周 波 张凯丽

一、引言

作为政府宏观经济调控工具箱中的重要选项之一，以政府支出和税收为主要工具的财政政策，自20世纪30年代以来一直在宏观经济稳定中发挥着重要作用。尽管20世纪70年代因为“滞涨”的强有力挑战，以货币主义、理性预期和供给学派为突出代表，新经济自由主义取向的理论批判，以及美国里根和英国撒切尔政府的改革实践，都质疑了政府财政宏观调控的有效性。

从实证研究文献角度来看，为便利起见，评价财政政策宏观经济效应或者说财政宏观调控有效性问题通常被归结为财政乘数问题，而实证方法则以线性结构向量自回归(SVAR)和线性DSGE模型最为常见。基于包括二战时期在内的美国样本，Barro和Redlick(2011)[1]研究国防支出和平均边际所得税税率变化对美国GDP的影响发现，与暂时性和持久性国防支出上涨对应的财政乘数分别为0.4～0.5以及0.5～0.7，而平均边际所得税税率增加对应的乘数为-1.1。因而，扩张性财政政策主要通过替代效应而非财富效应影响GDP；基于广为认同的Smets和Wouters(2007)[2]提出的DSGE模型，Cogan等(2010)[3]估计美国复苏和再投资法案(ARRA)对应的财政政策措施的乘数效应发现，即便假定联邦基金利率保持为0，联邦政府支出持久增长的情况下，因为消费和投资被挤出，乘数也小于1。其中，第1季度只上涨1%，第二年年末下降到只为0.6%，而4年后只为0.4%。考虑到消费掉全部可支配收入的部分“老”凯恩斯主义拇指规则居民的可能影响后，虽然乘数效应变得稍微更显著，但仍然没有显著改变数量结论。基于新古典经济增长模型，Leeper等(2010)[4]研究发现，积累公共资本的执行延迟以及关于赤字为政府支出融资的预期财政调整，是分析扩张性政府投资的经济增长效应过程中必须考虑的重要因素。短期内，执行延迟会使得政府投资上涨的劳动和产出响应较小甚至为负；长期内，被预期到的财政调整对于政府投资的增长效应是更重要的。若公共资本缺乏生产效率，则扭曲性的融资方式会使得政府投资在更长的时间里具有紧缩效应。总体上，线性VAR和线性DSGE模型范式的财政政策乘数研究都得出财政乘数小于1的结论，这事实上意味着扩张性财政政策是无效的。

但是，在2008年次贷危机引发的全球经济衰退的背景下，作为各国应对经济衰退的重要实践选择的典型代表，美国ARRA(美国复苏和再投资法案，简称ARRA，下同)以及中国“四万亿”政府投资对应的财政刺激，都没有认同上述结论。事实上，使用更传统的大型宏观经济模型的实证研究，为经济衰退情况下的政府干预有效性提供了实证依据。其中，Romer和Bernstein(2009)[5]、Congressional Budget Office(2009)[6]都是支持美国ARRA将有效增加需求和就业进而提高国内生产总值的重要研究成果。比较研究发现，SVAR以及本质上是新凯恩斯主义的DSGE方法，之所以得到与老凯恩斯主义传统实证方法相矛盾的预测，重要的原因在于：前者是基于经济繁荣和衰退时期财政乘数都相同的理论假设，排除了状态依存型财政乘数的可能性，后者主要基于经济衰退时期的极端情形，因而财政乘数大于1。

作为财政政策宏观经济效应评价的一个重要领域，不同经济周期态势下的财政政策产出和通货膨胀效应研究重在探究不同宏观经济环境或条件对于财政政策效应规模及其传导渠道的影响，能够为财政政策措施选择和财政制度建设提供适意可行指向。本文将扩展Auerbach和Gorodnichenko(2012)[7]的体制转换SVAR模型估计方法，实证考察我国不同经济周期态势下财政政策效应。应该注意到，基于大国、大政府和大财政的特定国情，与成熟市场经济国家仅在经济衰退背景下进行逆向财政调控不同，为实现发展中国家快速赶超，长期以来，我国政府强烈偏好常态化的生产性政府支出政策，在基础设施等公共资本的生产性支出方面更是着意倾斜(饶晓辉和刘方，2014[8])，由此使得我国生产性政府支出占全部政府财政支出的比重较高。这意味着，区分生产性和消费性两大类政府支出并进而探究可能的不同产出和通货膨胀效应就变得至关重要。事实上，王国静和田国强(2014)[9]发现，政府消费支出和政府投资支出乘数差别非常大，因而不区分生产性和消费性政府支出将导致财政政策宏观经济效应的估计偏误。因而，在考察总量政府支出和税收等基本财政工具的基础上，本文还考虑区分消费性和生产性等细化财政支出。

第二部分给出经济计量识别的体制转换模型，交代模型设定和估计过程；基于1992—2017年间我国季度数据，第三部分实证识别我国财政政策的产出和通货膨胀效应，结合我国宏观经济态势演进历史；第四部分解释财政政策非线性效果；第五部分是结论和政策涵义。

二、经济计量识别

(一)模型的设定

使用体制转换向量自回归(STVAR)模型刻画经济衰退和经济扩张情形下的不同响应。其中，经济衰退和经济扩张状态之间的转换是平滑的。STVAR不仅考虑针对结构性冲击的不同动态响应，而且允许即期响应不同。相对于平滑转换自回归(STAR，Granger和Teravistra，1993)[10]分别对每个体制估计SVAR，且在特定体制尤其是经济衰退情形下只有相对较少观测值使得估计不稳定、不精确，STVAR的突出优势在于，基于更大规模的观测值数据集，通过挖掘处于特定体制的程度(亦可被解释为概率)变化，能够有效利用更多信息。基准识别方程为：

Xt=(1-F(zt-1))ΠE(L)Xt-1

+F(zt-1)ΠR(L)Xt-1+ut

(1)

ut～N(0，Ωt)

(2)

Ωt=ΩE(1-F(zt-1))+ΩRF(zt-1)

(3)

(4)

var(zt)=1，E(zt)=0

(5)

拓展Auerbach和Gorodnichenko(2012)[7]的研究，设定Xt=[Gt，Tt，Yt，πt]′，并以季度数据估计方程。其中，G、T、Y和π分别表示总量政府支出、税收收入、GDP和通货膨胀。如式(5)中，转移变量z被标准化为0均值和单位方差，z值主要用于宏观经济体制划分，z>0(z<0)时为经济扩张(衰退)体制。度量经济变量在两种体制之间转换速度的平滑参数γ大于0。平滑转移函数F(zt)是关于变量z的单调连续上升函数，如式(4)，采用Logistic形式，取值范围为[0，1]。由式(1)，F(zt)取0时，STVAR模型失去状态参数，成为普通的线性向量自回归模型；F(zt)取1时，STVAR模型转变为另一种呈现形式的线性模型。F(zt)≈1(1-F(zt)≈1)意味着经济处于深度衰退(快速扩张)时期。F(zt)在(0，1)之间转移时则刻画在两种线性模型间的转换过程。

值得强调的是，结构冲击存在两种传导方式。如式(2)和式(3)，当期经由扰动项ΩR和ΩE的协方差矩阵传导；动态则经由滞后多项式ΠR(L)和ΠE(L)传导。ΩR和ΠR(L)被解释为描述系统处于深度衰退行为，ΩE和ΠE(L)则描述系统处于强烈扩张行为。

(二)模型的估计

使用极大似然法估算模型(1)～模型(5)。对数似然函数为：

(6)

(7)

可重写为:

进而得到：

(8)

{γ，ΩR，ΩE}(对应得到Π和似然值)过程会得到一个最优值，并且能够获得一个方差误差项(比如Ωt=const)。模型参数具有高度非线性特征意味着可能存在多个局部最优值，进而需要为{γ，ΩR，ΩE}设定多组不同初始值。为确保ΩR和ΩE正定，需要借助Ψ={γ，chol(ΩR)，chol(ΩE)，ΠR(L)，ΠE(L)}对原始待估参数进行替代，chol为乔勒斯基分解。此外，为解决非线性模型中参数和脉冲响应函数置信区间的构建难题，采用Chernozhukov和Hong(2003)[11](记为CH)马尔科夫链蒙特卡罗(MCMC)算法，求解全局最优值和参数的估值分布。基于构造长度为N的马尔科夫链，其实现过程可概括如下：首先，设Θ(n)=Ψ(n)+φ(n)，Θ(n)为马尔科夫链的第n+1步候选参数向量，Ψ(n)是马尔科夫链第n步当前参数向量，φ(n)是从N(0，ΩΨ)分布中随机抽取的i.i.d.误差，ΩΨ是对角矩阵。其次，马尔科夫链的第n+1步有两种可能：

三、实证结果与分析

(一)变量选取与数据处理

基准STVAR模型中，Xt中的G、T、Y和π等变量均以季度数据进行度量，原始数据源自中经网统计数据库，样本区间为1992年第1季度至2017年第4季度。产出Y以“国内生产总值GDP”季度值度量。考虑到将服务价格计算在内，不仅能更全面地反映物价变化程度，而且具有与GDP关系更密切、反映商品经过流通环节形成最终价格的优势，将每季度所属3个月的月度消费者价格指数(CPI)算术平均可得季度数据，进而π=(季度CPI-1)×100%。政府支出G和税收收入T分别以将每季度所属三个月的月度“全国一般公共预算支出”和“全国税收收入”数据加总得到的季度数据度量。G、T和Y三变量都分别以当季CPI消除价格因素影响转变为真实值，继而使用Census X12季节调整方法以剔除季节性因素影响，最后取对数。

采用 ADF和PP检验本文VAR模型各变量序列平稳性。如表1所示，原始G、T、Y和π变量序列都不平稳，而一阶差分序列都至少在5%的显著性水平上拒绝单位根原假设，因而4变量同为1阶单整序列。进一步以Johansen协整法检验4变量间的协整关系发现，如表2所示，变量G、T、Y和π间存在显著协整关系。迹检验检验结果表明存在1个协整向量，因此可以基于这4个变量构建VAR模型实证研究。为选择最优滞后期，本文进行各种模型形式的选择检验，但是检验结果(见表3)却提供不同的最优滞后期建议。若依据LR、FPE和AIC准则，滞后阶数应设定为6，SC和HQ检验建议最优滞后期分别为1期和2期。鉴于更高的滞后阶数意味着需要估计更多的参数，而估计额外参数的成本太高，特别是在非线性的STVAR模型中有可能因为参数过多而导致无法识别。因此根据SC准则最终确定使用滞后阶数为1的VAR模型。

表1 单位根检验结果

表2 Johansen协整检验结果

注：R表示协整方程个数,后同。

表3 VAR模型滞后阶数的确定

(二)转移变量和平滑参数选择

因为不存在转移变量z应取何值的理论明确指向，本文选择将z实证设定为季度产出增长率的五季度移动平均。[注]本文也尝试将转移变量z设定为季度产出增长率的七季度移动平均，但实证检验表明，两者并无显著差异。而且，考虑到样本容量限制，本文选取五季度移动平均作为转移变量以刻画模型。之所以选择移动平均产出增长率而非常见的产出缺口度量，原因在于：不仅关于产出缺口的度量方法没有共识，而且产出缺口倾向于使经济衰退显著滞后，也就是说，即便经济开始转入快速扩张通道，产出缺口仍然很大。更重要的是，就政策对经济状态的反馈计算而言，产出增长率相对产出缺口滤子序列更容易。值得指出的是，针对计算产出增长率五季度移动平均过程中所需要的2018年第1和第2季度产出增长率数据缺失问题，建立z序列ARMA模型预测2017年第3和第4季度估计值，用于STVAR模型识别。如此，不仅可以使用全部样本，使得估计尽可能准确和稳健，而且可以便利地考虑政策变化对体制状态的动态反馈，也就是说，融入政策冲击能改变体制的事实。为避免政策行为同期反馈到经济衰退或扩张体制，以t-1期索引z。

除转移变量z，转移函数的变动趋势还取决于平滑参数γ。识别γ依赖于非线性矩，因为观测值相对较少，可能导致{ΠR(L)，ΠE(L)，ΩR，ΩE}估计敏感。Granger和Teravistra(1993)[10]建议将γ设定为固定值，然后关于γ进行格点搜索，确保{ΠR(L)，ΠE(L)，ΩR，ΩE}估计对于γ变化不敏感。参照王成勇和艾春荣(2010)[14]、南士敬和赵春燕(2015)[15]、王伟强(2017)[16]等关于我国经济周期划分中经济衰退时期占比约为30%的研究，参数γ校准为1.5。对应地，Pr(F(zt-1)>0.45)≈0.3。因而，F(zt-1)>0.45时，经济约有30%的时间处于衰退情形。

如图1所示，阴影部分对应F(zt-1)>0.45，即经济处于衰退时期。结合F(zt)动态趋势分析发现，1994年以来，我国经济衰退主要发生在1998年第2季度至2001年第4季度以及2013年第3季度至2016年第4季度两个时期。具体而言，受亚洲金融危机影响，F(zt-1)自1996年年末开始不断提高，并在1998年第2季度至2001年第4季度表现出严重的经济衰退，在2002年后经济形势逐步好转后，逐渐退出衰退时期。受美国次贷危机影响，第二次向衰退体制转换出现在2009年之后，F(zt-1)开始上升过程。但由于我国迅速采取了“四万亿”政府投资为主要内容的积极财政政策予以应对，经济恶化形势在短时间内被遏制，因而F(zt-1)在2010年第3季度迅速下降；2011年第4季度之后，F(zt-1)重启上升，宏观经济再次呈现向衰退体制转移趋势，于2013年第3季度后进入明显的经济衰退时期，并于2017年第1季度呈现宏观经济好转态势，与我国“经济新常态”相吻合。因而，F(zt)动态趋势与我国经济周期运行实践能较好地吻合起来。

图1 转移函数与我国衰退体制识别

资料来源：本文作者绘制，下同。

(三)不同经济周期态势下财政政策冲击效应识别及对比分析

从与线性模型进行比较角度，基于经济在扩张和衰退两种周期状态间切换的STVAR模型，本部分探究总量政府支出冲击和税收冲击的产出和通货膨胀脉冲响应，并报告三种情形下脉冲响应的90%置信区间。

1.总量财政支出冲击响应。

如图2所示，一单位正向总量政府支出冲击后，产出、通货膨胀和税收脉冲响应在线性VAR以及区分经济扩张和衰退情形下存在巨大差异。具体而言：线性VAR模型中，产出始终保持不回归稳态的正向响应，通货膨胀即期下降后进而在第3个季度上涨，于第8个季度达到最大值后逐渐衰减至稳态；STVAR模型中，在经济扩张时期，产出响应为正，于第3个季度达到最大值后随时间推移回归稳态，通货膨胀响应仅在第2个季度短暂为正，而在经济衰退时期，即期产出响应为负，负效应逐渐减小并在第13个季度后转为持续性的正效应，而通货膨胀响应为正且呈现随时间推移效果渐强趋势。综合而言：线性VAR模型中，财政支出增加，以通货膨胀短期上涨为代价，产出持续上涨；STVAR模型中，财政支出只在经济扩张情形下具有短期刺激经济增长和通货膨胀效应，而在经济衰退情形下，虽然短期内财政支出的经济增长效应为负，但在长期内则持续为正，而通货膨胀效应则持续为正且随时间推移日渐严峻。值得注意的是，就政府支出的税收响应而言，其在线性VAR模型中长期持续为负，而在经济扩张和衰退情形下则都呈现负向响应并最终回归稳态模式，其中，经济扩张情形下税收降低规模虽然更小，但是相对经济衰退情形下更缓慢地收敛。

2.税收冲击响应。

如图3所示，一单位正向税收冲击后，在线性VAR以及经济衰退情形下，产出和通货膨胀都持续负向响应，但也存在些许差异。其中，线性VAR中的产出下降规模比经济衰退情形下更大，而且，与经济衰退情形下持续通货紧缩相比，线性VAR中通货紧缩在第6个季度达到最高水平后回归稳态。形成鲜明对比的是，经济扩张情形下，产出响应长期微弱为正，微弱为负的通货紧缩响应快速衰减至稳态。综合而言，与线性VAR模型相比，在不同经济周期状态下税收的产出和通货膨胀影响具有明显的非对称性：与传统凯恩斯观点相符，在线性模型中，增加税收具有长期持续抑制产出效应以及短期通货紧缩效应；在经济扩张情形下，增加税收具有微弱的产出增长和通货紧缩效应，而在经济衰退情形下，增加税收具有长期持续抑制产出效应以及通货紧缩效应。

(四)基于分类政府支出的财政政策冲击效应细化分析

事实上，生产性和消费性政府支出的宏观经济影响可能存在差异。消费性政府支出与家庭消费可能存在互补或替代关系，进而影响家庭效用，而生产性政府支出因其生产性，也可能进入企业生产函数进而影响产出和通货膨胀。借鉴王国静和田国强(2014)[9]的研究，生产性政府支出GI以“固定资产投资”资金总额中源于“国家预算内资金”的部分度量，而消费性政府支出GC则由政府财政支出减去生产性政府支出得到。消除物价影响、进行季节性调整并取自然对数处理后，如表4所示，原始GIt和GCt变量序列都不平稳，一阶差分序列都在1%的显著性水平上平稳。如表5所示，以Johansen法实证检验5个变量GCt、GIt、T、Y和π间协整关系发现存在2个协整向量。因而，构造Xt=[GIt，GCt，Tt，Yt，πt]′STVAR模型。如表6所示，基于与前文相同原因，再次将VAR模型滞后阶数设定为1。

图2 政府支出冲击响应

图3 税收冲击响应

表4 单位根检验结果

表5 Johansen协整检验结果

表6 VAR模型滞后阶数确定

1.生产性政府支出冲击响应。

如图4所示，一单位正向生产性政府支出冲击后，在线性VAR以及区分经济扩张和衰退情形下，产出、通货膨胀和税收脉冲响应表现迥异。具体而言：线性VAR模型中，产出在前12个季度负向响应，并于第13个季度后呈长期正向响应，通货膨胀在前4个季度负向响应进而微弱正向响应后于第20个季度回归稳态；STVAR模型中，在经济扩张情形下，产出即期向上跳跃并长期保持正响应，通货膨胀仅短期微弱正向响应，而在经济衰退情形下，产出响应在前6个季度没有明显变化继而始终保持长期正向响应，而通货膨胀响应则长期为正且呈现随时间推移效果渐强趋势。综合而言，线性VAR模型中，生产性财政支出增加，产出短期下降、长期上涨，虽短期通货紧缩但总体上通货膨胀压力变大，而在STVAR模型中，生产性财政支出在经济扩张情形下以微弱的通货膨胀为代价具有刺激经济增长的长期效应，而在经济衰退情形下，以通货膨胀响应长期为正且呈现随时间推移效果渐强趋势为代价，产出在第6个季度后长期正向响应。值得注意的是，就生产性政府支出的税收响应而言，线性VAR中，税收即期跳升后在第2～5个季度负向响应进而回归稳态，在经济衰退情形下，税收短期正向响应进而回归稳态，而经济扩张情形下则长期正向响应。

图4 生产性政府支出冲击

2.消费性政府支出冲击响应。

如图5所示，一单位正向消费性政府支出冲击后，线性VAR模型中，产出始终保持长期正向响应，且随时间推移产出响应逐渐增强，通货膨胀响应短期为负，于第10个季度收敛至稳态；STVAR模型中，在经济扩张情形下，产出响应长期为正且在第2个季度后基本保持相同上涨水平，通货膨胀响应仅在第2个季度为正后迅速回归稳态，而在经济衰退情形下，产出表现为不断增强的正响应，通货膨胀仅在第2和3个季度短暂为负后呈现随时间推移效果渐强趋势。综合而言，线性VAR模型中，消费性政府支出增加，通货膨胀微弱下降后回归稳态，而产出长期增加。而在STVAR模型中，经济扩张情形下，以短暂微弱的通货膨胀上涨为代价，消费性财政支出刺激经济增长效应长期维持在固定正效应水平，而在经济衰退情形下，消费性政府支出发挥长期刺激经济增长效应，但短期通货紧缩之后的通货膨胀压力不断增大。值得注意的是，就消费性政府支出的税收响应而言，在线性VAR以及区分经济扩张和经济衰退情形下都为正，虽然衰退情形下的税收上涨规模最大，但相对其他两种情形更快收敛。

四、基于我国经济态势演进的财政政策效应比较分析

(一)线性VAR与STVAR财政政策效应比较分析

为更好地理解财政政策的宏观经济效应，本部分着重比较线性VAR以及将经济区分为扩张和衰退两种态势的STVAR情形下税收以及总量和分类政府支出的产出和通货膨胀响应，并探究总量和分类政府支出的税收响应，详细结果汇总于表7。

从总量政府支出冲击看，在线性VAR和经济扩张情形下都得出短期通货膨胀压力的实证响应，而产出则呈现出差异性的长期和短期经济增长响应。而在经济衰退情形下，以持续性的通货膨胀压力为代价，产出虽随时间推移长期增长，但短期内具有挤出产出效应。因而，与区分扩张和衰退两种经济情势的STVAR实证识别相比，以线性VAR实证识别总量政府支出冲击响应，不仅会误识别经济扩张情形下的产出响应，而且会误识别经济衰退情形下的产出和通货膨胀响应。

图5 消费性政府支出冲击

表7 线性VAR与STVAR财政政策效应比较

更进一步从分类政府支出冲击角度分析。就消费性政府支出而言，在线性VAR以及经济扩张和经济衰退情形下，产出响应都一致地长期为正，而通货膨胀响应则存在较大差异：与在线性VAR情形下的短期微弱通货紧缩形成鲜明对比，在经济扩张情形下短期微弱为正，而在经济衰退情形下短期通货紧缩后长期为正。这意味着，从消费性政府支出这一更细化的分类政府支出冲击角度看，与区分扩张和衰退两种经济情势的STVAR实证识别相比，虽然以线性VAR实证识别产出响应不存在差异，但会误识别经济扩张和衰退情形下的通货膨胀响应。

就生产性政府支出而言，虽然在线性VAR和经济衰退情形下短期内分别为挤出和无明显响应，但总体上，在线性VAR以及经济扩张和经济衰退情形下，产出响应都长期为正，而通货膨胀响应再次呈现较大差异：与在线性VAR情形下的短期通货紧缩后为正形成鲜明对比，在经济扩张情形下短期微弱为正，而在经济衰退情形下则长期为正。故而，与总量政府支出和消费性政府支出两类政府支出相比，生产性政府支出在线性VAR和STVAR情形下的产出和通货膨胀响应差异更大。

(二)不同经济态势下财政政策干预的宏观经济效应比较分析

简单起见，结合我国宏观经济运行态势变化，探讨政府支出和税收政策冲击效应。如图6和图7所揭示，将政府支出区分为生产性政府支出和消费性政府支出，并考虑两者与GDP波动趋势发现，大体上，前者呈现“逆风而动”特征，而后者顺周期特征明显。

图6 生产性政府支出与GDP偏离

图7 消费性政府支出与GDP偏离

1.经济扩张情形下财政政策组合考量。

在经济扩张情形下，以短期通货膨胀为代价，总量政府支出外生增加，刺激经济短期增长，这似可解释样本期间中国增长型经济周期中总体上高经济增长和低通货膨胀经济奇迹。受财政自动稳定器影响，若消费性政府支出外生上涨，则以短期微弱通货膨胀为代价，能够产生长期刺激经济增长效应。总体上，虽生产性政府支出外生下降，但我国长期执行以GDP为主的政绩考核机制(Li和Zhou，2003[17])以及与此匹配的地方官员任免制度，地方政府基于上级政府评价的“自上而下的标尺竞争”(张晏和龚六堂，2005[18]；周黎安，2004[19]，2007[20]；王永钦等，2007[21])，成为驱动生产性政府支出外生增长的制度依据。生产性政府支出外生增加，同样以短期微弱通货膨胀为代价，产生长期刺激经济增长效应；与此对应，虽然在经济扩张时期消费性和生产性政府支出都外生上涨，进而分别带来税收短期和长期上涨响应，但考虑到税收上涨实际上为消费性和生产性政府支出增加融资，故而，在经济扩张时期，税收冲击产生微弱的长期刺激经济增长效应和微弱的短期通货膨胀紧缩效应。

2.经济衰退情形下财政政策组合考量。

在经济衰退情形下，总量政府支出外生增加虽然能够在长期内刺激经济增长，但并没有取得显著的短期经济增长效果，相反短期内具有挤出产出效应，不仅如此，还产生长期通货膨胀压力的负面效应。这可以从如下几个方面进行解释。

首先，遵循“逆风而行”调控操作模式，生产性政府支出外生增加将在承受长期通货膨胀压力的情况下，在第6个季度后才实现长期刺激经济增长效应。如Cogan等(2010)[3]的研究，基于政府支出暂时上涨以及零利率政策只执行有限期的新凯恩斯主义模型，政府购买冲击以及税收返还和暂时性转移影响只有Romer和Bernstein(2009)[5]研究结果的六分之一弱。这可以从政府支出的时机以及居民前瞻视角进行解释。在经济衰退情形下，居民和企业会预期到政府支出上涨且最终要由较高的税收融资。政府财政支出执行时滞的负向影响与较高的预期未来税收关于私人消费的负向财富效应相结合，将降低财政刺激的正向影响。而且，政府支出/GDP份额持续上涨最终将提高真实利率，将挤出私人消费和投资等GDP组成部分，为政府支出上涨提供空间，导致财政乘数小于1。

而且，我们注意到，在经济衰退情形下，与本应减税刺激经济增长相反，生产性政府支出外生增加，将引致税收短期上涨。就此而言，我国税收收入持续高于同期GDP高速增长这一引人瞩目且独特的“难解之谜”(高培勇，2006[22])，似乎可以得到解释。如图8和9所示，以1996年为分水岭，1992—2017年间，我国季度和年度税收收入/GDP比都呈现独特V型发展演变历程。在张馨和康锋莉(2007)[23]看来，税收收入增加没有迟滞积极财政政策效应，也没有加剧经济波动。从经验数据来看，如图10所示，伴随1994年GDP增长率达到20世纪90年代以来36.34%的最高增幅，1993年税收收入增幅也上升为29.70%的最高水平。在经济下滑阶段，1998年税收收入增幅12.49%，为1990—2008年间最低水平，而2016年税收收入增幅降至4.35%，再创财政收入增幅低点。但如图11所示，总体而言，我国税收偏离与GDP偏离并不存在一致性的顺或反周期特征。贾俊雪(2012)[24]认为，我国税收收入持续高速增长更多地表现为税收政策对于宏观经济走势特别是政府债务状况变化的系统性反应，具有较强规则性和政策性，能够确保宏观经济稳定尤其是政府债务可持续性。

从政策实践驱动因素角度分析发现，为有效应对亚洲金融危机，以大幅增加生产性政府支出为核心特点的反周期积极财政政策导致政府债务规模快速增加，我国实施中央政府主导的自上而下的税收征管强化“运动”并日益常态化(高培勇，2006[22])。[注]王立勇和李富强(2009)[25]认为，政府刺激经济复苏的愿望要比保持经济繁荣的意愿更为强烈，政府更喜欢在经济回升阶段对税收规模进行限制，由此，财政政策在经济萧条期可能比经济扩张期更有力。不仅如此，四万亿政府投资带来财政赤字和政府债务规模大幅攀升的情况下，在增值税转型、提高出口退税率等减税政策以刺激经济的同时，财税当局大幅提升税收征管力度，使得我国税收收入规模只在2008年出现明显下降，但没有改变1996年以来持续增加的态势。因而，政府的强烈“支出饥渴”冲动转化为强劲的“收入饥渴”冲动，进而驱动税收收入连年超高速增长，使得经济衰退情形下我国财政政策工具组合呈现出高政府支出-高税收收入模式。就此而言，经济衰退情形下，生产性政府支出上涨，诱致以税收征管强化“运动”体现的税收外生增加，带来长期持续通货紧缩以及产出长期持续为负效应，不仅会抵消减税将带来的逆向调节宏观经济效应，而且与生产性政府支出在相反方向上产生相抵消的产出和通货膨胀效应。

图8 季度税收收入/GDP比

图9 年度税收收入/GDP比

图10 税收收入增幅与GDP增长率

图11 税收收入与GDP偏离

其次，由于更偏好使用生产性政府支出手段对经济进行干预，消费性政府支出具有明显的顺周期特征。在经济衰退情形下，消费性政府支出下降或外生上涨幅度下降。由此，难以发挥经济衰退情形下消费性政府支出外生增加刺激经济长期增长效应，当然，通货膨胀短期紧缩进而长期内通货膨胀压力巨大效应也得以避免。

某种程度上，经济衰退情形下消费性政府支出下降与我国政府追求经济增长情结主导下的生产性支出偏向有关，也与世界其他国家干预经济周期的财政政策工具包存在根本区别。2007—2009年衰退期间，美联储在2007年夏将联邦基金利率迅速降低500多个基点，从而自2008年12月起实际上就位于零边界。2009年年初，在2008年1 250亿美元经济刺激法案基础上，美国国会又通过复苏和再投资法案。值得注意的是，一方面，总额7 870亿美元的美国财政刺激包并不直接转化为政府购买商品和劳务的持久上涨，因为绝大多数法律授权的购买都是一次性、分步实施的，并且最大的一份购买需在4年内完成；另一方面，并非全部财政刺激都用于政府购买商品和劳务，也远非全部用于生产性政府支出。因为约一半的财政刺激用于失业援助、营养救济、健康和福利支出等转移支付以及暂时性税收削减。Romer和Bernstein(2009)[5]计算表明，2009年财政刺激包将在2010年第4季度提高GDP 3.6%，为成功说服议员和选民投票支持复苏和再投资法案提供实证支持。当然，其计算的重要假设是政府支出能够持久上涨以及美联储持续实施零利率政策。事实上，Sargent和Wallace(1975)[26]指出，考虑到居民和企业的理性预期，应禁止实施纯粹的固定利率政策，因为居民和企业的通货膨胀预期将失去目标并混乱起来，这带来价格水平向上螺旋型爆炸的灾难性经济后果。如图12所示，1992年第4季度—1995年第3季度、2003年第4季度—2005年第2季度、2007年第1季度—2008年第4季度以及2010年第1季度—2011年第4季度期间，我国通货膨胀率高于以银行间7天同业拆借利率衡量市场利率以及以中央银行确定的三个月期人民币基准存款利率衡量的中央银行政策利率，真实利率为负。名义利率大体保持固定在接近零的较低水平并因而低于通货膨胀的情况下，外生提高政府支出将导致通货膨胀提高且无限制加速，形成恶性通货膨胀。这就解释了经济衰退情形下生产性政府支出外生增加带来通货膨胀持续上涨的典型事实。

图12 20世纪90年代以来我国基准存款和银行间同业拆借利率变化

五、结论与政策涵义

与线性VAR假定经济繁荣和经济衰退时期财政政策效应都相同的理论假设不同，本文考虑不同经济周期态势下财政政策产出和通货膨胀效应可能存在的潜在差异性，并使用体制平滑转换向量自回归(STVAR)模型进行实证识别。研究发现：其一，与区分扩张和衰退两种经济情势的STVAR实证识别相比，以线性VAR实证识别总量政府支出冲击响应，不仅会误识别经济扩张情形下的产出响应，而且会误识别经济衰退情形下的产出和通货膨胀响应。更进一步从分类政府支出冲击看，就消费性政府支出而言，虽然以线性VAR实证识别产出响应不存在差异，但会误识别经济扩张和衰退情形下的通货膨胀响应；就生产性政府支出而言，线性VAR和STVAR情形下的产出和通货膨胀响应差异更大。其二，综合考量线性VAR和非线性STVAR情形下，税收冲击的产出和通货膨胀响应以及总量政府和分类政府支出的税收响应，使得不同经济态势下的财政政策选择变得更加复杂。一方面，与线性VAR情形下税收冲击具有长期挤出产出效应和短期通货膨胀紧缩效应相类似，正向税收冲击在经济扩张情形下都变得微弱，但在经济衰退情形下分别转变为长期持续挤出产出效应和长期持续通货膨胀紧缩效应。因而，经济衰退时期，税收的负向财富效应居主导地位，而在经济扩张时期替代效应处于微弱主导地位。另一方面，线性VAR情形下总量政府支出冲击的税收响应长期为负，非线性VAR情形下税收短期负向响应；正向消费性政府支出冲击的税收响应在线性VAR和非线性STVAR情形下都为正向；与线性VAR情形下正向生产性政府支出冲击后税收即期跳升后短期为负不同，在经济扩张和经济衰退情形下正向生产性政府支出冲击的税收响应长期和短期均为正。

探究不同宏观经济环境或条件对于财政政策效应规模及其传导渠道的影响，可以为财政政策措施选择和财政制度建设提供适意可行指向。其一，在经济扩张情形下，消费性和生产性政府支出外生上涨，都以短期微弱通货膨胀为代价，产生长期刺激经济增长效应，以及税收短期和长期上涨响应。考虑到税收上涨为消费性和生产性政府支出增加融资，故而，税收冲击产生微弱的长期刺激经济增长效应和微弱的短期通货膨胀紧缩效应。综合而言，以短期通货膨胀为代价，总量政府支出外生增加，刺激经济短期增长，这似可解释样本期间中国增长型经济周期中总体上高经济增长和低通货膨胀经济奇迹。其二，在经济衰退情形下，生产性政府支出外生增加，将在承受长期通货膨胀压力的情况下，在第6个季度后才实现长期刺激经济增长效应。这是因为居民和企业会预期到政府支出上涨且最终要由较高的税收融资。政府财政支出执行时滞的负向影响与较高的预期未来税收关于私人消费的负向财富效应相结合，将降低财政刺激的正向影响。而且，生产性政府支出外生增加，将引致税收短期上涨，使我国财政政策工具组合呈现出高政府支出-高税收收入模式。以税收征管强化“运动”体现的税收外生增加，带来长期持续通货紧缩以及产出长期持续为负效应，不仅会抵消减税将带来的逆向调节宏观经济效应，而且与生产性政府支出在相反方向上产生相抵消的产出和通货膨胀效应。由此，“相机抉择”的财政政策虽承载应对外部经济冲击引发产出波动的政策意图，但与直觉相悖地发挥破坏产出稳定性的作用(周波，2014[27])。由于更偏好使用生产性政府支出手段对经济进行干预，呈现明显顺周期特征的消费性政府支出下降或外生上涨幅度下降，使得经济衰退情形下消费性政府支出外生增加刺激经济长期增长效应难以发挥，当然通货膨胀短期紧缩进而长期内通货膨胀压力巨大效应也得以避免。两者结合起来可以解释，总量政府支出外生增加虽在长期内刺激经济增长，但并没有取得显著的短期经济增长效果，相反，短期内具有挤出产出效应，而且还将产生长期通货膨胀压力的负面效应。这事实上意味着，应针对不同经济态势选择适当的财政政策工具组合。进而言之，应重视消费性政府支出稳定产出和通货膨胀作用，反思经济衰退情形下增加生产性政府支出和总政府支出短期刺激产出增加的思维和操作模式，以注重引导预期、培育经济内生力为导向，在适度控制政府支出的前提下降低宏观税负，扭转高政府支出-高税收(财政)收入模式。