李 丹

（合肥學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，合肥230601）

一、SVAR 模型的構(gòu)建

改革開放以來，中國(guó)對(duì)外開放取得了巨大成就，進(jìn)出口貿(mào)易快速增長(zhǎng)，國(guó)民經(jīng)濟(jì)不僅持續(xù)快速增長(zhǎng)且對(duì)全球經(jīng)濟(jì)的輻射力和影響力越來越明顯。這些成就的取得與財(cái)政政策的積極作用分不開。隨著國(guó)際分工的不斷深化和跨國(guó)公司的快速發(fā)展，發(fā)展中國(guó)家快速融入世界經(jīng)濟(jì)一體化浪潮。隨著經(jīng)濟(jì)全球化和貿(mào)易自由化的推進(jìn)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)開放度不斷提高，面對(duì)外部經(jīng)濟(jì)的壓力和沖擊也愈發(fā)增大，特別是在2008 年下半年，由美國(guó)次貸危機(jī)所引發(fā)的金融海嘯蔓延至全球，中國(guó)經(jīng)濟(jì)也不可避免地受到?jīng)_擊。中央政府施行了一系列包括擴(kuò)大財(cái)政支出、增加財(cái)政赤字等在內(nèi)的擴(kuò)張性財(cái)政政策，以期達(dá)到擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展的目的，制定和實(shí)施靈活而有效的財(cái)政政策已成為各國(guó)化解金融危機(jī)的有力手段之一，這為探討貿(mào)易自由化促進(jìn)財(cái)政政策調(diào)整所帶來的變化提供了有利的機(jī)遇和平臺(tái)。Vamvoukas（1999）[1]發(fā)現(xiàn)小型開放經(jīng)濟(jì)體預(yù)算與貿(mào)易赤字具有短期和長(zhǎng)期顯著因果關(guān)系。Leachman 和 Francis（2000）[2]表明 1974 年之前美國(guó)的財(cái)政部門和外國(guó)部門變量之間存在多重協(xié)整關(guān)系。管瑞龍等（2012）[3]指出擴(kuò)大財(cái)政支出對(duì)貿(mào)易順差“先抑制后推動(dòng)”且政策效力有限。鄧力平和林峰（2013）[4]通過 PVAR 模型運(yùn)用 21 個(gè) OECD 國(guó)家1970-2012 年的數(shù)據(jù)，得出貿(mào)易開放對(duì)財(cái)政支出具有顯著的影響。

宏觀經(jīng)濟(jì)分析中，結(jié)構(gòu)向量自回歸（Structural Vector Auto Regressive，SVAR）模型已經(jīng)成為經(jīng)驗(yàn)研究與實(shí)證分析的重要工具之一，應(yīng)用于宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、財(cái)政政策、貨幣政策和其他相關(guān)經(jīng)濟(jì)問題的研究，學(xué)者 Sims（1980，1986）[5-6]和 Bernanke（1986）[7]等最早運(yùn)用 SVAR 模型，Blanchard 和 Quah（1989）[8]等引入長(zhǎng)期和短期約束來識(shí)別經(jīng)濟(jì)沖擊的永久影響和暫時(shí)沖擊。與VAR 模型相比，SVAR 模型具有這些特點(diǎn)：首先，VAR 模型涉及更多的參數(shù)，適合于分析較少變量的情況。SVAR 模型將約束條件添加到參數(shù)空間來減少所要估計(jì)的參數(shù)。第二，VAR 模型無法分析變量之間的同相關(guān)，這通常包含在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)里，而SVAR 模型可以通過增加同步變量來獲得所估計(jì)變量之間的同步效應(yīng)。第三，SVAR 模型可以通過脈沖響應(yīng)反映長(zhǎng)期影響過程。用滯后算子表示SVAR 模型為：

其中，A(L)為滯后算子 L 的多項(xiàng)式；Xt為 n 個(gè)內(nèi)生變量的向量，E 為 n×n 階矩陣，E 為單位矩，ut為結(jié)構(gòu)擾動(dòng)或影響A(L)。

構(gòu)建包括對(duì)外貿(mào)易、稅收、政府支出和GDP 在內(nèi)的 SVAR 模型，Pigou（1920）[9]在其《福利經(jīng)濟(jì)學(xué)》中提出經(jīng)濟(jì)福利等于國(guó)民收入，Nordhaus 和Tobin（1972）[10]、楊緬昆（2009）[11]均提出國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算福利，本文用GDP 反映福利。對(duì)于SVAR 模型的識(shí)別條件問題，參照Blanchard 和Perotti（2002）[12]的做法，采用制度信息法，這與國(guó)外 Erceg 等（2003），[13]Kim 和Roubini（2008）[14]的實(shí)證分析相一致。把Blanchard和Perotti（2002）[12]中將SVAR 框架中所包括的內(nèi)生變量，財(cái)政支出、稅收、GDP 擴(kuò)展到包括貿(mào)易變量、非生產(chǎn)性財(cái)政支出變量、生產(chǎn)性財(cái)政支出變量、稅收和總產(chǎn)出這5 個(gè)變量。借鑒趙志耘和呂冰洋（2005）[15]以及嚴(yán)成樑和龔六堂（2009）[16]的劃分方法，把支出項(xiàng)目中的基本建設(shè)支出、增撥企業(yè)流動(dòng)資金、挖潛改造資金和科技三項(xiàng)費(fèi)用、地質(zhì)勘探費(fèi)、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和各項(xiàng)農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)之和作為生產(chǎn)性財(cái)政支出，工交商業(yè)部門事業(yè)費(fèi)、文教衛(wèi)事業(yè)費(fèi)、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)、國(guó)防支出、行政管理費(fèi)、政策性補(bǔ)貼支出之和作為非生產(chǎn)性財(cái)政支出。[11-12]（數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》《中國(guó)稅務(wù)年鑒》、國(guó)研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站）。

將所有變量均以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，并取自然對(duì)數(shù)，對(duì)外貿(mào)易、非生產(chǎn)性財(cái)政支出、生產(chǎn)性財(cái)政支出、稅收和總產(chǎn)出分別用LOPEN、LUFE、LPFE、LFR、LGDP。本文分析的基本思路為將簡(jiǎn)單形式表示成結(jié)構(gòu)形式，如需分析的向量為Yjt維，則需個(gè)約束，因此，這里所建立的SVAR 模型里k=5，需要設(shè)定10 個(gè)以上的約束條件。因此，在我們選用AB 型的基礎(chǔ)上，可以得到以下10 個(gè)約束條件，模型恰好可以識(shí)別。

二、實(shí)證分析

（一）協(xié)整檢驗(yàn)

用時(shí)間序列作回歸分析一般要求序列是平穩(wěn)的或是存在同階協(xié)整關(guān)系，否則將出現(xiàn)虛假回歸。先對(duì)1979-2006 年間的對(duì)外貿(mào)易額、非生產(chǎn)性財(cái)政支出、生產(chǎn)性財(cái)政支出、財(cái)政收入和GDP 取自然對(duì)數(shù)消減異方差性，這5 個(gè)變量的對(duì)數(shù)形式分別表示為L(zhǎng)OPEN、LUFE、LPFE、LFR 和 LGDP。用 ADF-fisher法對(duì)對(duì)外貿(mào)易、非生產(chǎn)性財(cái)政支出、生產(chǎn)性財(cái)政支出、稅收和總產(chǎn)出進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，各序列的原序列不平穩(wěn)，對(duì)調(diào)整后的 LOPEN、LUFE、LPFE、LFR 和LGDP 進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，研究表明經(jīng)調(diào)整的時(shí)間序列具有不平穩(wěn)性。對(duì)VAR 各變量先進(jìn)行檢驗(yàn)，按照AIC 準(zhǔn)則、SC 準(zhǔn)則，選擇滯后階數(shù)為1，運(yùn)行結(jié)果表明一階差分序列是穩(wěn)定的，VAR（1）特征多項(xiàng)式倒數(shù)位于單位圓以內(nèi)，VAR（1）平穩(wěn)。

表1 ADF-fisher 法對(duì)各序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2 所示，在5%顯著水平下，跡統(tǒng)計(jì)量拒絕0 個(gè)協(xié)整向量、第1 個(gè)協(xié)整向量和第2 個(gè)協(xié)整向量，因此，LOPEN、LUFE、LPFE、LFR 和 LGDP 之間至少有 3 個(gè)協(xié)整方程，存在一個(gè)協(xié)整即穩(wěn)定的平衡關(guān)系。

表2 序列協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果

然后，從對(duì)應(yīng)的5 組數(shù)據(jù)中得到相應(yīng)的矩陣，得出結(jié)構(gòu)方程，根據(jù)在此所建立的約束條件，發(fā)現(xiàn)不存在結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)性被轉(zhuǎn)移，AB 類型的矩陣具體如下：

（二）脈沖響應(yīng)分析

接著，可以得到脈沖響應(yīng)函數(shù)，總產(chǎn)出、貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政支出和收入稅率沖擊反應(yīng)的結(jié)果，以及總產(chǎn)量、貿(mào)易自由化的方差分解情況。

如下圖 1 所示，分別用（a）、（b）、（c）和（d）圖反映非生產(chǎn)性財(cái)政支出、生產(chǎn)性財(cái)政支出、財(cái)政收入和總產(chǎn)出對(duì)貿(mào)易自由化的脈沖響應(yīng)，圖中橫軸表示年度數(shù)，藍(lán)色的曲線為脈沖響應(yīng)函數(shù)值，紅色的曲線為正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。如（a）圖可知，面對(duì)貿(mào)易自由化1%的正向沖擊，非生產(chǎn)性財(cái)政支出迅速上升，隨后下降較大幅度，在第2 期降為極小值-0.015，沖擊反應(yīng)時(shí)期較短，從第2 期到第4 期經(jīng)歷上升并從負(fù)效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)，第4 期達(dá)到最大值0.013，最后反應(yīng)強(qiáng)度減弱，并圍繞穩(wěn)態(tài)上下小幅波動(dòng)，第6 期后幾乎接近穩(wěn)態(tài)。說明非生產(chǎn)性財(cái)政支出對(duì)生產(chǎn)者影響不大，生產(chǎn)者投資增加很小，產(chǎn)品供給增加幅度也很小，非生產(chǎn)性財(cái)政支出對(duì)貿(mào)易開放的響應(yīng)程度較低，貿(mào)易開放使非生產(chǎn)性財(cái)政支出下降。由（b）圖可知，生產(chǎn)性財(cái)政支出在第1 期達(dá)到最大值然后開始迅速下降，第3 期和第4 期達(dá)到負(fù)效應(yīng)最小值，接著圍繞穩(wěn)態(tài)水平小幅波動(dòng)，在第7期之后逐步消退為零。隨著貿(mào)易開放，外部市場(chǎng)對(duì)產(chǎn)品的需求增加，當(dāng)期投資擴(kuò)大，并在隨后幾期內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)能力擴(kuò)大，提高了生產(chǎn)者效率，生產(chǎn)者擴(kuò)大投資，政府生產(chǎn)性財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)者和生產(chǎn)者的外部性增強(qiáng)且支出增加。由（c）圖可知，財(cái)政收入開始迅速下降，第1 期到達(dá)最小值，然后迅速上升，從第2 期開始財(cái)政收入的反應(yīng)為正，并在第4 期達(dá)到最大值0.005，之后反應(yīng)強(qiáng)度逐漸減弱，從第7 期之后反應(yīng)逐漸消退，在第10 期之后削減為零，回歸穩(wěn)態(tài)水平。由于財(cái)政政策的時(shí)滯性等原因，在第2 期之前表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，但總體來看，貿(mào)易開放的資源配置效應(yīng)并通過帶動(dòng)投資和消費(fèi)的增長(zhǎng)，增加了財(cái)政收入。由（d）圖可知，總產(chǎn)出在一開始下降到一個(gè)值，從第1 期后轉(zhuǎn)為正效應(yīng)，并在第3 期達(dá)到最大值，隨后緩慢下降，在第6 期至第11 期轉(zhuǎn)為負(fù)效應(yīng)，在第11 期之后轉(zhuǎn)為小幅正效應(yīng)并緩慢逐步消退至零。這表明隨著貿(mào)易開放的增加，社會(huì)總需求增加，企業(yè)產(chǎn)能利用率上升，加速效應(yīng)促進(jìn)公共部門和私人部門投資的增長(zhǎng)，再加上投資的乘數(shù)效應(yīng)作用，總收入進(jìn)一步增長(zhǎng)，總需求進(jìn)一步擴(kuò)張，最終表現(xiàn)為總產(chǎn)出增加。

圖1 脈沖響應(yīng)分析

（三）方差分解分析

由下表3 可以看出，財(cái)政收入沖擊、總產(chǎn)出沖擊、貿(mào)易自由化沖擊、生產(chǎn)性財(cái)政支出沖擊、非生產(chǎn)性財(cái)政支出沖擊的方差分解或波動(dòng)貢獻(xiàn)情況。五個(gè)變量受自身影響的占比均逐漸減少，在第20 期的預(yù)測(cè)中，貿(mào)易自由化變量對(duì)總產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)相對(duì)較小；財(cái)政收入自身沖擊為58.78%，總產(chǎn)出沖擊為14.65%，貿(mào)易沖擊為1.72%，生產(chǎn)性財(cái)政支出沖擊為15.98%，非生產(chǎn)性財(cái)政支出沖擊為8.87%，貿(mào)易自由化變動(dòng)對(duì)財(cái)政收入波動(dòng)的貢獻(xiàn)較大；隨著時(shí)間的推移，生產(chǎn)性財(cái)政支出的貢獻(xiàn)率逐漸下降，而財(cái)政收入、總產(chǎn)出、貿(mào)易、非生產(chǎn)性財(cái)政支出的貢獻(xiàn)率都有所上升，在第20 期時(shí)，貿(mào)易沖擊的貢獻(xiàn)為7.98%；貿(mào)易自由化對(duì)非生產(chǎn)財(cái)政支出波動(dòng)的貢獻(xiàn)很小。

三、結(jié)論

對(duì)上述SVAR 模型分析得出：財(cái)政收入的增加會(huì)使總的消費(fèi)下降，生產(chǎn)性財(cái)政支出的增加將增加總消費(fèi)水平；財(cái)政收入減少社會(huì)總投資，支出增加會(huì)導(dǎo)致社會(huì)總投資下降。對(duì)于財(cái)政收入，短期內(nèi)會(huì)增加，但長(zhǎng)期會(huì)下降，在更長(zhǎng)的時(shí)間段內(nèi)，財(cái)政收入的增長(zhǎng)將變?yōu)榱?。短期?nèi)財(cái)政支出的增加會(huì)提高短期利率，中長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)出現(xiàn)下降，短期內(nèi)政府生產(chǎn)性財(cái)政支出和非生產(chǎn)性財(cái)政支出增加會(huì)使總體價(jià)格水平下降，中長(zhǎng)期內(nèi)價(jià)格水平會(huì)提高，但上升幅度較小，長(zhǎng)期中趨于零。

表3 方差分解結(jié)果

在此基礎(chǔ)之上，通過1978-2006 年間的數(shù)據(jù)，利用SVAR 模型分析中國(guó)的貿(mào)易自由化對(duì)生產(chǎn)性財(cái)政支出、非生產(chǎn)性財(cái)政支出、財(cái)政收入和總產(chǎn)出的效應(yīng)進(jìn)行了動(dòng)態(tài)的考察，實(shí)證檢驗(yàn)表明：面對(duì)對(duì)外貿(mào)易的沖擊，非生產(chǎn)性財(cái)政支出受到負(fù)向的影響，生產(chǎn)性財(cái)政支出、財(cái)政收入和總產(chǎn)出的反應(yīng)大體為正。簡(jiǎn)而言之，中國(guó)的貿(mào)易對(duì)非生產(chǎn)性財(cái)政支出、生產(chǎn)性財(cái)政支出、財(cái)政收入和總產(chǎn)出的經(jīng)驗(yàn)特征為對(duì)外貿(mào)易額使總產(chǎn)出、生產(chǎn)性財(cái)政支出、財(cái)政收入得到提升。其中，生產(chǎn)性財(cái)政支出、財(cái)政收入和總產(chǎn)出增加。其中，對(duì)外貿(mào)易明顯增加生產(chǎn)性財(cái)政支出，這與發(fā)達(dá)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家存在差別，標(biāo)準(zhǔn)的Mundell-Flemming 模型不能解釋，由于在標(biāo)準(zhǔn)的Mundell-Flemming 模型中，在浮動(dòng)匯率中，政府增加財(cái)政赤字會(huì)使利率上升，導(dǎo)致國(guó)外資本的凈流入和實(shí)際利率的上升，上升的實(shí)際匯率會(huì)使出口下降、進(jìn)口上升，貿(mào)易收益上的損失或貿(mào)易下降，這與我們的實(shí)證結(jié)論相悖，因此，從中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行本身的特點(diǎn)來考察這個(gè)問題，推測(cè)可能有以下幾個(gè)方面的原因：首先，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)還處于起飛和發(fā)展時(shí)期，作為較為直接、相對(duì)有效的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)手段的政府財(cái)政支出舉措，而家庭的消費(fèi)行為和廠商的生產(chǎn)行為具有較大的正外部性，由于這些正外部性的存在，增加政府支出有助于擴(kuò)大社會(huì)投資，提高社會(huì)總的收入水平，提高家庭部門消費(fèi)水平，但是由于消費(fèi)習(xí)慣穩(wěn)態(tài)，短期內(nèi)家庭消費(fèi)變化并不大，為了進(jìn)一步增加消費(fèi)和投資，這樣供給多而短期國(guó)內(nèi)家庭部門消費(fèi)有限，通過促進(jìn)出口來銷售供給多的產(chǎn)品，最終將會(huì)使貿(mào)易增加。因此，可以用政府支出的外部性和消費(fèi)習(xí)慣兩個(gè)移速來解釋中國(guó)這一經(jīng)驗(yàn)事實(shí)的重要因素。