财政可持续与金融稳定——基于中国的经验研究

封北麟

内容提要：本文在系统梳理财政可持续与金融稳定相关的国际国内研究基础上，从我国财政政策实践与金融稳定发展的经验事实出发定性分析了我国财政可持续与金融稳定之间的经济动态关系，并运用时变参数向量自回归模型量化分析了我国财政可持续与金融稳定之间的数量关系。研究发现：第一，我国财政可持续与金融稳定之间存在复杂互动关系。积极财政政策促进了金融发展，但也积累了包括无序发展的影子银行等在内的金融风险。金融扩张刺激了以债务为基础的财政支出规模扩大，为地方政府债务风险激增提供了宽松的金融环境；同时，金融扩张也诱发金融“脱实向虚”问题的产生，增加实体经济运行风险，影响财政可持续。第二，短期内，货币信贷政策与财政支出政策存在一定替代效应，信贷扩张与财政支出增长之间相互挤出，有利于维持金融稳定和财政可持续；但是，长期内，两者之间存在正向反馈效应，信贷扩张与财政支出增长之间相互放大，存在同时诱发财政与金融双重危机的可能。第三，我国财政政策具有一定的顺周期特性，而货币政策表现出比较明显的逆周期特性。

一、引 言

2021年中央经济工作会议明确指出，当前我国经济发展面临需求收缩、供给冲击、预期转弱三重压力，宏观调控压力空前。财政与货币金融政策作为首要的政策工具发挥着关键作用，然而，长期“宽财政、宽货币”的政策组合导致我国经济宏观杠杆率攀升，金融与财政风险相互交织转化，正在严重威胁我国金融稳定与财政可持续。从发达国家与新兴市场国家的经验看，财政政策的制定和实施对于金融系统的运行具有显著影响；同时，金融扩张与收缩也会显著改变财政收支平衡状况，进而影响财政的可持续性。当前，我国金融市场不断发展，金融资产规模已经远超国内生产总值，特别是以银行为主导的金融体系的发展使得信贷周期变化对于宏观经济运行、财政与货币政策的协调配合及其实施效果产生巨大影响。金融与财政之间的关系正变得日益紧密，二者的互动更显著地影响着宏观经济运行，因此，深入研究财政可持续与金融稳定之间的内在关系，对于优化财政、货币政策的协调配合，维护经济金融稳定，提升宏观经济运行的成效，具有积极意义。

二、文献综述

学界对于财政可持续与金融稳定的互动关系研究主要体现为两方面：一是财政政策对金融稳定的影响，二是金融扩张与紧缩对财政可持续的影响。

1.财政政策对金融稳定的影响。财政政策对金融稳定的影响集中表现为财政政策实施对金融系统的资产负债表、资产价格及杠杆率的影响，进而影响金融系统的稳定状态。积极财政政策容易引发财政超支现象，而财政赤字和政府债务的增长影响金融系统稳定。Cecchetti（2011）认为，财政政策是导致货币金融不稳定的主要风险之一。财政政策的目标多元化、难以评估的支出效率及赤字财政的政治偏好导致财政支出政策存在“短视”现象，容易形成大规模政府债务，影响金融系统稳定。Bikas和Žatauskaite（2014）强调，由于财政政策承担维持经济平稳增长的政府职责，在金融周期影响下容易导致短期财政赤字及政府债务的积累，影响金融系统运行。东欧学者Ješi（2013）认为过高的预算赤字会削弱财政及货币政策的信誉，导致通货膨胀，进而影响货币及金融稳定。Ješi（2013）研究发现，公众意愿接受的政府债券数量存在上限，超过限度的赤字仅能通过赤字货币化方式处置，这将产生通货膨胀问题。Corsetti（2012）构建包含主权债务违约的动态随机一般均衡模型，研究发现主权债务风险与金融机构的融资成本存在密切关联，伴随着国家债务规模逐渐上升，主权债务风险溢价提升，从而减少了金融机构持有的政府债券资产价值，金融机构净值减少而违约风险增加，机构融资成本上升而清偿能力下降，影响金融稳定。Borio（2016）认为，稳健的金融系统与财政可持续之间存在着紧密的双向联系。私人部门的金融扩张一旦终止可能最终导致公共财政健康状况的恶化，这抑制和损害了财政部门实施逆周期调节以及为银行系统提供支持的能力。财政状况的恶化使得金融部门的资产负债表恶化进而引发金融不稳定，尤其是当金融机构持有大量政府债务时更是如此。因此，财政压力既可能反映金融危机也可能是导致金融危机爆发的原因。国际清算银行报告（2016）指出政府债务无法持久维持“金边债券”地位，一定时期其价格存在大幅波动的可能，政府债务价格波动会影响金融机构的资产与负债。我国学者苗文龙（2014）利用Copula-GARCH模型研究发现，财政支出波动对基础货币增速、再贴现规模、公开市场拆借产生显著的冲击效应，从而对银行信贷、通货膨胀等宏观变量产生影响。但是，也有学者对此表示质疑。Siklos（2002）实证研究发现，财政赤字与货币发行之间的关系并不显著。

税收政策对金融稳定的影响主要聚焦于税收的“融资引导”作用。税收的融资引导作用主要表现为目前多数国家的税收政策存在债务融资偏好的现象，即对实体经济债务融资的税收优惠要普遍多于股权融资的税收优惠，导致实体经济更倾向于债务融资而非股权融资。这种融资结构容易诱发经济的高杠杆，而高杠杆是导致金融脆弱的主要诱因。Brezenau和Vlad（2015）及Schepens（2016）研究指出，资本类税收减免政策能够影响金融机构的融资偏好。设计合理的资本税收减免政策有助于引导金融机构形成“股债平衡”的融资结构，降低金融系统的杠杆水平及系统压力。

2.金融扩张-收缩对财政可持续的影响。金融扩张与收缩对财政可持续的影响主要源于金融扩张期的“财政幻觉”效应和金融紧缩期的逆周期调节影响。

学界认为金融扩张可以带来经济的虚假繁荣，造成财政收入短期大幅增长，给社会公众和政府造成财政收入增长潜力提升的错误预期，产生“财政幻觉”，从而实施更为激进的财政政策，影响财政可持续性。Borio（2016）研究发现金融周期处于繁荣阶段时，政府与市场会倾向高估潜在产出及其增长率，进而高估财政收入，导致财政过度支出问题。然而，一旦出现金融紧缩、经济回调、财政收入锐减情况时，政府支出刚性和财政逆周期调节会产生大量的财政赤字，危及财政可持续。学者金成晓（2016）利用Borio方法构建了基于中国数据的金融中性产出缺口，据此得出我国金融周期呈现明显的阶段非对称特征，金融萧条阶段的金融中性财政余额大于传统的经济周期调整后的财政余额，政府存在“财政幻觉”现象。对于“财政幻觉”产生的原因，国际清算银行最近的研究认为：（1）金融扩张会弱化生产率的长期增长（Cecchetti and Kharroubi，2015），而这种效应会被信贷扩张的短期产出增长效应所掩盖（Juselius and Drehmann，2015）；（2）在金融扩张期，大约有60%的劳动力进入了劳动生产率较低的行业（例如房地产业、部分服务业），而剩余劳动力的生产率也会因为资本积累和全要素生产率受到冲击而遭受负面影响。劳动生产率的整体下降，严重影响经济的持续增长；（3）如果金融危机爆发，扩张期形成的资产错配和劳动力错配所带来的负面影响更大。稀缺和错配的信贷资源会减缓生产要素在部门之间的自由流动，阻碍经济修复，致使经济再平衡的调整过程可能长达10年之久。

在金融紧缩期，特别是在危机状态下，由于政府承担着维持经济稳定和提供金融救助的职责，财政支出大幅增长，政府债务急剧增加，严重影响财政的可持续性。Reinhart和Rogoff（2009）等研究发现，政府债务在危机爆发后都会出现较大规模的增长。Amaglobeli（2015）指出危机时一国政府通过银行资产重组、资产购买以及政府担保等方式救助金融系统，由此导致财政支出大幅增长。Janácˇek（2012）强调政府对金融系统的资产重组及抵押担保行为会对财政系统产生显著负向冲击。Baldacci（2012）研究了1982-2012年的14起银行危机，发现逆周期财政政策通过刺激总需求能够缩短金融系统处于不稳定状态的时间，降低金融系统损失。Komarkova和Komarek（2015）研究认为，金融救助引发的财政风险积累与一国金融系统规模息息相关，如果待救助的金融机构资产规模相对其所在国的财政收入过大，容易引发财政不可持续。

综上所述，现有研究普遍认为财政可持续与金融稳定之间存在复杂的动态关系，财政政策会影响金融稳定，而金融政策同样会影响财政可持续。然而，现有研究通常仅关注金融稳定与财政可持续二者关系的其中一面，缺乏对两者互动关系的系统性、全局性研究，同时现有研究缺乏对中国案例的探讨。基于此，本研究立足中国国情，从中国的财政政策实践和金融稳定发展的经验事实出发，定性分析中国财政可持续与金融稳定之间的经济关系，进而利用时变参数向量自回归模型（Time Varying Parameter Vector Auto Regression，TVP-VAR），结合中国数据研究我国财政可持续与金融稳定之间的动态数量关系。最后，依据研究结果提出契合中国国情的政策启示，为打赢防风险攻坚战、实现金融稳定与财政可持续双目标下的财政与金融政策协调提供参考建议。

三、我国财政可持续与金融稳定的经验分析

我国财政可持续与金融稳定之间的互动关系具体表现为：一是中国积极财政政策的实施经由政府投融资渠道，深度影响实体经济和金融系统，影响金融稳定；二是金融扩张与收缩，如信贷扩张与收缩、资产价格波动等，引发经济的不稳定波动，从而改变政府的行为选择，进而影响财政收支平衡及财政可持续。

（一）积极财政政策对金融稳定的影响

1.积极财政政策推动我国政府债券市场的发展，但也因此积累了金融风险

我国债券市场的发展繁荣与积极财政政策的实施密不可分。长期以来，以债务融资为主要资金筹措方式的政府基建投资是我国实施积极财政政策的主要方式之一。积极财政政策加速推动了我国政府债券市场规模扩大。根据Wind数据显示，截至2020年6月，我国政府债券托管余额已占据债券市场总规模的58.4%，成为债券市场存量规模最大的债券品种（见图1）。

图1 政府债券存量及债券市场占比

然而，在积极财政政策推动政府债券市场繁荣的同时，也积累了金融风险。当前，我国政府债券的主要持有者是商业银行，投资者结构较为单一。2020年7月统计数据显示，我国记账式国债和地方政府债券的主要持有者为商业银行，持有占比分别高达64.42%和86.33%（见表1）。这种投资者结构易导致地方政府债券风险在银行系统内积累沉淀。

表1 政府债券持有者结构（2020年7月）

目前，我国地方政府债券具有低流动性、低收益性及违约风险隐蔽等特征，对持有者构成一定的金融风险。根据财政部统计数据，2019年与2020年1—6月，我国地方政府债券二级市场平均换手率（现券交易量/托管余额）分别是0.49倍及0.3倍，远低于同期我国国债的平均换手率2.37倍和1.41倍①数据来源：http：//finance.sina.com.cn/money/bond/2020-02-07/doc-iimxyqvz1053032.shtml。。地方政府债券较低的流动性增加了持有者流动性管理的难度，流动性风险较高。然而，近年来我国地方政府债券的平均发行期限却在不断延长（见图2），这进一步增加了地方政府债券持有者面临的不确定性。

图2 2018-2020年地方政府债券发行期限情况

当前，我国国债及地方债收益率区间一般在2%-4%，低于企业债收益率1-2个百分点（见图3）。过多持有地方政府债券降低了金融机构的盈利水平，一定程度上会刺激商业银行的冒险行为。为保持既定利润目标的实现，银行会实施更为激进的信贷政策，降低授信门槛，增加高风险信贷的投放规模，尤其是对于获客能力较弱而融资成本较高的中小银行更是如此。这在客观上提升了银行系统整体的信贷违约风险，导致不良贷款增加和系统性风险积累。2019年12月商业银行的不良贷款率已达1.91%（见图4）。

图3 2010-2020年国债、地方债及企业债收益率情况

图4 2008-2020年商业银行各类不良贷款情况

长期以来，我国区域经济发展较为不平衡，各省财政经济状况差别较大。截至2019年，我国各省政府负债率分布在11.1%-70.88%之间，而债务率分布在47.83%-148.48%①数据来源：https：//www.sohu.com/a/387099338_382353。之间，差异明显。然而，我国各省政府债券的信用评级均为AAA级，未反映出区域经济的差异性和政府偿债能力的不同，明显缺乏市场区分度，这显然增加了投资者对地方政府债券风险认知及准确市场定价的难度，降低了市场风险配置的能力和效果，使得地方政府债务违约风险更加隐蔽。

2.规模持续扩大的地方政府债券提升了政府杠杆率，增加了金融经济的脆弱性，积累了金融不稳定因素

近年来，为应对经济下行风险，我国持续扩大地方政府债券发行规模，加大投资力度，政府杠杆率持续攀升。根据国家金融与发展实验室季报数据显示②数据来源：张晓晶、刘磊：《2020年2季度中国杠杆率报告：宏观杠杆率增幅趋缓结构有所优化》，《经济参考报》2020年7月28日，http：//finance.china.com.cn/news/20200728/5328876.shtml。，截至2020年2季度，我国政府杠杆率上升至42.3%，如果进一步考虑政府隐性债务，我国政府负债率突破60%、债务率突破100%的国际警戒线是完全可能之事。虽然，截至目前，我国尚未发生政府债券违约，但近年来，我国经济下行，财政增支减收，不少基层政府的偿债压力凸显，严重影响政府的正常运转。“保工资、保运转、保民生”成为基层财政的基本目标和关注重点，这实质上是地方基层财政不可持续的突出表现。尤其是持续抬升的政府杠杆率，还可能直接导致国内外市场参与者对我国政府主权债务风险的负面评估，政府信用评级下调，引发一系列经济动荡，包括汇率波动、资本净流出、政府融资能力下降和成本提升、主要持有者资产质量下降等，并传导至实体经济，可能诱发“自我实现”的政府债务危机，危及金融稳定。

3.积极财政政策刺激了影子银行的迅速发展，金融系统性风险显著上升

积极财政政策实施刺激了政府融资需求的急剧增长，在政府融资平台公司银行贷款受限的监管背景下，非银行业金融机构的非标债务融资服务③非标债务融资服务主要包括委托贷款、信托贷款、信托受益权转让、资管计划、融资租赁、带回购条款的股权型融资等业务。（覆盖大部分通常所称的影子银行业务）迅速发展①2014年国办107号文《关于加强影子银行业务若干问题的通知》将影子银行分为三种类别：一是不持有金融牌照、完全无监管的信用中介机构，包括新型网络金融公司、第三方理财机构等；二是不持有金融牌照，存在监管不足的信用中介机构，包括融资性担保公司、小额贷款公司等；三是机构持有金融牌照，但存在监管不足或规避监管的业务，包括货币市场基金、资产证券化、部分理财业务等。积极财政刺激产生的影子银行种类应属于107号文规定的第三种机构，主要的融资方式是融资平台公司的非标融资。。根据穆迪最新发布的《中国影子银行季度监测报告》②MOODY’SINVESTORSSERVICE，“Quarterly China Shadow Banking Monitor，”2019，https：//max.book118.com/html/2018/0303/155636083.shtm.显示，2019年上半年我国广义影子银行资产规模达到人民币59.6万亿元，占GDP比重64%。

政府通过影子银行融资对金融稳定产生三方面的影响：一是助长政府隐性债务增长，产生金融风险。政府通过影子银行形成的非标债务③《关于规范商业银行理财业务投资运作有关问题的通知》（银监发〔2013〕8号）。，具有透明度低、债权债务关系复杂、流动性差、期限错配风险较高等特点。在实践中，政府的这些融资渠道难以监管，无形中增加了政府隐性债务规模，蕴含着更大的金融风险。二是提升了非银行金融机构的杠杆水平，影响金融机构乃至系统的稳健性。非银机构参与地方政府非标债务融资操作时往往并不使用自有资金，而是募集资金建立“资金池”，这显然会提升非银机构的杠杆水平，降低非银机构应对外部冲击的能力，影响机构的稳健性。三是容易导致金融风险的跨机构、跨市场传导与扩散，形成系统性金融风险。由于非银机构大多采取“资金池”方式募集资金，由此形成了地方政府-融资平台公司-非银金融机构-投资者构成的风险传导链条，一旦债务违约则会波及诸多参与主体，金融风险迅速扩散，形成系统性风险，严重影响金融稳定。

（二）金融扩张-收缩对财政可持续的影响

在我国，金融扩张与收缩（主要指货币信贷扩张与收缩、资产价格上升与下降），会扩大名义产出波动，进而影响财政政策的调整和财政收支规模及赤字融资规模的变化，并在乘数效应下进一步放大财政收支与政府债务规模的变动，导致财政收支偏离可持续增长路径。

1.金融扩张对财政可持续的影响

我国金融扩张导致财政不可持续的主要原因可能有三点：

第一，宽松的货币信贷政策创造宽松的金融环境，激发投资者的乐观情绪，降低了政府融资成本，扩大政府债务融资空间，正向激励财政支出过度增长。近年来，我国央行多次降准减息，为政府融资创造了宽松的货币金融环境。自2015年，央行12次下调存款准备金率及超额准备金（见图5），货币供应量始终保持高位而市场利率水平整体下调并长期保持低位（见图6）。宽松的市场环境降低了政府债务融资成本，助长了政府扩大基建投资的行为，导致财政支出和债务过度增长，财政不可持续状态明显加重。

图5 2001-2020年我国准备金率变化情况

图6 2000-2020年我国贷款基准利率变动情况

第二，在企业投资的“金融加速器”效应和居民消费的“财富效应”影响下，金融扩张会导致名义产出增加，并带动财政收入短期快速增长，诱使社会公众和政府误判经济形势，造成“财政稳健”的幻觉。为加快实现发展目标，政府继续实施扩张性财政政策，过度举债投资。然而，一旦经济受内外部因素冲击影响，经济下行，财政大幅减收，不仅无法满足前期金融扩张下形成的刚性财政支出需求，甚至可能无法偿还到期债务，导致财政不可持续。

第三，金融扩张导致金融“脱实向虚”现象，出现资金在金融系统内空转套利，企业融资链条被人为拉长，实体经济出现金融资源错配问题，例如，加重小微企业的融资困境，影响实体经济运行，危及财政的可持续性。

此外，国际清算银行研究（2016）表明，长期的金融扩张可能导致社会资源配置到低生产效率的领域，包括金融服务业、房地产服务业等，导致社会资源的生产率和投入-产出比整体下降，从而降低了经济增长的潜力。如果这种机制在我国同样存在，金融扩张也会降低财政收入增长的长期趋势，引发财政不可持续问题。

2.金融紧缩对财政可持续的影响

经济常态下的金融紧缩对我国财政可持续性的影响主要表现为直接效应和间接效应。直接效应表现为金融紧缩对地方政府债务融资的影响。例如，2016-2018年，我国金融管理部门响应中央决策部门“打赢防风险攻坚战”的号召，强化了金融监管力度，出台了互联网金融风险专项治理、银行委托贷款等表外业务规范以及金融机构资产管理业务新规等一系列强监管政策，导致金融市场出现了“宽货币、紧信用”的局面，地方政府债券融资成本上升，直至2020年一季度也未恢复至2016年10月份水平。地方政府债券偿付压力飙升，一些财力薄弱的基层政府因偿债而陷入财政困难，甚至无法正常履行基本职能的窘迫境地，地方财政不可持续问题浮出水面。间接效应主要表现为我国金融市场发展深度不足，信用紧缩导致金融市场功能弱化甚至失效。因此，为深化金融市场发展，积极财政政策加大支持力度，及时补位，通过提供政府风险担保和风险补偿等支持政策，推动金融市场深化发展。例如，近年来，中央财政设立国家融资担保基金推动政策性融资担保体系建设，用于支持中小微企业融资；出台覆盖范围更广的财政普惠金融发展专项资金支持普惠金融发展等，其实质就是用财政风险对冲金融风险，支持金融深化发展，但同时也加剧了基层财政负担和不可持续问题。

相比于经济常态下的金融紧缩，危机时期的金融紧缩更有可能导致财政不可持续。危机时期的金融紧缩通常会导致金融市场的信息揭示、风险分配、期限转换等功能失效，资源配置无法正常实现，货币政策传导失效。为了救助金融系统，恢复金融市场功能，财政部门通过资本金注入、不良资产置换、问题金融机构收购重组及发放补贴等方式修复金融系统的资产负债表，维持金融系统正常运作。例如，我国1998年发行特别国债购买外汇储备注资商业银行、2015年我国万亿地方政府置换债券的发行等。政府的一系列救助举措导致政府债务大幅增长，增加了财政不可持续风险。

四、金融稳定与财政可持续——基于中国数据的TVP-VAR模型分析

（一）模型设计与变量选取

为更好地分析我国财政可持续与金融稳定之间的动态影响关系，本文拟采用时变参数向量自回归（Time-Varying Parameter Vector Auto-regression，TVP-VAR）模型进行分析。该方法相较于普通VAR模型，其模型参数均服从一阶随机游走过程，系数矩阵、随机扰动项的方差-协方差矩阵具有时变特征，由此保证模型能够有效捕获经济结构发生变化的时变特征。TVP-VAR模型能够计算任意时点上的冲击反应，更好地捕捉模型滞后结构的时变特征和非线性结构特征，估计出时点变量间的同期关联系数及脉冲响应路径，更好地刻画变量间动态关系。本文采用的TVP-VAR模型设计及估计参考了Nakajima（2011）①Nakajima J.，“Time-varying Parameter VAR Model with Stochastic Volatility：An Overview of Methodology and Empirical Applications，”Monetary and Economic Studies 29，2011，pp.107-142.的设计，具体模型如下：

对于任何t=s+1，…，n，yt是k×1维观测向量，B1t，…，Bst是k×k实变系数矩阵，Ωt是k×k维时变协方差矩阵是下三角矩阵且对角线上的值均为定义βt是B1t，…，Bst的堆叠行向量；at=（a1t，…，aqt）′是下三角矩阵At的非0和非1元素堆叠行向量。定义时变参数βt、at、ht遵循以下随机游走过程：

前述理论分析中已指明：无论是在经济常态下还是在危机时期，金融扩张和收缩与财政收支的扩张和收缩之间存在复杂的互动反馈机制，并对金融稳定和财政可持续产生影响。这在国际研究中已经得到证实，在我国也得到一些经验事实的支持。为了进一步分析我国财政政策与金融信贷政策之间的数量动态关系，本文具体研究了银行信贷增速、股价变动及房地产业波动与财政支出及产出增长之间的时变动态关系。具体变量选取如下（见表2）。

表2 变量定义与描述

由于本文主要研究的是金融扩张和收缩与财政收支扩张和收缩之间的相互影响，也即反映金融周期与财政周期之间的相互影响。因此，在模型的运算过程中使用各变量实际值（剔除物价因素影响）的周期波动数据。该数据通过Eviews10的HP（Hodrick Prescott Filter）滤波得到。

（二）数据来源与统计性描述

本文选取2000年1季度至2020年2季度的季度数据，数据主要来源于我国国家统计局、我国财政部网站及Wind数据库。考虑到通胀因素影响，对各名义变量数据进行了消费者价格指数（CPI）调整①具体方法：（1）通过CPI月度环比数据得到以2000年一月份为定基的环比数据，并取各年3、6、9、12月数据为该期的季度CPI定基指数；（2）各变量当期季度数除以当期定基CPI指数得到去通胀因素后的各变量实际值。得到各变量的实际值。为消除季节周期变化对研究变量的影响，采用X12方法对数据进行季节调整。各变量描述性统计结果如表3所示。

表3 变量统计性描述

续表

（三）实证检验

借助Matlab软件，分别将待研究的三组变量纳入TVP-VAR模型进行回归估计。采用Nakajima（2011）的估计方法，利用MCMC法连续抽样20000次。根据AIC信息准则及SIC准则，确定模型最优滞后阶数为2阶。

1.模型单位根检验

利用ADF单位根检验（见表4）发现，所有变量的周期波动值均为平稳序列，因此适用TVP-VAR模型。

表4 单位根检验结果

2.模型估计有效性

研究中三组关系的TVP-VAR模型估计均具有有效性，为节省篇幅，仅以第一组关系（银行信贷、产出增长及财政支出）的模型估计为例，陈述模型估计的有效性。

图7直观给出了第一组模型估计的模拟样本的自相关关系（上）、样本路径（中）和后验分布密度（下）。自相关图表明在舍弃了最初的2000次抽样后，样本自相关系数迅速下降并且在0附近小幅波动，反映出样本取值方法可以有效产生不相关的样本。样本路径图显示出样本动态分布具有显著的一阶随机游走特征，符合模型设定的基本假设。后验分布密度显示模拟样本具备伽马分布的特性。以上三个特征可以初步判定本模型采用的MCMC算法可以有效用于模拟我国银行信贷规模增速变化、财政支出增速波动及产出增长波动三变量构成的时变参数向量自回归模型。

图7 样本的自相关图（上）、样本路径（中）和后验分布密度（下）

表5中列出模型参数估计结果，包括后验分布均值、标准差、95%置信区间上下限以及Geweke收敛诊断值（Convergence Diagnostic，CD）和无效因子（Inefficiency Factors，Inef.）。各参数的后验均值均处于95%置信度的上下限区间内，Geweke收敛诊断值CD均小于5%显著性水平下的临界值1.96，表明收敛于后验分布的原假设不能被拒绝，2000次的蒙特卡洛预模拟已经能够使模型的马尔科夫链趋于收敛。参数估计的无效因子最大值为46.02，由此推断在20000次有效模拟中至少有434（≈20000/46.02）个不相关样本，满足后验推断要求。以上检验表明TVP-VAR模型估计结果可信。

表5 参数估计结果

3.模型脉冲响应分析

TVP-VAR模型参数具有时变特征，可以生成等间隔脉冲响应函数和时点脉冲响应函数。等间隔脉冲响应函数用于观察在给定时间间隔条件下，给予1单位标准正向冲击对因变量的影响；时点脉冲响应函数侧重于观察某个特定时点给予1单位标准正向冲击后，因变量随时间变化而发生变化的情况。

为观察模型变量在受到冲击后的短期、中期及长期变化，等间隔脉冲响应分析中分别设定滞后2期（半年）、滞后4期（1年）及滞后8期（2年）。

为研究财政收支扩张收缩与金融扩张收缩在不同时点的相互潜在影响，研究分别选取2009年实施适度宽松货币政策时期（代表金融扩张期）、2015年积极财政政策加力提效，赤字率提高至2.3%（代表财政扩张期）及2020年“六稳、六保”时期（代表经济紧缩期）进行研究。因此，时点脉冲响应分析中时间节点分别设定为2009年第二季度、2015年第二季度及2020年第一季度。以下具体分析财政支出规模增速、信贷规模增速、GDP增速三者之间的脉冲响应。

（1）信贷规模、财政支出与GDP三者之间的等间隔脉冲响应

图8展示了信贷规模、财政支出与GDP三者之间的等间隔脉冲响应结果。可以发现：第一，信贷规模增速对GDP增速具有明显的正向冲击效应。但是，信贷规模增速对GDP增速的正向冲击效应主要体现在中长期，即主要体现在货币信贷扩张政策发生后的4个季度及8个季度之后，而在短期（2个季度）之内，货币信贷扩张对GDP增速的冲击效应不明显。第二，信贷规模增速对财政支出增速具有一定的正向冲击效应。但是，正向冲击效应主要体现在长期，即在8个季度之后；在短期（2个季度）和中期（4个季度）之内，信贷规模增速对财政支出增速的冲击效应为负，即货币信贷规模扩张会导致财政支出增速的下降，反映出信贷规模扩张在短中期内对财政支出存在一定的替代效应。第三，财政支出增速对GDP具有正向冲击效应。但是，正向冲击效应在短中期表现更为明显，在长期之后，正向冲击效应逐步下降消失。第四，财政支出增速对信贷规模增速具有明显冲击效应。但是，这种冲击效应在短期内呈现出负向冲击效应，即财政支出增速的增加反而会降低信贷规模增速，反映了财政支出对私人信贷的挤出效应；然而，在中长期，冲击效应转变为正向冲击，即财政支出增速的增加会进一步拉高信贷规模增速，二者之间呈现正向的互反馈效应。第五，GDP增速对信贷规模增速具有负向冲击效应。无论是在短中期和长期内，GDP增速增加会导致信贷规模增速的下降，这可能反映了我国货币信贷政策对经济增长的逆周期调节。第六，GDP增速对财政支出增速具有明显的正向冲击效应。但是这种正向冲击效应主要体现在短中期，长期内影响不显著。这反映出公共财政支出对经济规模扩大具有刚性特征。

图8 信贷规模、财政支出与GDP三者之间的等间隔脉冲响应

（2）信贷规模、财政支出与GDP三者之间的时点脉冲响应

图9展示了信贷规模增速、财政支出增速与GDP增速三者之间的时点脉冲响应结果。可以发现：第一，信贷规模增速对财政支出增速的时点脉冲响应在给定的三个特定时点表现基本一致，呈现出先降后升的特点。在信贷规模增速冲击发生后，财政支出增速在2个季度内呈现出下降态势，随后逐步回升，至4-5个季度后呈现正值，然后逐步减弱，至12个季度后消失。这种冲击效应反映出我国的信贷规模扩张在短期内会降低财政支出增速，存在一定的替代效应，并在4-5季度后，这种替代效应减弱消失，随后转变为正向冲击效应，即信贷规模扩张会在4-5个季度后导致财政支出增速上升，财政支出规模加速扩大，至12个季度后减弱至零水平。第二，信贷支出规模增速对GDP的冲击效应在三个给定时点表现基本一致且较为明显。在信贷规模增速正向冲击发生后，GDP增速上升，并在4-5个季度后达到峰值，随后逐步减弱，在10-11个季度后消失。反映出我国信贷规模扩张对经济增长的冲击影响具有中长期性。第三，财政支出增速对信贷规模增速具有短期内的负向冲击和中长期的显著正向冲击效应，但在三个不同的给定时点，冲击效应的大小不同。在金融扩张期，财政支出增长会在短期内（1个季度左右）导致信贷规模增速下降，即存在一定的“挤出效应”，但是在2个季度后，财政支出增加对信贷规模呈现正向冲击效应，即财政支出增加会加速信贷规模的扩张，并在冲击后的5个季度左右达到峰值，随后开始下降，并在12个季度左右下降至零，正向冲击效应消失。在财政扩张期，财政支出增加在短期内（2个季度内）同样导致信贷规模增速的下降，且降幅大于金融扩张期，即在财政扩张期，财政扩张对信贷扩张的“挤出效应”比在金融扩张期更明显。在3个季度后，财政支出增加对信贷规模呈现出正向冲击效应，但比金融扩张期的正向冲击效应的峰值要小。在经济紧缩期，财政支出增加在短期内（2个季度）对信贷规模增速也会呈现负向冲击效应，即会导致信贷规模增速下降，且负向冲击效应明显大于金融扩张期和财政扩张期的负向效应。在冲击发生后大约4个季度，冲击效应也会呈现正向结果，并在大约6个季度后达到峰值，但峰值要明显小于金融扩张期和财政扩张期。第四，财政支出增加对GDP增速总体呈现正向冲击效应。但在短期内呈现负向冲击效果，这可能与积极财政政策的短期“挤出”效应有关。在中长期内，财政支出增加加速GDP增长。财政支出增加对GDP增速的影响在给定的三个不同时期有差异但不十分显著。第五，GDP增速对信贷规模增速和财政支出增速的冲击效应明显但方向相反。GDP加速增长导致信贷规模增速在8-9个季度内呈现负增长，在3-4个季度内达到最低值，9个季度后负向冲击效应逐步减弱消失后呈现小幅正向冲击影响。GDP增速对财政支出的影响是短期内增加财政支出，产生跳跃式增长，随后正向冲击效应逐步减弱消失。

图9 信贷规模、财政支出与GDP三者之间的时点脉冲响应

（3）股价波动、房地产波动、产出增长与财政支出之间的脉冲响应分析

为了进一步检验模型的稳健性和对比分析不同金融变量实证结果的异同，本课题选择了股票市场指数变化指标和房地产景气指数变动指标进行了TVP-VAR模型实证分析，结果表明，在选择不同金融变量时，模型估计结果有效①考虑到篇幅限制，对参数估计的结果不做报告。。

股价、财政支出与经济增长三者之间的脉冲响应分析结果反映出：第一，股价变动冲击对财政支出和GDP都有正向冲击效应。等间隔脉冲响应结果反映出股价变动对财政支出和GDP冲击效应主要体现在短中期，长期接近零，基本无影响。时点脉冲响应结果反映出，在金融扩张期和财政扩张期，股价变动对财政支出和GDP的影响更为显著；在经济紧缩期，股价变动对财政支出和GDP的影响相对较弱。第二，财政支出对股价具有正向冲击效应。等间隔脉冲响应反映出财政支出对股价的冲击效应主要体现在短中期，长期影响较小。时点脉冲响应反映出，财政支出对金融扩张期的股价脉冲响应要大于财政扩张期的股价脉冲响应和经济紧缩期的股价脉冲响应。

财政支出、房地产与经济增长三者之间的脉冲响应分析结果可以看出：第一，房地产对财政支出和GDP具有很强的正向冲击效应。等间隔脉冲响应结果反映出房地产对财政支出和GDP的正向冲击效应主要体现在中短期，对财政支出和GDP的长期效应不明显。时点脉冲响应反映出：房地产对财政支出和GDP的正向冲击效应在经济紧缩期表现得最为显著，在金融扩张期和财政扩张期表现相对较弱。第二，财政支出对房地产具有较强的冲击效应。等间隔脉冲响应反映出，财政支出对房地产的冲击效应主要体现在短中期，长期效果不明显。时点脉冲响应结果反映出，财政支出对房地产的冲击效应在金融扩张期表现较强，在经济紧缩期表现较弱。

（四）实证分析小结

1.在我国，货币信贷政策存在一定的滞后期，政策效力主要体现在中长期；财政政策的滞后期相对较短，但短中期的挤出效应比较明显，因此对GDP增长的正向净效应也主要体现在长期。

2.短期内，货币信贷政策与财政支出政策存在一定的替代效应，也即在短期内，由于全社会可贷资金有限，信贷扩张与财政支出扩张之间存在相互挤出效应，财政支出扩大会挤出私人信贷，但信贷扩张也会减少财政支出增长。这突破了传统理论仅强调财政政策存在挤出效应的基本认识，信贷扩张在短期内对财政支出政策也存在“挤出”效应。其可能原因是信贷扩张在短期内导致社会融资成本上升，政府因赤字融资成本增加而减少了财政支出。信贷扩张与财政支出扩张之间的短期挤出效应，在一定程度上有助于维护金融稳定和财政可持续，避免二者同时发生。

3.在长期内，货币信贷政策与财政支出政策之间存在正向反馈效应，也即货币信贷扩张在长期内刺激财政支出规模的扩大，而财政支出规模的扩大也会引致信贷规模的扩张。特别是在金融扩张期，这种正反馈效应会更为显著。因此，在长期内，金融扩张或财政支出扩张可能导致我国出现金融不稳定和财政不可持续的双重危机。

4.货币信贷政策与财政政策的实施效果对外部环境的依赖度不同。货币信贷扩张对财政支出的冲击效应、对GDP的冲击效应无论是在金融扩张期、财政扩张期还是经济紧缩期，表现出比较相同政策效果。但是，财政支出扩张政策对信贷扩张的冲击效应表现出比较明显的时期差异：财政支出政策对信贷扩张的冲击效应在金融扩张期表现最为明显，在经济紧缩期表现最弱。财政支出扩张政策对GDP的冲击效应存在时期差异但不显著：财政支出对GDP的冲击效应在经济紧缩期表现相对较强，在金融扩张期则表现相对较弱。

5.我国货币信贷政策具有比较明显逆周期性，但是财政支出政策除个别时点（例如2008-2009年金融危机爆发时期和2020年抗击新冠肺炎疫情时期）具有明显逆周期特征外，其他时期具有一定的顺周期性。这在一定程度上表明我国长期积极财政政策存在较高的财政不可持续风险。

6.股票价格波动、房地产业周期波动对财政支出与GDP有较强的冲击效果，其中，房地产周期波动对财政支出和GDP的冲击效应更为明显。但是，所有这些正向的冲击效应只体现在短中期，长期效应不明显。特别是，房地产业在经济紧缩期对GDP具有较强的拉动效应。

五、研究结论与政策启示

通过对我国财政可持续及金融稳定进行定性及定量分析后，得出如下结论：第一，我国的财政可持续与金融稳定之间存在一定的互动关系。积极财政政策促进了金融发展，但也积累了包括不规范的影子银行发展在内的金融风险。金融扩张可以刺激以债务为基础的财政支出规模扩大，导致政府债务风险激增；同时，金融扩张也诱发金融“脱实向虚”，增加实体经济运行风险，加重财政负担，影响财政可持续。第二，短期内，货币信贷政策与财政支出政策存在一定替代效应，信贷扩张与财政支出扩张之间相互挤出，有利于维持短期的金融稳定和财政可持续；但是，长期内，两者之间存在正向反馈效应，信贷扩张与财政支出之间相互放大，存在诱发财政不可持续与金融不稳定双重危机的可能。第三，货币信贷政策与财政政策的实施效果受外部金融经济环境的影响存在差异，货币信贷扩张对财政支出及GDP的冲击效应在金融扩张期及经济紧缩期表现比较一致；但是，财政支出扩张则在金融扩张期对信贷扩张冲击更为显著，在经济紧缩期对GDP的冲击效应更为显著。第四，我国财政政策表现出一定的顺周期特性，而货币政策表现出比较明显的逆周期特性。这说明，长期看，我国积极财政政策存在较高的不可持续风险。

根据上述研究结论，提出如下政策启示：

1.突破传统财政货币政策的职责分配和协调配合方式，将金融稳定目标纳入到可持续财政政策框架内，尤其是纳入到政府债务管理、国有金融资本管理、普惠金融业务等财政分管且涉及金融领域的政策业务中。货币金融管理部门也应当将财政可持续目标纳入到货币政策与宏观审慎管理“双支柱”框架内以及金融行业发展的日常监管体系内。建立金融稳定与财政可持续评估工作小组，将财政健康和金融脆弱性作为政策决策重要的考量因素，加强部门之间的信息沟通与政策协调，提升宏观管理的有效性。

2.货币信贷政策具有一定的滞后期，金融周期的时间跨度也通常长于经济周期。因此，关注金融稳定的货币信贷政策在制定政策目标时应当更多的关注中长期目标，例如未来3-5年的平均通胀率，而不是紧盯年度目标。紧盯年度目标可能导致过于频繁的货币政策操作，不利于维持金融稳定。

3.财政政策短中期具有比较明显的挤出效应，对经济增长的正向净效应主要体现在长期。因此，关注财政可持续的财政政策更需要把握好政策力度，综合平衡政策短中期挤出效应与长期正向净效应的大小，避免短中期过度举债的积极财政政策“欲速不达”，同时造成严重债务负担甚至超过GDP增长带来的长期正向净效应，导致不可持续的政府债务负担。

4.由于财政货币政策滞后期存在差异，在加强财政货币政策协调配合时，不仅要考虑政策职责和作用领域的差异，还要考虑政策效力显现的时间差异，实现长短优化组合，形成政策支持的“接力棒”。例如，在提供资金保障和企业减负方面，应以财政政策作为瓶颈期的主要介入手段，发挥财政短期政策“强心剂、特效药”的积极作用，但长期内仍要以货币金融政策为主，提供企业、经济运行的“润滑剂”。要避免支持政策“一窝蜂”式地集中出台，既分散了可用资源，又易导致政出多门、责任虚化、落实不到位的问题。

5.由于财政支出扩张与信贷扩张政策在长期内具有相互强化作用，容易出现政策效力叠加，导致金融经济过热而出现双重危机。因此，为了避免政策调控的顺周期性，财政政策应当更加关注政策规则的制定，通过规则约束，促使财政政策具有更明显的逆周期调节特征，寻求长期的财政可持续和金融稳定。