我国财政政策非线性效应的理论探讨与检验.docx
《我国财政政策非线性效应的理论探讨与检验.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《我国财政政策非线性效应的理论探讨与检验.docx（10页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。
我国财政政策非线性效应的理论探讨与检验
我国财政政策非线性效应的理论探讨与检验
财政政策的非线性效应，是指财政政策不仅具有凯恩斯效应，在有的时期或区制内还具有非凯恩斯效应（non-Keynesianeffects）。
这是对传统凯恩斯理论的挑战。
凯恩斯理论认为财政政策影响总需求的方式非常直接：
财政扩张刺激总需求，而财政收缩降低总需求，刺激总需求的程度取决于凯恩斯乘数。
在封闭经济中（IS－LM模型），挤出机制通过提高利率而降低乘数；在开放经济中（蒙代尔—弗莱明模型），乘数也会随着汇率和收入效应而降低。
然而在两种情况下，乘数都将大于零，它们永远不会为负。
财政政策的非线性效应是指在一定条件下，扩张性财政政策对经济变量（如经济增长、消费等）产生了紧缩效果，而紧缩的财政政策对经济变量产生了扩张的效果，即财政支出乘数为负。
自Giavazzi等（1990）发现丹麦1982年和爱尔兰1987—1989年财政政策产生非线性效应（non-lineareffects）以后，理论界和实务界纷纷展开对财政政策非线性效应的检验和研究，相关文献不断涌现。
总结这些文献，可以发现：
无论是在理论研究方面，还是在实证研究方面都没有形成一致结论，而财政政策非线性效应研究是一个实证问题，不同国家、不同时期具有不同的情况。
明确财政政策效应，特别是非线性效应，对于完善财政理论和指导财政实践具有重要意义。
尤其对我国来讲，更是如此。
如果实证检验能够说明我国财政政策存在非线性效应，则可以从一个全新角度来评价财政政策的有效性。
特别是在我国经济连续多年高位运行的情形下，对于如何保持财政政策稳健性，以及对于财政政策今后调控方向的判断能够提供重要的理论与实证依据。
那么，我国财政政策是否存在非线性效应呢？
何时具有凯恩斯效应，何时又具有非凯恩斯效应呢？
这是本文试图回答的问题。
一、财政政策的非凯恩斯效应
传统的财政政策效应分析方法一直假定价格在财政政策的调整过程中保持不变。
事实上，这种假定是否成立依赖于以下两个条件：
一是经济必须处于非充分就业状态；二是经济当事人的预期是不完全理性的。
就前者而言，Lucas（1973）和Feldstein（1982）认为，当经济接近充分就业状态时，如果财政政策不能提高潜在产出水平，那么财政政策将会受供给面制约对实际产出没有影响，扩张性财政政策的唯一结果就是使经济出现价格水平的普遍上升，这时财政政策就可能因较高的价格被挤出。
不仅如此，对财政政策的长期依赖还会造成经济的全面滞胀，其原因在于，通胀扭曲了投资者的投资决策，造成投资不足。
同时，理性预期学派认为，由于商品价格的上升造成了劳动供给者相对购买力的下降，这样，理性预期就会使劳动者持续地要求提高名义工资和更高的失业风险升水，而名义工资的持续上升一方面使生产成本上升，导致生产者投资欲望下降，另一方面通过产品的成本传递到商品市场，造成商品价格的持续攀升。
两方面的共同作用，使得经济在非充分就业中出现持续通胀。
这种情况正是西方经济在经过了30年持续增长之后于20世纪70年代出现普遍滞胀的重要原因。
这种分析表明，在供给约束的经济中，财政政策的需求管理不仅无效，而且还可能导致更大的经济波动，即所谓的财政政策非凯恩斯效应。
就后者而言，缺乏理性预期的微观基础一直是凯恩斯财政政策受到攻击和质疑的原因。
理性预期学派认为，即使短期内财政政策可以通过意外方式对国民产出产生影响，但长期内也会因预期的逐步理性而变得无效。
在一个充分就业的经济中，扩张性财政政策短期内可以通过通胀与失业的交替关系对产出产生影响，但长期内菲律普斯曲线是垂直的，即通胀与就业之间并不存在替代关系，也即扩张性财政政策对产出只有名义效应而无实际效应（Lucas，1973）。
真实周期学派更进一步认为，市场是持续出清的，面对财政政策的意外冲击，理性预期会使这种政策短期内变得无效，相反，政策的动态不一致只会导致经济波动变得更加不规则（Kydland，etal，1977）。
理性预期对财政政策效应的影响不仅体现在价格水平预期对私人部门行为的影响上，而且近年来的研究表明，这也会体现在未来收入预期对私人部门行为决策的影响上。
收入预期对私人部门行为影响，进而影响财政政策效应的研究主要起源于20世纪末Giavazzi等（1990）的工作。
他们在对丹麦1982年和爱尔兰1987—1989年的财政政策效应进行经验分析时发现，致力于稳定目标的扩张性财政政策反而导致经济紧缩，这一现象使得传统非负财政乘数的假定遭到了质疑。
Blanchard（1990）从税收与经济扭曲的角度提出，这种非凯恩斯效应出现的原因在于，税率存在一个临界水平，这就意味着，政府的债务也有一个临界水平，当现实的或预期的税率超过临界水平时，就意味着产出的下降。
这样，在政府预算约束下，如果政府的债务水平接近临界水平时，私人部门就会预期到政府将会采取措施调整财政政策，从而避免经济在未来陷入高的扭曲型税收陷阱。
Bertola等（1993）则从另一个角度对这种非凯恩斯效应进行了解释，他们首先假定政府的支出行为表现出带正向漂移的随机游走过程，这样，为了满足预算约束条件，政府可能迫于债务的压力在某个时候采取降低支出的措施。
即当政府支出水平接近或达到压力的临界水平时，扩张性公共支出的增加通常会降低私人消费，这是因为具有无限期界的当事人会正确预期到，政府对公共支出进行相机削减是有可能的，但并不一定会发生。
如果公共支出已经达到了临界水平，政府并没有削减公共支出，这时私人部门的消费就会相机地出现下降，原因在于当事人修正了他们对自己持久收入的预期。
预期结构的变化使得模型的非线性特征表现了出来。
Sutherland（1997）对Bertola等的模型进行了扩展，扩展后的模型与原先的模型具有相似的结构特征，但所得出的结论却与原先的模型有很大的区别。
Sutherland模型的结论依赖于有限期界当事人假定。
为了分析的需要，模型假定在公共支出达到其临界值附近时，政府以较大税收增加的形式实施所谓的限制性财政政策。
这意味着，当债务水平越接近于财政风险的临界水平，政府实施财政稳定计划的可能性就越大。
当财政处于这样一种状况的时候，财政赤字的任何增加都将会使私人消费下降。
因为当事人清楚地意识到，在它们的有生之年，政府大幅度地增加税收不可避免，未来收入的损失将大大超过当前的政府转移。
与上述三位学者的分析方法完全不同，Perotti（1999）首先假定当事人不是完全同质的，一部分具有理性预期，而另一部分要么受流动性约束，要么是不完全理性的。
这种非同质假定使得后一类当事人的消费函数表现为完全的凯恩斯特征。
同时，这种假定也隐含着，政府支出的增加将刺激税前收入，而税收将抑制税前收入的上升。
之所以如此，笔者认为主要是由于税收增加以一种非线性的方式对经济活动产生扭曲。
而这种情况又是因为政府没能采取税收平滑政策，从而导致具有理性预期的当事人预期到未来税收将比今天的税收要大得多。
而当具有理性预期并不受流动性约束的当事人对未来可支配收入的预期因政府支出或税收的意外变化发生改变时，财政政策的非凯恩斯效应就会产生。
同时，作者还指出，公共支出的意外增加对理性当事人的消费产生正向效应还是负向效应依赖于产出增长的强度，这种强度抵消了隐含的未来税收增加对产出造成的扭曲作用。
二、财政政策非线性效应的实证检验
检验财政政策非线性效应的一个主要问题是定义和划分财政政策非线性效应的潜在阶段（potentialperiodsofnon-linearfiscalpolicyeffects）。
到目前为止，该领域的实证研究主要采用两种方法：
一种是采用外生定义非线性效应潜在阶段的方法。
在该方面，已有的实证文献采用了几个不同的指标：
（1）基本结构预算余额（primarystructuralbudgetbalance），主要是为了排除通货膨胀或实际利率变化的影响（Giavazzi，etal，2000）。
（2）结构预算余额（structuralbudgetbalance）。
部分文献采用结构预算余额而非基本结构预算余额，是因为结构预算余额中包含了国债利息支付的信息。
但实践中，在确定财政政策非线性效应的潜在阶段方面，采用结构预算余额和基本结构预算余额没有太大差别。
Cour（1996）利用基本结构预算余额对几个OECD国家财政政策非线性效应潜在阶段的划分结果与OECD（1996）利用结构预算余额的划分结果相同。
（3）国债或公共消费（Perotti，1999）。
除了指标的选择有所不同以外，在如何定义财政紧缩或扩张阶段长度方面也有所差异，Alesina等（1998）允许财政调整阶段长度只有一年的情况，而Giavazzi（1996）则通过严格的标准降低了只有一年的可能性。
Kamps（2001）利用14个EU国家的面板数据研究发现，显著的财政政策非线性效应对潜在阶段的定义非常敏感。
Hoppner（2001）运用了内生地确定财政政策非线性效应潜在阶段的方法——区制转移模型，没有把财政政策非线性效应阶段限定于事先定义好的潜在阶段，而是从数据自身生成过程中内生地识别不同的状态。
笔者认为，为了准确地检验财政政策的非线性效应，应该采取内生划分非线性效应区制的方法。
外生地识别非线性效应潜在阶段过于主观，可能导致所定义或划分的阶段数目过多或者忽略了长度为一年的财政政策非线性效应潜在阶段，特别是在目前对于财政政策非线性效应产生的原因和条件仍不清楚的情况下，外生定义或划分非线性区制的方法更缺乏说服力。
鉴于此，笔者采用区制转移向量自回归模型（MS-VAR）对我国财政政策非线性效应进行检验。
Hamilton（1989）提出了常转移概率的马尔科夫模型（MarkovSwitching），简称为MS模型。
由于MS模型描述了不同阶段、状态或机制下，经济行为所具有的不同特征和性质，所以MS模型又可以称为区制转移模型（RegimeSwitching，简称RS模型）。
假设yt是经济时间序列，此时所建立的p阶回归模型形式为：
其中，不可观测的区制变量St是一个取值区间为{1，…2，K，m}的马尔可夫链，表示经济所处于的m种状态。
随机误差满足正态分布，即ε~N（0，σ2）。
但考虑到模型的估计需要，将式
（1）写成均值调整形式，如式
（2）所示：
其中，u表示yt的期望值。
考虑到时间序列从一个状态到另一个状态的非线性转移，对每一个状态，研究中的变量分布被假定是正态的且有不同的均值和方差，从一个状态到另一个状态的转移概率通过一阶马尔科夫概率规则刻画出来。
由于St是服从遍历不可约的马尔科夫过程，把状态转移概率假设存在3个状态。
简记为：
且∑[DD（;]m[]k=1[DD）]pik=1
该遍历不可约的m状态马尔科夫过程的转移概率矩阵如下：
由于模型中的状态变量St与其前一期状态有关（马尔科夫性）且不可观测，yt也服从于AR过程，因此应用极大似然估计（即最大化对数似然函数）来求解模型的参数。
在本文中，我们将以上马尔科夫区制转移模型扩展到多变量，即向量形式，将以上单方程模型扩展到多方程模型，从而得到以下区制转移向量自回归模型。
设向量xt＝（△GDPt，△Gt，△Tt）。
其中，△GDPt表示GDP的年变化量，△Gt表示政府支出的年变化量，△Tt表示政府税收的年变化量。
变量的选取是根据研究目的而定的。
假定向量xt是根据如下的MS（q）－VAR（p）模型生成：
其中：
p是滞后阶数，其数值根据信息准则来判断；εt~N（0，Ω），Ω是正定矩阵。
不可观测的状态变量St服从q状态的遍历不可约的马尔科夫过程，其转移概率为P（St=jSt-1=i）=pij且对于所有的时间t，i，j=1，2，...，q，满足qj=1pij=1。
模型MS（q）－VAR（p）的估计是利用极大似然法（通过EM算法实现）进行的。
根据AIC、HQ及SC等信息准则，笔者选取q=2，p=1。
笔者采用1979年到2021年的年度数据为样本本部分所用数据来源于《新中国50年统计资料汇编》、《中国人民银行统计季报》、国家统计局网（）和中经网（）。
，所有序列已根据CPI指数（1978年=100）变为实际量。
为了使数据适合所采用的模型，分别使用GDP、政府支出和税收的差分序列。
利用极大似然法得到本文MS
（2）－VAR
（1）模型△GDPt方程中的常数项和各系数的估计结果鉴于本文的研究目的，在此只给出△GDPt方程的常数项和系数估计结果。
如表1所示。
模型的非线性检验LR统计量为21.743，其伴随概率值Chi（12）=［0.016］*、Chi（14）=［0.037］*假设VAR的滞后期为两者中较小的，构造LR统计量，LR服从渐进的χ2分布，其自由度为mk2，其中，m为根据AIC和SC选择的滞后期之差，k为VAR中内生变量个数。
可算出LR统计量对应的P值，P值过大则拒绝原假设，否则接受原假设。
，这说明我国财政政策在1979—2021年间显著存在非线性效应。
表2给出了区制转移概率矩阵的估计结果。
表3给出了各个区制的样本个数、区制出现的概率和平均持续期，其中在同一区制的持续期D（Si）为：
从表2可以看出，我国财政政策效应明显可分为两个区制。
在区制1中，增加政府支出将减少产出，而提高税收反而会使产出增加。
但我们注意到，这一区制的财政变量的系数估计不太显著，说明在区制1中，扩张性财政政策对经济不产生效用或产生紧缩效应，即这一区制的财政政策具有非凯恩斯效应；在区制2中，财政政策具有凯恩斯效应，即增加政府支出将提高产出，而提高税收将减少产出。
但在两个区制中，税收变量的系数与政府支出变量的系数相比不显著，这说明我国财政政策主要是靠支出政策起作用，税收所起作用相对较小，这符合我国的实际情况。
从表2中可以看出，两个区制都相对稳定，其转移概率p11=0.885、p22=0.814。
表4显示，在1979—2021年间财政政策产生非凯恩斯效应的区制频率为35.7％，其持续期占整个周期长度为35.7％；而财政政策凯恩斯效应产生的区制频率为64.3％，其持续期占整个周期长度为64.3％。
注：
[HT6SS]方括号里的数据表示财政政策发生非凯恩斯效应或凯恩斯效应的概率，比如［0.921］表示财政政策发生非凯恩斯效应的概率为92.1％。
表4给出了财政政策凯恩斯效应与非凯恩斯效应的区制划分。
从中可以看出，财政政策非凯恩斯效应发生在1996年以前。
其中，1979—1982年财政政策都具有非凯恩斯效应，1982年以后，我国市场经济建设加快，经济中市场力量有所增强，但计划经济成分仍占据主导地位，经济没有摆脱短缺的状态，从而1987—1990年、1994—1995年两个区制中财政政策仍具有非凯恩斯效应。
1996年以后，我国经济从短缺经济走到了过剩经济，从而财政政策产生了凯恩斯效应。
我国财政政策的效应可以显著地分成两个状态：
在1979—1982年、1987—1990年和1994—1995年等区制里，财政政策发生非凯恩斯效应的概率接近于1，发生凯恩斯效应的概率接近于0；而在1983—1986年、1991—1993年和1996—2021年等区制里，财政政策发生凯恩斯效应的概率接近于1。
这充分说明，我国财政政策具有非线性效应，这为我国财政政策的评价和操作提供了重要的依据：
当财政政策存在非线性效应时，政府应当识别财政政策发生凯恩斯效应和非凯恩斯效应的区制，在财政政策非凯恩斯效应区制内，政府不应一味地依靠增加政府支出来刺激经济，这样不但可能对经济产生紧缩效应，而且可能造成不可持续的赤字规模或国债规模。
政府为了刺激经济，应该减少政府支出，同时提高税收（郭庆旺等，2006）。
在财政政策存在凯恩斯效应的区制中，政府刺激经济或总需求的手段应该是增加政府支出，或者降低税收负担。
另外，1996年以来财政政策一直位于凯恩斯效应区制内，这充分说明近年来我国的财政政策是积极有效的，而在经济出现局部过热的情况下，财政政策由积极转为稳健是正确的。
国内有学者指出：
我国劳动力供给高峰即将过去，经济将逐渐转向劳动力“有限剩余”的状况，劳动力结构性短缺会经常出现。
即便是最保守的估计，在劳动力转移被限制的情况下，最迟到2021年，全国城市就会普遍出现劳动力短缺现象（蔡昉，2005）。
在劳动力出现短缺的情况下，增加政府支出会产生对私人经济活动的超过100％的挤出，财政政策将转入非凯恩斯效应区制，认识到这一点，对我国政府宏观调控具有重要的意义。
三、对财政政策非线性效应的预期解释的再检验
近年来，国外财政研究除了检验财政政策非线性效应的存在性外，还对非线性效应产生的原因进行了大量探索。
总结这些文献，可以发现主要集中在影响个体对未来政策预期发生变化的因素上，具体包括初始财政条件（国债水平、赤字水平）或财政调整幅度（赤字率的变化）两个方面。
笔者将根据我国财政政策非线性效应实证检验结果对这两方面原因进行再检验，从而对财政政策非线性效应能够有更全面的理解。
（一）初始财政条件的影响
国外研究文献表明，初始财政条件可能改变人们对未来政策的预期，从而产生财政政策非线性效应。
假设存在一个国债临界水平d*，如果消费者预期到国债余额将达到临界值d*，稳定或降低国债余额的财政调整就会使经济免入高度扭曲的税收陷阱，因此消费者预期永久收入提高，消费上升，即不好财政时期（badfiscaltimes）的财政调整可能是好消息，提高了消费。
Feldstein（1982）认为，在其他情况下，税收政策也会存在非线性效应，比如，假设当前的财政态势（fiscalstance）是不可持续的，如果不作调整，就会扰乱金融部门和实体经济的运行秩序，此时提高税收降低了国债违约的风险和相关的产出成本，从而人们因为预期收入的提高而增加现时的消费。
私人部门的反应依赖于对财政状况好转的信心。
如果财政状态转变的可信性提高了，当前税收足够大的变化将转变私人消费和国民储蓄反应的方向。
Sutherland（1997）提供了另一个证实预期能引发非线性效应的模型，其假定消费者是有限期界的。
Sutherland假设当国债比率超过给定的门限值时，消费者就会期盼财政调整的发生。
如果国债比率很低时，税收的上升降低了私人消费，而当国债比率达到门限值时，税收的上升可能提高私人消费，这主要是因为图1我国1982—2021年国债负债率波动路径税收上升延迟了到达门限值的时间，使得财政调整更可能发生在下一代人身上。
下面将利用我国的国债、赤字数据对初始财政条件在引起财政政策非线性效应方面的作用进行检验。
图1和图2分别表示我国国债负债率鉴于数据的可得性，我们对国债数据只选择1982—2021年。
（国债余额/GDP）和赤字率正数表示赤字，负数表示盈余；数据来源于《新中国50统计资料汇编》和中经网（）。
（赤字总额/GDP）的波动路径。
从图1可以看出，我国国债负债率是连年升高的，财政政策非线性效应都发生在国债负债率较低的时间段。
而国债负债率较高的近几年中财政政策具有凯恩斯效应。
图2中的赤字率具有同样的现象，即赤字较高的近几年的财政政策并不具有非凯恩斯效应。
可见，初始财政条件并不是财政政策非线性效应产生的必然原因。
（二）财政调整幅度的影响
国外研究文献中将财政扩张或调整的幅度作为财政政策非线性效应产生的原因，即大幅度财政调整会影响人们对未来政策的预期，从而产生非线性效应。
借鉴国外文献，笔者采用赤字率的变化幅度作为对财政调整幅度的衡量。
图3表示赤字率变化额的波动路径。
图3我国1979—2021年赤字率变化额的波动路径
从图3可以看出，1979—1982年间我国财政赤字率波动较大，似乎印证了财政调整幅度是产生财政政策非线性效应的原因，然而，在发生财政政策非凯恩斯效应的1987—1990年、1994—1995年等区制中，赤字率变化极小。
同时，在1998—2021年间，赤字率变化比1987—1990年和1994—1995年两区制大很多，但财政政策在该区制内却具有显著的凯恩斯效应。
可见，财政调整幅度与非凯恩斯效应并不存在必然的对应关系。
四、基本结论
财政政策非线性效应研究是近年来国外财政研究的重点领域之一，对于完善财政理论和指导财政实践都具有重要意义。
笔者实证结果表明，我国财政政策存在显著非线性效应：
随着1978年市场经济引入，市场发挥越来越重要的作用，然而，在短缺经济结束之前的1979—1982年、1987—1990年和1994—1995年等区制里，财政政策仍然产生了非凯恩斯效应，即增加政府支出或降低税收将使经济紧缩，或者对经济根本不产生影响；1996年以后，短缺经济基本结束，经济开始受到有效需求不足的困扰，从而在1996—2021年这一区制中，财政政策具有显著凯恩斯效应，即增加政府支出或降低税收将刺激经济增长。
财政政策非线性效应研究结论为政府宏观调控提供了重要依据，能够提高政府根据不同区制相机执行财政政策的精确性，另外还提供了评价政府财政政策效果的视角或依据。
同时，国内有经济学家认为，我国劳动力供给高峰即将过去，经济将逐渐转向劳动力“有限剩余”状况，劳动力结构性短缺会经常出现。
面对我国劳动力市场结构性短缺的来临，对财政政策非线性效应检验显得尤为必要。
另外，国外大量研究认为，财政初始条件和财政调整幅度等因素能够影响主体对未来政策走向的预期，从而引发财政政策非线性效应，本文利用我国国债和赤字数据对这一结论进行了检验。
检验结果表明，财政初始条件和财政调整幅度等主体预期因素不是财政政策非线性效应产生的必然原因。
升级会员 