開放經(jīng)濟(jì)以來(lái)我國(guó)財(cái)政政策有效性分析

摘要：基于我國(guó)經(jīng)濟(jì)邁入“新常態(tài)”這一背景，本文嘗試從財(cái)政政策直接工具即財(cái)政收入與財(cái)政支出出發(fā)，運(yùn)用向量自回歸（VAR）模型研究其有效性。結(jié)果表明我國(guó)財(cái)政政策的兩種直接工具對(duì)主要調(diào)控經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的作用不同，短期來(lái)看，財(cái)政收入抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和通貨膨脹，財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)明顯作用，但會(huì)加速通貨膨脹，長(zhǎng)期二者均不顯著。

關(guān)鍵詞：財(cái)政政策;有效性;VAR

1.引言

財(cái)政政策作為世界各國(guó)中央銀行進(jìn)行宏觀調(diào)控最重要手段之一，主要通過(guò)調(diào)節(jié)財(cái)政支出和財(cái)政收入來(lái)影響經(jīng)濟(jì)總量進(jìn)而達(dá)到調(diào)控目標(biāo)。我國(guó)目前處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展“新常態(tài)”的歷史階段，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革進(jìn)入關(guān)鍵期，外部環(huán)境錯(cuò)綜復(fù)雜，雖然政府依然堅(jiān)持積極財(cái)政政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，但政策重心已由短期需求管理轉(zhuǎn)向長(zhǎng)期供給側(cè)改革。同時(shí)現(xiàn)有研究多以探尋財(cái)政政策對(duì)具體經(jīng)濟(jì)變量有怎樣的影響[1-2]或者以對(duì)財(cái)政政策間接工具的有效性[3]研究為主，即探討內(nèi)部影響機(jī)理[4]較多，對(duì)財(cái)政政策直接工具即財(cái)政收入和支出研究較少，因此，本文嘗試對(duì)我國(guó)財(cái)政政策直接工具的有效性作進(jìn)一步研究。

2.財(cái)政政策有效性實(shí)證分析

2.1變量及數(shù)據(jù)選取

為避免異方差現(xiàn)象，本文對(duì)除消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)率外其他數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，如表2-1所示，

2.2向量自回歸分析

向量自回歸模型（VAR）模型由Sims （1980）最早提出。本文選用VAR模型[5]并利用Stata MP14.0軟件對(duì)開放經(jīng)濟(jì)以來(lái)財(cái)政政策有效性進(jìn)行實(shí)證分析。

2.2.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先，采用 ADF 單位根檢驗(yàn)法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，各變量均在1%的臨界值水平下實(shí)現(xiàn)平穩(wěn)（二階單整）。

2.2.2協(xié)整檢驗(yàn)

由于各變量均為二階單整，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明四個(gè)變量之間至少存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系，即財(cái)政收入（fr）、財(cái)政支出（pe）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)增長(zhǎng)率（cpi）之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.2.3滯后階數(shù)選擇

按照AIC、HQIC準(zhǔn)則，從考慮模型穩(wěn)健性的角度，滯后階數(shù)選擇為4，但按照SBIC準(zhǔn)則，滯后階數(shù)選擇為2，因?yàn)闇箅A數(shù)選擇會(huì)影響到自由度，階數(shù)越大，自由度越小，會(huì)損失一定信息，所以本文參照SBIC準(zhǔn)則，選擇滯后階數(shù)為2。

2.2.4向量自回歸模型

基于以上分析，建立向量自回歸（VAR）模型如下：

其中，t-1、t-2分別為滯后一期、二期所對(duì)應(yīng)的變量，為誤差項(xiàng)。

由模型可知，財(cái)政收入主要受自身滯后一期以及GDP滯后一期的影響，財(cái)政支出和cpi對(duì)其影響不顯著;財(cái)政支出主要受自身前期、財(cái)政收入滯后一期以及cpi滯后兩期的影響，其他因素影響不顯著;GDP主要受自身前期、財(cái)政收入滯后一期以及cpi滯后兩期的影響，其他因素影響不顯著;cpi主要受前期財(cái)政收入和GDP的影響，財(cái)政支出對(duì)其影響不顯著。

2.2.5格蘭杰因果檢驗(yàn)

由于VAR模型中系數(shù)太多反而不夠直觀，因此利用格蘭杰因果分析對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，如表2-2所示：GDP和cpi是影響財(cái)政收入的原因;財(cái)政收入、GDP和財(cái)政支出是影響財(cái)政支出的原因;財(cái)政收入和cpi是影響GDP的原因;財(cái)政收入、GDP是影響cpi的原因。

2.2.6脈沖響應(yīng)

對(duì)四個(gè)變量分別做脈沖響應(yīng)分析（圖略），結(jié)果如下：

（1）一個(gè)單位lfr的沖擊對(duì)系統(tǒng)的影響：當(dāng)對(duì)lfr給予一個(gè)單位的正向沖擊之后，會(huì)導(dǎo)致lfr在短期內(nèi)有一個(gè)正向的變動(dòng)，并將這種變動(dòng)延續(xù)到長(zhǎng)期;但會(huì)導(dǎo)致lpe和lgdp分別在短期內(nèi)有一個(gè)反向的變動(dòng)，長(zhǎng)期影響趨為0;而cpi基本無(wú)任何變動(dòng);

（2）一個(gè)單位lpe的沖擊對(duì)系統(tǒng)的影響：當(dāng)對(duì)lpe給予一個(gè)單位的正向沖擊之后，會(huì)導(dǎo)致lpe在短期內(nèi)有一個(gè)正向的變動(dòng)，長(zhǎng)期影響趨為0;但會(huì)導(dǎo)致lgdp在短期內(nèi)有一個(gè)反向的變動(dòng)，長(zhǎng)期影響趨為0;而lfr和cpi無(wú)論長(zhǎng)短期基本無(wú)任何變動(dòng);

（3）一個(gè)單位lgdp的沖擊對(duì)系統(tǒng)的影響：當(dāng)對(duì)lgdp給予一個(gè)單位的正向沖擊之后，會(huì)導(dǎo)致lfr在短期內(nèi)無(wú)相應(yīng)變化，長(zhǎng)期變動(dòng)也不明顯;但會(huì)導(dǎo)致cpi在短期內(nèi)有一個(gè)正向的變動(dòng)，長(zhǎng)期影響趨近為0;而lgdp和lpe無(wú)論長(zhǎng)短期基本無(wú)任何變化;

（4）一個(gè)單位的cpi的沖擊對(duì)系統(tǒng)的影響：當(dāng)對(duì)cpi給予一個(gè)單位的正向沖擊之后，會(huì)導(dǎo)致cpi在短期內(nèi)有反向的變化，而長(zhǎng)期的影響逐漸趨于0;但會(huì)導(dǎo)致lfr和lgdp在短期內(nèi)有方向的變化，且這種反向變動(dòng)長(zhǎng)期延續(xù)下去;而會(huì)導(dǎo)致lpe在最近一期無(wú)明顯變化，但長(zhǎng)期呈現(xiàn)出反向變動(dòng)。

3.結(jié)論

本文利用VAR模型對(duì)開放經(jīng)濟(jì)以來(lái)財(cái)政政策有效性進(jìn)行分析，結(jié)果表明：（1）財(cái)政收入、財(cái)政支出、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)增長(zhǎng)率之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系;（2）短期來(lái)看，財(cái)政收入對(duì)GDP和cpi增長(zhǎng)率有顯著的負(fù)向影響，而長(zhǎng)期影響則會(huì)被熨平;短期來(lái)看，財(cái)政支出對(duì)GDP無(wú)顯著影響，對(duì)cpi增長(zhǎng)率有顯著的正向影響，而長(zhǎng)期影響同樣會(huì)被熨平;（3）同時(shí)，財(cái)政收入也受自身滯后一期以及GDP滯后一期的影響，財(cái)政支出主要受自身前期、財(cái)政收入滯后一期以及cpi增長(zhǎng)率滯后兩期的影響;以上結(jié)果表明我國(guó)財(cái)政政策的兩種直接工具對(duì)主要調(diào)控經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的作用不同，短期來(lái)看，財(cái)政收入抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和通貨膨脹，財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)明顯作用，但會(huì)加速通貨膨脹，長(zhǎng)期二者均無(wú)效果。

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作者簡(jiǎn)介：王靜（1998-），男，漢族，甘肅會(huì)寧人，西北工業(yè)大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士研究生在讀，研究方向：金融理論與實(shí)踐。