财政支出结构偏向的产出冲击效应分析

郑金宇

（吉林大学 商学院，长春 130012）

0 引言

财政政策是宏观调控和引导经济发展的重要工具，自分税制改革以来，我国政府针对国内外经济形势对财政政策进行了多次转型调整，财政支出结构发生了显著的变化。由于我国所处的发展阶段，特别是在财政分权与政绩竞争的影响下，财政政策表现出明显的“投资型财政”特征，财政支出结构扭曲、财政资金支出效益下降等问题日益凸显[1,2]。因此，财政支出结构偏向对经济增长产生了怎样的影响，成为政府部门和学术研究关注的焦点之一。

各类财政支出对产出增长会产生什么样的影响学术界尚未达成一致结论，其原因主要在于财政政策的非线性效应。诸多学者使用了门限效应、区制转移等模型考察了财政政策非线性效应[3-6]，但这类模型弊端在于只识别到一种跳跃式变动，并不能完全获取财政政策非线性效应信息，特别是某些特定时点的非线性变化。因此，本文应用带有随机波动率的变参数因子扩展向量自回归模型（SV-TVP-FAVAR），将财政政策的非线性识别为更加符合实际的连续时变变化。

本文对财政支出结构的划分参考了胡永刚和郭新强（2012）[7]以及邓明和魏后凯（2015）[8]的做法，将财政支出划分为服务性支出、消费性支出以及生产性支出。服务性支出主要包括科学技术、教育支出、文化传媒支出、医疗卫生支出以及社会保障就业支出等；消费性支出包括了一般公共服务支出、国家行政机关、事业单位各种经费支出等；生产性支出主要包括基本建设支出、农林水事务支出、工业和交通以及商业部门事业费支出等。本文着重分析了这三类财政支出在全球经济危机爆发、经济危机后短期繁荣以及经济新常态三个典型时期对产出增长的脉冲响应，以动态的纵向视角和静态的横向视角分析和评价了这三类财政支出对我国产出冲击效应。

1 模型的构建

为了检验某经济变量对其他变量所形成的影响，分析时通常采用经典的结构VAR模型，模型简化形式为：

其中，xt为 （l+1）×1维变量向量，ai为xt滞后项（l+1）×（l+1）的系数矩阵，i=1，…，p。扰动项vt～N（0，Ω），并且Ω为（l+1）×（l+1）维协方差矩阵。在以往的向量自回归模型中，xt中变量个数通常不会很多，因此传统的向量自回归模型在研究较为复杂的问题时，往往受到缺失重要经济变量的诟病。不过Bernanke（2005）[9]提出的方法解决了这个问题。具体地，可将n维的可观测变量xt提取成k维不可观测共同因子ft，k＜＜n，对于任何i=1，…，n的原始序列xt都能通过不可观测共同因子ft和观测变量Xt的因子回归分析得到，其形式为：

其中，是 （n×l）维矩阵；是n×（l+1）维矩阵；残差项εt～N（0，exp（hit）），εt与ft假定为不相关，并且不自相关，即对任意i=1，…，n，i≠j和任意t，s=1，…，T，t≠s都有E（εitft）=0 和E（εitεjs）=0 。由此，方程（2）可以进一步写成：

在方程（3）中，Γ（L）=diag（ρ1（L），…，ρn（L）），ρi（L）=ρi1=diag[exp（h1t），…，exp（hnt）]，并且残差具有随机游走的形式hit=hit-1+ηth，ηit～N（0，σh）。

将向量自回归模型中的系数矩阵与扰动项协方差进行处理，使其具有动态时点的捕捉能力，具有时变参数的因子扩展VAR具有形式：

其中，y't=f't，X't，f't为前面部分提取的k×1维的不可观测共同因子向量，X′t为前面部分的（l+1）×1维的可观测变量向量；bjt是（m×m）维的系数矩阵，j=1，…，p，t=1，…，T，m=k+l+1，υt～N（0，Ωt）。另外，参照金春雨和张龙（2017）[10]、王方方和李宁（2017）[11]对扰动项的处理方法，本文将扰动项的协方差矩阵分解成：

方程（4）中参数可以表示成Bt=（vec（b1t）'，…，vec（bpt）'）'，at=（aj1，t'，…，aj（j-1），t'）'，j=1，…，m，logσt=（logσ1t'，…，logσmt'）'，假设Bt、at以及 logσt参数矩阵服从Koop等（2009）提出的创新型随机游走形式：

～N（0，Qθ）是相互独立的创新变量 ，θ∈{Bt，αt，logσt}，Qθ则分别对应Bt、αt、logσt的创新协方差矩阵。可取值为0或1，当=0时，∀t=1，…，T，=0，表示参数矩阵是常数；当=1时，∀t=1，…，T，表示参数具有时变性。

2 参数估计及先验信息

本文参照了Stock和Waston（2005）[12]的两步法对模型进行估计，第二步贝叶斯估计中，因子方程先验信息参数设定为：

FAVAR方程中的先验信息参数为：

其 中 ，dim（B）=m×m×p，dim（α）+1=m（m-1）/2 ，dim（σ）=m，每个变量自身一阶滞后的系数=0.9，其他情形下Bˉ=0，是先验协方差对角阵，对角线元素服从Minnesota形式：对于滞后项系数，对于变量系数，，滞后阶数c=1，…，p，为单个变量自回归方程残差的方差。假定为服从伯努利分布，=1）=πθ=1-p=0），πθ～Beta（1，1），E（πθ）=0.5，std（πθ）≅ 0.29 ，θt∈{Bt，αt，logσt}。

3 实证分析

本文所使用的数据为2007年一季度至2017年三季度，包括了中经网全国宏观月度库中多个类目下的73组变量。这些类目具体包括国民经济核算、固定资产投资、国内外贸易、物价、财政金融以及经济指数等。数据主要包括GDP、投资、居民消费、货币供给、进出口、财政收支等名义变量。然后，使用X-12季节调整方法对受季节影响的数据进行处理，去除数据中的季节因素，为了满足VAR类模型所要求的变量平稳性要求，本文对不平稳的数据进行差分以及对数差分等处理，并根据ADF单位根检验验证了数据平稳性。

3.1 共同因子的提取

本文从73个经济变量中提取了三个公共因子，考虑了经济系统重要信息，避免变量遗漏造成估计结果的偏误，公共因子的提取参照了Korobilis（2013）[13]的处理方法。根据Stock和Watson（2005）[12]的研究，从众多经济变量中提取的第一个共同因子通常代表了实际经济运行的基本情况，第二个因子反映了货币供给或物价等层面。通过图1中因子1与宏观一致合成指数以及因子2与广义货币M2的对比发现，两个公共因子可以较好地反映实际经济活动和货币供给变动。

图1 共同因子与经济基本面

本文提取的共同因子具有较好的稳健性，三个共同因子分别描述了实际经济活动因素、货币因素以及其他经济因素。同时，本文提取的三个共同因子均通过了单位根检验，表明变量均具有较好的平稳性。此外，图1中还给出了三个共同因子标准差后验均值走势，各因子表现出周期性特征，分别出现在2007年四季度、2011年三季度、2017年二季度，这三个时期分别代表了2007年末全球经济危机时期、经济危机后的短期繁荣以及我国开始步入经济新常态，可以认为这三个典型时期分别代表我国经济的衰退、过热、平稳三个基本状态。本文分别对这三个典型时期我国财政支出的产出冲击效应进行分析，包括不同时期同种类型财政支出以及相同时期不同类型财政支出的产出冲击效应。

3.2 典型时期财政支出的产出冲击效应

图2至下页图4分别为产出对服务性支出、消费性支出以及生产性支出一单位正向冲击的脉冲响应过程，每张图中包含了2007年四季度、2011年三季度、2017年二季度三个典型时期，以探讨产出对财政支出冲击响应的时变特征。下页图5为每个时期产出对各类财政支出冲击响应，进而分析产出对不同财政支出冲击效应的差异。

从图2中可以看到，产出在三个典型时期对服务性支出冲击的变动趋势差异较大，3年后冲击效应基本消失。具体地说，在2007年四季度，在冲击发生后的当期，产出达到负向最大值，反应较为剧烈，随后逐渐回升，第三期后呈现持续正负震荡减弱状态；在2011年三季度，当期产出对服务性支出冲击达到正向最大值，在经历一期迅速下降后出现回升，并在第五期达到正值后缓慢消失；在2017年二季度，一单位的服务性支出冲击后，产出在当期呈现正向的提升，并在第二期达到最大值，在第四期开始出现第一次较小负值，随后小幅震荡消失。通过产出对服务性支出冲击的脉冲响应可以发现，服务性支出对产出增长不具有长期作用。在全球经济危机时期，对产出增长具有较强的负向作用，而在经济危机后期，虽然服务性支出在当期会拉动产出的增长，但随后会对产出造成较长时间的抑制作用，在步入经济新常态时期，对产出增长具有正向的促进作用。可见，在政府财政支出中，科教文卫支出以及社会保障支出对产出增长的作用逐渐随时间变得有效，从经济危机时期的负向阻碍作用变为正向促进作用。

图2 产出对服务性支出冲击的脉冲响应

在图3中，产出在2007年四季度和2017年二季度对消费性支出冲击的脉冲响应变动较为相似，但两个时期对产出冲击的作用并不相同。在2007年四季度，给消费性支出一单位的正向冲击，产出在当期达到正向的最大值，在随后一期出现下降，第二期和第三期持续上升，一年后产出开始出现为负的响应。而在2017年二季度，产出首先出现负的响应，随后一期达到负的最大值，在第二期开始出现正的产出响应，最后逐渐消失为零。在2011年三季度，产出在当期达到最大值，但随后下降为负值，在第三期达到负的最大值，随后逐渐震荡上升并最终消失为零。可见，消费性支出在全球经济危机时期和经济危机后期对产出呈现出负向的冲击效应，在全球经济危机时期对产出的负向冲击更大，在新常态时期，对产出具有短期的正向冲击效应。这表明我国政府行政机构改革与行政职能的转变已初见成效，行政效率得到显著提高，因此增加政府消费性支出对产出的增长起到了提升的作用。

图3 产出对消费性支出冲击的脉冲响应

在2007年四季度，一单位生产性冲击后，产出在当期达到较低的负值，在第二期达到最大负值，一年后产出的脉冲响应开始上升为正值。在2011年三季度和2017年二季度，产出对生产性支出冲击响应较为相似，在当期达到最大值，随后呈现正负震荡的状态，在前期2017年二季度生产性支出对产出的正向作用较2011年三季度较好一些。总体上，在全球经济危机时期，生产性支出对产出的负向冲击较强，在全球经济危机后期以及新常态时期，生产性支出对产出的影响效果并不稳定，更容易造成产出的短期波动。显然，为应对全球经济危机，连续大量的公共投资给经济的健康运行带来较长时间的副作用，前期的“过度拥挤”依然阻碍着生产性财政支出发挥理想的作用。

图4 产出对生产性支出冲击的脉冲响应

在图5中，2007年四季度全球经济危机时期，服务性支出、以及生产性支出均对产出造成的负向影响较大，其中生产性支出在当期的负向影响最大，服务性支出其次，消费性支出较小。产出对消费性支出的脉冲响应在第2期首先出现正值，而对服务性支出和生产性支出的脉冲响应正值则出现在第3期。在2011年三季度新常态时期，虽然在当期服务性支出对产出会产生正向的冲击效果，但在随后的几期，对产出产生了更强的负向冲击，因此，服务性支出的负向冲击效应更强。消费性支出与服务性支出对产出的冲击效应较为类似，但是消费性支出的负向冲击效应较弱一些，生产性支出对产出与2017年二季度相同，对产出造成了短期的波动。在2017年二季度全球经济危机后期，服务性支出和消费性支出短期对产出主要产生了正向冲击效应，服务性支出对产出的作用效果较消费性支出好一些，而生产性支出虽然在当期能够对产出产生正向的冲击，但随后更容易造成产出的上下波动。

图5 产出对各类财政支出冲击的脉冲响应

4 结论

本文使用了带有随机波动率的时变参数因子扩展向量自回归模型检验了不同类型财政支出对经济增长的冲击效应，通过对比三个典型时期的特征以及不同财政支出之间的差异，得到以下结论：

第一，无论是服务性支出、消费性支出还是生产性支出，对产出的冲击效应在三个典型时期各有不同，具有较强的非线性效应。在全球经济危机时期，各类财政支出对经济增长具有负向的冲击效应，对产出的增长产生了抑制作用。在全球经济危机后期，各类财政支出均导致产出先上升后下降的交替反应，给产出带来较为频繁的波动。在新常态时期，各类财政支出在当期都能较好地拉动经济增长。

第二，在全球经济危机时期，生产性支出对经济增长负向的冲击效应最大，消费性支出最小，在全球经济危机后的复苏期，服务性支出对产出冲击效果较大，生产性支出带来的产出波动更为频繁。在新常态时期，服务性支出对经济增长的正向的促进作用最好，消费性支出次之，而生产性支出可能导致产出的波动。

第三，新常态时期，服务性支出对产出起到很好的促进作用，政府应当加大此类支出的投入，科教、文化、医疗卫生、社会保障等支出对产出增长的正向效应要优于物质资本投资，而且这类支出占财政总支出额比重仍然较低，为政府财政支出结构的调整提供了充分的操作空间。同时，我国政府行政机构改革与行政职能的转变已初见成效，政府应继续为提高财政资金的使用效率夯实基础，适度增加政府消费性支出。此外，生产性支出的拥挤程度虽然较前期有所缓解，但该类支出占比仍然偏高，生产性支出需要以服务经济为目标，政府应当降低对市场的干预程度，改变财政实践过程中偏好于生产性财政支出的现状。