财政政策冲击对实体经济的总体和结构性影响分析

发布时间：2016-09-05 19:06

  本文关键词：财政政策冲击对实体经济的总体和结构性影响分析，由笔耕文化传播整理发布。

向型也有市场导向型，因此地区外资经济类型会对外商投资的挤出效应产生显著影响，表现为挤出效应程度的增强。

入的强度随着地区外资经济出口导向程度的上升而减弱，产生这一结果的主要原因是因为大部分合资和合作企业都属于出口导向型或垂直型，这类外资大都集中于技术含量较低、竞争较为激烈的劳动密集型行业，外资出口导向型地区往往聚集着大量从事类似出口贸易的国内企业，因此，新增的FDI会对原有的同行业内资产生一定的挤出效应。

3.不同投资形式FDI对民间资本的挤出效应。

表2的第2栏给出了不同投资形式

一、引言

在对宏观经济运行的分析中，经济学家们习惯于把宏观经济看成是一个动态的随机性系统来研究，宏观经济是对现在和过去各种冲击反应的结果。财政政策作为一项重要的宏观调控手段之一，政策的选

FDI对民间资本挤出效应的分析结果。从投资形式上看，合资经营企业和合作经营企业都对民间资本产生了显著的挤入效应，而外商独资企业却对民间资本产生了显著的挤出效应。产生这一结果的原因主要在于：与合资和合作企业相比，外商独资企业往往具有较高的经营自主权、独立的产品分销和中间品采购渠道。随着我国对外开放程度的不断深化，外资分销方面限制逐步取消，外资企业尤其是独资企业往往倾向于甩开中间分销商，独立控制国内市场的产品价格、市场策略。中间品采购方面，独资企业在进入中国之前往往具有完善的中间品采购渠道，尽管《外资法》对外资企业中间品采购的本土化含量有相应的限制，但是在实际上，这些限制措施并未得到有效的执行，许多外资企业仍通过大量进口的方式采购中间品。另外，外商直接投资日益呈现产业链整体移植的趋势，外资企业进入中国后，处于其产业链中上下游的外资企业也一并涌入，与国内企业相比，外资企业在产品质量、成本控制和服务水平上都具有较大的优势，这使得生产性外商独资企业倾向于与国内其他外资企业签订采购合同，从而限制了民间资本在外商直接投资配套领域的投入。另外，独资型

三、结论和政策建议

文章采用动态面板数据的GMM分析法对我国29个省、自治区和直辖市FDI对民间资本的挤出效应进行检验，发现FDI从总体上挤入了民间资本，挤入效应随着地区经济出口导向型程度的上升而下降。进一步的研究显示，不同类型的FDI对民间资本具有结构性挤出效应，来源地、投资方式和投资目的会对FDI对民间资本的挤出效应产生影响。

针对以上研究成果，文章提出如下政策建议。首先，调整地方政府招商引资政策，取消外商直接投资的超国民待遇。其次，调整外商直接投资产业投向，鼓励外资向高新技术领域流动。再次，鼓励外商直接投资企业加大国内技术研发力度。第四，严格执行《外资法》关于本土采购的有关规定，同时提高国内企业中间投入品的配套能力。最后，严格执行《反垄断法》，防止外资企业在某些行业形成垄断。

择与变动会对宏观经济的总体和各组成部分产生冲击，最终其实施效果会对一国的经济运行产生重要影响。本文主要探讨了财政冲击中政府支出和税收变动对总体经济的影响以及对产出的结构性影响，这一问题的阐述对于评价政策实施效果的把握和调整政策手段及目标均有着重要的现实意义。

二、财政政策冲击效果的

研究述评

当前不少学者认为我国的财政政策具有逆经济周期的特点，但是对政府支出和税收政策对实体经济波动的熨平效果却评价不一。目前关于财政政策冲击能否有效地促进宏观经济稳定的争论主要集中在两

FDI企业对维持其市场竞争优势的高技术有着严格的保密与溢出效应的限制措施，加之独资企业与国内企业的技术差距可能超过了产生技术溢出效应的临界值，从而超过了国内企业学习能力所能达到的高度。我们发现独资企业对民间资本的挤出效应随着地区外资经济的市场导向程度的上升而增强，说明独资型FDI的“当地市场主导者”的战略定位对国内民间资本具有强大的挤出效应。

与外商独资企业相比，合资企业和合作企业对民间资本有显著的挤入效应，挤·42·

主要参考文献

个方面：一是扩张性财政政策能否有效拉动民间消费与投资，进而增加总需求；二是财政政策能否依据宏观经济形势做出适时转变（郭庆旺等，2007）。

贾俊雪等（2010）通过构建一个不完全市场竞争条件下的动态随机均衡模型，考察了不同经济条件下

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出抑或挤入.生产力研究，2008(9):69~72.

[2]方友林，冼国明.FDI对我国国内投资的挤入

挤出效应：地区差异及动态特征.世界经济研究，2008(6):69~73.

[3]朱轶，吴红宇.论财政分权引发的地方政府

引资竞争与FDI挤出效应.现代财经，2010（6）：

3~9.

Ramsey最优配置其中就包括最优财

政政策和一些主要的宏观经济变量，发现政府生产性支出对产出和

作者单位：东北财经大学萨里国际学院

（责任编辑纪燕渠）

●政策研究年第期

财政政策冲击对实体经济的总体和

结构性影响分析

吴江张艳丽刘勇

内容提要：财政政策的选择与变动会对宏观经济的总体和产出的各组成部分产生冲击，本文利用SVAR模型度量了财政政策冲击，并将财政政策的自动效应和相机抉择效应进行区分。随后，分别考察了政府支出和税收变动对总体经济的影响和对产出的结构性影响，进一步借助“冲击-反应”函数，模拟出系统中总需求各部分对财政政策冲击的动态反应，同时借助方差分解确定财政政策冲击对关键变量的预测误差贡献度。我们发现：其一，在我国，政府支出具有逆周期的特征，政府支出的变动对于熨平经济波动、调节总需求具有明显效果。其二，我国政府支出和税收冲击会同向影响到产出水平，但对价格的作用方向并不明确。其三，政府支出政策对消费和投资的影响更为明显；税收政策对出口的影响相对明显。因此，财政政策中政府支出对内需的作用比较显著，而税收对于外部需求的影响则相对更大一些。关键词：财政政策SVAR实体经济影响

消费则具有相对较大的影响。赵志耘等（2005）考察了我国的财政赤字是否存在排挤效应，将财政收支引入居民消费函数，认为政府支出的增加对居民消费和民间投资并没有抵消作用。而林跃勤（2009）指出除了发挥财政政策在稳定经济增长速度的作用外，还要注意避免矫枉过正，更要注重发挥积极财政在推进结构调整和增长模式转换的长期指向功能上。此外，也有一些学者关注财政政策冲击与实际经济变量之间的长期关系，考察财政政策稳定经济的成效（董秀良等，2005；李晓芳等，2005）。上述已有的研究从不同的侧面和不同的初始条件下考察财政政策的宏观效果，但存在如下两方面的欠缺：首先，没有明确的对财政政策冲击进行度量，进而分离出财政政策的自发反应和相机抉择效应；另一方面，对财政政策冲击对宏

本文利用SVAR模型度量财政政策冲击的方法研究财政政策冲击对经济总体和内在结构的影响，这一方法依据一定的经济理论对财政政策的自动效应和相机抉择效应进行区分，并利用外部信息估计税收对产出的弹性。下面以财政政策冲击对总体经济的影响为例，对模型做一个简单的介绍。

无约束的VAR模型可以写成三、财政政策冲击方式的

识别与度量

观变量总体和结构性影响的长期动态变化的考察不足，对这一问题的关注有助于考察不同财政政策措施发挥作用的领域，进而对具体的政策操作提供建议。

对数值的四维向量。Ut=(gt,tt,yt,pt)是无约束VAR的残差向量，A(L,q)是滞后q个季度的分布多项式。

进一步，无约束VAR中的残差向量可以分解为：

tt=a1yt+a2pt+a3et+etgt=b1yt+b2pt+b3et+etyt=c1tt+c2gt+et

t

y

t

g

gt

(1)(2)(3)

pt=d1yt+d2et+d3et+et

g

t

y

p

gp

(4)

其中，et,et,et,et是结构性冲击部分。方程（1）中的tt可以分解为三个部分：税收未可预期的变化源于对产出和价格的自发反应（a1yt+

a2pt）、对政府支出的结构性冲击（a3et）

和对税收变动的结构性冲击（et）。方程（2）的解释类似于方程（1）。方程（3）中的yt是指产出未可预期的变动，该项可以分解为税收未可预期的变化（c1tt）、政府支出意料之外的

·43·

t

g

Xt=A(L,q)Xt-1+Ut，其中，Xt=(Gt,Tt,Yt,Pt)

是包含政府支出、税收、产出和价格

*本文感谢教育部人文社会科学研究青年基金项目资助（项目编号10YJC790280），感谢中央财经大学211工程三期资助。

变化（c2gt）以及作用在产出上的结构性冲击et。方程（4）的解释类似于方程（1）（2）。

上述SVAR中包含了4个变量，需要k（k-1）/2个限制条件对结构冲击进行识别。首先，政府支出要受同期经济增长的影响，但税收政策通过滞后期对政府支出发挥作用。其次，由于财政政策的时滞性，对于产出在当期发生的未预期的变化，政府不会立即采取相机抉择性的政策调整。

具体到模型中：一是可以借助体制性信息得到税收和产出的产出弹性与价格弹性（a1,a2,b1,b2）。由于我们使用的是季度数据，从而排除了税收和政府支出对突发事件的相机抉择的调整，因为财政政策的制定过程有较长的时滞。这样（a1,a2,b1,b2）反应的都是自动稳定器的部分。以方程（1）为例，a1是可以看做是净税

y

收的产出弹性，从本文的回归结果可以看出，净税收的产出弹性为

四、变量的选取与检验（一）变量选取与数据预处理。本文旨在检验自1994年我国大规模税制改革以来，财政政策冲击对经济总体和产出的结构性的影响。我们选取的研究样本为1994年第一季度至2009年第一季度的季度数据。产出、固定资产投资、出口、税收和政府支出等名义数据依据消费价格指数转化为实际值。进一步，为消除样本数据的季节趋势并减小异方差，使用X-11法对变量进行季节调整，然后作对数处理，分别记作

1.92，价格弹性为1.89，周期性税收

变动和支出信息直接的相关性为

0.3。二是对方程（1）（2）变形可以得

到t't=tt-a1yt-a2pt，g't=gt-b1yt-b2pt，两者与yt不相关，可以作为tt,gt的工具变量从而得到c1,c2。三是对于a3,

b3的估计，两者不能同时估计，因为

当政府在同一时期改变税收和政府支出时，我们并不知道是税收的变化引起了政府支出的变动，还是相反。因此假定税收政策先出台，则政府支出的结构性冲击a3et不会对税收残差tt产生影响即a3=0，此时只需要估计b3；假定政府支出政策先出台时，税收冲击b3et不会对gt产生影响即b3=0，我们可以估计出a3。进一步，对于方程（4）中的系数，可以利用前三个方程中识别出来的冲击作为工具变量对其进行估计。

t

g

lnGDP、lnCR、lnFI、lnNX、lnGEX、lnTAX、lnCPI、lnPPI。

以上所有数据均来源于中国资讯行、国家统计局网站(

stats.gov.cn)以及中经网统计数据

库等。以下数据的检验和模型的处理均利用Eviews5.0完成。

表11994年1季度至2009年1季度各变量序列ADF检验结果

临界值

变量

ADF检验值-2.52908-1.244064-0.578735-1.848515-2.202367-1.183167-1.104011-1.696473-5.246356-11.75196-3.63245-1.750303-3.776341-4.068756-8.080002-6.231044

检验类型

1%level

LNGDPLNFILNCRLNEXLNGEXLNTAXLNCPILNPPIDLNGDPDLNFIDLNCRDLNEXDLNCPIDLNPPIDLNGEXDLNTAX

(C,T,6)(C,T,5)(C,0,1)(C,T,2)(C,T,0)(C,0,3)(0,0,4)(C,0,4)(C,0,0)(C,0,0)(C,T,0)(0,0,1)(C,0,3)(C,0,3)(C,T,0)(C,T,2)

-4.137279-4.133838-3.546099-4.124265-4.118444-3.550396-2.606911-3.562669-3.546099-3.546099-4.121303-2.605442-3.552666-3.562669-4.121303-4.127338

5%level-3.495295-3.493692-2.91173-3.489228-3.486509-2.913549-1.946764-2.918778-2.91173-2.91173-3.487845-1.946549-2.914517-2.918778-3.487845-3.490662

10%level-3.176618-3.175693-2.593551-3.173114-3.171541-2.594521-1.613062-2.597285-2.593551-2.593551-3.172314-1.613181-2.595033-2.597285-3.172314-3.173943

DW2.152.062.181.541.951.742.051.952.132.092.191.552.051.981.721.74

注：(C,T,N)是依据序列的曲线图而定，其中，C表示含有常数项，T表示含有趋势项，N表示滞后期；变量前加D表示取了一阶差分。

·44·

（二）变量的平稳性检验

由于各变量都是时间序列数据，为避免“伪回归”现象，在分析之前用ADF法检验序列的平稳性，观察各变量是否存在单位根，检验的滞后阶数由赤池信息准则（AIC）确定。

检验结果如表1所示，从单位根检验结果可以看出，所有变量序列的水平值在5%和10%的显著水平下都接受存在单位根的零假设，都不是平稳的时间序列。但是各变量的一阶差分值都在10%的显著水平下拒绝了含有单位根的零假设，都是平稳的时间序列，因此各变量都是一阶单整I（1）序列。

（一）政府支出变动对经济总体的影响。

图1是从无约束VAR模型中估计出的政府支出冲击et，从图中能够看到2001~2002年我国实施了扩张性的财政政策，并且图中也显示出从2009年开始为应对当前金

五、财政政策冲击对经济的

总体和结构性影响

融危机而扩大了政府支出的规模。由此可以看出我国的支出政策具有逆经济周期波动的特点。

本文基于上述选取的变量，分别考察了政府支出和税收变动对总体经济的影响和对产出的结构性影响，分别建立三个SVAR模型。进一步借助“冲击-反应”函数，模拟出系统中总需求各部分对财政政策冲击的动态反应，同时借助方差分解（variancedecomposition）确定财政政策冲击对关键变量的预测误差贡献度。

脉冲响应能够分析政府支出的标准差冲击对关键变量当前和未来的影响，即模型受到某种冲击时对系统的动态影响。系统中变量出现的顺序为GEX、GDP、CPI和PPI，时间滞后期为15个季度。横轴表示冲击作用的滞后季度数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。

图2显示了产出和价格对政府支出冲击的响应结果。第一，从图可

g

以看出支出的变动在前3个季度对产出几乎没有影响，随后平稳升至第15个季度0.005518的水平。由此可以看出我国政府支出发挥作用的时滞大约为3个季度，但从长期来看政府支出冲击对产出的作用方向符合预期，持续时间较长，能够拉动经济增长。第二，图2右边的两个图显示出政府支出的变动短期内会带来价格的下降（之后的3~4个季度），随后在第7个季度达到最大值，并逐渐平稳。同时，政府支出冲击对PPI的影响要大于对CPI的影响，这可能是由于政府支出中的相当部分都投向了生产领域，从而会影响社会中工业品的出厂价格。另外，CPI的变动和PPI的变动趋势大体一致，PPI的变动要早于CPI的变化，这与理论预期一致。

（二）税收变动对经济总体的影响。

图3是从无约束VAR模型

中

·45·

估计出的税收冲击et，从图中能够看出1994年至今我国的税收冲击较为频繁，但从中仍可以看出2003~

t

因此，总体来说，我国的税收冲击具有顺周期的特点，在经济高速增长期有正的税收冲击，在经济低迷期有负的税收冲击。

图4显示了税收冲击的动态影响。从脉冲响应函数分析中可以得到：第一，我国的税收政策表现出“非凯恩斯效应”。从图可以看出，正

税收冲击对产出有刺激作用，这可能是由于税收支出的增加，人们预期政府预算状况变好会降低未来的税负水平。第二，税收冲击会影响到价格水平。短期内会带来价格水平的上升，长期来看这种推动效应逐渐趋于消失。这可能是由于增值税

或消费税的增加在短期内会提高价

2007年我国的税收收入显示出增加

的态势，其中2006年有小幅的下降，这可能是由于取消了农业税的原因。2008年至今，在当前金融危机的背景下，税收相应的出现了减少。

·46·

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