金融稳定与财政政策逆周期效果——基于跨国面板数据系统GMM估计与门槛效应模型的实证分析

赵 萌，叶 莉

(1.河北工业大学经济管理学院，天津 300401; 2.唐山学院会计系，河北 唐山 063000)

一、引 言

伴随现代经济理论发展，经历多次经济风险事件发生，传统周期理论框架中衍生出财政政策“逆周期”概念：财政政策应以逆周期方式回应经济周期，经济衰退时，通过调节税率与财政支出，平滑经济波动，实现经济长期平稳增长，经济繁荣时期采取紧缩性政策防止经济过热[1]；如果财政货币政策表现为顺周期性，则极易加剧经济运行的不稳定性[2]。尽管目前对于财政政策的逆周期效果如何更好实现，学术界仍存在诸多讨论，但“财政政策对经济逆周期调节的效果并非一成不变，而是取决于诸多因素”的观点越来越统一，即政府部门能够通过提高调节税率，改变财政支出，影响GDP水平，但是其效果取决于经济政治环境等一系列重要因素[3]。

2018年全球金融危机表明，金融震荡会对全球经济活动产生重大的不利影响，“金融危机”衰退比“正常”衰退更具有破坏性的宏观经济效应[4]，各国政府因而更加关注过度的金融波动带来的政策挑战，如刘亚和张家臻(2018)[5]指出，金融危机对我国银行业系统性风险产生显著影响。Borio等(2016)[6]指出，“不考虑金融稳定影响的宏观经济学就如没有王子的哈姆雷特一样：一部戏剧失去了主要角色。”这意味着，宏观政策制定过程中必须考虑金融稳定的影响。例如，正是由于系统性风险对全球金融市场构成的重大威胁，学者们和政策制定者纷纷关注金融压力下宏观审慎政策与货币政策间的关系以及货币政策逆周期调控的作用。而2008年全球金融危机后接连发生多个国家财政状况迅速恶化的情况(如2009年欧债危机)，致使学者们质疑在金融危机冲击下财政部门是否有能力进行逆周期经济调节[4]。Borio等(2016)[6]发现，1970～2011年的数次金融危机之后发达国家公共债务均出现显著增长，在2007年次贷危机爆发后的三年内，各国财政余额平均下降额度超过5%，部分国家的财政余额下降超过10%；苗文龙(2014)[7]通过实证研究发现，财政支出波动与金融波动之间存在密切的周期联动关系。近年来，我国财政部门不断扩大财政赤字规模以应对经济的持续下行，对金融稳定无疑造成影响，并成为可能威胁我国财政政策可持续性的重要原因[8]，因此在新时期考虑金融稳定对财政政策的影响更加重要。

鉴于此，本文旨在揭示金融稳定与财政政策逆周期调控效果间的关系，特别是二者之间是否存在非线性因素，即在金融震荡的压力下，财政政策对经济活动的影响是否与正常时期的情况有所不同，这无疑对更好发挥财政政策主动调节经济作用具有重要的理论与现实意义。

二、文献综述

(一)财政政策周期特性相关研究的文献回顾

在过去的80余年里，经济学家对财政政策及其有效性的看法不断发生变化。上世纪30年代以前，学术界普遍认为由于政府支出对私人投资的挤出效应，财政政策无法对经济产生影响。在凯恩斯思想的影响下，20世纪30年代的主流观点是，财政政策是经济衰退时期刺激经济的有效工具。20世纪70年代，新古典经济学学者质疑财政政策的效果，进而重塑经济学思维。而在2008年金融危机和随之而来的长期衰退之后，伴随传统货币政策工具的有效性大大下降，财政政策的经济调节作用再次成为焦点，相关的理论和实证研究也随之得到推动。

Perotti(1997)[9]通过实证研究发现拉丁美洲财政政策的顺周期特性，最早提出财政政策周期特性概念。学者们随之纷纷对上述问题进行分析，发现发达国家的财政政策多为逆周期[10]，而新兴经济体国家的财政政策则呈现顺周期特性[12]。由于财政政策顺周期性已成为导致新兴经济体经济波动的重要原因[13]，近年来相关政策部门加强管理，使得财政政策顺周期状况有所改善[14]。在2008年金融危机对全球经济的重压下，一方面，学者们发现财政乘数的大小取决于经济周期状况，进一步为逆周期财政政策的操作提供了有力论据[3]，另一方面，学者们也在关注金融危机是否影响财政政策发挥逆周期效果的能力[1]。针对我国财政政策的周期特性，国内外学者亦开展了大量研究：Brandt和Zhu(2000)[15]即发现我国宏观经济政策的顺周期特性。经济新常态时期，经济结构转型导致我国财政政策的顺周期性进一步加强[16]。曾晓安(2014)[17]指出虽然我国财政货币政策的顺周期性是由于政策实际运行效果与经济周期趋同，而非宏观政策制定者的意愿，然而上述问题的存在会直接抵消宏观政策调节经济的效果。尤其是在全球经济危机爆发后,各国经济复苏缓慢，加之债务危机的持续恶化，致使我国外需减少[18],抑制经济增长。在此背景下，要实现保增长目标，我国需要更好的配合使用货币政策和财政政策，加强逆经济周期调控。

(二)金融稳定与财政政策周期特性间关系研究的文献综述

在2008年全球金融危机影响下，学者们开始注意到金融稳定对财政政策周期特性的影响：首先，金融衰退(进而金融危机)会导致很长时期内潜在产出率的下降[19]，导致财政收入的削减，进而降低财政政策逆周期能力[20]；其次，金融震荡时期，财政部门需要救助私人部门，弥补金融部门损失，因而产生大量财政成本，财政支出的被迫增加进一步影响财政政策主动调节税收与财政支出，进行逆周期操作的能力[21]；另外，在对外债务以外币计价情况下，金融危机导致的本币币值下跌，必然导致外债负担增加，并对公共财政造成巨大压力[22]。更为关键的是，当金融震荡与财政政策逆周期能力减弱交织时，易引发恶性螺旋效应，即私人部门的金融泡沫破裂会弱化财政部门执行逆周期财政政策以及补救金融部门的能力；而公共财政恶化，会导致金融不稳定进一步加强(如弱化金融部门的资产负债表)[23]。同时，在金融危机时期，财政部门通常会通过增加财政支出或者削减税负等方式提高总需求[23]，如果财政当局没有能力对上述财政政策进行精确设计，且未能在适当时期退出扩张性财政政策，将可能导致财政状况的恶化，甚而导致潜在增长率的进一步下降[24]。因此，财政政策顺周期可能会同时反映和引发金融危机[20]，如财政危机与金融危机之间的相互作用被认为是2009年欧债危机爆发的核心原因[21]。

学者通过大量理论研究与经验数据发现了金融稳定与财政政策周期特性间存在内在关联，为本文研究奠定了扎实的基础，然而实证研究相对较少。本文利用46个国家1985～2016年32年跨国面板数据的广义系统矩估计(GMM)与门槛效应估计，对金融稳定对财政政策逆周期效果的影响进行进一步的实证研究，验证之前学者的理论分析结论。

三、金融衰退对财政政策逆周期效果影响的实证分析——基于系统GMM估计

从20世纪80年代开始，经济波动与金融波动比以往任何时候都要低，这一时期被称为大缓和时期(Great Moderation)[3]。在2008年金融危机后，全球经济陷入长久的金融衰退和经济衰退中，货币政策受流动性陷阱影响有效性下降，因此财政政策能否在金融衰退背景下，有效发挥调节经济的逆周期效果就显得尤为重要。基于此，本文首先分析金融衰退对财政政策逆周期效果发挥的影响。

(一)样本选取

兼顾样本全面性与数据可得性，本文选取46个主要国家和地区作为样本，对其1985～2016年共32年的金融数据和财政数据进行分析。根据IMF的分类标准，上述样本中包括发达国家 11个，发展中国家 35个，如表1所示。

表1 实证分析样本国家

(二)模型设定

本文基于跨国动态面板数据，以衡量财政政策逆周期效果为目标，设立如下形式的动态面板基础模型：

Balit=α0+α1Bali,t-1+α2Gdpit+α3Cit+μi+θt+εit

(1)

其中，下标i为国家样本，t为时间，Balit代表一国财政余额，Gdpit表示实际GDP增长率，Cit表示控制变量组，μi代表个体效应，θt代表时间效应，εit为残差项。α2用于衡量财政政策的顺周期性，(1)α2>0，财政余额随经济增长而增长，说明财政政策是逆周期的；(2)α2<0，财政余额随经济增长而降低，财政政策是顺周期的；(2)α2=0，财政政策与经济周期无关。

考虑金融衰退对财政政策影响的情况，增加金融衰退与GDP增长率的交互项作为解释变量，进一步拓展动态面板基础模型为：

BALit=α0+α1BALi,t-1+α2Gdpit+α3Bust×Gdpit+α4Cit+μi+θt+εit

(2)

其中，Bust为虚拟变量，如为金融衰退时期取值为1，其余为0。上述模型分析金融衰退对财政政策逆周期效果的影响，其中α2用以衡量财政政策的逆周期性，α3体现金融衰退对财政政策逆周期效果的影响。

情况1：如果α2>0，证明财政政策是逆周期的，即结构性财政余额与GDP增长呈现正相关趋势，伴随经济增长，结构性财政余额上升。上述情况下，如果金融衰退代理变量与GDP增长交互项的系数α3>0，说明金融衰退增强了结构性财政余额与GDP增长的正相关关系，即金融衰退增长了财政政策逆周期性；如果α3<0，说明金融衰退减弱了结构性财政余额与GDP增长的正相关关系，即金融衰退减弱了财政政策逆周期性。

情况2：如果α2<0，证明财政政策是顺周期的，即结构性财政余额与GDP增长呈现负相关趋势，伴随经济增长，结构性财政余额下降；上述情况下，如果金融衰退代理变量与GDP增长交互项的系数α3>0，说明金融衰退削弱了GDP增长对结构性财政余额的负向影响，即金融衰退减弱了财政政策的顺周期性；如果α3<0，说明金融衰退进一步增强了GDP增长对结构性财政余额的负向影响，即金融衰退增强了财政政策的顺周期性。

由于动态面板数据模型中包含被解释变量的前一期数据作为解释变量，可防止由此产生的内生性问题，本文采用广义矩估计(Generalized Method of Moments，简称GMM)模型进行估计，一方面避免由于被解释变量滞后项存在造成的偏差，也有助于处理个体效应与时间效应。近年来，GMM模型被广泛运用于动态面板数据分析，尤其在探究金融对宏观经济的影响中更加实用[25]。广义矩估计GMM包括差分GMM与系统GMM。由于系统GMM模型将差分方程与水平方程结合在一起，相较于差分GMM模型估计更加有效，能够估计不随时间变化的变量，同时更加适用于增长回归模型，能够产生一致有效的参数估计[26]。因此，本文选择系统GMM模型进行估计。

(三)变量选择与测度方法

1.财政政策代理变量选择与测度

现有文献通常以财政余额与政府消费性支出作为一国财政政策代理变量。本文选用结构性财政余额作为财政政策的代理变量，主要原因为：财政余额包括周期性财政余额与结构性财政余额，前者来自于经济周期，主要为与自动稳定器相关的财政收支，不能作为衡量一国财政政策的标准；后者则更能体现一国主动性的财政政策取向。根据IMF出版的《对周期调整财政余额计算指南》，本文按如下公式计算我国结构性财政赤字，作为财政政策的代理变量：

(3)

其中，Y*为潜在产出；Y为实际产出；R为一国财政收入；G为一国财政支出；εR,Y代表对周期调整的财政收入对(潜在产出/实际产出)的弹性系数，一般为1；εG,Y则代表对周期调整的财政支出对(潜在产出/实际产出)的弹性系数，一般为-0.1。

2.“金融衰退”代理变量选择与测度

由于现有文献中甚少直接代表“金融衰退”的代理变量，本文选择从对金融周期入手，通过定义金融周期的繁荣期与衰退期来确定代理变量。对于金融周期概念，目前尚无确切定义，现有文献中多将其表示为一组选定金融变量的共同运动或聚集，例如信贷、房价、股票价格与资产价格总量等等。然而，由于股票价格等指标股票具有较高的短期波动性，而信用利差、风险溢价和违约率等变量虽然可以提供关于金融压力、风险感知和风险偏好的有用补充信息，但数据难以获得。因此，本文在确定金融周期时，选择私人部门信贷额占GDP比重(Domestic Credit to Private Sector/ GDP)作为衡量金融周期的指标，数据来自国际清算银行(BIS)，选择1985～2016年的年度数据进行分析。

本文主要参考Alberola和Sousa(2017)[27]应用的方法确定金融周期的“繁荣期”与“衰退期”，上述方法的主要优势是能够同时把握金融周期规模、持续性与惯性三个特征。首先，该方法能够确认金融周期的长期趋势，以及对长期趋势的大规模与持续性的偏离；其次，该方法能够确认不同经济体的金融周期繁荣期与衰退期如何构成；同时，在运用移动平均方法平滑信贷变化曲线的基础上，确定金融周期繁荣期(衰退期)的阙值。本文以yt代表私人信贷/GDP的对数，xt是yt的三年移动平均数。一个上升期(下降期)意味着在持续的一段时间t内，Δxt>0(Δxt<0)。一个高峰(低谷)是持续上升期(下降期)的最后阶段。因此，金融周期的“繁荣期”(“衰退期”)是指在一段上升期(下降期)中，yT-yT-L>z1(yT-yT-L

主要国家及地区的金融周期以图1表示。可以发现，发达国家与发展中国家间，不同国家间的金融周期状况存在比较显著差异；同时，2007年之前，除日本、巴西等个别国家外，大部分典型发达国家与发展中国家均处于长期金融周期整体繁荣期趋势，印证了前文所提的大缓和时期(Great Moderation)；而在次贷危机影响下，则普遍进入金融衰退期。

图1 典型国家金融周期状况

3.控制变量选择

参考陈雨露(2016)[25]等相关文献，本文从经济、社会与金融三个维度选择控制变量。其中，经济维度包括贸易条件与资本形成率；金融维度为总储蓄率；社会维度包括人口增长率与城镇化率。各变量的符号和含义如表2所示，所有原始基础数据来自世界银行数据库。同时纳入国家虚拟变量，以区分发达国家与发展中国家是否会对回归结果产生差异。表2给出各变量的定义，表3为各变量描述性统计。

(四)实证研究与检验

综上，本文采用动态面板系统GMM模型分析金融衰退对财政政策逆周期效果的影响，结果如表4列示。首先，基于基础模型(2)，以金融衰退与GDP增长率交互项作为核心解释变量，衡量金融衰退对财政政策逆周期效果的影响，在表4中显示为模型I。实证结果表明：α2(-6.8387)<0，说明在控制其他解释变量的情况下，财政政策呈现显著的顺周期特性。α3(-0.1109)<0，可见金融衰退(尤其是金融危机)致使财政当局一方面财政收入降低，另一方面被迫降低财政支出，使得财政政策难以发挥逆周期调节作用。

表2 主要变量符号与含义

表3 各变量描述性统计

金融衰退导致财政政策逆周期效果降低的原因无疑是多方面的，可能是源于金融危机迫使财政整顿，亦可能是由于金融周期繁荣期财政当局没有能够通过扩大财政余额保证足够的财政空间，致使在金融衰退期没有能力执行积极财政政策提振经济：根据Amstad and Packer(2015)[28]，金融繁荣时期，资产价格上涨，使得即使通货膨胀保持在稳定低水平，产出也可能高于其潜在水平。随着国内资产变得更具吸引力，资本流动激增，金融繁荣与货币升值的趋势相一致，使得名义汇率升值[29]，暂时减少以外币计价的债务与相应的利息支付。这种繁荣掩盖了潜在财政实力的削弱，促使政策制定者放松财政政策，执行激励措施[30]。因此，本文进一步引入金融繁荣与GDP增长率交互项作为核心解释变量，构建模型II(将模型I中的金融衰退代理变量替换为金融繁荣代理变量)，以考察金融繁荣是否导致了财政政策的顺周期性，因而致使金融衰退对财政政策逆周期效果产生显著影响。在引入“金融繁荣”变量影响下，α2(-7.6377)<0，财政政策呈现顺周期特性。在此前提下，α3(-0.0604)<0，说明金融繁荣的确增加了财政政策的顺周期特性。可以推断，正如前文所述，在2008年金融危机前，全球经历数十年的大缓和时期，金融的长期繁荣催生财政政策的显著顺周期倾向，成为金融衰退时期财政政策逆周期效果减弱的关键原因。另外，发达国家虚拟变量对结构性财政余额有显著正影响，说明发达国家财政控制力更强，更希望通过逆周期财政政策进行经济调节。

表4 以“结构性财政余额”为被解释变量的系统GMM回归结果

注：*** ， ** 和*分别表示在1%， 5%和10%水平上显著。下表同。

本文以结构性调整财政余额作为被解释变量，反映主观性财政政策方向，由于政策部门在执行财政政策时有从政策制订到对经济运行产生影响的时滞，因此本文认为不会产生由于双向因果关系的内生性问题。系统GMM模型需要检验扰动项的差分不存在二阶的自相关，同时需要进行过度识别检验。因此，本文进行Sargan 检验和AR(2)检验，结果如表5所示，所有结果通过检验，说明模型有效。

表5 Sargan 检验和AR(2)检验结果

四、金融波动对财政政策逆周期效果影响的门槛效应分析

(一)模型设定与样本选取

如上文所述，金融危机后诸多国家出现财政状况迅速恶化现象，引发学者们的思考，当金融波动剧烈时，是否对财政政策效果具有更加显著的影响。为印证上述推测，本文运用门槛效应模型进行估计。根据Hansen(1999)[31]，门槛模型在模型中运用不同的区制来表示变量间的非线性关系，门槛变量大于或者小于某一具体门槛值时，证明在这一临界点变量间的关系发生转变,因此成为测度非线性关系的主要模型[32]。为了衡量金融波动对财政政策逆周期效果的影响，以及上述影响是否非线性，本文构建金融波动对财政政策逆周期效果影响的门槛效应模型。由于具体门槛数未知，先将模型设定为单一门槛模型，模型设定为：

BALit=β0+β1GdpitI(Fvolitλ)+β2GdpitI(Fvolit>λ)+β3Fvolit+β4Cit+θt+μi+εit

(4)

其中，下标i为国家样本，t为时间，对周期财政余额(BALit)为被解释变量，GDP增长率(Gdpit)与金融波动(Fvolit)为核心解释变量，金融波动(Fvolit)同时还是门槛变量，Cit表示控制变量组，选取标准与上一节一致。μi代表个体效应，θt代表时间效应，εit为残差项。β1,β2用于衡量不同门槛下财政政策是否具有逆周期性。I(.)为示性函数，当I()中的条件得到满足时，I=1；否则I=0；λ为门槛值。本部分样本选择与上一节一致。

(二)变量选择与测度方法

由于本文在衡量金融衰退时采用了私人信贷/GDP为代理变量，在衡量金融波动时，同样采用私人信贷/GDP为金融波动的代理变量。但是，金融波动与金融周期的测算方式不同，本文参考相关文献中的典型做法，以私人信贷/GDP的五年移动标准差表示金融波动程度。由于上述方法的数值计算中前四年的数值无法获得，因此本文计算46个国家从1981～2016年的五年移动标准差，以获得与上一节一致的样本区间。

选取典型国家及地区金融波动状况如图2所示。一方面，不同国家间金融波动的差距较为明显，发达国家相较于发展中国家整体金融波动更加剧烈；另一方面，2007年之后，全球金融波动明显更加剧烈。

图2 典型国家金融波动状况

(三)实证结果与分析

根据Hansen(1999)[31]提出的“自举法”，首先通过重叠模拟似然比检验统计量300次，估计bootstrap的P值，检验结果表明，以金融波动为门槛变量，通过10%显著性水平下的单一门槛检验，说明单一门槛效应非常显著，结果如表6所示。

表6 单一门槛条件检验结果

在此基础上，金融波动门槛效应下财政政策逆周期效果如表7所示：1985～2016年，财政政策整体呈现顺周期倾向，而金融波动对财政政策顺周期性有显著单一门槛效应。当金融波动<=0.2065时，对周期调整财政余额与GDP增长率呈现显著负相关，系数为-7.4793(P<0.01)，说明伴随经济增速加快，结构性财政余额降低，政策部门受经济增长影响，主动性降低财政收入或提高财政支出，财政政策呈现顺周期倾向；而金融波动>0.2065时，财政政策顺周期倾向达到-7.8051(P<0.01)，说明金融波动的确显著增加了财政政策的顺周期倾向。同时发现：金融波动对结构性财政余额有显著的影响，可见金融波动剧烈的情况下，财政部门面临金融系统震荡与破产压力，财政部门需要通过提高财政支出，抑制金融波动及其对宏观经济产生的负面影响。近年来，我国由于影子银行等原因造成的金融波动风险加大，在财政空间有限的情况下，上述风险必将造成极大的财政压力，影响我国财政政策反周期效果。

表7 金融波动对财政政策逆周期效果影响的回归结果

为保证门槛估计的准确性，本文进一步检验模型的门槛数，如表8所示。检验结果表明，以金融波动为门槛变量，单一门槛、双门槛与三门槛的P值分别为0.07、0.22与0.6433，只有单一门槛是显著的。

表8 多重门槛条件检验结果

(四)稳健性检验

参考陈雨露(2016)[25]，采用M2/GDP作为金融周期的测度变量，M2/GDP的五年移动标准差作为金融波动的代理变量，对金融波动与金融衰退对财政政策逆周期效果的影响进行回归分析，分析结果表明金融波动与金融衰退对财政政策逆周期效果影响显著。以2008年金融危机为典型金融事件，分析金融危机前后金融稳定对财政政策逆周期效果是否存在差异。结论表明2008年金融危机后，财政政策顺周期性弱于金融危机前，金融稳定对财政政策逆周期效果依然有显著影响。

五、结论与政策启示

利用1985～2016年46个国家的跨国面板数据，分析金融衰退与金融波动对财政政策逆周期效果的影响。结果显示，一方面，金融衰退使得政策制定者缺乏执行逆周期财政政策的空间；另一方面，金融波动对财政政策逆周期效果则有显著非线性影响：在金融波动剧烈时期，财政政策的顺周期性质明显加强。基于实证研究结果，提出以下政策建议：

首先，在2008年金融危机之后，事实证明，在深度衰退中货币政策有效性显著下降。在这种情况下，刺激经济的核心工具是财政政策逆周期操作。然而，如果一国经济体再遭遇经济危机，面临流动性陷阱之时，没有足以回旋的财政操作空间，必将陷入难以自我逃脱的深度衰退陷阱。因此，在金融稳定时期储备财政空间非常重要。这意味着，在经济繁荣时期，应当执行更为严格的财政政策：一方面，金融繁荣时期不需要财政刺激，刺激过热的经济与平滑周期的原则相矛盾；另一方面，在金融繁荣时期，紧缩的财政政策可能有助于储备财政操作空间，以应对经济衰退与金融衰退。

其次，基于理论与实证研究，采取逆周期的财政政策是十分必要。然而从本文实证结果来看，尤其是在金融繁荣时期，财政政策有较强的顺周期倾向，减弱了金融衰退时期财政政策的逆周期操作能力。因此，财政自动稳定器的作用应被更加突出，以避免政府的财政顺周期倾向(尤其是在金融繁荣时期)。同时，财政自动稳定器能够为经济周期的变化提供了一种即时的、对称的财政反应，而不会影响整个周期的预算可持续性。

同时，财政逆周期政策的制定与应用需要非常谨慎，尤为需要尽可能稳健地估计金融稳定状态及其对逆周期财政政策造成的影响。因此，有必要将财政/货币政策、财政监督体系与宏观审慎政策纳入同一调控框架，积极探索金融风险与财政风险监测联动体系，以及货币政策、财政政策与宏观审慎政策协调行动机制。借助宏观审慎管理，化解金融体系系统性风险，提升金融稳定水平，不仅有利于货币政策调控作用的发挥，更是提升财政政策逆周期效果的重要保障。