财政风险金融化影响经济增长的模型分析与实证检验，本文主要内容关键词为：实证论文,经济增长论文,模型论文,财政论文,风险论文，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。
中图分类号：F812 文献标识码：A 文章编号：1001-6260(2011)02-0065-08
在发展中国家，由于经济市场化水平不高，财政与金融两股力量在政府的强力干预和主导下，相互交织在一起，因此，每逢财政风险濒临之际，政府就会在机会主义动机的支配下，利用货币创造即财政风险金融化的手段来化解财政风险(郭平等，2005)。这种做法在短期内的效果是不容置疑的，它可以很快地让政府度过财政难关，但是，长期效果如何，似乎很难作出一个肯定的、令人满意的回答。
一、文献综述
财政政策与经济增长一直是一个备受关注的话题，文献资料浩如烟海，本文拟就目前的研究进展，从四个角度略作评述：
首先，关于财政支出与经济增长。Arrow等(1970)做了开创性的工作，率先把财政支出纳入居民的消费函数，认为消费者的效用取决于私人的消费数量和财政支出的数量两个部分。正是由于财政支出被引入消费函数，在经济最优增长的框架之中，经济的增长路径就发生了变化，即私人分散经济决策所导致的经济增长率低于社会集中经济决策的增长率，因此，他们主张政府要积极运用财政政策等手段补贴私人投资，刺激经济增长，使之与集中决策经济的增长率相一致，实现整个经济的帕累托最优。在Arrow等所建立的效用函数的基础之上，Barro等(1992)率先把财政支出与经济的内生增长联系起来，提出了分析政府财政支出与经济内生增长的理论框架，整合了阿罗的边干边学和罗默的知识外溢型内生增长理论，在内生增长理论的体系中考察了财政支出、储蓄、税收、私人分散经济和社会计划者集中决策经济的增长差异，得出了分散经济的增长率和储蓄总是偏离社会决策的帕累托最优状态的结论，从而为政府利用财政工具干预经济提供了理论依据。龚六堂等(2001)把政府公共开支与经济增长联系起来，讨论了政府公共开支的增长与波动对经济增长的影响。对于经济增长和财政支出的关系研究而言，这是一大突破。他们的结论是，经济增长和政府公共开支增长率的平均值的关系与政府公共开支波动的影响是一致的。
其次，关于财政支出结构与经济增长。这方面的研究有两大倾向：一是把财政支出区分为生产性的与非生产性的两部分，比较它们的经济增长效应；二是根据财政支出的具体项目，全面比较各项的经济增长效应。Devarajan等(1996)研究了财政支出结构与经济增长之间的关系。在最优增长的框架中，他们把财政支出分为生产性与非生产性两大部分，推导出了财政支出结构变化引致经济稳态增长率变化的条件。在一个垄断竞争的动态宏观经济模型中，Balvers(1997)考察了公共品的消费性与生产性作用。他发现，基础设施投入和其他形式的政府投资，能够提高经济的福利水平，因此应该增加供给数量，而不是在完全竞争条件下由私人部门来生产；相反，政府的消费性支出应该减少，其所需数量应该更多地让一个完全竞争的行业来提供。对于我国转型时期的财政支出结构及其与经济增长的关系，何继善等(2006)进行数理分析，发现当前我国财政支出结构不尽合理，必须予以进一步优化。郭庆旺等(2003)利用构建理论模型和经验模型的方法，得出了一系列有价值的结论：(1)财政支出总水平与经济增长负相关，财政生产性支出与经济增长正相关；(2)财政的人力资本投资比物质资本投资更能提高经济增长水平；(3)用于科学研究的支出所带来的经济增长，远远高于物质资本和人力资本投资所带来的。这些结论的政策含义是显而易见的。
再次，关于财政分权与经济增长。奥茨(1997)指出，从原则上看，财政分权对经济发展有潜在的作用，但要把这种潜力转变为现实的对经济增长的贡献，又与地方机构和地方福利的对应关系，与财政机构的正确设置等许多具体的关键条件紧密相关。龚六堂等(2000)推广了Barro(1992)关于政府财政支出与经济增长的模型，讨论了在多级政府体制下政府花费、税收和政府间转移支付对经济增长的影响，结果表明，在多级政府体制中，财产税对经济增长具有很大的负作用，消费税对经济增长总是存在正作用，同时，如果地方政府已经有足够的收益，政府的转移支付会降低经济增长率。龚六堂等(2002)对该模型做了进一步的完善和推广：(1)把中央政府和地方政府的开支划分为公共消费和公共投资；(2)政府间的转移支付分为公共投资转移支付和公共消费转移支付。运用数值分析的方法，他们还模拟了经济增长率和各种税收之间的关系，并得出了一些富有价值的结论。
最后，还有人研究了二元财政与经济增长的关系(秦海林，2007a)。秦海林(2007b)建立了一个包含二元财政支出的经济增长模型，结果表明，如果能够满足一定的前提条件，加速二元财政演化，可以促进经济增长。对模型结论的计量检验表明，在加速二元财政演化的同时，如果能够适度调整二元财政支出的内部结构，二元财政演化的增长效应就可以得到有效发挥(秦海林，2007c)。
总之，虽然研究财政政策与经济增长的文献资料很多，但是，迄今为止，探讨财政风险金融化与经济增长的文献，却无缘得见，因此，本文拟就财政风险金融化与经济增长的关系进行研究。
二、财政风险金融化影响经济增长的机制分析
财政风险金融化是政府消弭和化解财政风险的主要手段之一，具体做法是政府利用其货币发行权，以滥发货币的方式来消除其财政风险。这种做法虽然在短期内可以缓解政府的财政压力，但从长期来看，会增强政府财政预算软约束的机会主义心理，持续酝酿财政风险，刺激和拉升通货膨胀，加重纳税人的负担(许雄奇等，2004)。如此一来，就会增加宏观经济的运行风险，从而影响和抑制经济增长。
首先，财政风险金融化会让政府财政收支的预算平衡失去一个强硬的约束机制，使其预算约束软化，从而使得财政支出效率不能得到有效提高。长此以往，财政风险只能是越来越高，继续诱发政府利用金融手段来化解财政风险。实际上，财政风险并未从根本上予以消除，只不过是暂时被抑制而潜伏了起来，它会继续在经济发展中酝酿和放大，并在时机成熟之际，引发新的更高水平的财政风险，从而将再次刺激政府的机会主义心理，重新启动财政风险金融化的措施。由于财政预算软约束会诱发政府的机会主义心理，因此，一个财政风险与财政风险金融化之间的恶性循环就不可避免，即财政风险—政府的机会主义心理—财政风险金融化—财政风险。如此一来，财政风险金融化必然会向上推动宏观经济风险，恶化经济增长与发展的外部环境。
其次，政府频繁以金融手段来规避和缓解财政风险，势必导致流通领域的货币过剩，最终酿成通货膨胀，而通货膨胀间接的税收效应则可能会扭曲消费者和投资者的行为，进一步恶化政府的财政收支，从而诱发新一轮的财政风险金融化。一般来说，通货膨胀有利于债务人，而对债权人有害。可是，作为公债的发行者，政府恰好是一国最大的债务人，所以财政风险金融化可以视为政府是在对纳税人间接征税。同时，在现代的累进所得税制中，通货膨胀会把纳税人带入一个更高的纳税档次，从而增加纳税人的边际税负。因此，财政风险金融化的最终结果是会增加政府的财政收入和加重纳税人的税负。根据拉弗曲线，在提高税率的初期，税收可能会增加，但是，随着税率的逐步提高，消费者和投资者的行为可能会遭到扭曲，会缩减工作时间，减少消费和投资，从而导致政府税收锐减，无从实现财政收支平衡的目标，使得财政风险增大。在这种情况下，政府则可能会再次启用财政风险金融化的手段。这样，基于拉弗曲线的一个恶性循环就形成了，即财政风险—财政风险金融化—通货膨胀—税负加重—拉弗曲线效应—税收减少—财政风险。
上述两种机制往往是同时发挥作用的，因此，可以在逻辑上将这两个恶性循环机制合并成一个总的恶性循环系统，即财政风险—政府的机会主义心理—财政风险金融化—通货膨胀—税负加重—拉弗曲线效应—财政风险。这是一个循环累积的过程，越到后期，财政风险越高，越是难以遏制，因此，财政风险金融化的后果，必然会持续恶化一国的财政状况，并推动宏观经济风险上涨，从而抑制该国的经济增长与发展。
三、模型分析
在给定约束条件下，可以在一个跨期消费效用最大化模型中，分析中央政府的效用最大化决策行为，以宏观经济风险变动为桥梁，求解财政风险金融化抑制经济增长所必须满足的基本条件。
1.模型假设
(1)存在一个理性的、负责任的中央政府，整个社会的跨期消费效用最大化是其决策的唯一目标。
(2)假设政府只采取一种手段来应对财政风险，即发行货币。因为对于其他的措施，如发行国债会增加政府财政将来某个时期还本付息的压力；加税会招致纳税人的抗议，并在严重的时候导致政府下台；规费收入数量偏少，而且乱收费、乱集资和乱摊派也是纳税人强烈抗议的。因此，理性的政府一般愿意采取财政风险金融化的策略，这是一种非常隐蔽的手法。
(3)财政风险金融化所导致的货币供给增加，并最终引发通货膨胀，而政府往往又是最大的债务人，同时，纳税人也因通货膨胀上升而进入一个更高的纳税档次，因此，财政风险金融化可以被视为一种变相的征税。显然，这会减少纳税人的可支配收入，并影响投资的积极性和抑制其消费需求。这无疑会增加宏观经济风险。在假定其他影响居民税负的变量不变的条件下，税率只受财政风险金融化这种政府行为的影响，此时的税率可以表示为
在此表示财政风险金融化的水平。
(4)假定其他变量不变，影响宏观经济风险的只有财政风险金融化，而宏观经济风险可以用风险分布函数来表示(张金水等，2005)，即：
(5)财政风险金融化所诱致的宏观经济风险是一种系统性风险，是不可分散和规避的，因此，一国的总生产函数可以设定为柯布—道格拉斯函数，其变量只有资本和经济风险，关系式表示如下：
2.模型的建立
作为理性经济人，政府追求跨期消费效用的最大化，在整个时期内的总效用最优化决策行为可以表示为(蒋中一，1999)：
其约束条件为：
式(14)左项为税率与纳税人可支配收入份额之比，其含义为财政风险金融化所导致的税率上升对纳税人消费水平的侵蚀。因此，式(14)的经济含义是，当财政风险金融化的政府行为对纳税人消费水平的侵蚀超过临界值
之后，就必然会抑制经济增长。
4.模型结论的意义
本模型的结论给出了财政风险金融化抑制经济增长所必须满足的基本条件，同时，该条件所涉及的各个变量又暗含了丰富的政策含义，为政府减少财政风险金融化行为，营造和改善经济增长的外部环境与促进经济增长提供了理论支持。
该条件是否成立取决于三个变量，即
，而这三个变量的变动都是由财政风险金融化
所诱发的，因此，政府只要能够控制其财政风险金融化的行为，把握这种政策手段的力度，就完全可以避免财政风险金融化对经济增长的抑制效应。
本模型的结论还表明，实施财政风险金融化的策略时，必须考虑该措施对纳税人的负面影响，如果财政风险金融化扭曲了消费者和投资者的行为选择，就必然会抑制经济增长。
四、财政风险金融化与经济增长的计量检验
为检验财政风险金融化与经济增长之间关系，本文拟在一个多变量计量模型中，引入储蓄、进出口贸易、消费、城镇化水平等变量，利用1978-2007年数据对前文的理论假设和模型结论进行实证检验。
1.计量模型的设计
根据本文的研究假设，可以设计如下的计量模型来检验前文的理论推断：
其中，
为回归系数，ε为残差项，
为财政风险金融化，sav为城乡居民储蓄余额，ftr为进出口贸易总额，ac为农村居民消费，gc为政府消费，ubn为城镇化水平——城镇人口与农村人口之比。
2.数据来源和平稳性检验
本文的数据①均摘自历年《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》。其中，被定义为货币供给
增长率与名义GDP增长率之差和赤字依存度的比值，其含义是为应付财政风险的货币超额供给；其余变量数据均为历年原始数据。
同时，为了有效消除异方差现象，本文在以1978年不变价基准剔除通货膨胀因素的基础之上，对历年数据作了对数化处理；由于财政风险金融化的数据中含有大量的负数，因此，未对其进行对数化处理。
由于宏观经济的时间序列数据很多都具有不平稳性的特点，因此，为了避免虚假回归的问题，在此对各变量进行单整检验，方法是ADF。检验结果见表1。
表1显示，变量都是一阶单整的非平稳序列，不能直接对之回归分析，否则会出现虚假回归现象。
3.Johanson检验
根据现代协整理论，两个一阶单整的非平稳变量之间可能会存在长期稳定的均衡关系，即协整。为此，本文利用Johanson检验的方法，对lnGDP和1nσ[，p]进行检验，结果见表2。
由表2可知，这两个变量之间存在协整关系，下文对之进行协整分析。
4.E-G两步法的回归分析结果
由于各变量间存在协整方程，可以利用E-G两步法，对之进行回归分析。回归分析的结果如表3所示。
在单变量情形下，方程1显示，财政风险金融化对经济增长的影响不管在滞后几阶的条件下都是不显著的；方程2表明，在滞后2阶的情形下，财政风险金融化在5％的显著性水平上对经济增长具有明显的抑制效应。在多变量计量模型中，方程3显示，在不纳入各变量滞后项的情况下，财政风险金融化在5％的显著性水平上对经济增长没有影响；方程4表明，在纳入各变量滞后项的情况下，变量本身及其1阶滞后项，分别在5％和1％的显著性水平上对经济增长具有明显的抑制效应。这说明，方程4能够较好地描述财政风险金融化与经济增长之间的关系。
在方程4中，绝大多数的回归系数均具有统计上的显著性，调整的可决系数、F统计量和DW都很显著，因此，这是一个总体统计效果良好的模型。但是，在方程4中，与其他各变量相比，财政风险金融化的回归系数虽然具有很高的统计显著性，但是其值甚小。这意味着，在总体上决定着经济增长的仍旧是储蓄、进出口贸易、农村居民消费、政府消费和城镇化等变量。然而，正是由于财政风险金融化回归系数的统计显著性，它对经济增长的抑制效应就不能有丝毫的忽视，否则，如果财政风险金融化的政府行为不受任何限制，其水平大幅度提高，将会对经济增长造成重大损失。
5.误差修正模型
根据格兰杰定理，如果变量间存在协整关系，则可以等价地把它表示成误差修正模型(ECM)。把协整方程，即基于方程4的协整方程的残差项，作为ECM的非均衡误差项，记为ECM。运用EVIEWS5.0，进行反复试错，发现可以建立如下的误差修正模型：
在误差修正模型(16)中，被解释变量
的波动可以分为短期波动与长期均衡两部分，前者由各变量的差分项组合而成，后者则由误差修正项来表示。各解释变量的回归系数，均能通过显著性检验，且模型不存在自相关。误差修正项的系数符号为负，与误差修正机制的负反馈过程具有内在的一致性。误差修正项的系数为-1.25，这意味着，上一年度的非均衡误差将以125％的比率来反向修正本年度的。模型的可决系数高达0.96，非常富有解释力，其拟合效果如图1所示。
图1 误差修正模型的拟合效果图
6.格兰杰因果性检验
由于计量模型中的各变量都含有单位根，且存在协整关系，因此，为了避免虚假回归，还必须对之作格兰杰因果性检验。检验结果如表4所示。
表4的检验结果表明，在滞后1～3阶时，不是lnGDP变化的原因，无法解释后者的变动；但是，在滞后4～6阶时，在1％的显著性水平上，与lnGDP互为因果关系，后者的变化均可由前者来作出解释。这意味着，虽然财政风险金融化对经济增长的抑制效应具有一个较长的时滞，但是，仍旧可以通过其变化来对经济增长进行预测。
五、结论和政策建议
综合以上分析，至少可以得出以下结论：
首先，财政风险金融化虽然可以短期内掩盖政府的财政风险，但是，它并不能从根本上消除财政风险，而是让财政风险潜伏下来，继续酝酿，将来可能会以更大的爆发力释放出来。
其次，从长期来看，如果政府不能有效克服其机会主义心理，财政风险金融化与财政风险之间就会在循环累积效应的作用下，形成一个恶性循环的怪圈，使得财政风险不断升级，从而致使一国宏观经济风险不断向上拉升。
再次，由于宏观经济风险受到财政风险金融化的向上推动，它就会持续恶化一个经济增长的外部环境，从而在长期内对经济增长的抑制效应变得异常显著。但是，财政风险金融化对经济增长的抑制效应，并非是不可规避的，只要政府能够有效地规范财政收支行为，不要肆意运用金融手段去克服财政风险，那么，就可以将财政风险金融化对经济增长的抑制效应控制在一个可以容忍的范围内。
最后，就中国而言，作为一个发展中大国，财政风险金融化的政府行为的确对经济增长产生了显著的抑制效应，但是，与其他的重要变量相比，财政风险金融化对经济增长的负贡献率还是比较小的。当然，乐观的结论并不意味着财政风险金融化的副作用是微不足道的。事实上，这是在提醒政府要正视这个客观存在，不能放纵政府的财政风险金融化行为，以免对经济增长造成更为重大的损失。
对此，本文提出如下政策建议：
第一，加速中国经济的市场化进程，尽量保持财政政策与金融政策的相对独立性。只有这样，才能在体制上杜绝政府的机会主义心理，防止财政风险金融化的频繁出现。
第二，加速财政体制改革，规范政府的财政收支行为，硬化财政约束，从财政自身的制度规范中寻求规避财政风险的办法。由此，可以从源头上克服财政风险金融化的行为。
第三，加速金融市场化进程，完善金融体制改革。这就要求政府的金融政策要免受财政危机的干扰，要根据金融市场的货币供需变动独立决策，而不必曲意以货币创造的手段为财政赤字埋单。
第四，在制度上规范政府行为。一般来说，政府出于一种父爱主义动机，总是会利用其集中决策的权力，有意或无意地用财政风险金融化的手段来规避财政风险。事实上，根据本文的研究结论，这种做法后患无穷，会在长期内抑制经济增长。因此，政府在宏观经济决策中，一定要避免金融政策与财政政策相互交织，相互干扰。
注释：
②由于篇幅所限，各变量的原始数据暂不随附，若有需要者，请与作者直接联系。
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