我国财政政策时滞的测算与分析——兼论我国财政货币政策在宏观调控中的相对重要性，本文主要内容关键词为：财政政策论文,宏观调控论文,货币政策论文,重要性论文,财政论文，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。
自凯恩斯宏观经济思想提出之后，IS-LM模型就一直是传统凯恩斯学派分析财政货币政策宏观调控相对有效性的主要工具。但由于IS-LM模型总是假定经济系统的变化是瞬间完成的，忽视了经济政策时滞对经济政策有效性的影响，使得依据IS-LM模型得出的许多结论缺乏实践意义。实际上，宏观经济政策总是存在或长或短的时滞，这不仅是因为宏观经济政策的制定需要时间，而且宏观经济政策对经济系统的影响也需要时间。就前者而言，从经济系统发生变化到经济政策被付出实施中间所花费的时间。被称为经济政策的内在时滞。其内在时滞越长，经济政策与经济状态的匹配效果就会越差，进而意味着经济政策的有效性就会越低。就后者而言，从经济政策被付出实施到对经济系统产生影响中间所花费的时间，被称为经济政策的外在时滞。要通过一系列中间变量才能最终作用于经济系统，而且因为一系列制度约束、交易习惯以及转换成本，使得经济主体经济决策的调整也需要一定的时间。由于存在经济系统的反应时滞，所以预期的政策效果与实际的政策效果往往存在较大的差异，时滞越长，则两者的差异就会越大，经济政策目标实现的可能性就会越低。正因为经济政策上述时滞的存在，使得基于静态IS-LM模型的分析难以对经济政策的有效性作出准确预测。上述分析意味着，准确测定经济政策的时滞，不仅能有效地提高经济政策作用效果事前预测的准确性，而且对选择适当的经济政策和政策出台的时机同样非常重要。
和其他经济政策一样，财政政策也会存在内在时滞和外在时滞。那么我国财政政策的内外时滞有多长，在国内并没有引起足够的重视。鉴于时滞因素的重要性，本文将利用我国1992年以来相关变量的季度数据对我国财政政策的时滞效应进行分析，以此来推定我国财政政策与经济系统相互影响的时间结构。不仅如此，在时滞效应分析中，为考察财政政策在宏观调控中的相对重要性，本文在财政政策时滞效应分析的同时，还对我国货币政策的时滞效应进行了分析。当然，单纯地就时滞因素对两种政策的相对有效性作出判断是不全面的，所以在具体分析时，本文实际上考察了三个方面的内容：即时滞效应、作用强度以及效果的可预测性。全文分析的结构安排如下：首先利用我国1992年以来相关变量的季度数据和多变量线形回归模型对我国财政货币政策的外在时滞进行测算和分析，以此推定两种政策的作用时滞，在此基础上，对两种政策的作用强度和效果的可预测性进行分析；其次，利用脉冲响应函数对财政货币政策的外在时滞进行分析，在此基础上推定两种政策内在反应时滞的时间结构差异。由于内在时滞仅与相机性经济政策有关，所以在内在时滞分析之前，本文首先利用了特定的方法对财政货币政策的相机抉择部分进行度量；最后，对全文的分析进行总结，并对其潜含的政策意义进行分析。
一、我国财政政策外在时滞的测算与分析
根据前述分析，财政政策外在时滞是指财政政策参数变化到国民收入或产出发生变化所间隔的时间。和内在时滞相比，外在时滞的长短并不取决于政策制定者的意志，也不可能通过技术和制度的变革完全消除时滞。仅就财政政策作用过程而言，在财政政策参数变化之后，经济系统会做出怎样的反应以及反应的快慢，完全取决于既定市场的灵活程度和市场主体对政策参数变化的敏感程度，取决于信息在经济系统中的传递速度和经济决策调整成本的高低。一般而言，经济系统越灵活，市场主体对政策参数变化的敏感程度越高，经济系统运行的效率越高，则财政政策的外在时滞就会越短。从乘数的角度进行分析，实际上，财政政策对国民产出的乘数作用是一个逐步释放的过程，在这个过程中，市场主体的行为决策至关重要，它不仅会决定财政政策乘数的高低，也会决定这个过程所需的时间，决策变化越敏感，则乘数越大，而决策变化越快，则时滞就会越短。由于经济系统或者说市场主体对财政政策变化的上述反应过程并不会在自动稳定器和相机抉择之间存在差异，所以在分析或测算财政政策外在时滞时，可以将整个财政政策作为研究的对象。
为了能够更准确的测算出我国财政政策的外在时滞，本文使用了1992年以来的季度数据。因为和年度数据相比，季度数据的频率较高，从而能更好地反映出国民产出对财政参数变化反应的时间路径，虽然相对于季度数据，月度数据的效果可能更好，但由于我国GDP数据仅统计到季度，而将GDP季度数据分解成月度数据，不仅非常繁琐，而且分解产生的误差反而会对估计结果产生负面的影响。本文对外在时滞的测算分两个部分，首先对整个财政政策的外在时滞进行测算，其中整个财政政策使用统计年鉴上统计的财政赤字度量。其次，对不同财政政策工具的外在时滞进行测算，具体包括财政支出和财政收入两个工具变量。测算采用的不是水平值，而是一阶差分①。即测算的是GDP变化对财政政策变化反应的时间路径。为了和货币政策的作用时滞进行比较，在估计方程中，本文增加了货币政策作用时滞的分析，其中货币政策，使用了M1和M0两种度量方法，其目的在于考察货币政策的不同数量目标对货币政策有效性的影响是否存在差异。为了避免通胀因素对估计结果可能产生的扭曲效应，所有数据都进行了通胀缩减，具体的缩减指数采用的是居民消费价格指数(CPI)②。由于本文采用的是一阶差分方法对财政政策作用时滞进行分析，所以，在计算各变量的一阶差分之前，必须利用消费价格的环比增长指数进行缩减，但目前只有自1995年的消费价格月度环比增长率和1990年以来的月度消费价格同比增长指数，这样为得到1992年一季度以来的消费价格环比增长指数，我们先设定1995年1月的消费价格指数为100，然后利用公式100×(1+1995年2月的环比增长率)计算出1995年2月的环比增长指数，在此基础上，利用公式：上月的环比增长指数×(1+本月的环比增长率)，计算出自1995年3月以后各月的环比增长指数。对1992年1月至1994年12月的消费价格环比增长指数，可以利用同比增长指数进行计算，具体的计算公式为：本月消费价格环比增长指数=100×下一年同月消费价格环比增长指数/下一年同月消费价格的同比增长指数。经过上述计算之后，就可以得到1992年1月至2006年3月的消费价格环比增长指数(以1995年1月为100)，在此基础上，再设定1992年3月为100，利用公式：100×本月的环比增长指数/1995年3月的环比增长指数，计算自1992年3月以来各月以1992年3月为100的消费价格环比增长指数，进而得出自1992年一季度到2006年一季度的消费价格环比增长指数。在此之后，利用得到的消费价格环比指数计算出自1992年一季度以来各变量的实际值。为了消除季度因素对估计结果可能造成的扭曲，使用了t-4的方法对实际值的季度因素进行了消除。各数据都是采集于中宏数据库。
至此，可以对变量变化之间的作用时滞进行分析。不过在利用线形回归模型进行分析之前，还必须保证所有一阶差分变量为平稳序列。序列的平稳性检验采用ADF和PP两种方法，检验模型选择含常数项和不含常数项两种形式，检验的滞后阶数根据最小SC确定。具体检验结果见表1。检验结果表明，各变量的一阶差分均在1％的显著水平上是平稳的。这一结果意味着，对这些序列进行回归分析不会产生虚假回归的可能。
表1 各变量的平稳性检验
ADF TestPP Test
含常数项 不含常数项 含常数项 不含常数项
△GDP -6.14-6.06 -13.27-13.19
△G-8.63-8.60 -14.11-14.12
△R-8.52-8.55 -11.13-11.21
△DEF -7.88-7.95 -11.81-11.93
△M1 -12.26
-12.38 -16.10-16.26
△M0
-8.10-8.18 -16.05-16.31
说明：财政支出和财政收入仅指预算内数据，相应的财政赤字仅指预算内收入减去预算内支出的差额。检验的滞后阶数为1时，SC达到最小。含常数项ADF检验的1％临界值为3.55，PP检验的1％临界值为3.55，不含常数项的1％临界值分别为2.61和2.60。
接下来，利用线形回归模型对国民产出变化对财政货币政策变化反应的时间路径进行分析，线形回归模型的滞后阶数根据最小SC确定。由于初始估计结果的D.W值在两个线形回归模型中都超过了2.7，说明初始估计方程存在明显的序列相关，为此，采用了AR(1)进行消除。具体的回归结果见表2和表3。线形回归的结果表明，我国财政货币政策变化对GDP产生影响的速度比较快，财政货币政策变化在当年就能对GDP产生影响，其中，M1的变化对GDP的影响在变化后的第二季度就能得到显著反应。但相对于M1，GDP对M0变化的反应较为迟钝，或者说M0的变化在当年对GDP的影响根本不显著。这一结论意味着，货币当局利用货币政策对宏观经济进行调控所采用的数量指标中，通过调控M1要比通过调控M0更好。相比较货币政策，表2表明，GDP对财政政策变化的反应速度较短，一般来说，财政政策在变化后的第一个季度就能对GDP产生显著的影响。这一结果意味着，在我国，财政政策较货币政策的时滞更短。就不同的财政政策工具而言，GDP反应的时间路径也存在较大的差异，其中，财政支出在变化的当期就对GDP产生显著的影响，而财政收入政策在变化后的第四个季度都没有对GDP产生显著的影响。表明，相对于财政收入政策，我国的财政支出政策在宏观调控中相对更有效。从财政货币政策作用的方向看，增加货币供应量会使国民产出增加，增加财政支出也会使国民产出增加，这与理论的预测基本一致。就两者作用的强度而言，财政政策的作用强度要明显高于货币政策。
从t统计量看，不管是和M1相比，还是和M0相比，财政政策都较货币政策更显著，这意味着，财政政策的作用效果较货币政策有更大的可预测性。不过对货币政策自身而言，货币当局数量调控的可预测性在不同的数量标的之间也存在差异，M1显然比M0更好。就不同的财政政策工具而言，我国财政支出政策的作用效果较财政收入政策有更高的可预测性。上述估计结果意味着，在我国宏观调控中，相对于货币政策，财政政策相对更有效。就不同的政策工具而言，货币当局调控M1要比调控M0更有效，财政当局调控财政支出要比调控财政收入更有效。
二、我国财政政策内在时滞的测算与分析
前述分析已经指出，财政政策的内在时滞主要是针对相机性财政政策而言的，因此，要测算财政政策的内在时滞，首先应从总量数据中分离出相机性财政政策水平。为此，接下来首先对财政总量数据进行分析。为保持分析口径的一致性，相机性财政政策水平的测算采用李永友、丛树海(2005)的分解方法。具体的计算程序为，首先计算出潜在产出缺口和财政收支的敏感系数(或者称为弹性)，其次，计算自动稳定的财政收支水平，在此基础上，计算出相机财政政策的执行力度。潜在产出缺口的计算采用HP滤波技术，由于数据的频率发生了变化，所以平滑指数由年度序列的100调整到季度数据的1600。财政收支的敏感系数采用双对数模型对季度GDP实际值与财政收支参数的季度实际值进行回归得到。考虑到我国1994年财政体制改革对数据结构可能产生的影响，在回归分析之前，对数据进行了chow断点检验，检验结果表明，财政收支数据在1993年的第三季度发生了结构断裂，这意味着，不能直接对数据进行回归分析。为消除数据结构断裂的影响。在回归模型中增加了哑变量，并设定哑变量在1993年第三季度之前为0，1993年第三季度及其后都为1。同时利用MA一阶移动平均方法对回归方程中存在的线形相关进行消除。经过上述处理之后得出，我国财政支出的平均弹性系数为0.37，而财政收入的平均弹性系数为1.25。在此基础上，根据李永友(2006)所给出的计算公式分别计算出相机性支出政策、相机性收入政策以及相应的财政赤字水平。为了测算出货币政策(M1)的相机抉择水平，本文采用了单位弹性的方法进行测定，具体程序如下：首先测定出货币的自然需求，即满足GDP增长的货币需求水平，在此基础上，从货币供给总量中减去GDP增长对货币的自然需求，就得到了货币政策相机抉择的水平。其中，货币自然需求是按照货币需求与GDP增长等弹性的方法计算得出。
根据前述财政政策内在时滞的分析，所谓财政政策内在时滞，主要是指经济系统发生变化到财政政策被付出实施所间隔的时间。财政政策内在时滞的上述表述意味着，和外在时滞相反，内在时滞是指财政收支变化对经济系统变化反应的时间路径。这样，为了测算出相机性财政政策的内在时滞，使用脉冲响应函数进行分析无疑是一种很好的方法。为了能够使用脉冲响应函数，首先必须建立VAR模型。内在时滞的具体测算过程分两个步骤，首先通过建立GDP、M1和DEF之间三变量VAR模型，在此基础上，通过脉冲响应函数分析相机性财政货币政策对经济系统变化反应的时间路径及其差异。其次，建立GDP、M1、G和R之间四变量VAR模型，在此基础上，通过脉冲响应函数分析财政收支的相机变化对经济系统变化响应的时间路径及其差异。由于在建立VAR模型时必须保证模型中各序列是平稳序列，为此，对通过上述程序构建的相机性财政收支序列以及其差额财政赤字序列进行ADF和PP检验，具体检验程序同上。检验结果表明，各序列在99％或更高的显著水平上都是平稳序列。接下来，可以建立变量间的VAR模型，其中VAR模型的滞后阶数根据最小AIC和SC确定③。在此基础上，利用脉冲响应函数测算财政货币政策对经济变化响应的时间路径。具体的结果见图1和图2所示。
图1和图2所示，对经济系统一个标准差的正向冲击，财政货币政策都能在当期对其做出反应，这意味着，我国财政货币政策的内在时滞并不像Friedman(1968)所说的，对经济变化存在较长的时滞，不仅如此，我国财政政策并没有表现出较货币政策更长的内在时滞。另外，和理论预测相一致，即对GDP的正向冲击，财政货币政策都做出了反向的调整，财政政策表现为赤字减少，而货币政策表现为货币供应量的下降。但财政货币政策对同样单位的GDP正向变化响应的程度存在差异，当经济发生一个标准差的正向变化时，财政政策在当期就减少赤字200个单位，而货币政策反应的强度则低得多。这一结论进一步验证了第一节中得出的结论，即在我国宏观经济调控中，财政政策比货币政策会更敏感。再看不同政策工具对经济系统变化响应的时间路径及其差异。就响应的时间而言，不管是财政支出政策还是财政收入政策，当GDP发生一个标准差的正向冲击时，都会在当期做出反应，但反应的强度存在差异，其中财政支出将减少近15个单位，而财政收入将减少近130个单位，几乎是前者的10倍。这一结论意味着，前述关于财政赤字对经济变化的响应基本上是由减税造成的。然而，问题在于，这一结论与理论的预测存在差异。理论上，面对经济系统的一个标准差的正向变化，政策制定者应该减少支出，增加税收，以减少社会需求，但经验证据的结果却表明，尽管财政支出响应获得了预期的符号，但财政收入的响应方向与理论的预测相反。这一结论意味着，我国相机性收入政策在1992年以来的宏观调控中，不仅没有发挥对经济波动有效的抑制作用，反而导致了经济波动强度的上升，不仅如此，由于其变化的强度超过了财政支出的响应强度，所以尽管财政支出对经济波动具有一定的逆向调节作用，但其作用完全被财政收入政策的相机变化所覆盖，从而导致整个财政政策的相机变化不仅未能对经济波动发挥正常的调控效果，反而导致了经济的进一步波动。这一结论与李永友(2006)乘数分析的结果相互一致。
三、分析结论及其政策含义
本文的分析表明，不管是内在时滞还是外在时滞，我国财政政策调控效果受时滞因素影响的可能性较小。不仅如此，本文的经验证据并没有支持财政政策较货币政策有更长内在时滞的一贯认识，相反，本文的分析却为财政政策较货币政策有更短的反应时滞提供了最直接的经验证据。除了时滞存在差异外，我国财政政策较货币政策更有效还表现在，财政政策对国民产出的作用强度更大，可预测性更高。就不同政策工具而言，我国不同的财政货币政策工具的有效性存在一定的差异。相对于M0的货币数量调控，货币当局以M1作为调控标的效果会更好。相对于财政收入政策，财政当局调控财政支出效果会更好。本文结论的政策含义非常明确，即随着我国市场机制的逐步完善，间接调控将成为宏观经济调控的主要方式。而在间接调控中，政府应充分发挥财政政策的调控作用，以此增加宏观调控的可预测性。同时，在政策工具的选择上，货币当局应以M1作为调控的数量指标，而财政当局应将财政支出作为调控的主要工具。但由于本文得出上述结论仅是基于过去的经验，而随着我国汇率利率制度灵活性的不断上升，资本项目的逐步对外开放以及市场约束的逐步减弱，财政货币政策调控的相对有效性将会发生变化，不仅如此，不同政策工具的相对有效性也会变化。这意味着，密切关注市场特征和制度结构的变化，对在特定环境中选择适当的调控政策和中间目标对提高宏观调控效果非常重要。
注释：
①这里一阶差分是变量的当前季度与前一个季度的差。
②当然，所以变量都使用居民消费价格指数进行通胀缩减显然是不准确的，最起码GDP的不同部分应该使用不同的价格指数进行缩减。但由于目前还没有GDP不同部分季度价格指数的统计，所以做到这一点是不可能的。除了这一点之外，本文之所以使用消费价格指数，主要是因为消费价格指数往往位于GDP缩减指数和投资价格指数之间。
③两个VAR模型的滞后阶数有所差异，GDP、M1和DEF序列的VAR模型在滞后阶数为2时，AIC和SC都达到最小。而GDP、M1、G和R序列的VAR模型在滞后阶数为3时，AIC达到最小，在滞后阶数为4时，SC达到最小，为了确定最后的滞后阶数，我们使用了公式LR=-2×(l[,3]-l[,4])进行了确定，其中l[,3]、l[,4]分别表示滞后阶数为3和4时模型整体的对数似然函数值。在零假设下，该值服从x[2]分布。检验结果表明不能拒绝原假设，即采用滞后阶数为3的VAR模型。
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