郭文 曹建海 程灵沛

摘要：文章选用我国1978年-2014年时间序列数据，利用H-P滤波估计我国潜在产出和产出缺口，通过建立VAR模型并利用脉冲响应函数和方差分解分析我国经济波动与财政政策之间的因果关系。结果表明：经济波动和财政政策之间存在因果关系，但财政收入政策与经济波动之间的因果关系具有不对称性，且财政政策，尤其是财政支出政策，对经济波动的反应并不敏感。因此，需要改变财政支出的刚性特征，同时调整财政收入结构，以增强财政政策平稳经济波动的作用。

关键词：经济波动；产出缺口；财政支出；财政政策

一、 引言

改革开放以来，我国每一次经济波动都伴随着财政政策相应的调整，财政政策在一定程度上对经济波动起到了平滑作用，但也可能产生潜在的风险，如2008年四万亿投资，虽然遏制了我国经济的颓势，但也带来投资过度膨胀，房价持续高企等经济现象。所以，我们应该更着眼于财政政策对经济波动的长期效应。

近年来，有国内学者提出财政政策主导论，即我国经济波动主要由财政政策波动引起，为此我国必须高度重视财政政策的实施，以充分发挥其平稳经济的作用。诚然，财政政策与经济波动之间存在影响关系，其传导机制为：正（负）的意外冲击→经济高涨（衰退）→正（负）的收入冲击、负（正）的支出冲击→财政赤字减少（增加）（Michal B & Joanna S G，2010）；然而，经济波动与财政政策之间的作用关系往往并不是单向的，意外冲击造成的经济波动对财政收支产生影响的同时，也会受到财政收支变动的作用（Agnese S & Simone S，2015）。可见，财政政策和经济波动是一个双向作用的过程。

此外，基于不同的方法，国内学者对财政政策与经济波动的关系进行了研究。王立勇（2009a）采用脉冲响应函数，验证了我国财政政策的价格效应和产出效应存在显著非对称性；进一步地，利用巴罗—格罗斯曼一般非均衡模型对财政政策的非线性效应进行理论研究，结果显示，我国财政政策具有显著非线性效应（2009b）。张馨（2007）运用时间一致性理论，分析我国财政政策对经济波动的影响，研究结果表明，财政政策中政府支出是经济波动最重要的影响因子，等等。针对财政政策的负面效应等现实问题，本文基于现有文献研究方法，通过构建VAR模型并利用脉冲响应函数和方差分解分析我国财政政策与经济波动的相关关系，具有较强的现实意义。

二、 变量度量和数据处理

基于数据的全面性和研究的现实参考性，本文选取1978年～2014年数据作为分析样本，数据来源于中经网。为消除异方差并保证数据平稳性，对所有变量取自然对数。

1. 变量度量。

（1）经济波动的度量。在学术界，经济波动的度量指标较多，例如结构预算余额、财政赤字/国内生产总值等，本文选取较为流行的产出缺口作为经济波动的度量指标。具体步骤如下：首先利用H-P滤波估计潜在产出和产出缺口，然后运用产出缺口度量经济波动。Hodrick和Prescott（1980）提出H-P滤波，其基本原理是从lngdp序列中分离出lngdpt序列，时间序列lngdpt通常被定义为最小化下式的解：

其中，lngdp表示现实产出，lngdpt表示潜在产出，即现lngdp-lngdpt实产出的趋势部分，表示产出缺口，即现实产出的波动部分。

（2）财政政策的度量。目前多数文献采用财政赤字度量财政政策，鉴于财政赤字主要由财政收入和财政支出两部分构成，本文用公共财政收入和公共财政支出度量财政政策的波动，同时考虑到通货膨胀因素可能对我国经济波动和财政政策产生影响，为此把CPI纳入模型变量中。

2. 数据处理。对时间序列数据进行平稳性检验，产出缺口的ADF检验结果为：p=0.172 4>0.1，接受存在单位根的原假设，即产出缺口序列是非平稳序列。然后对其一阶差分进行ADF检验，p=0.000 5<0.01，在1%的显著性水平上拒绝原假设，即一阶差分后不存在单位根，产出缺口是一阶单整序列。同理，对模型中其他几个主要变量进行相同的ADF检验，结果表明它们都是一阶单整序列。

三、 VAR模型设定

首先，基于序列平稳性检验，对经济波动、财政收入、财政支出和CPI四个变量进行格兰杰因果关系检验，检验结果显示：经济波动和财政收入互为因果关系，经济波动和财政支出存在单向因果关系，即经济波动是引起财政支出变化的因，而不是财政支出变化的果；但考虑到我国可能存在财政支出刚性，以及相关误差的影响，暂且把财政支出看做经济波动的因而将其引入接下来的VAR模型分析中。

其次，要构建VAR模型需要确定变量滞后阶数，下面运用LR、FPF、AIC和SC准则确定各变量阶数，结果如表1。

表1显示，检验结果中多数准则认为变量滞后四阶为最优，滞后四阶的VAR模型可以表示为：

四、 模型结果分析

从回归结果中的t统计量可以看出，只有1/3的滞后项在统计上是显著的，但由于参数是否显著不为零并不是VAR模型关注的重点，所以在构建VAR模型时保留了各滞后变量。VAR模型的回归结果显示：R2=0.818 9，AdjR2=0.611 9，且AIC和SC信息量的值较小，说明模型整体拟合效果较好，可以用来分析所要研究的问题。

为了更清楚地看出一个变量对另一个变量冲击的反应，下面给出相应的脉冲响应路径，同时为了使结果简明易懂，脉冲响应路径用Multiple Graphs来表示，相关结果如图1所示。

图1显示，经济波动对自身一个Cholesky標准差新息的响应具有强烈性和持久性，说明我国经济波动具有累积效应，且这种累积效应逐渐递减；财政支出对经济波动一个Cholesky标准差新息的响应比财政收入更快，且呈现陡升陡降的特征，而财政收入的响应相对持久。在经济波动前期，为稳定经济可能会运用财政支出政策来调节经济，因而财政支出表现出陡升陡降的特点，但由于我国财政支出具有刚性和顺周期特征，在经济波动后期，财政支出的响应没有财政收入剧烈，且很可能导致财政支出无法对经济波动作出逆向调节。

图2显示，经济波动对财政收支一个Cholesky标准差新息的响应均较弱，且对财政支出的响应更弱，说明我国财政政策对经济的调节作用没有得到充分地发挥，至少财政支出对经济的调节作用甚微。为此，有必要改变我国财政支出刚性和顺周期的特性，以更好地发挥财政支出政策调节经济的作用。

进一步地，为了更具体地分析经济波动、财政支出和财政收入变化中其他各变量的贡献率，下面对以上三个变量分别进行方差分解，结果如表2。

表2显示，财政支出（第四列）对经济波动的贡献甚微。在第六期后各个因素的贡献率基本趋于稳定，其中CPI贡献率为12%左右，且保持上升的趋势，说明物价水平对我国经济波动有较大的影响；财政收入的贡献率维持在24%左右的较高水平，这与第三部分的格兰杰因果关系检验结果相符合，即财政收入是经济波动的因，而财政支出则不是，因此在重视财政收入政策对经济波动影响的同时，要关注财政支出政策在调整经济方面所面临的问题。

从表3和表4中可以看出，第七期后各因素对财政支出和财政收入的贡献率基本趋于稳定，其中经济波动的贡献率最小，仅有7%左右，反应了我国财政支出的刚性特征；而CPI的贡献率较大，维持在40%左右的高位水平，说明我国财政政策受物价因素影响较大。因此在研究我国财政政策与经济波动的关系时，有必要考虑价格因素的影响。

五、 结论与政策建议

从上述对我国经济波动与财政政策关系的研究，可以总结以下几点结论：

1. 总体上看，我国宏观经济和财政政策具有明显的波动性，其中价格因素发挥了很重要的作用。从方差分解结果中可以看出：CPI对经济波动的贡献率为11%左右；对财政收入波动的贡献率达到37%左右；而对财政支出波动的贡献率更是高达50%左右。虽然我国一直呼吁控制物价，但不可否认，我国目前的价格水平还没有达到所设定的“价格稳定”的标准，因而关注价格水平和价格影响因素的变化理应成为我国宏观调控的重点，至少目前情况是这样。

2. 我国财政支出具有刚性特征，对经济波动的反应不明显，且其调节经济的作用并没有完全发挥出来。从脉冲响应路径和方差分解可以看出，我国财政支出对经济波动的响应逐渐减弱，且对经济波动的贡献微小，说明我国财政支出政策仍然存在很大的改进空间，为此需要改变我国财政支出的刚性特征，有时甚至需要适当地调整财政支出的方向，以提高财政支出对经济波动的敏感性，充分发挥其调节经济的作用。

3. 我国财政收入与经济波动的双向因果关系具有不对称性。从脉冲响应路径和财政收入的方差分解结果中可以看出，财政支出对经济波动反应并不显著，经济波动对财政支出波动的贡献率不到7%；而从经济波动的方差分解结果中发现，财政收入对经济波动的贡献率高达22%左右，即财政收入可以解释经济波动的1/4左右，而经济波动仅能解释财政收入波动的1/14左右。因而应该适当调整财政收入政策，增强财政政策与经济波动的互动效应。

综上所述，通过建立VAR模型并利用脉冲响应函数和方差分解，可以看出我国财政政策和经济波动之间存在一定的因果关系，但财政收入与经济波动之间的双向因果关系具有不对称性，且财政政策，尤其是财政支出政策，对经济波动的调控作用较弱。因而需要调整我国财政政策结构和方向，改变我国财政支出的刚性特性，同时协调不同政策工具的调控力度和方向，以增强财政政策对经济波动的平滑作用。

参考文献：

[1] Agnese S， Simone S.The Impact of National Fiscal Rules on the Stabilization Function of Fiscal Policy[J].European（下转第54页） Journal of Political Economy，2015，（37）：1-20.

[2] Michal B， Joanna S G.The Impact of Rules on Fiscal Policy Volatility[J].Journal of Applied Economics，2010，（2）：205-231.

[3] 董直庆，滕建洲.我国财政与经济增长关系：基于Bootstrap仿真方法的实证检验[J].数量经济技术经济研究，2007，（1）：13-21.

[4] 付敏杰.市场化改革进程中的财政政策周期特征转变[J].财贸经济，2014，（10）：17-31.

[5] 罗英，聂鹏.后危机时代中国财政政策的动态效应分析——基于DSGE模型的数值模拟[J].经济学家，2011，（4）：53-62.

[6] 吕朝凤，黄梅波，陈燕鸿.政府支出、流动性冲击与中国实际经济周期[J].金融研究，2013，（12）：30-43.

[7] 马勇.中国的货币财政政策组合范式及其稳定效应研究[J].经济学（季刊），2015，（10）：173-196.

[8] 饶晓辉，刘方.政府生产性支出与中国的实际经济波动[J].经济研究，2014，（11）：17-30.

[9] 王彬.财政政策、货币政策调控与宏观经济稳定——基于新凯恩斯主义垄断竞争模型的分析[J].数量经济技术经济研究，2010，（11）：3-18.

[10] 王立勇，李富强.我国相机抉择财政政策效应与非对称性的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2009，（1）：58-66.

[11] 王立勇，刘文革.财政政策非线性效应及其解释——兼论巴罗—格罗斯曼宏观一般非均衡模型在中国的适用性[J].经济研究，2009，（2）：65-78.

[12] 张馨，康锋莉.中国相机抉择型财政政策：时间一致性分析[J].管理世界，2007，（9）：17-26.

[13] 王文甫.价格粘性、流动性约束与中国財政政策的宏观效应——动态新凯恩斯主义视角[J].管理世界，2010，（9）：11-25.

作者简介：曹建海（1967-），男，汉族，河北省永年县人，中国社会科学院工业经济研究所研究员、博士生导师，研究方向为工业投资与市场、工商管理与土地经济；郭文（1987-），男，汉族，湖北省荆州市人，中国社会科学院研究生院经济学博士生，研究方向为产业经济、经济波动；程灵沛（1991-），男，汉族，河南省平顶山市人，西部证券固定收益部高级经理，研究方向为债券定价、债市走势等。