我国财政政策非线性效应的实现机制及动态特征研究，本文主要内容关键词为：财政政策论文,效应论文,特征论文,机制论文,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。
[中图分类号]F812.0 [文献标识码]A [文章编号]1000-596X(2014)12-0044-12 一、问题提出 面对错综复杂的国内外环境与日益增大的经济发展下行压力，如何健全宏观调控体系、创新宏观调控方式，加强财政政策与货币、产业、价格等政策手段的协调配合，增强宏观调控的前瞻性、针对性与有效性是当前中国政府亟待解决的重要研究课题。2013年12月在北京召开的中央经济工作会议决定，2014年我国继续实施“一松一稳”财政货币政策组合，即积极的财政政策和适度从紧的货币政策。实际上，我国财政货币政策从2011年告别“积极的财政政策和适度宽松的货币政策”转而实行“一松一稳”组合延续至今已有4年。高培勇认为当前存在的通胀压力和以地方债风险为代表的金融风险会成为拖住货币政策手脚的两大矛盾，要想实现经济稳中求进，确保经济运行处于合理区间应更多地借助积极财政政策的调控功能。[1] 从1998年应对亚洲金融危机到2008年抵御因次贷危机席卷全球的金融风暴，我国政府通过实施积极财政政策不仅率先摆脱危机冲击的阴影，而且还实现经济的平稳较快增长。也正因如此，运用相机抉择财政政策进行逆周期调节的成功经验，固化了我们对积极财政政策有利于产出增长的思维逻辑，同时也似乎不断验证了凯恩斯效应在中国经济实践中的存在性和正确性。然而，与此同时也有不少观点认为，此种基于政府大规模投资促进经济复苏与快速增长的调控模式存在诸多弊端，担心其会给中国经济带来极大的成本和代价，因而对积极财政政策的必要性表示了怀疑，并引起了对这种调控模式的更多反思。在此，我们姑且不论短时期、高强度的积极财政政策对经济发展的长期影响以及对经济结构和社会事业发展的负面效应，也不讨论由这种积极财政政策实现产出增长的经济效率问题，而将研究的视野限定于一个更为基础而关键性的问题，即“积极财政政策→产出增长”这一基本逻辑是否始终成立，或者说凯恩斯效应是否始终存在？如果回答是否定的，则意味着可能会出现两种情况：一是积极财政政策并未导致实际产出的有效增长；二是如果放弃积极财政政策转而控制财政支出规模，则可能更有利于产出增长。这将对我国政府宏观调控的思维逻辑提出重大挑战，也更加有利于提高中国政府宏观调控政策的有效性与针对性。因此，对于中国财政政策实践是否存在非凯恩斯效应的研究具有十分重大的现实意义和政策价值。 国外针对财政政策非线性效应的研究最早可追溯到菲尔德斯坦(Feldstein)。[2]而基亚瓦茨和帕加诺(Giavazzi and Pagano)对20世纪80年代发生于丹麦与爱尔兰的两次财政紧缩调整①进行了全面研究，同时也激发了国外学者对这项研究工作的深入与开展。[3]例如，布兰查德(Blanchard)提出“当政府负债率超过一个重要的门槛值时，财政政策非凯恩斯效应产生的可能性就会非常大”。[4]库尔等(Cour et al.)[5]、阿莱西纳和阿尔达尼亚(Alesina and Ardagna)[6]通过利用OECD国家的面板数据去识别或判断大规模的财政紧缩调整，然后对总需求与GDP等宏观经济变量在财政紧缩调整时期前、中与后的样本特征进行描述性分析，发现紧缩调整之后产生了更好地经济增长绩效。这也被认为是紧缩调整的非线性效应证据。佩罗特(Perotti)详细论述了财政紧缩扩张效应假说的四种情况。[7]与之相对，国内学者近来也开始关注我国财政政策的非线性效应问题，根据财政时期划分方法②、样本数据选择与实证模型的构建将已有研究可以大致区分为两种情形：一是采用外生财政调整时期划分方法与运用省级数据的面板数据模型。郭庆旺、贾俊雪认为在我国积极财政政策转向稳健财政政策的过程中，非凯恩斯效应主要是体现在收入政策方面。[8]方红生、张军通过构架两个不同时期跨度的面板数据模型，不仅验证了非凯恩斯效应的存在性，而且还发现非凯恩斯效应产生于预期效应。[9]储德银、闫伟利用三种财政时期划分方法与动态面板数据模型进行实证研究发现，紧缩时期的财政收入和支出政策对产出存在一定程度的非凯恩斯效应，而且非凯恩斯效应此时更加强劲且处于支配地位。[10]虽然这些研究在国内学术界均具有一定开拓性，但也至少存在两方面问题：一方面，采用外生财政调整时期划分方法存在指标、临界值与持续时间选择的主观性与随意性，从而导致实证估计结果的可信度与稳健性不高。另一方面，这些研究基于我国省级面板数据对财政调整时期进行划分时均需要计算基本结构预算盈余或赤字这一关键指标，且计算方法是将各省份每年的财政预算收入减去预算支出。然而，由于我国1994年颁布、1995年1月实施的《预算法》规定包括省级政府在内的地方政府预算不得公开列举赤字，必需自求平衡，其财政预算收入与预算支出之间的差额不能理解为赤字，而是中央政府对省级政府的转移支付。因此，这种划分方法在我国省级层面数据的适用性有待商榷。二是采用内生财政调整时期划分方法与时间序列模型。王立勇、刘文革利用MS-VAR与MS-VEM模型对我国财政政策非线性效应进行实证分析，发现财政收入与支出在三个区制存在显著的非凯恩斯效应。[11]陈浪南、柳阳采用MS-VAR模型与区制依赖型脉冲响应方法实证检验我国财政政策对私人投资的非线性特征发现，在投资不足时增加财政支出可以促进私人投资增加，反之则相反。[12]虽然采用内生划分方法可以有效克服因为财政调整时期外生划分所带来的主观性等弊端，而且也符合我国财政实际情况，但仍限于理论层面探讨的，难以为政府实践部门的具体政策制定提供操作性的建议。 综上可知，虽然理论界从不同维度验证了我国财政政策非线性效应的存在性，但对于我国财政政策非线性效应的实现机制与动态特征缺乏深入探讨。本文与已有研究相比，创新之处主要体现在以下两个方面：一是基于内生财政调整时期划分方法采用STR模型进行实证分析，从而克服外生财政调整时期划分方法对于临界值和调整时间长短选择的主观性；二是将研究重点置于财政政策非线性效应的实现机制识别与动态特征分析。例如在甄别不同转换变量(即影响因素)的基础上，准确发现转换变量的门槛值或者说“触动开关点”，以及进一步判断我国财政政策非线性效应是通过消费渠道，还是投资渠道实现，抑或两者兼而有之，从而使研究结论可为政府决策提供实际依据以及具有较高的政策应用价值。 二、我国财政政策非线性效应的传导渠道与作用机制 财政政策非线性效应是指财政政策在有些区制表现为凯恩斯效应，而在另外一些区制表现为非凯恩斯效应。而财政政策非凯恩斯效应则可进一步定义为：在财政紧缩条件下由私人部门需求增加所实现的产出增长效应。众所周知，依据国民收入核算恒等式Y=C+I+G+NX，国民产出恒等于私人消费、私人投资、政府购买与净出口之和。因此在财政紧缩(政府购买下降)条件下，能够导致产出增长的只能是私人消费、私人投资和净出口部分实现了增长，且增长幅度大于政府购买部分的下降幅度。一般而言，政府购买的变动与净出口之间没有直接影响关系，因此财政政策非凯恩斯效应只能通过私人消费和私人投资渠道来实现。基于此，本文着重从财政紧缩政策对私人消费和私人投资的扩张效应来阐述财政政策非凯恩斯效应在中国可能存在的实现机制。 (一)基于私人消费渠道的非线性效应实现机制 无论是凯恩斯主义抑或新古典学派，均认为政府的财政收支行为对于私人消费具有显著的影响。其中，凯恩斯主义认为政府支出增加将扩大总需求，有利于居民收入增长，进而扩大私人消费规模。而近年来国外的研究表明，政府的财政紧缩政策也能够导致私人消费规模的扩大，并认为政策传导机制是预期效应和财富效应的存在。从预期效应看，私人部门会预期到政府支出行为对自己家庭累积可支配收入的影响，进而改变自己消费支出计划。如果政府采取财政紧缩政策，则私人部门会预期到自己未来的税收负担将会下降，使得家庭未来可支配收入增加，此时追求效用最大化的私人部门就会增加自己的消费支出计划。一般认为，当公共债务规模大且较快上升时，财政紧缩的非凯恩斯效应发生的可能性会更大。③而与之相反，如果政府部门大规模的增加政府支出，私人部门则会预期政府不会无限的增加财政赤字，政府支出的增加会导致自己未来税负水平的上升，从而降低家庭未来可支配收入，因此会导致居民降低消费支出。虽然从上述这种逻辑推理看，政府财政政策将会通过私人消费渠道产生非凯恩斯效应，但这种逻辑推断在中国是否适用呢？中国居民消费长期不足的事实，似乎可以帮助我们对此做出合理的判断。中国1998年为了应对亚洲金融危机，而实施了长达5年的积极财政政策，政府支出规模大幅上升，但居民消费需求却长期低迷。对此一种普遍的解释是，政府支出更多投向了经济建设领域，而没有做好应有的社会保障工作，导致居民不敢消费。事实上，社会保障制度的缺失仅仅是影响居民消费的一个方面，更为重要的原因是长期以来居民收入的增长缓慢，劳动报酬增长率长期低于资本报酬增长率以及政府财政收入增长率，使得居民没有公平的分享到经济快速发展带来的收入增长。这表明在依靠政府投资拉动的经济增长模式下，在保持政府赤字规模相对稳定的基础上，居民能够预期到未来的宏观税负水平必将上升，自身收入增长会相对缓慢(与财政收入相比)，因此难以产生扩大消费支出的意愿。而从宏观层面看，居民不愿意扩大消费支出，总体上居民消费需求不足也就成为必然。相反我们可以设想，如果政府降低投资经济建设规模，进而显著降低税负水平，让居民预期收入得到快速增加，则居民消费无疑会显著提高。因此基于中国的实践看，笔者认为预期效应是实现私人消费非凯恩斯效应的一条可行路径。 从财富效应看，西方理论认为财政紧缩政策会导致利率下降，进而增加私人部门拥有的资产市场价值，并且增加其进行储蓄的机会成本，因此财政紧缩会通过让私人部门感觉到自己财富增加而扩大消费支出规模。在这种传导机制中，财富效应的存在与否或大小取决于利率对财政紧缩的反应程度是否敏感。李永友、周达军认为中国的利率制度未完全市场化，利率的决定基本上可以看成是由中央银行决定的一个外生变量，所以从中国的实际情况来看，财政紧缩政策造成的财富效应可能并不显著。[13]也正因如此，本文不详细阐述财富效应对居民消费的影响。 (二)基于私人投资渠道的非线性效应实现机制 关于政府财政政策对私人部门投资行为的影响，同样也是一个学术界十分关注的研究领域。凯恩斯主义认为，政府支出的增加能够扩大总需求并提高私人部门收入水平，因此能够促进私人部门扩大投资规模。而私人投资的非凯恩斯效应是指由财政紧缩政策引起的私人投资强劲而持久的增加效应。国内外已有研究表明，私人投资对财政紧缩的这种强劲反应在理论上被认为是由供给的正向冲击和需求的利率效应所引起的。供给的正向冲击在理论上也被称之为劳动力市场效应，这种观点的理论逻辑是，政府采用降低支出(尤其是政府的工资或福利支出)的方式实施财政紧缩调整，则在完善的劳动力市场环境下，财政紧缩政策通过需求减少效应可能会引发社会失业率上升或失业成本的增加，因此政府工作人员工资水平的下降将通过工资示范效应的动态传导使工会的工资要求适度降低，从而导致社会平均工资水平下降与减少企业实际工资支出压力，进而刺激雇佣、投资和产出的增长。同时实际工资的动态下降还能够增加企业产品在国际市场上的价格竞争力，并且，经济的开放程度越高，工资的动态变化对一个国家的经济增长就显得越重要。相反政府增加工资或福利支出，则会提高社会平均工资水平，进而降低企业的利润水平与投资倾向。然而从中国的实际情况来看，这种由于财政紧缩引发的供给正向冲击似乎难以成立。原因主要有以下两个方面：一是中国的劳动力市场并不存在灵活的工资调节机制，在不健全的收入分配制度下，职工工资的正常增长机制尚未形成，职工工资水平调整步伐缓慢；二是由于中国长期以来劳动力相对过剩，工人工资水平普遍偏低，因此不可能存在因财政紧缩导致的工资下降趋势。而与之相反，在新劳动法的出台和人口红利的衰竭背景下，给社会平均工资带来了较大上涨的压力，使得私人投资一定程度上受到了抑制，而无论财政政策是紧缩还是扩张，似乎都无法改变这种社会平均工作上涨的趋势。因此财政政策通过劳动力市场工资变化，来影响私人投资出现非凯恩斯效应在我国似乎是不大可能出现。 从投资需求的利率效应看，其是指通过实际利率下降来影响私人投资。按照西方理论，当政府实行财政紧缩政策时，由于借债规模减小，政府违约风险降低，可以使市场实际利率下降，进而刺激私人投资需求。在上述这样一个逻辑推理中，利率对财政紧缩政策的敏感性显然是关键。正如前面所讨论的，中国并不存在市场化的利率形成机制。而且中国利率走势与财政政策的关系可能与上述逻辑判断正好相反，因为在相机决策的宏观调控模式下，积极财政政策往往与宽松的货币政策经常同时出现，而紧缩财政政策则与稳健的货币政策相关联。④因此在政府实施财政紧缩政策时，利率走势更可能是提升而非下降。因此这种经由需求的利率效应引起的私人投资增长在中国可能并不存在。 基于上述分析，本文提出以下两个理论假设命题。假设命题1：我国财政政策非线性效应能够通过私人消费渠道产生，而且主要是基于预期效应来实现的。假设命题2：我国财政政策非线性效应难以通过私人投资渠道产生。 三、理论模型、变量定义与数据来源 尽管国内学者业已从不同程度验证了我国财政政策非线性效应的存在性，然而与之同时，现有研究多限于理论层面探讨，难以为政府部门具体决策提供可操作性的实际证据。而这其中，对我国财政政策非线性效应的实现机制与动态特征缺乏深入探讨就是原因之一。根据现代经济计量理论与分析方法，STR模型相比MS模型而言，可以更好地刻画内生变量在不同机制间平滑转换的非线性动态结构以及发生转换的内在机理，从而能很好地揭示我国财政政策非线性效应的实现机制与动态特征。 (一)STR模型构建方法介绍 一般而言，带有逻辑函数的标准STR模型形式如下：
一般在对STR模型进行设定与实证估计之前，不仅需要采用不同变量及其滞后值作为转换变量进行非线性效应检验，而且还需要建立线性辅助回归模型。因为利用F检验判断模型是否存在非线性效应，是在估计包括转换变量的辅助回归模型基础上进行的。 线性回归模型的形式具体如下：
其中，
是待估系数向量。对于给定转换变量
，我们可以通过估计辅助回归方程(4)得到残差平方和，然后将其与线性回归模型(3)的残差平方和即可计算得到F统计量的值。如果F统计量的对应概率P值越小，说明越拒绝线性模型的原假设，即说明被解释变量
中的非线性特征越明显。如果选择多个转变变量进行非线性效应进行检验，则取拒绝原假设且P值最小的变量作为最终的转换变量。具体的检验步骤分为三步：第一步，选择不同的内生与外生变量作为转换变量；第二步，按照以下原假设与检验过程进行序贯检验；第三步，根据检验统计量与模型选择的判断标准决定最优转换变量与STR模型的具体形式。
假设F统计量
分别对应原假设
，此时转换变量与转换函数形式可以经由F统计量所对应的概率P值确定。一是如果在既定的显著性水平下同时拒绝原假设
，则表明拒绝线性模型的原假设，且P值越小越说明模型非线性特征越明显；二是如果接受
，且拒绝
，则表明应选择LSTR2模型；三是如果接受
，此时应选择LSTR1模型。如果当各种原假设检验结果出现相互矛盾时，通常根据
对应的F统计量P值确定检验结果，若
对应的P值最小，选择LSTR2模型，反之选择LSTR1模型。 (二)变量口径定义 1.被解释变量。 鉴于实证考察我国财政政策非线性效应的实现机制，需要分别考察财政政策对居民消费与私人投资是否产生非线性效应及其动态特征，因而本文分别选择居民消费增长率
与私人投资增长率
作为被解释变量。其中，居民消费和私人投资分别用各省份的居民消费价格指数和固定资产投资价格指数进行平减。 2.核心解释变量。 本文在考察财政政策非线性效应的实现机制与动态特征时，核心解释变量包括人均财政支出
和人均财政收入
，分别用由平减后的财政决算支出和决算收入除以实际GDP得到。其中，人均财政支出和人均财政收入利用全国居民消费价格指数进行平减。 3.转换变量。 对非线性效应转换变量的选择，本文一方面是依据已有文献的经验做法；另一方面还基于进一步识别财政政策非线性效应影响因素这一目的，具体考虑以下三个转换变量。 (1)财政紧缩调整组成成分的转换变量
。财政紧缩调整的组成成分对于紧缩是否成功的影响可能是非常重要的。一方面，通过减支实现的紧缩调整相比增税更有可能成功。另一方面，削减公共部门工资支出与社会保障等转移性支出的紧缩被认为更加有效。鉴于我国政府并未公开公共部门的工资性支出，我们用政府的行政管理费支出近似代替。本文这一做法的根本原因是考虑行政管理费支出按照用途可分为办公经费与人员经费，其中人员经费主要指政府公共部门工作人员工资与福利的发放。贾康、赵全厚指出行政管理费支出是我国财政支出中增速较快的支出类别，而且由于我国财政供养人口比的不断提高与公职人员工资标准及福利待遇的较快增加，人员经费增长明显快于办公经费的增长，从而导致行政管理费支出快速增加。[14]在具体指标构建过程中为了消除行政管理费支出刚性增长与2007年前后指标口径不一致问题，本文进行了以下处理：一是分别采用行政管理费支出占财政总支出和GDP的比重两种方法构建财政紧缩调整组成成分的代理转换变量
。如图1所示，无论是行政管理费支出占财政总支出抑或占GDP的比重在1978-2012年间均出现升降反复，从而能够较好地消除行政管理费支出绝对数额的刚性增长问题。其中以行政管理费支出占财政总支出比重为例，2012年为10.08%，还略低于1991年的10.15%。二是因为我国在2006年实行了新的政府收支分类改革，行政管理费这一支出类别被一般公共服务支出取而代之，并于2007年实行以及由此造成了前后指标口径的不一致。虽然二者计算口径存在一定差别，但笔者通过计算2002-2012年间的行政管理费支出或一般公共服务支出占GDP以及财政总支出的比重发现，除了2007年一般公共服务支出占GDP的比重相比2006年一定有上升之外，2008年就开始下降，2009年的数值与2006年基本持平，而这之后相比还稍有下降。因此从数据的计算结果看，采用相对指标构造方法获得的财政紧缩调整组成成分代表变量能最大限度克服前后指标口径不一致问题。
图1 财政紧缩调整的组成成分代表变量 (2)财政紧缩调整幅度的转换变量
。财政紧缩调整的幅度也是决定财政调整后果的重要影响因素之一。国外有关财政政策非线性效应的经典文献均认为，大规模与长时间持续的财政紧缩调整是非线性效应产生最为重要的先决条件。理由是大且持久的财政调整意味着财政态势持续改变是长期性的，作为结果，私人部门就有可能扩张需求以及进而导致产出增长。本文通过借鉴布兰查德(Blanchard)[4]提出经过周期性调整的基本预算平衡(Cyclically Adjusted Primary Balance，CAPB)方法作为测度财政紧缩调整幅度的量化指标。因为经过周期性调整的基本预算平衡(CPBA)在国外分析财政政策效应时，尤其是在研究财政紧缩调整的非线性效应文献中被广泛应用。而且，这种方法的最大优点是可以剔除经济周期性波动对财政收支的影响，从而计算得到的财政赤字或盈余是指纯财政政策自身变动对财政收支产生的影响。具体的计算步骤如下：首先利用价格指数对各省份的财政收入与支出进行平减分别得到实际财政收入和财政支出，并将实际财政收入减去实际财政支出得到实际财政赤字或盈余；其次利用HP滤波对实际财政赤字或盈余与实际GDP分别进行趋势分解，并由其趋势项得到结构性赤字与潜在GDP；最后经过计算比值即可得到代理转换变量
，即基本结构预算赤字或盈余占潜在GDP的比重。 (3)财政紧缩调整初始债务规模的转换变量
。财政紧缩调整的扩张效应是否出现的另一个重要决定因素是政府负债率，或者说公共财政的初始债务规模。萨瑟兰(Sutherland)研究发现非凯恩斯效应在政府初始债务规模较大且不断增加时产生的概率更高。[15]因为具有理性预期的家庭会认为政府的债务规模不可能无限扩张，长期政府为了降低债务规模与改善财政状况会提高税负水平，从而将前期累计的债务转嫁给私人部门。与之同时，当政府债务规模较大且迅猛增加时，税负水平上升到足以产生严重扭曲效应的可能性就会加大。由于我国在改革开放之后的1979年才开始恢复发行内债，1980年恢复发行外债，本文为了甄别初始债务规模或公共财政初始条件是否是我国财政政策非线性效应产生的重要因素，从而决定本文需要构建代表初始债务规模的代理转换变量
，进而导致本文在随后实证分析中的样本时期跨度选择只能从1980年开始，而非1978年。由于我国在2005年才实行债务余额管理，因此，2005年之前的国债余额是用上一年债务余额+当年债务发行额—当前债务还本支出计算得到。然后再利用全国居民消费价格指数进行平减得到实际债务余额，进而再除以实际GDP即得到转换变量
。 4.控制变量。 首先在财政政策对居民消费模型中，主要是依据经济理论与学界的通常做法，引入居民收入
作为控制变量。⑤其次在财政政策对私人投资模型中，主要是借鉴贾俊雪和郭庆旺在考察我国政府收支责任安排对地区经济增长效应时的具体做法[16]，引入物质资本投资率
和资本形成率
。物质资本投资率
和资本形成率
分别由平减后的全社会固定资产投资总额和资本形成总额除以实际GDP得到。其中在利用固定资产投资价格指数对全社会固定资产投资总额和资本形成总额进行平减时，因我国固定资产投资价格指数仅从1990年才开始编制，在这之前我们用全社会商品零售价格指数进行近似代替。 (三)数据来源 鉴于本文采用代表财政紧缩调整初始债务规模(公共财政的初始条件)的转换变量
，即国债债务余额/实际GDP的具体计算导致实证样本时期跨度仅能确定为1980-2012年。本文除了在计算国债余额时，所用到的当前债务发行额、当前债务还本支出和债务余额数据来源于《中国财政年鉴—2013》之外，所有原始数据均来源于中经网统计数据库和《中国统计年鉴—2013》。 四、财政政策非线性效应实现机制检验 (一)财政政策非线性效应消费渠道的经验分析 鉴于本部分建立居民消费
的STR模型是为了判断我国财政政策非线性效应是否是通过消费渠道加以实现的，因此在具体建立模型时，除了加入
的滞后值之外，还包括财政支出
和财政收入
以及其他外生控制变量的平滑转换自回归(STR)模型。首先，利用ADF检验对居民消费增长率
进行平稳性检验，结果显示其为0阶单整的平稳序列，即表明可以用于STR建模。其次，根据信息准则判定居民消费增长率
的滞后阶数为1；然后分别以
以及居民消费增长率
的滞后变量逐一作为转换变量，检验居民消费增长率
是否存在非线性转换特征，结果发现代表财政紧缩调整幅度的变量
，即基本结构预算盈余/潜在GDP是最为合适的转换变量。因为此时各个F统计量对应的P值分别为
。这表明在5%的显著性水平下接受
。与之同时，由于选择
作为转换变量进行非线性检验时均接受模型为线性的原假设
，这不仅说明此时居民消费并不具有非线性特征，同时还在一定程度上说明债务初始规模与财政调整幅度并不是我国居民消费需求非线性效应产生的重要影响因素。根据本文前面所说的STR模型形式选择的判断标准，当使用
，即基本结构预算盈余/潜在GDP作为转换变量，应建立LSTR1模型，具体如下：
其中，转换函数
。据此，可以得到财政政策非线性效应的动态特征。相关检验与实证估计过程采用JmulTi软件完成，具体估计结果如表1所示。
第一，当转换变量基本预算余额/潜在GDP小于临界值-0.0450时，财政支出和财政收入的回归系数均为正。这说明财政支出对居民消费需求增长表现为凯恩斯效应，但财政收入对居民消费需求增长的影响效应却与理论预期相反，则表现为非凯恩斯效应。根据回归系数的估计值可知，财政支出和财政收入占实际GDP的比重每提高1%，居民消费需求分别平均增加0.0213和0.1885个百分点。 第二，当转换变量基本预算余额/潜在GDP大于临界值-0.0450时，回归系数
都显著小于零。一方面，表明财政收入与居民消费负相关，与理论预期一致，即财政收入对居民消费需求的影响表现凯恩斯效应。另一方面，则表明财政支出对居民消费需求产生了一定的非凯恩斯效应。与此同时，由于财政支出和财政收入对居民消费需求的总效应系数
分别为-0.0351和0.0547。这也说明财政支出和财政收入此时对居民消费需求的总影响仍然表现为凯恩斯效应。其中，虽然财政支出对居民消费需求产生了一定非凯恩斯效应，但仍然是凯恩斯效应处于支配地位。 第三，控制变量居民收入
的回归系数是0.1488，在1%的显著性水平下通过了t检验。这说明居民收入的增长会导致居民消费需求的显著增加。另外，将居民收入的回归系数与其他变量进行简单比较发现，居民收入对其需求的影响绝对幅度最大。这进一步说明收入是居民消费需求最重要的影响因素。 第四，我国居民消费具有显著的消费习惯或者说刚性增长的惯性。因为居民消费增长率
滞后1期值的回归系数即使在1%的显著性水平下也通过了t检验，而且大于零。其中根据表1的估计结果可知，居民消费需求上年增加1%，居民消费需求当期平均会增加
个百分点。 最后本文还绘制了以基本结构预算盈余/潜在GDP为转换变量的转换函数值图形，如图2所示。结合图2和表1的估计结果可知，转换函数的斜率参数
为7.6454，斜率参数比较大。这不仅说明基本结构预算盈余/潜在GDP影响下实际产出系统的转换速度较快，而且还表明在其他条件不变的情形下，基本结构预算盈余/潜在GDP在-0.030～0.015区间的较小变化可能会导致居民消费需求增长较大幅度的波动。 综上分析可知，我国财政政策对居民消费需求产生了显著的非线性效应，因而也表明假设命题1得到了很好的验证。
图2 转换变量S1对应的转换函数值 (二)财政政策非线性效应投资渠道的经验分析 鉴于本文建立私人投资增长率
的STR模型是为了判断我国财政政策非线性效应是否是通过投资渠道加以实现的，因此在具体建立模型时，除了加入
的滞后值之外，还包括财政支出
和财政收入
以及其他外生控制变量的平滑转换自回归(STR)模型。首先，利用ADF检验对私人投资增长率
进行平稳性检验，结果显示其为0阶单整的平稳序列，即表明可以用于STR建模。其次，根据信息准则判定私人投资增长率
的滞后阶数为2；然后分别以
以及居民消费增长率
的滞后变量逐一作为转换变量，检验居民消费增长率
是否存在非线性转换特征。根据检验结果可知，仅有代表财政紧缩调整幅度的转换变量
，即基本结构预算赤字或盈余/潜在GDP是最为合适的转换变量。因为此时各个F统计量对应的P值分别为
。这表明在1%的显著性水平下接受
。与之同时，当选择代表财政紧缩调整组成成分的代理转换变量
和代表财政紧缩调整初始债务规模的代理转换变量
进行非线性特征检验时，均接受模型为线性的原假设
。其中对于转换变量
来说，无论是采用行政管理费支出占实际GDP的比重抑或行政管理费支出与社会保障支出之和占实际GDP的比重时均接受模型线性的原假设。对此本文认为可以根据财政政策非线性效应投资渠道部分的理论分析进行解释，即政府通过削减工资性支出实现财政紧缩调整产生非凯恩斯效应的重要前提条件是经济中存在工资的动态传导机制。然而曾凡慧认为我国收入分配制度并不健全，普通职工的工资正常增长机制尚未形成，职工工资水平调整步伐缓慢，尤其是企业一线生产岗位工资水平严重偏低。[16]因此，我国财政紧缩调整通过工资的动态变化对供给产生正向冲击，以及进而对私人投资产生非凯恩斯效应的可能性非常小。综上可以得出以下结论：在我国，如果私人投资存在非线性效应，则财政紧缩调整的幅度是非凯恩斯效应产生的重要影响因素，而财政紧缩调整的组成成分与初始债务规模虽然可能会影响财政政策的实际效果，但并不是非凯恩斯效应产生的先决条件。 根据本文前面所说的STR模型形式选择的判断标准，即当检验结果出现矛盾时，应根据
对应的F统计量P值确定检验结果，若
对应的P值最小，选择LSTR2模型，反之选择LSTR1模型。因此，本文使用基本结构预算盈余/潜在GDP，即
作为转换变量，并建立LSTR1模型，具体如下：
如表2所示，无论是当转换变量基本预算赤字/潜在GDP大于抑或小于临界值0.0450时，财政收入和财政支出的回归系数均在5%的显著性水平下通过了系数检验，但是财政收入的系数始终小于零，财政支出的系数总是大于零。因此，财政收入和财政支出对私人投资始终表现为凯恩斯效应，并不存在非凯恩斯效应。但如果进一步比较财政收入和支出在两种情形下的回归系数值发现，当基本预算赤字/潜在GDP的比重大于临界值0.0450，不仅财政收入对私人投资的抑制效应会增大，而且财政支出增加对私人投资的刺激效果也会增强。鉴于财政政策对私人投资始终表现为凯恩斯效应，仅仅是在不同情形时效应的绝对幅度不同，据此认为财政政策对私人投资并未产生本文所定义的非线性效应(即在某些区制产生凯恩斯效应，在另外一些区制内表现为非凯恩斯效应)，而将财政政策对私人投资影响的这种非线性特征称之为凯恩斯效应的非对称性。 综上分析，本文认为我国财政政策非线性效应不能通过私人投资渠道实现，即表明假设命题2得到了一定程度的验证。当然，本文对于转换变量选择的局限性也可能会隐匿财政政策对私人投资的非凯恩斯效应，因而需要在今后的研究进行深入探讨。 五、结论与政策建议 财政政策非线性效应是近年来国内外理论研究的聚焦之一，其对于完善政府宏观调控抉择和指导中国财政政策实践能够提供全新视角与决策思路。本文基于财政调整时期的内生划分方法，采用STR模型对我国1980-2012年间财政政策对居民消费和私人投资的影响进行实证分析发现：在1980-2012年期间，我国财政政策非线性效应主要来自于消费渠道，而且在不同情形时，非凯恩斯效应的产生与财政政策工具之间的搭配组合存在较大差异。其中当基本预算余额/潜在GDP小于临界值-0.0450时，财政收入对居民消费需求存在非凯恩斯效应，反之，财政支出表现出一定程度的非凯恩斯效应。本文的研究结论对于创新政府宏观调控方式与健全调控体系，以及增强财政政策调控的前瞻性、针对性与有效性具有非常重要的理论与实际意义。 首先，研究结论为我们提供了识别我国财政政策非线性效应发生的潜在时期，以及对未来的政策选择与后危机时代政府宏观调控思路提供了全新思路和判断依据。虽然我国新一轮积极财政政策自2008年以来，在抵御国际金融危机对国内实体经济冲击等不利条件下确保了国民经济的平稳较快增长，然而未来财政政策是选择继续偏松抑或转向偏紧需要我们审慎地思考，其中政府具备识别财政政策是否存在非凯恩斯效应的先验知识十分关键。政府应根据财政政策是处于凯恩斯效应时期还是非凯恩斯效应时期来科学抉择我国未来财政政策的方向。 其二，研究结论表明财政政策的非凯恩斯效应在我国主要是通过消费渠道实现，而且居民消费的非凯恩斯效应是由预期效应所引起，因此如果未来我国财政政策处于非凯恩斯效应时期，即意味着新一轮财政政策应及时退出，此时不仅能够确保后危机时代中国实现既定的经济增长目标，还可以通过非凯恩斯效应产生居民消费增加和社会投资减少的双重效应，可以以此为契机推进经济结构优化和增长方式转型。 其三，研究结论可以为政府财政政策抉择可操作性的实际依据。其中当基本预算盈余/GDP的比重位于-0.030～0.015区间时，财政政策对居民消费需求的影响效应转换速度非常快，政府应特别关注这一关键性指标的细微变换，并根据该指标的具体取值大小以及与临界值大小关系而采用不同的财政政策，从而实现财政宏观管理的科学化与精细化，以及提高调控效果的前瞻性、针对性与有效性。 最后，研究结论表明政府应根据经济运行的不同状况选择不同的政策工具组合。因为按照传统凯恩斯主义理论一味地实行扩张性刺激政策并非总是有效，反而有可能对经济产生紧缩效应，甚至造成不可持续的赤字规模或国债规模。依据本文的研究结论，当政府基本预算盈余/GDP小于临界值时，政府为了刺激居民消费需求和推动经济增长应以增支与增税并举，此时不仅不会导致财政状况的恶化，而且还会因为财政收入的非凯恩斯效应提高财政政策的调控效果。反之当政府基本预算盈余/GDP大于临界值时，政府为了刺激居民消费需求和推动经济增长则应以减税为主，辅以增支。一是财政支出对居民消费需求的刺激效果会因为非凯恩斯效应的出现而被削弱；二是要特别注重减税与增支的幅度，因为此时稍有不慎，就会引发财政赤字规模的进一步扩大，以及导致财政风险的不断累积。也正因如此，此时还应十分注重财政政策与货币、产业、价格等宏观政策的协调配合。 感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。 ①即丹麦1983-1986年间和爱尔兰1987-1989年间的财政调整。 ②从理论上，财政调整时期划分包括内生与外生两种方法。 ③因为一个较大的税收增加，通过引起严重的扭曲，可以使产出一个永久性的下降。 ④从中国1998年以来的利率走势可以看出，积极财政政策时期利率普遍处于下降趋势，而积极财政淡出时期，则利率处于上升时期，到2008年美国金融危机爆发后，利率又进行下降趋势。 ⑤居民收入=城镇居民家庭人均可支配收入×年末城镇居民常居人口+农村居民家庭人均纯收入×年末家庭居民常居人口。
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