中国财政赤字构成与财政政策效应_财政赤字论文

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一、财政赤字分解的三缺口模型

以G与I分别表示财政支出与财政收入，作为财政支出与财政收入差额的财政赤字D，D=G-l。依据财政支出是否包含国家债务的还本付息支出，财政赤字的统计口径区别为总财政赤字与原始财政赤字（或者基本财政赤字）。（注：若财政收入包含国家债务发行收入，所发生的“硬”财政赤字需要通过中央银行的货币发行弥补，从而财政赤字在常规的税收融资途径与债务融资途径以外将通过通货膨胀途径融资。）

财政赤字通常分解为周期性财政赤字和结构性财政赤字，以体现财政赤字的经济周期性质。其中，结构性财政赤字定义为充分就业赤字，即在现行财政支出政策和税收制度下当总体经济处于充分就业状态时所发生的（可能）财政赤字，而周期性财政赤字等于财政赤字扣除结构性财政赤字的剩余，在凯恩斯主义财政政策模式下表现出明显的逆经济周期波动特征。以G*与I*分别表示充分就业的财政支出与财政收入，结构性财政赤字为(G*-T*)，而周期性财政赤字就是[(G-I)-(G*-I*)]，存在会计恒等式(1)：

D=[(G-I)-(G*-I*)]+(G*-I*) (1)

周期性财政赤字是由财政支出政策与税收政策的经济周期性质共同决定的，其度量指标并未分离财政支出政策与税收政策对财政赤字形成的独立作用，无法充分显示财政政策的经济稳定效应。（注：例如，由于平衡预算乘数机制，财政支出与财政收入的等幅增加或者减少是具有需求扩张或者需求紧缩效应的，然而在周期性财政赤字指标却没有反映。）因此，有必要在财政赤字分解的传统两缺口模型基础上，将周期性财政赤字分解为与财政支出政策相关的支出性财政赤字和与税收政策相关的收入性财政赤字，进而通过对支出性财政赤字与收入性财政赤字的分别观察，进一步揭示财政赤字的经济周期性质和财政政策的经济稳定效应。

对式(1)重新组合，得到财政赤字分解的三缺口模型，如式(2)所示：

D=(G-G*)+(I*-I)+(G*-I*) (2)

这样，财政赤字D包括(G-G*)、(I*-I)与(G*-I*)三部分，分别定义为支出性财政赤字GD、收入性财政赤字ID以及结构性财政赤字SD；存在D=GD+ID+SD，而GD=G-G*,ID=I*-I,SD=G*-I*。

按支出性财政赤字、收入性财政赤字以及结构性财政赤字分解总财政赤字，具体算法程序如下：

(1)依据实际国民收入Y的时间趋势，计算潜在国民收入Y*；

(2)分别模拟实际财政支出G与实际国民收入Y、实际财政收入I与实际国民收入Y的跨时函数关系，建立财政支出函数G=G(Y)与财政收入函数I=I(Y)；

(3)利用财政支出函数与财政收入函数，计算趋势财政支出G*与趋势财政收入I*，分别代表充分就业财政支出与充分就业财政收入，存在G*=G(Y*),I*=I(Y*)；

(4)总财政赤字(G-I)分解为支出性财政赤字(G-G*)、收入性财政赤字(I*-I)与结构性财政赤字(G*-I*)三部分。

二、1992-2003年间中国财政赤字的分解与构成

（一）中国潜在GDP增长

使用附表1的按1991年价格核算的真实GDP时间序列数据YR，以OLS方法拟合其1991-2003年间指数增长时间趋势，如式(3)所示。其中，t为时间变量，在1991年t=1，在2003年t=13。

LOG(YR)=9.970936975+0.08910117623×t(3)

(414.1268) (30.08247)

=0.987991,adj=0.986899,F=904.9549,DW=0.313558。

依据式(3)，计算作为时间趋势的真实潜在GDP时间序列数据YR*，进而利用附表1的GDP平减指数时间序列P，计算名义潜在GDP时间序列数据YN*，有关计算结果见表1。

中国经济在经历1981-1990年波谷—波谷经济循环后，从1991年开始扩张，在1994年达到GDP增长率高峰值，继而在1996年达到GDP相对水平高峰值后进入收缩阶段。然而，经济循环的收缩趋向并未终止，在亚洲金融危机冲击下从1998年起呈现通货紧缩态势。总体经济景气虽然从1999年到2000年有所回升，但是在2001年进一步衰落。中国经济增长在2002年逐季加速，重新进入扩张阶段，而波谷年度2001年构成本次经济周期的起点。

（二）中国趋势财政支出与趋势财政收入

使用附表2的真实财政支出时间序列数据GR与真实GDP时间序列数据YR，以OLS方法拟合1991-2003年间二者共时函数关系而取得对数线性的财政支出函数，如式(4)所示。

LOG(GR)=-6.283510141+1,42579625×LOG(YR)(4)

　(-4.837561)　(11.63551)

=0.924856,adj=0.918024,F=135.3852,DW=0.312236。

利用表1的真实潜在GDP时间序列YR*，由式4计算真实趋势财政支出时间序列数据GR*，进而利用附表1的GDP平减指数时间序列P，计算名义趋势财政支出时间序列GN*，有关计算结果见表1。

表1 中国潜在GDP、趋势财政支出与趋势财政收入（亿元）

表2 中国趋势综合税率

年度1992年 1993年 1994年 1995年1996年 1997年

TR* 0.1295 0.1190 0.1133 0.11170.1135 0.1183

年度1998年 1999年 2000年 2001年2002年 2003年

TR* 0.1255 0.1348 0.1458 0.15840.1721 0.1870

附表2的1991-2003年间实际综合税率时间序列数据TR，具有包含时间趋势的一阶自回归结构，如式5所示。

TR=0.003196105711×t+0.8448236445×TR(-1)(5)

(6.685526) (29.09666)

=0.972546,adj=0.969800,DW=1.664667。

由式5预测趋势综合税率时间序列数据TR*，如表2所示。趋势综合税率乘以同期名义潜在GDP得到名义趋势财政收入IN*,IN*=TR*×YN*，进而利用附表1的GDP平减指数时间序列P，计算真实趋势财政收入时间序列IR*，有关计算结果见表2。

（三）中国财政赤字的绝对构成与相对构成

基于附表2的实际财政支出指标与实际财政收入指标以及表1的趋势财政支出指标与趋势财政收入指标，按三缺口模型分解1992-2003年间中国财政赤字，其绝对构成和相对构成如表3和表4所示。

中国经济现代化必然伴随着公共服务需求和政府管理职能的扩大，1992-2003年间真实趋势财政支出GR*因而具有较丰富的国民收入弹性。随着1994年以来的税收制度改革以及1998年以来税收征管强化，趋势综合税率TR*从1994年起稳步上升，在市场化体制改革过程中税收征收正在补偿因放弃国有企业所有权或者直接经营权而丧失的政府收入，为持续增长的公共支出逐步建立起可靠的收入来源。1992-2003年间结构性财政赤字的历时轨迹为倒U型曲线，其中，真实结构性财政赤字SDR与名义结构性财政赤字SDN总额在2000年达到最大值，而结构性财政赤字比例SD/D在1995年达到最大值，之后已经持续多年下降。

支出性财政赤字在1993-1997年间为负值，并且绝对数额大致呈逐年扩大趋势（1997年绝对数额有所减小），与1996年以前实施的反通货膨胀紧缩性财政政策直接相关。从1998年下半年起，中国开始实施以积极财政政策为主体的扩大国内需求政策措施，连续增加长期建设国债发行额，从而支出性财政赤字逐年大幅度增加，从1999年起转变为正值，2002年达到最大；随着2003年积极财政政策扩张力度的减小，支出性财政赤字也相应缩小。真实支出性财政赤字GDR、名义支出性财政赤字GDN以及支出性财政赤字占财政赤字总额比例GD/D，在1992-2002年间的历时轨迹均为U型曲线，其最小值顶点在1996年附近，有明显的逆经济周期运动性质。

表3 中国财政赤字绝对构成（亿元）

表4 中国财政赤字相对构成

年度支出性财政赤字比例收入性财政赤字比例结构性财政赤字比例

GD/D ID/DSD/D

1992

0.43570.1255 0.4388

1993 -0.1028

-0.3805 1.4833

1994 -0.5310

-0.0853 1.6163

1995 -0.75890.0073 1.7516

1996 -0.6971

-0.0252 1.7223

1997 -0.3940

-0.0809 1.4749

1998 -0.0908

-0.0957 1.1865

1999

0.0462

-0.1278 1.0816

2000

0.0870

-0.0710 0.9841

2001

0.2763

-0.1423 0.8660

2002

0.4094

-0.0413 0.6319

2003

0.30500.1519 0.5432

由于1992-2003年间实际综合税率TR接近趋势综合税率TR*，其历时轨迹为U型曲线，收入性财政赤字总体上体现国民收入波动性质，大体上经历由收入性财政盈余逐渐缩小转化为收入性财政赤字并且收入性财政赤字规模不断扩大的演化过程。不过，收入性财政赤字的绝对规模与相对比例较小，特别是在1995-1997年的经济收缩阶段，以1991年价格核算的真实收入性财政赤字IDR均远远小于真实支出性财政赤字和真实结构性财政赤字。由于当期税收调整将通过国家余额跨期转移途径而制约后期财政支出，不存在在减少税收收入的同时保持财政支出的现实可能性。不仅减税政策的最终效应可能是紧缩性的，而且短期的税收减免措施与增加税收收入的长期目标是相违背的，将破坏税收制度的稳定性和可预见性。通货紧缩时期，中国积极财政政策兼顾短期政策目标与长期政策效应，采取同时增加财政支出与财政收入方式，维护积极财政政策的可持续性。

三、1992-2003年间中国财政政策的经济稳定效应

以(YR-YR*)/YR*表示GDP缺口，相应建立支出性财政赤字缺口指标GDR/YR*与收入性财政赤字缺口指标IDR/YR*，分别度量中国国民收入、财政支出政策，税收政策的周期波动成分，如表5所示。表6为1992-2003年间支出性财政赤字缺口GDR/YR*、收入性财政赤字缺口IDR/YR*与前期、当期以及后期GDP缺口的相关系数矩阵。

如表6所示，支出性财政赤字缺口与前期GDP缺口相关性微弱，与当期以及后期GDP缺口却高度负相关，然而，收入性财政赤字缺口与前期、当期以及后期GDP缺口均为正相关，且相关性均较为微弱。与财政支出政策相比，税收政策缺乏积极的周期操作模式。（注：例如，由于平衡预算乘数机制，财政支出与财政收入的等幅增加或者减少是具有需求扩张或者需求紧缩效应的，然而在周期性财政赤字指标却没有反映。）

以支出性财政赤字缺口GDR/YR*代表中国财政政策的周期操作成分，使用OLS方法在1992-2003年间拟合GDP缺口对支出性财政赤字缺口GDR/YR*的回归方程，建立类似圣路易斯方程(St.Louis equation)的中国经济波动对财政政策的响应函数（注：标准圣路易斯方程是产出变化对货币供应变化的回归方程，用以检验货币政策的经济稳定效应。使用OLS方法在1992-2003年间拟合中国圣路易斯方程，回归结果如式a1所示。

(YR-YR*)/YR*=0.0824010804+0.2840448742*DLOG(MIR)

(8.256868)

(3.870824)

-0.1875409376*DLOG(HlR(-1))-0.01109898498*t(a1)

(-3.140191) (-12.82975)

=0.970024,adj=0.955037,F=64.72098,DW=2.408039。

其中，以币供应的年均余额度量年度货币供应，使用GDP平减指数缩减名义货币供应而计算按1991年价格核算的实际货币供应指标，最终以实际货币供应的自然对数差分代表中国货币政策的反周期干预成分。对于式a1回归系数的经济学含义解释可以参照式6。）。

(YR-YR*)/YR*=0.007045537459-1.521000043×(GDR/YR*) (6)

(5.044052)

(-8.573148)

-0.6949852451×[(GDR/YR*)(-1)]

(-3.807366)

-0.6949852451×[(GDR/YR*)(-1)]

(-3.807366)

=0.981577,adj=0.976971,F=213.1201,DW=2.054584。

表5 中国GDP缺口与财政赤字缺口

年度 GDP缺口

支出性财政赤字缺口收入性财政赤字缺口

(YR-YR*)/YR*

GDR/YR*IDR/YR*

1992 -0.03410.01100.0032

1993

0.0027

-0.0019

-0.0069

1994

0.0334

-0.0126

-0.0020

1995

0.0446

-0.01990.0002

1996

0.0471

-0.0203

-0.0007

1997

0.0426

-0.0138

-0.0028

1998

0.0282

-0.0039

-0.0041

1999

0.00780.0021

-0.0057

2000 -0.00440.0039

-0.0032

2001 -0.02100.0126

-0.0065

2002 -0.03020.0216

-0.0022

2003 -0.03210.01480.0074

表6 中国GDP缺口与财政赤字缺口相关性

交叉相关系数 [(YR-YR*)/YR*)(-1) (YR-YR*)/YR* [(YR-YR*)/YR*](+1)

GDR/YR*-0.642794 -0.973602

-0.922880

IDR/YR* 0.460213

0.5602550.440706

回归方程式(6)表明，GDP缺口对支出性财政赤字缺口的反应过程随时间衰减，当期与前期支出性财政赤字缺口的回归系数均为负值。这样，1992年以来中国财政政策似乎是反经济稳定性质的：由于具有负值的财政支出静态乘数与动态乘数，在经济萧条时期实行扩张性财政支出政策，将进一步扩大负向GDP缺口，恶化经济萧条状态。不过，通过区别实际经济波动的历时轨迹与（无财政政策干预的）自然经济波动的历时轨迹，图1能够说明1992年以来中国财政政策具有正值的财政支出乘数以及正常的经济稳定效应。

如图1所示，在无财政政策干预的自然状态下，中国经济波动将沿虚拟轨迹跨时运动。以财政支出g代表的财政政策是反周期操作的，财政支出的历时轨迹与自然经济波动的历时轨迹反相运动。在反周期财政政策的积极干预下，实际GDP波动沿可观察轨迹跨时运动，相对于自然经济波动状态收敛而缓和波动。

图1 中国经济波动形态与财政政策效应

式(6)的负值回归系数仅体现可观察的负向量aa与正向量cc相关关系，而财政政策乘数应该由不可观察的正向量bb与正向量cc比值（而不是式(6)回归系数）定义。在极端情形下，假如财政政策是充分有效的从而完全消除自然经济波动，即使财政政策乘数不变，负向量aa以及式(6)的负值回归系数也将趋于0，而式(6)却依据负向量aa与正向量cc的相关关系，将给出实际GDP缺口对财政政策无反应的虚幻计量结果。因此，回归方程(6)与中国财政政策的经济稳定模式是一致的，显著而且负值的支出性财政赤字缺口回归系数虽然无法定义支出性财政赤字缺口的静态乘数与动态乘数，但是能够证实财政支出政策的反周期操作性质：不仅负值的当期支出性财政赤字缺口回归系数能够显示财政支出政策是逆对自然经济波动而反周期操作的，而且负值的前期支出性财政赤字缺口回归系数能够显示财政支出政策的反周期操作是适度超前的。

为同时描述中国经济波动与财政政策以及货币政策的互动过程，扩展式(6)，使用OLS方法在1992-2003年间拟合GDP缺口对支出性财政赤字缺口GDR/YR*以及真实货币供应年均余额自然对数差分的回归方程，如式7所示。

附表1 中国国民收入与价格指数

此时，支出性财政赤字缺口的回归系数仍然是负值，货币供应的回归系数为正值。若单纯依据式(7)评估中国货币政策的经济稳定效应，正值的货币供应回归系数不仅不能定义国民收入对货币供应的同向边际反应，而且显示中国货币政策或者具有适应自然经济波动的被动调整倾向，或者构成导致和维持实际经济波动的基本政策因素。与式(6)相比，当期支出性财政赤字缺口的解释能力提高，而前期支出性财政赤字缺口的解释能力降低。在同时包容货币政策效应时，中国财政政策的经济稳定效应有所增强，然而其反周期操作的超前干预能力减弱。（注：依据蒙代尔—弗莱明模型，在国际资本自由流动的条件下，若采取固定汇率制度，则财政政策有效而货币政策无效。1994年以来，人民币采取联系美元的准固定汇率制度，已经实现经常项目的可兑换性，并且正在逐步实现资本项目的可兑换性，必然影响中国财政政策与货币政策在经济稳定过程中的相对效力。）

附录：数据与指标

本文基础统计资料来源于《中国统计摘要(2004)》。

中国统计体系发布按当年价格核算的名义GDP数据和以1978年为基期的真实GDP指数，附表1计算以1991年为基期的GDP平减指数和按1991年价格核算的实际GDP数据，计算公式为。

附表2的国家财政支出数据为包含全部国家债务还本付息支出的大口径国家财政支出，即现行统计体系的统计国家财政支出与国家债务还本付息支出的总和，而国家财政收入统计不包含国家债务收入。附表2使用GDP平减指数缩减名义国家财政支出与国家财政收入，计算按1991年价格核算的真实国家财政支出与国家财政收入，计算公式为。定义综合税率TR为同年财政收入与国内生产总值比率，即。