中国财政政策动态效应的实证分析_1998_2004

收稿日期: 2004 11 30 作者简介:孙 � 磊 ( 1979 ),男,山东临沂人,北京大学经济学院博士生,主要研究方向为宏观经济学、宏观计量经济学。 财贸研究 � 2006. 1 中国财政政策动态效应的实证分析: 1998~ 2004 孙 � 磊 (北京大学 经济学院,北京 100871) 摘 � 要:本文对中国 1998~ 2004年间实行的积极性财政政策的动态效应进行了实证研究。基 于对数据性质的考察,我们选用了结构性 VECM模型来研究。在结构性模型中,我们引入了长期 约束和短期约束来识别宏观经济变量中的冲击向量, 并利用脉冲响应函数和方差分解的方法,对冲 击向量的动态效应进行实证研究。模型的实证结果 表 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 明,财政支出冲击对总产出具有正向效应而 税收收入冲击则具有负向效应,且支出冲击的正效应略大于税收收入的负效应。该结论印证了凯 恩斯主义关于财政政策的主要结论。同时实证结果对我国 1998年以来的积极财政政策的效果给 予了支持:增加财政支出的效应很大程度上被同期税收收入的增长所抵消,财政政策对产出的贡献 并不像预期的那么显著。 关键词:财政冲击; VECM;脉冲响应函数; 方差分解 自凯恩斯以来,财政政策对产出的效应一直是经济学研究的一个热点, 然而直到现在, 研究者对该 问题在理论上和实证中都存在着显著的分歧。凯恩斯理论和新古典理论等对财政政策的效应给出了不 同的理论阐释, 引发了大量经济学家的实证研究, 如经典的 IS- LM 模型和上世纪 70年代起流行的联 立方程宏观计量模型等。自 Sim s( 1980)对联立方程模型的批评以来,向量自回归 ( VAR)的方法被广泛 应用于经济政策的动态效应分析之中。由于 VAR包括了变量间的相互作用从而不需要对变量的内生 性和外生性预先假定,该模型在政策分析中取得了良好的实证效果并被广泛应用, 如对货币政策 ( Ber� nanke andM ihov, 1998)和汇率政策的分析。但对于财政政策,传统上以定性化的描述和简单的回归分 析为主,直到最近几年,财政冲击 ( fiscal shocks)作为波动的来源才被引入到 VAR的框架中,以此来分 析财政政策的动态效应,并取得了显著的解释效果。 B lanchard和 Pero tt i( 2001)最先用 VAR模型来分 析美国的财政政策,并用经济理论中得出的长期约束进行了结构行估计。 Perotti( 2003)拓展了 VAR模 型,引入了 OECD国家的货币和财政政策变量,而 Fatas和 M ihov( 2001)加入了消费、就业等变量进一步 考察了财政冲击的影响,类似的研究还见于 Favero( 2002)等。 在我国,对财政政策效果的研究,多数采用在静态经济模型中估计财政支出和收入乘数效应的静态 分析方法。如李生祥和丛树海 ( 2004)建立了消费方程、投资方程等, 对财政政策的效应进行了回归估 计,计算了积极性财政政策的收支乘数。高铁梅、李晓芳和赵昕东 ( 2002)估计了 20世纪 90年代财政 政策的 IS LM季度模型 , 计算了政府支出乘数和包含挤出效应的财政政策乘数。谷宇和陈磊 ( 2003) 首先采用结构性 VAR模型来估计我国财政政策和货币政策的影响,结论是财政政策对产出的效果并不 显著。但是,他们在对结构性 VAR模型进行估计时直接采用了 Cho leskey的分解方法, 而这种对结构性 财政冲击的分解方法忽视了变量的即期作用, 因而不够严谨,不能准确反映财政冲击的实际值。 本文考察了 1998~ 2004年我国总产出和财政收支等宏观经济变量,并基于变量的数据特点采用结 �59� 构性 VECM方程来研究财政变量的性质。文章结构如下:首先考察了 1998~ 2004年间宏观经济变量 的平稳性质和协整性质。然后,对文章采用的结构性 VECM模型和识别方法进行了介绍,并采用了长 期约束和短期约束的方法来识别模型中的财政冲击向量。最后,基于模型的结果,利用模型的脉冲响应 函数和方差分解对模型进行分析,以实证结果对财政政策的动态效应进行了解释。 一、数据和性质 在分析中,我们采用了 3个宏观经济变量: Y(产出 )、G(财政支出 )和 T (税收收入 )。数据取自中 国经济景气月报和中国经济信息网, 样本区间从 1998年 1月到 2004年 8月,数据序列都进行了季节性 调整 ( X- 11方法 )。特别地,我们采用了工业增加值并取对数来作为经济中产出的指标,并对 G和 T 序列也取对数以消除序列的异方差。 1. 平稳性检验 我们首先对变量序列用增广的迪基 -富勒检验 ( ADF)来检验平稳。在检验方程的趋势项中,原序 列的检验方程中包含了时间趋势和常数项;而差分序列的检验方程则仅包含了常数项。变量的滞后项 由 Aka ike( 1974)检验准则 ( A IC)来确定。 从检验结果 (见表 1)可以看出, 对变量序列 Y、G、T, 原序列的检验在 5%的置信水平下都接受零假 设,而对一阶差分序列的检验结果则是在 5%的置信水平下拒绝原假设。由于零假设表示变量序列是 非平稳的,因此我们可以得出结论:变量序列 Y、G、T是不平稳的,且是一阶单整 I( 1)的。 � � � � 表 1 平稳性单位根检验 变 � 量 ADF滞后项 趋势项 ADF检验统计量 临界值 ( 5% ) Y 3 ( t, c) - 2. 29 - 3. 48 G 3 ( t, c) - 1. 66 - 3. 48 T 2 ( t, c) - 3. 11 - 3. 48 dY 1 ( c) - 8. 45 (* ) - 2. 90 dG 2 ( c) - 8. 31 (* ) - 2. 90 dT 1 ( c) - 9. 49 (* ) - 2. 90 � � � 注: ( 1)第 2列是依据 A IC准则确定的滞后阶数。 ( 2)第 3列是检验方程中包含的趋势项, 其中 t为时间趋势, c为常数项。 ( 3) (* )表示拒绝零假设,临界值来自 M ack innon( 1991)。 2. 协整检验 进一步地,我们利用协整检验方法来寻求这些变量间的长期关系, 这里我们采用 Johansen检验的方 法。根据 Johansen( 1988)、Johansen和 Juselius( 1990) ,我们采用迹统计量和最大根统计量来检验零假 设。我们在简单 VAR模型中进行估计并比较, 从而设定了检验方程变量中包含的常数项和时间趋势 项,并仍然采用 A IC准则来决定滞后项。协整检验结果见表 2。 � � � � 表 2 Johansen检验: Y, G, T H0 T race Sta tistic T race C ritica l Value( 5% ) M ax- E igen Sta tistic M ax- E igen C ritical Va lue( 5% ) r= 0 38. 12(* * ) 29. 68 29. 16(* * ) 20. 97 r1 1 8. 96 15. 41 8. 62 14. 07 r 2 0. 34 3. 76 0. 34 3. 76 � � � 注: ( 1) (* * )表示在 5%的置信水平下拒绝原假设,临界值来自 M ack innon( 1991)。 ( 2)检验中的滞后项, 根据 A IC准则确定为 3。 以上结果表明,迹统计量 38. 12和最大根统计量 29. 16在协整秩 r= 0的零假设下被同时拒绝 ( 5% 置信水平 ), 而协整秩 r 1的零假设被同时接受。这表明, 在三个宏观经济变量序列中,存在着 1个协 整关系。 �60� 从以上的平稳性检验和协整检验,我们可以看出, Y、G和 T三个宏观经济变量序列都是非平稳的, 而且存在着一个长期的协整关系。这样,我们在利用 VAR模型来研究变量间的相互作用和动态影响 时,必须考虑到这种非平稳性和协整关系。因此,我们构造结构性的误差修正模型 ( SVECM )来研究, 可 以说, 这是对 VAR模型的扩展。 二、模型与财政冲击的识别 从标准的 VAR( p)模型出发, � � yt= A1 yt- 1 + A2 yt- 2 + !+ A p yt- p + CD t+ �t 其中, yt是变量序列的向量 ( y1, t, y2, t! yk, t ) ∀, D t是时间趋势项, �t是残差项且满足正态分布。 如果 VAR中的变量间有协整关系,则我们可以结合误差修正模型 ( ECM )而得到 VECM ( p)如下: Vy t= � yt- 1 + Vyt- p + C* D t+ B!t 其中, � = ∀#∀矩阵的秩 r为变量间协整关系的个数,且 r k; �t是模型的残差向量。然而在实证研 究中,我们感兴趣的不是模型的残差向量 �t,而是真实的财政冲击向量 !t, 因此我们需要利用模型的残 差向量来识别真实的冲击向量 (即结构性模型中的结构性冲击 )。结构性 VECM模型表示如下: AV yt = � yt- 1 + 1Vyt- 1 + !+ 1Vyt- p + C* D t+ B!t 对比上式可见, � t= A- 1 B!t, 记 K= A - 1B,则有, �t= K!t 这样,我们就可以先通过 VECM模型的估计得到模型的残差向量, 然后利用残差向量和财政冲击 向量的关系来得到矩阵 K,从而识别出结构性冲击, 即真实的财政冲击向量。在基准的估计方程中, 我 们需要估计 K2个参数, 这需要施加 K 2个约束条件。首先, 由 �t = K!t, 我们有: � � = E ( �t�∀t ) = K � !K∀。由于假设了财政冲击是正交的单位冲击, 因此我们可以从该协方差方程中得到 k( k + 1) /2个 约束方程。我们还需要寻找其他的约束条件, 这就是财政冲击的识别 ( Identificat ion)问题。 财政冲击的识别是该财政政策动态效应研究的核心问题,相关综述可参见 Perotti( 2002 )、C laeys ( 2003)和 K rusec( 2004)。目前, 主要有三种方法来识别财政冲击。一是 Cho lesky识别,参见 Fatas和 M ihov( 2001)、Favero( 2002)。他们假设矩阵 K是下三角形矩阵,这意味着假设财政变量和产出变量之 间没有双向的影响:要么财政变量对产出冲击没有反应 ( Fatas andM ihov, 2001) ,要么产出变量对财政 冲击没有影响 ( Favero, 2002)。这往往是一个过强的假定。二是符号约束识别, 参见 Mountford和 Uh lig ( 2002)。它需要事先假定多个模型中冲击对变量的影响方向,但是识别得到的结果往往并不唯一。三 是 B lanchard- Perrot i方法,最初由他们二人在 2001年提出,并由 Perotti( 2002)发展。它基于经济理论, 区分了财政政策的自动效应和相机抉择效应, 并利用外部信息估计了税收对产出的弹性作为模型中的 一个参数。这个方法得到了广泛的引用, 如 Castro( 2003)、Bad inger( 2004)等。在他们的论文中,财政冲 击和模型残差的关系式为: 方程 1: tt = a1 xt + a2!gt + !tt 方程 2: gt= b1 xt+ b2!tt+ !gt 方程 3: xt= c1 tt + c2 gt + !xt 这里,由于财政支出被假定为对产出变动没有即期反应 ( b1 = 0, 解释为财政支出的决策时滞 ), 且 对当期税收冲击没有反应 ( b2 = 0,解释为政府支出调整先于税收调整 ), 这两个假设是识别模型的短期 约束条件。此外,他们还利用了各类税收和转移支付的数据来估计税收对产出的弹性作为模型中的参 数,最终识别模型中的冲击向量。 但是,在我们的模型中,我们使用长期约束而不是税收对产出的弹性作为模型约束条件。通过对前 面数据的考察,我们发现宏观经济变量间存在一个协整关系,而且税收冲击 !t对财政支出的长期效应 �61� 不显著。因此,根据变量间的协整关系,我们采用税收冲击对财政支出的长期效应为零这样一个长期约 束条件,并和前面的短期约束条件结合起来以识别模型中的冲击向量。这样, 通过这些约束方程,我们 就可以得到真实的冲击向量 # ,并进而利用 VAR的脉冲响应函数和方差分解来研究宏观经济变量对真 实的经济冲击的反应。 三、模型结果:脉冲响应函数和方差分解 在结构性 VECM中, 结构性冲击的脉冲响应函数 ( Impu lse R esponse Funct ion, IRF)可以容易地推导 得到。由格兰杰表示定理 ( Johansen, 1995) , VECM可以被表示为移动平均形式 (MA )如下: yt = C ( 1) �t i= 1 ( �i+ ∃ D i ) + C1 ( L ) ( �t+ ∃ D t ) + y0 = ∃ �t i= 1 �i+ ∃ * ( L ) �t+ y*0 相应地,可以表示成冲击向量的形式: � � � yt= ∃ K�t i= 1 !i+ ∃ * ( L ) K!t + y*0 这样,通过计算就可以得到脉冲响应函数 IRF。这里, 财政支出冲击 !g和税收收入冲击 !t的脉冲 响应函数可见图 1。我们看到,支出冲击对产出有一个明显的正向效应。这种效应在开始时较小,并随 着时间逐渐增强。两个月后影响超过 1%,而半年后效应大约为 3%, 这可以解释为财政支出对产出的 滞后效应。模型估计的滞后期比我们通常预计的要小, 但是与王雪标和王志强 ( 2001)的结果较为一 致:他们采用了产出和财政支出的相关系数的方法来估计滞后值,其结论是平均时滞为 4个月。相反, 税收收入冲击对经济产出则有负向效应, 而且这种效应要比财政支出略弱, 这可以从 bootstrap置信区间 上看到。类似地,税收冲击也有一个时滞,且时滞和政府支出大体相等,也大约为 4个月。 通过对两个脉冲响应函数的比较,我们可以看出,财政支出的效应要比税收收入的效应略强,财政 支出冲击对产出的正效应在很大程度上被税收收入的负效应所抵消。这个结论和凯恩斯主义的结论不 同:他们的财政支出的乘数大于税收收入的乘数, 平衡预算对经济产出有明显的贡献。这解释了自 1998年来的积极财政政策实行中,尽管财政支出的快速增长并对产出具有正向效应, 但财政支出的正 效应很大程度上被迅速增长的税收收入负效应所抵消。因而, 积极性财政政策对经济增长的实际贡献 并不是像凯恩斯理论预计的那么大。 图 1� SVECM 的脉冲响应函数 此外, 我们通过计算模型的预测误差分解 ( Forecast Variance Decomposition, FDV )来估计各种冲击 �62� # 模型的估计使用了 JMUT I软件,并使用了 VECM模块进行估计。在结构性冲击变量识别时,选择了结构性方程是 B mode,l且滞 后阶数 lag= 4进行估计,得到财政的冲击向量,并进而递归得到脉冲响应函数。 对宏观经济变量的相对重要程度,这可通过将预测误差分解为各个财政冲击引起的误差之和来得到。 根据 H am liton( 1994)、Bre itung和 Bruegemann( 2004) , 基于我们得到的财政冲击 (即结构性冲击 !t ) ,我 们有 h步预测误差为: � � 表 3 � 产出的方差分解 (百分比 ) 滞后期 !Y !G !T 1 93 0 7 3 82 14 4 5 74 16 10 10 66 20 14 15 63 22 15 � � � yt+ h - yt= %0!t+ h + %1!t+ h- 1 + !+ %h- 1!t+ 1, 从而有 � � � &2t ( h) = �h- 1 i= 0 ( %2,l i + ! + %2,l i ) 结构性 VECM模型中产出的误差分解结果可见表 3。从表 3可以看出,产出的变动主要由自身引起,尤其是在短期。在第 3期 (一个季度 )以后, 财政冲击的影响开始显著, 达到将近 20%。在第 10期以后财政冲击的影响接近 40% ,并趋于稳定。 同时, 政府支出的效应相比税收收入的冲击影响更为显著,且在 长期中也是如此,如在 15期分别是 22%和 15%。 四、 总结 初级经济法重点总结下载党员个人总结TXt高中句型全总结.doc高中句型全总结.doc理论力学知识点总结pdf 和进一步研究 通过上文实证分析,我们发现我国财政政策的动态效应和凯恩斯主义的结论类似:财政支出对总产 出具有正效应,而税收收入则具有负效应。这对政府在经济发展过程中采用干预经济的政策提供了证 据支持。实证结果还表明,财政支出冲击的正向效应略强于税收收入的负向效应。这解释了自 1998年 来积极财政政策对产出的效果并不很理想的原因:财政支出的正向效应被税收收入的增长部分抵消。 模型对这一结论提供了有说服力的实证。 进一步的研究是,可以考察财政冲击对产出的具体组成 (如投资、消费和出口等 )的影响; 同时, 引 入货币冲击以及价格水平,综合考察宏观经济变量对经济中冲击的反应,这也是对真实经济周期理论 ( RBC )的发展和应用。 参考文献: 高铁梅,李晓芳,赵昕东. 2002. 我国财政政策乘数效应的动态分析 [ J]. 财贸经济 ( 2) . 谷宇,陈磊. 2003. 基于结构 VAR模型对中国财政和货币政策的动态效应分析 [ C ] ∃第三届数量经济学年会论文. 李生祥,丛树海. 2004. 中国财政政策理论乘数和实际乘数效应研究 [ J]. 财经研究 ( 1) . 马薇. 2004. 协整理论与应用 [M ] . 天律:南开大学出版社. 王雪标,王志强. 2001. 财政政策、金融政策和协整分析 [M ] . 大连:东北财经大学出版社. 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Empirical Research on Dynam ic Effects of Fiscal Policy in China: 1998- 2004 SUN Lei ( School of E conom ics, Peking University, Be ijing 100871) Abstract: Th is papermakes some research on the dynam ic effects of expansionary fiscal po licy betw een 1998 and 2004 in Ch ina. Based on the nature of the data, w e choose structuralVECM mode l in our estim a� t ion. H ere, both long�run and short�run restrictions are used to ident ify the fiscal shocks and then impulse response function and variance decomposition are used to describe the effects. Results show that governmen t spend ing shocks have positive effects on outpu,t wh ile tax revenues have negative effects, wh ich suppo rts the trad it iona lK eynesian e ffects. A lso, the resu lts g ive suppo rt to the effects of the expansionary fiscal po licy since 1998: the effects are not as sign ificant as expected, as the effects from governm ent spend ing are partly coun� teracted by tax revenue. Key words: fisca l shocks; VECM; impulse response funct ion; variance decomposit ion (责任编辑 � 刘志炜 ) (上接第 31页 ) The Rural F inancial System from the Functional Perspective LIU H ong ( School of E conom ics& M anagem en,t Tong jiUniversity, Shanghai 200092) Abstract: The so lution of three rural problems depends on the deepening of f inanc ial system reform. This paper presents som ew ays and means to deepen our rural financial system reform from the functional perspec� t ive o f financ ia l theory. It first ly d iscusses the deficiency o f our rural f inanc ial system functions. Then it e� duces the appropriate function by ana lyzing the rura l financial demands. In conclusion it states that amu lt ifari� ous financia l system, foundat iona l facilities and public po licy invo lv ing in rura l finance are indispensable. Key words: functiona l perspective of financia l theory; rural financia l system; foundational facilities; public po licy (责任编辑 � 刘志炜 ) �64�