我国财政挤出效应的定量研究，本文主要内容关键词为：定量论文,效应论文,财政论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、财政扩张的挤出效应与挤入效应
所谓财政政策的挤出效应，在经济学理论中指的是这样一种现象：政府支出的增加可能导致私人投资的下降，因此，最终的结果可能是总支出并没有增加，即政府支出的增加把一定量（甚至全部）的私人投资挤掉了。经济学家希克斯和汉森根据凯恩斯的理论，提出IS-LM模型，将货币市场和实物市场结合起来。根据这一模型对挤出效应的解释是政府支出的增加导致IS曲线上移，在LM曲线不变的情况下导致利率上升，而利率上升将导致投资减少。
与挤出效应概念相对应，在经济学理论中还有一个挤入效应的概念。所谓挤入效应，是指在考虑投资组合时，政府支出的增加可以导致投资增加的一种情况。
我国财政扩张对私人投资（非国有经济投资）是否有挤出效应，取决于对私人投资增长因素的影响。从实际经济运行看，私人投资增长主要受制于以下三方面：一是私人资本的边际产出率或利润率，而利润率与实际利率的大小密切相关，因此实际利率大小直接影响私人投资的增长。二是居民的最终消费制约投资的增长。近几年来，我国的市场已经由卖方转变为买方市场，有效需求不足严重制约投资（包括私人投资）的增长。三是投资环境对私人投资影响较大，积极财政政策的投资领域主要是生态环境保护、高速公路、铁路、供水和机场、粮库、农村电网等基础设施，基础设施建设投资可以改善私人投资的外部环境，提高私人资本的边际生产力，推动私人投资。
因此，在我国扩张性的财政政策对私人投资既表现出挤出效应，也有挤入效应的同时发生。首先，在其它条件不变情况下，财政扩张拉动GDP增加，使居民收入增加，促进居民最终消费的增加，进而拉动私人投资的增长，表现出财政的挤入效应。其次，伴随财政扩张，基础设施投资力度加大，改善了投资环境，对私人投资表现为挤入效应。再次，根据IS-LM模型分析，财政扩张也表现为挤出效应。财政扩张对私人投资的影响最终取决两种效应的大小。只有定量测算出两种效应大小才能对其进行有效比较。
在挤出效应和挤入效应的测算中，有两个问题至关重要：一是建立中国的私人投资模型，二是确定利率对财政支出的敏感性。前者可以利用实际经济运行数据回归直接得到解决，后者理论界对此有两种解释：(1)财政支出扩张引起收入扩张，收入扩张增加货币需求，在不增加货币供给的情况下，货币需求增加就会引起利率上升；(2)政府向民间部门和商业银行借款引起政府和民间部门在借贷资金需求上的竞争，从而引起利率上升。在我国，由于名义利率是固定利率，因此这两种解释均不能反映财政扩张与利率的确定的量化关系，利用回归也难以直接寻求到利率与财政支出的定量关系模型；但IS-LM模型提供了建立利率与财政支出定量关系的间接方法。在IS-LM模型中，利率不是名义利率，而是实际利率。
综上所述，定量计算我国财政扩张的挤出效应，首先应测算中国的IS-LM曲线。
二、中国IS-LM曲线的相关模型估计
（一）IS曲线的相关模型设定
依据IS-LM模型和我国实际经济运行，建立下列相关模型：
模型中：Y取支出法确定的GDP；C为居民消费，取值为居民最终消费；i为资本形成总额；I是私人投资，取全社会固定资产投资减国有经济投资；g为政府消费；G为财政支出；nX为净出口；M为进口；X为出口；
中间变量，取值GDP与净税收（税收T－转移支付TR）的差额，不等于个人可支配的收入；转移支付TR取值价格补贴之和抚恤和社会福利救济再加出口补贴；r为实际利率，等于名义利率减物价指数，名义利率取三年期贷款利率。
（二）IS曲线的相关变量模型参数估计
IS曲线的相关变量模型参数估计数据均来源2002年《中国统计年鉴》。
1、
的参数估计。
模型中C(-1)是C的滞后量，之所以没有利用模型：
，主要考虑到我国居民消费水平处于上升阶段，自发消费水准在逐年上升；由于不是个人可支配收入，这里的b也不是边际消费倾向。
采用最小二乘法回归，样本区间为1995-2001年，回归结果如下：C=0.3209006C(-1)+0.3734564
(3.2466748)和(7.8661653)（括号数字为T检验值，下同）R-squared=0.991506
Durbin-Watson stat=1.148773 F-statistic=583.6843
上面的估计结果中，除D-W外，显著性好，拟合度很高，因此，这个结果可以采用。
2、
的参数估计。
依据我国经济实际运行规律，模型中引入了消费和财政支出，消费和财政支出均具有拉动投资的功能，另外，财政支出中的基本建设支出还具有改善投资环境的功能，研究问题侧重性不同，模型中略去了贷款和税负的因素。
回归样本区间为1991-2001年。
I=0.0853150 C+0.2797372 G+0.6584193 I(-1)-111.67178r
(2.3646562) (2.7382016) (4.6998568)(-3.3771631)
R-squared=0.994328 F-statistic=409.0723 D-W=2.431717
这一回归结果，各检验指标良好，拟合度较高，因此，这个结果可以采用。
3、
的参数估计。
回归样本区间为1995-2001年，采用最小二乘法回归结果如下：
i=13451.797+1.2151584I
(13.710421) (17.261685)
R-squared=0.983496 Durbin-Watson stat=2.013642 F-statistic=297.9658
回归的各项指标良好，这一结果可以采用。
4、
的参数估计。
回归样本区间为1995-2001年采用最小二乘法回归结果如下：
g=3839.0244+0.4953672G
(11.451685) (16.867733)
R-squared=0.982730 Durbin-Watson stat=1.061988 F-statistic=284.5204
这一回归结果，除D-W外，各变量的显著性和整体显著性良好，拟合度较高，因此，这个结果也可以采用。
5、
的参数估计。
现实中，税收占GDP的比重(t=-T/Y)逐年上升，见表1。
表1 税收占GDP的比重
时间（年）
1996
1997
1998
1999
2000
2001
t=T/Y
0.101124 0.109942 0.117246 0.129215 0.140801 0.155158
由于t表现递增，的不变弹性参数难以估计，这里将取：T=tY，同理，
的参数估计取m=M/Y，于是：M=mY。
（三）LM曲线模型设定与参数估计
确定LM曲线模型核心问题是货币需求函数的设定。纵观历史，从早期的货币数量论到凯恩斯的流动性偏好理论，最后发展到现代货币数量论，无论是货币需求理论还是实证研究都处于不断发展完善的过程，伴随着这个过程，不同的货币需求理论所提出的货币需求函数具体表述形式不尽相同，无论是货币需求函数的自变量还是其表达形式均有差异。对于货币需求的自变量，争论的焦点在于变量的经济内涵，对于货币需求的形式理论研究没有统一定式。在我国，由于经济正处在转型时期，利率非市场化，这决定我国的货币需求函数的确定既要考虑已有的货币理论，又要结合自身的独特特征。
首先是变量选择问题，需要选择一些明确的变量来衡量货币及其决定因素。一般来说，货币M1（现金＋活期存款）用来衡量交易和预防需求，货币M2（M1＋定期存款＋居民储蓄）可用来衡量投资动机需求。结合中国的实际，本文用M2来衡量货币需求。关于决定货币需求因素的变量选取，可利用1991-2001年数据，对我国的利率(r)、国民收入(Y)及股价指数（上证指数SP）进行相关检验，检验相关系数(CROSS)如下：CROSS(M2,r)=0.5842037,CROSS(M2,Y)=0.9754775,CROSS(M2,SP)=0.8897530，检验结果表明具有良好的相关性。进一步检验还发现：CROSS(M2,SP)=0.8341279,Y与SP可能存在共线性。采用最小二乘法回归：
样本区间分别为1991-1994年、1996-1999年、2001-2001年。回归结果如下：SP=192.68311+0.0133327Y
(1.3107919)(5.8602832)
R-squared=0.830684 Durbin-Watson stat=2.211336 F-statistic=34.34292
结果表明Y与SP存在共线性。因此，影响我国货币需求函数的变量应为Y、r。
图1 Y与M2的函数
其次是函数形式的确定。根据相关分析认定，在r与Y中，Y是影响货币需求的主要因素，Y与M2的关系将决定需求货币函数的形式。图1是Y与M2的相关图形：根据实际相关图形，设定我国货币需求函数的形式为：
，
为待定参数，采用最小二乘法回归，样本区间为1991-2001年，回归结果如下：
Ln(M2)=9.4367002+2.702E-05Y-0.0055883r
(173.78727) (30.417994) (-1.5857147)
R-squared=0.992768 Durbin-Watson stat=1.279098 F-statistic=549.0908
该模型的模拟情况见表2。
表2 模拟情况
obsRESIDUALACTUALFTTTED
1991
-0.107479.87044
9.97791
1992
0.03827
10.1426
10.1043
1993
0.07253 10.4597
10.3871
1994
-0.00185
10.7563
10.7581
1995
-0.02137
11.0145
11.0359
1996
-0.01555
11.2397
11.2553
1997
0.00884 11.4186
11.4097
1998
0.04647
11.5569
11.5105
1999
0.07473 11.6944
11.6197
2000
-0.00129
11.8101
11.8114
2001
-0.09331
11.9723
12.0656
模拟情况相对良好，各检验指标比较理想，该模型可以反映我国的货币需求。
三 IS-LM曲线与财政扩张对私人投资效应的测算
1、IS-LM曲线表述。由上述相关模型解得中国IS-LM曲线模型如下：
IS曲线模型：
LM曲线模型：
IS-LM曲线模型中各参数已在相关模型估计中确定，该模型符合正常理论规范，与我国经济实际状况较吻合。
2、财政扩张对私人投资效应测算。由已求IS-LM模型可以得到均衡利率模型如下：
由均衡利率模型和私人投资模型可以推导出财政扩张对私人投资效应如下：
(1)挤入效应
。是间接挤入效应，由于财政扩张引起GDP增加使得YD增加，YD增加的结果使得居民消费增加，进而拉动私人投资增长，表述如下：
(2)挤入效应
。是直接挤入效应，由私人投资模型求得：
(3)挤出效应
。是指其他条件不变，财政支出增加使IS曲线右移，实际利率上升导致私人投资减少。
(4)挤出效应
。是指实际IS曲线和LM曲线均移动后，利率变动对私人投资影响。
（△r是现实中的实际利率变动）
定义：其它条件不变动时，财政支出净效应：
其它条件变动时，财政支出净效应：
计算结果如下表3：
表3 财政扩张对私人投资效应 单位：亿元
我国实行积极的财政政策，其挤出效应与挤入效应并存，从测算结果看，财政政策实施的间接挤入效应从1999年开始升幅较大，由原来46.9亿元上升为68.59亿元，2001年接近80亿元；与直接挤入效应△12相比，只占△12的10%左右，1999年至2001年直接挤入效应分别为：668.34亿元、754.86亿元、843.60亿元，挤入效应主要表现为直接挤入效应。计算结果还表明财政政策的挤出效应从1999年开始增幅较大，由1998年的489.96亿元增长为1999年的736.03亿元，2001年挤出效应达到898.92亿元。从
的计算结果看出近几年财政的挤出效应与挤入效应大体相等，净效应趋于零。由于我国在实施扩张性财政政策的同时也在实施积极稳健的货币政策，这一财政货币政策结果，从1999年开始，对私人投资有明显的拉动效果，1999年至2001年分别拉动私人投资772.67亿元、994.59亿元、1000.97亿元。综上所述，扩张性的积极财政政策对私人投资没有抑制效果，我国的扩张性财政政策具有可持续性。