的影響。在識別方法上，本文采用遞歸方法（recursive approach）的短期限制。由于當(dāng)期產(chǎn)出對稅收可能產(chǎn)生影響，并且財政基本盈余是以占產(chǎn)出的比值表示，所以SVAR模型的排序為y，ps，ca，p。此時，假定產(chǎn)出不受同期其他變量影響，財政基本盈余只受同期產(chǎn)出影響，凈出口不受當(dāng)期價格水平影響。模型4中的脈沖反應(yīng)如圖7所示。

可以看到，面對財政基本盈余的正向沖擊，產(chǎn)出的反應(yīng)值一直為負，財政基本盈余的增加會使產(chǎn)出下降，而且作用時間較長。價格水平在短期內(nèi)上升，從第三季度開始下降。在長期內(nèi)，財政基本盈余的增加會使價格水平下降，這一結(jié)論與FTPL一致。凈出口的反應(yīng)值在第二季度至第十二個季度一直為正。

從價格水平的變化可以看出，當(dāng)期的財政基本盈余減少（如政府支出增加和減稅帶來財政赤字）時，一方面，財政政策通過乘數(shù)效應(yīng)直接刺激產(chǎn)出；另一方面，價格水平的上升使得政府債務(wù)的實際價值下降，不需要調(diào)整財政基本盈余滿足政府預(yù)算約束，李嘉圖等式不成立時的財富效應(yīng)令擴張性財政政策的產(chǎn)出效果更明顯①價格水平的上升也意味著貨幣政策的適當(dāng)配合可以使擴張性財政政策的刺激效果更顯著。。

圖7　各變量對財政基本盈余正向沖擊的脈沖反應(yīng)（模型4）

四、結(jié)論與未來的研究方向

本文運用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，在脈沖反應(yīng)函數(shù)的基礎(chǔ)上測算出我國的財政乘數(shù)，分析政府支出和稅收調(diào)整的宏觀經(jīng)濟影響。在乘數(shù)的測算中，還具體探討了開放經(jīng)濟條件下進出口項目、政府財政狀況對財政乘數(shù)的影響，以及財政基本盈余對價格的作用進而對財政政策效應(yīng)的影響。

本文的主要結(jié)論有：增加政府支出和減稅的乘數(shù)均為正，且大于1；在短期，增加政府支出的經(jīng)濟刺激效應(yīng)更顯著，在長期，減稅對產(chǎn)出的刺激效應(yīng)更持久；考慮到進出口的影響，政府支出增加和減稅都會在短期內(nèi)減少凈出口，但財政乘數(shù)變大，這意味著短期內(nèi)的政府支出增加和減稅對私人消費和投資產(chǎn)生擠入效應(yīng)；財政基本盈余與產(chǎn)出呈負向關(guān)系，與價格水平也呈負向關(guān)系，即擴張性財政政策令價格水平上升，進而增強了擴張性財政政策的效果。

在此次危機的應(yīng)對中，各國均采取了規(guī)模史無前例的財政擴張政策。但效果卻存在很大差異。次債危機后，我國刺激性財政政策起到了明顯的效果，2008年與2009年的產(chǎn)出增長率分別為9.6% 和9.1%①數(shù)據(jù)來源于IMF，WEO，2009年9月。，2010年的產(chǎn)出增長率預(yù)計約為10.5%。主要發(fā)達國家經(jīng)濟則經(jīng)歷了嚴重的衰退，2009年均出現(xiàn)負增長，其中美國GDP增長率為-2.6%，歐元區(qū)國家則為-4.1%。本文認為，我國擴張性財政政策效果更明顯取決于以下幾個方面：第一，與美國、歐盟等發(fā)達國家和地區(qū)相比，我國財政刺激計劃規(guī)模更大，且財政狀況好。2007年，我國財政余額和債務(wù)分別占GDP的0.9%和20.2%，2009年分別占-4.3%和20.9%。相應(yīng)地，G-20中發(fā)達國家這兩個指標在這兩年分別為-1.9%、78.8%和-10. 2%、100.6%。相對財政狀況差的國家，同樣的財政擴張在財政狀況好的國家，其效果會更強。第二，我國適度寬松的貨幣政策加強了財政政策的產(chǎn)出擴張效應(yīng)。第三，我國財政擴張主要是政府投資，其中基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和災(zāi)后重建分別占了總投資的37.5%和25%。在發(fā)達國家的財政刺激計劃中，政府消費和減稅所占的比例較大?！袄罴螆D效應(yīng)”將抑制消費，從而降低減稅的產(chǎn)出效果。

本文的研究肯定了我國次債危機后財政刺激的政策效果，同時也有一些具有重要政策含義的發(fā)現(xiàn)：第一，擴張性財政政策配合以寬松的貨幣政策，前者的產(chǎn)出效果將更顯著。但是，這一政策組合勢必會導(dǎo)致通貨膨脹。為此，要根據(jù)宏觀經(jīng)濟條件的變化適時調(diào)整財政政策和貨幣政策的組合。從這一點上看，我國將2011年貨幣政策的執(zhí)行方式從2010年的積極轉(zhuǎn)向穩(wěn)健，依然執(zhí)行積極的財政政策，這一政策組合的調(diào)整是恰當(dāng)?shù)摹５诙?，本文發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)，政府支出調(diào)節(jié)的產(chǎn)出效果更大，在長期，稅收調(diào)節(jié)的產(chǎn)出效果更大。在財政政策上，我國要重視稅收調(diào)節(jié)的作用，改變目前對政府支出的過度依賴。第三，本文發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)刺激性的財政政策會使凈出口減少，因此，在保證財政政策的產(chǎn)出效果的同時，需要貿(mào)易政策的配合來實現(xiàn)外部均衡目標。我國應(yīng)進一步加強財政政策、貿(mào)易政策以及貨幣政策的協(xié)調(diào)與配合?？偟膩砜?，財政狀況好、政府支出主要以政府投資形式進行，這樣背景下的財政擴張，其產(chǎn)出效果最強。政府投資空間的大小受制于經(jīng)濟發(fā)展階段，通常發(fā)展中國家該空間大于發(fā)達國家。但無論如何，保持良好的政府財政狀況是至關(guān)重要的。

有關(guān)財政政策的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)，尚存在大量研究空間。包括：政府支出和稅收的結(jié)構(gòu)對各部分產(chǎn)出組成（如私人消費和投資）的具體影響；政府支出的不同融資方式對產(chǎn)出效果的影響；擴張性財政政策所需的財政空間；不同經(jīng)濟周期下財政政策效果的差異，等等。這些問題均有待進一步研究。

［1］Romer，C.and J.Bernstein，2009，“The Job Impact of the AmericanRecoveryandReinvestmentPlan”，http://www.ampo. org/assets/library/184_obama.pdf.

［2］Romer，C.andD.Romer，2010，“TheMacroeconomicEffects ofTaxChanges:EstimatesBasedonaNewMeasureof FiscalShocks”，AmericanEconomicReview，100（3），pp. 763-801.

［3］Mountford，A.andH.Uhlig，2009，“WhatAretheEffectsof FiscalPolicyShocks？”JournalofAppliedEconometrics，24 （6），pp.960-92.

［4］Smets.F.andR.Wouters，2007，“ShocksandFrictionsinUs Business Cycles:A Bayesian Dsge Approach”，American Economic Review，97（3），pp.586-606.

［5］Cogan，J.，T.Cwik，J.Taylor and V.Wieland，2010，“New Keynesian Versus Old Keynesian Government Spending Multipliers”，Journal of Economic Dynamics and Control，34（3），pp. 281-95.

［6］Barro，R.andC.Redlick，2009，“MacroeconomicEffectsfrom Government Purchases and Taxes”，NBER Working Paper No. 15369.

［7］Leeper，E.，T.Walker，and Shu-Chun Susan Yang，2009，“Government Investment and Fiscal Stimulus in the Short and Long Runs”，NBER Working Paper No.15153.

［8］Sims，C.，1980，“MacroeconomicsandReality”，Econometrica，48，pp.1-48.

［9］Sims，C.，1986，“Are Forecasting Model Usable for PolicyAnalysis”FRBMN Quarterly Review，10（1），pp.2-16.

［10］Bernanke，B.，1986，“Alternative Explanations of the Money-Income Correlation”，NBER working paper No.1824.

［11］Christiano，L.，M.Eichenbaum and C.Evans，1999，“Monetary Policy Shocks:What Have We Learned and to What End？”Handbook of macroeconomics，1，pp.65-148.

［12］Blanchard，O.and R.Perotti，2002，“An Empirical Characterization of the Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes on Output”，Quarterly Journal of Economics，117，pp.1329-1368.

［13］Perotti，R.，2004，“Estimating the Effects of Fiscal Policy in Oecd Countries”，IGIER Working Paper No.276.

［14］De Castro，2006，“The Macroeconomic Effects of Fiscal Policy in Spain”，Applied Economics，38，pp.913-924.

［15］Caldara，D.andC.Kamps，2008，“WhatAretheEffectsof Fiscal Policy Shocks:A VAR-Based Comparative Analysis”，European Central Bank working paper No.877.

［16］Giordano，R.，S.Momigliano，S.NeriandR.Perotti，2007“The EffectsofFiscalPolicyinItaly:EvidencefromaVar Model”，EuropeanJournalofPoliticalEconomy，23（3），pp. 707-33.

［17］Burriel，L.，deCastro，D.Garrote，E.Gordo，J.ParedesandJ. Perez，2009，“Fiscal Policy Shocks in the Euro Area and the US”，Documentos de trabajo del Banco de Espana，30，pp.9-38.

［18］Favero，CandF.Giavazzi，2010，“Var-BasedandNarrative Measures of the Tax Multiplier”，manuscript，Universita Bocconi.

［19］Pappa，E.，2010，“Government spending multipliers:An international comparison”，http://pareto.uab.es/～evipappa/ffisinter_ md.pdf.

［20］Spilimbergo，A.，S.SymanskyandM.Schindler，2009，“Fiscal Multipliers”，IMF Staff Position Note，9（11），1.

［21］Ilzetzki，E.，E.Mendoza and C.Vegh，2009，“How Big（Small）Are Fiscal Multipliers”CEPR Policy Insight，39.

［22］李曉芳，高鐵梅，梁云芳.稅收和政府支出政策對產(chǎn)出動態(tài)沖擊效應(yīng)的計量分析［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2005，（2）.

［23］王文甫.價格粘性、流動性約束和中國財政政策的宏觀效應(yīng)［J］.管理世界，2010，（9）.

［24］Davig，T.and E.Leeper，2010，“Monetary-Fiscal Policy Interactions and Fiscal Stimulus”，European Economic Review，In Press.

［25］Toda，H.andT.Yamamoto，1995，“StatisticalInferencein Vector Autoregressions with Possibly IntegratedProcesses”，Journal of Econometrics，66，pp.225-250.

［26］Lütkepohl，2005，“New Introduction to Multiple Time Series Analysis”，Springer，Berlin.

［27］Fatas，A.andI.Mihov，2001，“TheEffectsofFiscalPolicy on ConsumptionandEmployment:Theory andEvidence”，CEPR Discussion Paper，No.2760.

［28］Perotti，R.，2007，“In search of the transmission mechanism of fiscale policy”，NBER Working Paper No.13143.

［29］Uhlig，H.，2005，“What Are the Effects of Monetary Policy on Output？Results from an Agnostic Identification Procedure”，Journal of Monetary Economics 52（2），pp.381-419.

［30］Ramey，V.and M.Shapiro，1998，“Costly Capital Reallocation and the Effects of Government Spending”，Carnegie-RochesterConferenceSeriesonPublicPolicy，48（June），pp. 145-194.

［31］Edelberg，W.，M.Eichenbaum and J.Fisher，1999，“Understanding the Effects of a Shock to Government Purchases”，Review of Economic Dynamics，2（1），pp.166-206.

［32］Eichenbaum，MandJ.Fisher，2005，“FiscalPolicyinthe Aftermath of 9/11”，Journal of Money，Credit and Banking，37（1），pp.1-22.

［33］Ramey，V.，2007，“Identifying Government Spending Shocks: It’s all in the Timing”，University of California，San Diego （mimeo）.

［34］Leeper，E.，1991，“Equilibria under Active and Passive Monetary Policies”，Journal of Monetary Economics，27，pp.129-147.

［35］Sims，C.，1994，“ASimpleModelforStudyofthePrice Level and the Interaction of Monetary and Fiscal Policy”，Economic Theory，4，pp.381-399.

［36］Sims，C.，1999，“The Precarious Fiscal Foundations of EMU”，DNB Staff Reports 34，Netherlands Central Bank.

［37］Woodford，M.，1994，“Monetary Policy and Price Level Determinacy in a Cash-in-Advance Economy”，Economic Theory，4，pp.345-380.

［38］Woodford，M.，1995，“Price Level Determinacy without Control ofaMonetaryAggregate”，CarnegieRochesterConference Series on Public Policy，43，pp.1-46.

［39］Woodford，M.，2001，“Fiscal Requirements for Price Stability”，Journal of Money，Credit and Banking，33，pp.669-728.

［40］Cochrane，J.H.，1998，“A Frictionless View of U.S.Inflation”，NBER Macroeconomics Annual 1998，MIT Press，pp.323-421.

［41］Cochrane，J.H.，2001，“Long Term Debt and Optimal Policy in the Fiscal Theory of the Price Level，”Econometrica，Vol.69，No.1，pp.69-116.

［42］Cochrane，J.H.，2005，“Money as Stock”，Journal of Monetary Economics，52，pp.501-528.

（責(zé)任編輯：趙旭國）

Estimating the Fiscal Multiplier in China：A Structural VAR Approach

JIN Yu-ying1，ZHANG Zhi-dong2
（1.School of International Business and Administration，Shanghai University of Finance and Economics，Shanghai 200433，China；2.The People's Bank of China，Shanghai Head Office，Shanghai 200120，China）

This paper employs the structural VAR model and the identification approach developed by Blanchard and Perotti（2002），estimating the fiscal multiplier from the impulse response，to analyze how fiscal policy affect output and price level in China.The main results can be summarized as follows：the output multipliers of government spending and tax are both positive and bigger than one；the government spending increasing is more effective than tax cut to stimulate the output in the short run，however，the multiplier effect of tax cut is more effective in the long run；both government spending increasing and tax cut have negative effect on net export in the short run，which means the expansionary fiscal policy crowding in private consumption and investment；the fiscal primary surplus has the negative effect on price level，indicating that the inflation is a by-product of the expansionary fiscal policy.

fiscal policy；government spending；tax；fiscal multiplier；SVAR

F810.42

A

1671-0304（2015）06-0088-12

2015-08-05［網(wǎng)絡(luò)出版時間］2015-11-30 12：56

靳玉英（1973-），女，天津?qū)幒尤?，上海財?jīng)大學(xué)國際工商管理學(xué)院副院長、教授、博士生導(dǎo)師，主要從事宏觀經(jīng)濟政策、匯率行為、國際收支研究；張志棟（1984-），男，河南南陽人，上海財經(jīng)大學(xué)國際工商管理學(xué)院博士研究生，中國人民銀行上?？偛抗ぷ魅藛T，主要從事宏觀經(jīng)濟政策研究。