付一婷 陳志宏 孫玉祥

摘? ?要：本文運(yùn)用時變參數(shù)向量自回歸（TVP-VAR）模型、時變格蘭杰模型和具有區(qū)制轉(zhuǎn)移特征的局部投影模型，研究中國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的時變關(guān)聯(lián)、因果次序以及政策互動視角下的財政貨幣政策有效性問題。研究發(fā)現(xiàn)：（1）我國財政政策周期和貨幣政策周期的變動會促使經(jīng)濟(jì)周期同向變動，合理運(yùn)用財政政策和貨幣政策可以有效調(diào)控經(jīng)濟(jì)周期；我國財政政策具有順周期特征，但順周期的程度在不斷減弱，而數(shù)量型貨幣政策應(yīng)對經(jīng)濟(jì)周期的立場一直表現(xiàn)出逆周期特性，但對經(jīng)濟(jì)周期沖擊和通貨膨脹沖擊的反應(yīng)程度在不斷減弱，這可能歸咎于“金融穩(wěn)定”“區(qū)間調(diào)控”或“量價轉(zhuǎn)型”。（2）我國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的格蘭杰因果關(guān)系主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)周期和貨幣政策周期之間，且只有在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)之后兩者才呈現(xiàn)出明顯的耦合關(guān)系。（3）當(dāng)前我國財政政策和貨幣政策的互動模式的主要功效是提升了各自穩(wěn)增長的短期有效性，而中長期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不顯著。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)周期；財政政策；貨幣政策；格蘭杰因果關(guān)系；政策效率測度

中圖分類號：F820.1? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）02-0003-13

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.02.001

一、問題簡述和文獻(xiàn)回顧

從1978年改革開放，到當(dāng)前新發(fā)展格局的確立，中國已在高低起伏的經(jīng)濟(jì)波動中實現(xiàn)了均值意義上的長周期高速經(jīng)濟(jì)增長，形成了具備中國特色的增長型經(jīng)濟(jì)周期。中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的突出特征在于增長的穩(wěn)定性和可持續(xù)性（劉偉和蔡志洲，2021）[1]，即便是面對突如其來的負(fù)面沖擊，強(qiáng)有力的政策設(shè)計也足以抵御危機(jī)擾動和淡化衰退風(fēng)險，這個事實在國際金融危機(jī)時期和新冠肺炎疫情全球蔓延時期體現(xiàn)得淋漓盡致。自從經(jīng)濟(jì)周期理論誕生以來，學(xué)界對經(jīng)濟(jì)波動的成因爭論不休，主流的觀點(diǎn)仍聚焦對于內(nèi)生周期論和外生沖擊論的探討，卻對經(jīng)濟(jì)周期與經(jīng)濟(jì)政策周期之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)知之甚少。在這個意義上，政治經(jīng)濟(jì)周期理論和貨幣經(jīng)濟(jì)周期理論的發(fā)展，在一定程度上解釋了政府行為（例如政治集團(tuán)之間的博弈互動）和貨幣因素對經(jīng)濟(jì)周期的重要影響。但前者限定于西方獨(dú)有的黨派選舉制度，與中國的相關(guān)制度安排相去甚遠(yuǎn)，參考價值大大削弱，而后者仍處于初步探索和不斷完善之中，也未能形成對中國現(xiàn)實的更強(qiáng)解釋力?？紤]到我國經(jīng)濟(jì)政策在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長和熨平經(jīng)濟(jì)波動中凸顯的重要作用，本文將基于中國視角，實證研究中國經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期之間的時變關(guān)聯(lián)機(jī)制問題?？傮w而言，本文將解決現(xiàn)有研究中懸而未決的三個問題：第一，經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期具備何種時變關(guān)聯(lián)機(jī)制，以及這種時變關(guān)系的內(nèi)在驅(qū)動因素是什么？第二，經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的先動后動模式如何，孰為因，孰為果，以及這種因果關(guān)系是否隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的變化而變化？第三，財政政策和貨幣政策作為調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)和淡化周期波動的兩大政策手段，其有效性是否隨著兩種政策互動模式的改變而改變，貨幣政策反應(yīng)是否對財政政策有效性產(chǎn)生重要影響，財政政策反應(yīng)是否對貨幣政策效率發(fā)揮積極作用？

首先，不同經(jīng)濟(jì)周期階段的經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控之所以重要，不僅僅是因為它能熨平短期周期性波動，還在于它可能會產(chǎn)生持久和滯后的中長期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。盡管標(biāo)準(zhǔn)的菲利普斯曲線指出需求沖擊只能影響短期失業(yè)率，長期失業(yè)率將回到原有的自然失業(yè)率水平，但滯后假說（hysteresis hypothesis）卻認(rèn)為自然失業(yè)率具有路徑依賴，周期性失業(yè)可能會通過人力資本流失等途徑永久性地推高自然失業(yè)率（Blanchard和Summers，1987）[2]。一些經(jīng)驗研究，如Bashar（2011）[3]也發(fā)現(xiàn)總需求沖擊可以通過影響整體經(jīng)濟(jì)的勞動生產(chǎn)率改變長期總供給曲線，進(jìn)而對產(chǎn)出水平造成永久性的影響。在經(jīng)濟(jì)蕭條中，長期失業(yè)可能導(dǎo)致工人技能喪失，使得短期周期性失業(yè)轉(zhuǎn)化為長期結(jié)構(gòu)性失業(yè)，最終造成全要素生產(chǎn)率和潛在產(chǎn)出增速的下滑。因此，實施逆周期的經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定短期經(jīng)濟(jì)需求有利于防止反向薩伊定律①的發(fā)生，可以避免潛在產(chǎn)出下降和中長期的社會福利損失。

那么，中國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的匹配模式和互動機(jī)制究竟是怎樣的？我國財政政策和貨幣政策的調(diào)控范式是否嚴(yán)格遵循逆周期立場？從國內(nèi)研究現(xiàn)狀看，財政政策存在著一定程度的順周期特征。財政分權(quán)體制下，地方政府的財政支出占全國財政支出比例超過80%，地方層面的財政行為很大程度決定了國家層面的財政政策周期性特征。由于地方政府更加注重轄區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長，一些非理性因素，例如政治晉升激勵、預(yù)算軟約束、地方政府投資競爭、“黨代會”周期等等（肖潔等，2015；郭慶旺和趙旭杰，2012；毛捷等，2019；王立勇和祝靈秀，2019）[4-7]，都有可能促使地方政府在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時期利用更為充足的財政資源進(jìn)行基建投資擴(kuò)張，從而加劇經(jīng)濟(jì)過熱。相比之下，中央政府更具有系統(tǒng)性思維和全局性觀念，不僅會在經(jīng)濟(jì)過熱時期采取多種手段（包括財政手段和行政手段）規(guī)范地方財政支出行為以實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行（賈俊雪等，2012）[8]，還會在國內(nèi)面臨重大負(fù)面沖擊時牽頭發(fā)動各層級地方政府的力量，實施大力度的逆周期擴(kuò)張。從委托—代理關(guān)系看，中央政府和地方政府之間的目標(biāo)偏好差異是導(dǎo)致我國財政政策在經(jīng)濟(jì)緊縮時期具有明顯的逆周期特征，但在正常時期仍然存在順周期特征的重要原因。國內(nèi)對貨幣政策周期性進(jìn)行直接探討的文獻(xiàn)很少，但張小宇和劉金全（2013）[9]研究發(fā)現(xiàn)我國貨幣政策具有明顯的規(guī)避經(jīng)濟(jì)收縮偏好，尤其是在經(jīng)濟(jì)緊縮時期。這從側(cè)面論證了我國貨幣政策立場是逆周期的，中央銀行同時將穩(wěn)定物價和穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)周期置于重要的地位。從歷年來發(fā)布的《中國貨幣政策執(zhí)行報告》看，“穩(wěn)健”一詞貫穿了二十年來的貨幣政策歷程，這究竟是“用詞審慎”的緣故，還是真實地描繪出中國貨幣政策調(diào)控范式的“居中”之道？與此同時，國際金融危機(jī)爆發(fā)后，學(xué)界開始探討貨幣政策是否應(yīng)當(dāng)將金融穩(wěn)定納入目標(biāo)框架。當(dāng)貨幣政策具有穩(wěn)通脹、穩(wěn)增長和穩(wěn)金融的多重目標(biāo)時，由于不同目標(biāo)對于貨幣政策調(diào)控需求的方向并非完全一致，貨幣政策就要根據(jù)不同階段的經(jīng)濟(jì)狀況做出相機(jī)抉擇。例如，在經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行時期，貨幣政策以穩(wěn)定通脹為主，但在經(jīng)濟(jì)衰退時期，貨幣政策應(yīng)該以穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)周期為主。這些事實意味著經(jīng)濟(jì)政策的規(guī)則制定和相機(jī)選擇，可能會隨著經(jīng)濟(jì)周期階段的遷移和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的轉(zhuǎn)變而改變?？坍嬤@種時變性對于理解經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的關(guān)聯(lián)機(jī)制變化至關(guān)重要。本文將使用時變參數(shù)向量自回歸（TVP-VAR）模型，論證不同時點(diǎn)財政政策周期和貨幣政策周期如何對經(jīng)濟(jì)周期變化做出反應(yīng)，以及財政政策周期和貨幣政策周期的擴(kuò)張如何影響經(jīng)濟(jì)周期動態(tài)，從而揭示中國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的雙向反饋機(jī)制及時變特征。

其次，無論是理論上還是現(xiàn)實中，經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期都存在著復(fù)雜的內(nèi)生關(guān)聯(lián)，刻畫兩者的雙向互動機(jī)制只是初步的分析，而拆解和分析其因果次序是另外一項具備重要意義的工作。簡單來看，如果政策當(dāng)局的策略是對經(jīng)濟(jì)周期采取“觀望”而后采取逆周期行動，那么經(jīng)濟(jì)政策周期的擴(kuò)張和收縮現(xiàn)象完全是一種被動應(yīng)對經(jīng)濟(jì)周期波動的結(jié)果。那么，從格蘭杰因果關(guān)系的角度，經(jīng)濟(jì)周期的變動是因，而經(jīng)濟(jì)政策周期的變化是果。但如果政策當(dāng)局采取多種技術(shù)手段或信息優(yōu)勢對經(jīng)濟(jì)周期演化趨勢進(jìn)行預(yù)測，提前制定政策計劃，采取預(yù)調(diào)微調(diào)等手段穩(wěn)定市場信心，進(jìn)而穩(wěn)定未來的經(jīng)濟(jì)增長，那么經(jīng)濟(jì)政策就是主動的，可以起到引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)周期的效果。此時，從格蘭杰因果關(guān)系的角度，經(jīng)濟(jì)政策周期的變動就是事先發(fā)生的因，而經(jīng)濟(jì)周期的穩(wěn)定就是最終實現(xiàn)的果。當(dāng)然，如果一些非理性因素導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)政策發(fā)生順周期變動，那么經(jīng)濟(jì)周期波動也可能會因此惡化。我國財政政策和貨幣政策具備幾十年的宏觀調(diào)控經(jīng)驗，在不斷的摸索和試錯中，逐漸形成了更高的政策覺悟。從以往的政策超調(diào)、“大水漫灌”，轉(zhuǎn)向“精準(zhǔn)滴灌”和“預(yù)調(diào)微調(diào)”，更具精細(xì)化和前瞻性，也更加尊重市場規(guī)律。進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以來，我國經(jīng)濟(jì)增長率下滑，同時財政支出增長率和廣義貨幣供應(yīng)量（M2）增長率也呈下降趨勢，經(jīng)濟(jì)增長與政策變量所呈現(xiàn)出來的相似趨勢難免讓人產(chǎn)生疑惑：究竟是政策變量增長率的收縮導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長率的下滑，還是經(jīng)濟(jì)增長率的下滑導(dǎo)致政策變量增長率的下滑，抑或是兩者并不存在必然的因果關(guān)系？這個問題的回答能夠揭示中國經(jīng)濟(jì)下行的原因中是否存在政策引致的可能性。為了回答這個問題，本文使用具有時變特征的格蘭杰因果關(guān)系模型識別出經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的先動后動模式，這對于判斷兩者的因果次序、理解政策思路的轉(zhuǎn)變以及探究經(jīng)濟(jì)政策周期對經(jīng)濟(jì)周期的影響具有重要啟示意義。

最后，在宏觀調(diào)控層面，不能繞開的問題是經(jīng)濟(jì)政策的有效性問題，以及政策效率是否隨著財政政策和貨幣政策互動模式的改變而改變，財政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)配合是否能產(chǎn)生“1+1>2”的政策效果？這個問題之所以重要，一方面，是因為政策資源和政策空間都是有限的，擴(kuò)張性的財政政策難免會產(chǎn)生財政赤字問題，而財政赤字的累積最終將形成政府債務(wù)，從李嘉圖等價定理看，政府債務(wù)最終由居民承擔(dān)。如果財政政策有效性很高，政府債務(wù)/GDP比率就不會劇烈上升，因此，政策效率高在一定程度上可以降低債務(wù)風(fēng)險。另一方面，政策刺激也可能存在副作用，尤其是在當(dāng)前實體經(jīng)濟(jì)和金融市場未能形成合力的情況下，例如美聯(lián)儲實施的量化寬松政策，雖穩(wěn)定了經(jīng)濟(jì)周期，但推高了資產(chǎn)價格，加劇了貧富分化。我國利率市場化進(jìn)程仍在不斷推進(jìn)，貨幣政策還需暢通對實體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)，貨幣政策調(diào)控也要適當(dāng)關(guān)注與民生息息相關(guān)的房地產(chǎn)價格問題和收入分配問題。如果貨幣政策有效性很高，就意味著實施小幅度的貨幣政策刺激或采取預(yù)調(diào)微調(diào)手段也能很好地穩(wěn)定實體經(jīng)濟(jì)增長，從而避免了強(qiáng)力刺激對資產(chǎn)價格和貧富差距產(chǎn)生的負(fù)面影響。此外，由于財政政策和貨幣政策存在著不同的特征，兩者協(xié)調(diào)配合也許能夠發(fā)揮更大效果。從政策時滯的角度，財政政策執(zhí)行時滯較長而作用時滯較短，貨幣政策執(zhí)行時滯較短而作用時滯較長，兩者配合使用能夠優(yōu)勢互補(bǔ)。國內(nèi)許多學(xué)者也從不同的角度探討了財政—貨幣協(xié)調(diào)的益處。陳小亮和馬嘯（2016）[10]研究發(fā)現(xiàn)，在規(guī)避債務(wù)—通縮陷阱方面，財政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)配合能夠為雙方創(chuàng)造空間或節(jié)省空間。李成等（2021）[11]從信貸渠道的角度論證了財政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)配合有利于把控市場流動性進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。莊芳等（2014）[12]實證研究發(fā)現(xiàn)財政—貨幣協(xié)調(diào)配合產(chǎn)生的效果大于兩者單獨(dú)使用產(chǎn)生的效果之和。楊源源等（2019）[13]在具有Markov-Switch特征的新凱恩斯DSGE模型框架下，提出我國財政—貨幣協(xié)調(diào)范式應(yīng)當(dāng)轉(zhuǎn)變?yōu)楸粍有拓斦吆椭鲃有拓泿耪叩慕M合，方能更好地平抑經(jīng)濟(jì)周期波動。李揚(yáng)（2021）[14]則認(rèn)為建立和完善國債管理政策體系是實現(xiàn)財政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)的關(guān)鍵。在財政政策和貨幣政策互動的問題上，已有研究主要圍繞著價格決定機(jī)制、債權(quán)壓力以及財政赤字貨幣化等角度討論（黃晶，2016；朱軍，2016；劉尚希等，2020）[15-17]，很少有文獻(xiàn)基于政策互動視角探討財政政策和貨幣政策的有效性。實際上，我國財政政策和貨幣政策雖然實施主體不同，但兩種政策之間卻存在著極強(qiáng)的內(nèi)生聯(lián)系，例如李俊生等（2020）[18]研究發(fā)現(xiàn)我國財政政策實施過程中的財政收支活動和國庫現(xiàn)金管理活動會產(chǎn)生極強(qiáng)的貨幣擴(kuò)張或收縮效應(yīng)，客觀上形成了由財政部和中央銀行雙主體決定的貨幣調(diào)控機(jī)制。而貨幣政策的實施也會改變物價和利率，由此影響財政收入、政府債務(wù)付息等等，進(jìn)而對財政政策立場造成影響。因此，為了刻畫政策互動過程中的政策有效性，本文的第三項工作是，將TVP-VAR模型測算得到的時變財政—貨幣互動反應(yīng)納入具有平滑遷移特征的局部投影模型，測度財政政策有效性是否會受到貨幣政策反應(yīng)的影響，以及貨幣政策有效性是否會受到財政政策反應(yīng)的影響，進(jìn)而論證政策互動視角下財政貨幣政策有效性的條件依賴性。

總體上，本文的研究從屬于復(fù)合研究領(lǐng)域，依次解決經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的時變關(guān)聯(lián)機(jī)制問題、經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的因果次序判斷問題以及政策互動視角下的財政貨幣政策有效性問題。對這些問題的清晰判斷也是現(xiàn)有研究中尚待開掘和完善的。另外，本文在進(jìn)行論證時也結(jié)合了當(dāng)前計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的前沿方法，能夠更好地刻畫經(jīng)濟(jì)關(guān)系中的時變性和非線性，具有極大的特色。

二、經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的計量測度和事實描述

為了進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期的波動演化態(tài)勢，本文使用HP濾波法分別對實際經(jīng)濟(jì)增長率、財政支出增長率和廣義貨幣供應(yīng)量（M2）增長率進(jìn)行趨勢周期分解，將周期性成分作為相關(guān)代理變量。這個做法的背后隱含著一個假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)增長率、財政支出增長率和M2增長率都有一個潛在趨勢，對該趨勢的短暫偏離被定義為周期性的波動。這個假設(shè)具備一定的合理性，以經(jīng)濟(jì)增長來說，新古典理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長的長期趨勢是由供給側(cè)決定的，而產(chǎn)出的短期波動是有效需求變化導(dǎo)致。大量實證研究使用HP濾波法測算產(chǎn)出缺口，產(chǎn)出缺口正是衡量經(jīng)濟(jì)周期波動的重要指標(biāo)。此外，財政支出增長率和貨幣供應(yīng)量增長率也應(yīng)當(dāng)有一個與潛在經(jīng)濟(jì)增長率相對應(yīng)的最優(yōu)水平。這是因為，在經(jīng)濟(jì)增長的過程中，經(jīng)濟(jì)個體對于貨幣的需求不斷擴(kuò)張，貨幣供給應(yīng)當(dāng)保證相應(yīng)的增長速度，而財政支出服務(wù)于經(jīng)濟(jì)社會的方方面面，必然也要隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大而擴(kuò)大。換言之，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于潛在增長趨勢水平時，財政變量和貨幣變量應(yīng)當(dāng)也會有一個相匹配的最優(yōu)增長趨勢。當(dāng)經(jīng)濟(jì)偏離潛在增長水平時，政府會進(jìn)行相機(jī)選擇，由此造成財政變量和貨幣變量偏離潛在水平，形成經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期共存的局面。

圖1呈現(xiàn)了運(yùn)用HP濾波法測度所得的經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期（時間跨度為1996年第一季度—2020年第四季度）。首先，經(jīng)濟(jì)周期與實際GDP增長率的走勢高度一致，2008年國際金融危機(jī)時期和2020年新冠肺炎疫情時期的經(jīng)濟(jì)周期趨勢發(fā)生大幅度的下行，但又在極短的時間內(nèi)恢復(fù)正常水平，這說明金融沖擊和疫情沖擊雖然對我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生強(qiáng)烈的負(fù)面影響，但我國經(jīng)濟(jì)韌性較強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)政策的逆周期調(diào)控取得了較好的效果。此外，經(jīng)濟(jì)周期趨勢圖也能夠較好地刻畫2008年之前我國經(jīng)濟(jì)高增長高波動的態(tài)勢，而在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)后，經(jīng)濟(jì)波動明顯趨于緩和。其次，財政政策周期存在著較大的波動性，初步來看，它與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)系尚不明朗，雖然它在經(jīng)濟(jì)面臨重大沖擊時期有明顯的上升趨勢，但大多數(shù)情況下并沒有呈現(xiàn)明顯的規(guī)律性特征。最后，貨幣政策周期具有明顯的逆周期趨勢，在1998年亞洲金融風(fēng)暴期間、2003年“非典”期間、2008年國際金融危機(jī)期間以及2020年新冠肺炎疫情期間，貨幣政策周期都呈現(xiàn)出顯著的擴(kuò)張態(tài)勢。與此同時，在2016年之后，貨幣政策周期趨于收緊，這可能是因為貨幣政策將金融風(fēng)險防范放在一個重要的位置。中國人民銀行《貨幣政策執(zhí)行報告》多次指出，“在保持流動性合理充裕的同時，注重抑制資產(chǎn)泡沫和防范經(jīng)濟(jì)金融風(fēng)險”“守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的底線”，貨幣政策要兼顧穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長和防范金融風(fēng)險的雙重目標(biāo)。新冠肺炎疫情時期，貨幣政策周期趨于擴(kuò)張，給市場提供充裕流動性，為穩(wěn)定金融市場和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇提供了政策支持。

根據(jù)經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期的整體趨勢，可以初步判斷，貨幣政策周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)聯(lián)性更強(qiáng)，貨幣政策顯示出顯著的逆周期特征，顯示出與經(jīng)濟(jì)周期的共振效應(yīng)和耦合關(guān)系，這個判斷將在后文的實證研究中得到進(jìn)一步的驗證。相比之下，財政政策周期稍顯雜亂和無序，本文發(fā)現(xiàn)，無論是否經(jīng)過季節(jié)調(diào)整，其波動性都很強(qiáng)。實際上，貨幣政策周期很大程度上由中央銀行決定，而財政政策周期很大程度上由地方政府財政支出的周期性決定，因此，財政政策周期性與地方政府財政行為密切相關(guān)。在政治晉升激勵下，我國地方政府的目標(biāo)函數(shù)更多傾向于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而非穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)周期波動。地方官員的人事調(diào)動是比較頻繁的，地方政府的財政行為和投資行為會因此而產(chǎn)生較大的波動性，形成了中國特有的政治經(jīng)濟(jì)周期和財政政策周期。從這個角度，也許能夠理解為何我國財政政策周期會產(chǎn)生如此大的波動性。

三、實證思路和模型構(gòu)建

此部分介紹三個模型，第一個是時變參數(shù)向量自回歸（TVP-VAR）模型，用來探討經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期的時變關(guān)聯(lián)機(jī)制；第二個是時變格蘭杰因果關(guān)系檢驗?zāi)Ｐ?，用來研究?jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系；第三個是非線性的局部投影模型，用來測度政策互動視角下的財政貨幣政策有效性。

（一）TVP-VAR模型

參考Nakajima（2011）[19]的思路，構(gòu)建TVP-VAR模型如下：

[yt=ct+B1tyt-1+…+Bstyt-s+et，et～N0，Ωt] （1）

其中，[t=s+1，…，n]，[yt]為[k]維列向量，[ct]為時變截距項，[B1t，…，Bst]是[k×k]維時變系數(shù)矩陣，[et]為殘差項，[Ωt]是[k×k]維時變協(xié)方差矩陣。通過遞歸方法對協(xié)方差矩陣[Ωt]進(jìn)行結(jié)構(gòu)沖擊識別，即[Ωt=A-1tΣtΣtA′-1t]，其中[At]為對角線元素為1的下三角矩陣，[Σt=diagσ1t，…，σkt]。將[B1t，…，Bst]的行向量依次排成列堆疊形成向量[βt]，將矩陣[At]的下三角元素按照行的順序依次堆疊成列向量[at=a1t，…，aqt′]。令[ht=h1t，…，hkt′]，其中[hit=log σ2it]。假設(shè)所有時變參數(shù)服從隨機(jī)游走過程：

[βt+1=βt+uβt，at+1=at+uat，ht+1=ht+uht，εtuβtuatuht～N0， IOOOOΣβOOOOΣaOOOOΣh]（2）

其中，對于[t=s+1，…，n]，[et=A-1tΣtεt]，[βs+1～Nμβ0，Σβ0]，[as+1～Nμa0，Σa0]，[hs+1～Nμh0，Σh0]。為了計算上的簡便，將協(xié)方差矩陣[Σβ，Σa]和[Σh]均設(shè)定為對角矩陣，同時令協(xié)方差矩陣對角線上的元素服從如下分布：

[（Σβ）-2i～Gamma（20，10-4），（Σa）-2i～Gamma（4，10-4），（Σh）-2i～Gamma（4，10-4）]

本文構(gòu)建四變量的TVP-VAR模型，四個變量分別為經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期、貨幣政策周期和物價缺口。其中，經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期已在本文第二部分運(yùn)用HP濾波法測算得到，物價缺口是利用HP濾波法提取CPI同比增長率的循環(huán)成分獲得。之所以加入物價缺口，是因為穩(wěn)定物價也是貨幣政策的重要目標(biāo)；并且從菲利普斯曲線的角度，物價缺口和產(chǎn)出缺口（即經(jīng)濟(jì)周期）也存在聯(lián)系；同時，“價格決定的財政理論”也指出財政赤字與物價之間有著重要的關(guān)聯(lián)。納入物價缺口能夠更加精確刻畫經(jīng)濟(jì)動態(tài)，從而避免遺漏變量對實證結(jié)果造成不良影響。

所有的變量都是平穩(wěn)的，樣本區(qū)間為1996年第一季度—2020年第四季度，數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。模型滯后階數(shù)采用2階，防止因滯后階數(shù)過短而無法有效擬合模型動態(tài)，也避免了滯后階數(shù)過長導(dǎo)致過度擬合。本文使用Nakajima（2011）[19]開發(fā)的TVP-VAR模型算法，進(jìn)行蒙特卡洛迭代模擬11000次，丟棄前1000次模擬，確保參數(shù)估計具有優(yōu)良的統(tǒng)計性質(zhì)。

（二） 時變格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為了檢驗經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期之間的時變格蘭杰因果關(guān)系，參考Shi等（2018）[20]的做法，構(gòu)建三維[p]階的向量自回歸模型。假設(shè)[n]維時間序列變量遵循如下數(shù)據(jù)生成過程：

[yt=β0+β1t+ηt]? ?（3）

其中，[β0]為截距向量，[β1]為時間趨勢[t]的系數(shù)，[ηt]服從[p]階向量自回歸過程：

[ηt=J1ηt-1+…+Jkηt-k+εt，]? ?（4）

其中，[εt]為殘差項。聯(lián)立（3）和（4）可得：

[yt=γ0+γ1t+J1yt-1+…+Jkyt-k+εt，]? （5）

其中，[γi]為[βi]和[Jh]的函數(shù)（[i=0，1;h=1，…，k]）。

為了進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，參考Dolado和Lütkepohl（1996）[21]的做法，構(gòu)建滯后增強(qiáng)向量自回歸（lag-augumented VAR，簡稱LA-VAR）模型：

[yt=γ0+γ1t+i=1kJiyt-i+j=k+1k+dJiyt-j+εt=Γτt+Φxt+Ψzt+εt，]? （6）

在模型（6）中，[Jk+1=…=Jk+d=0]，[Γ=γ0，γ1n×q+1]，

[τt=1，t′2×1]，[xt=y′t-1，…，y′t-k′nk×1]，[zt=y′t-k-1，…，y′t-k-d′nd×1]

，[Φ=J1，…，Jkn×nk]，[Ψ=Jk+1，…，Jk+dn×nd]。[d]為變量[yt]協(xié)整的最大滯后階數(shù)，重新將模型（6）表達(dá)成緊湊形式：

[Y=τΓ′+XΦ′+ZΨ′+ε]? ?（7）

其中，[Y=y1，y2…，yT′T×n]，[τ=τ1，…，τT′T×2]，[X=x1，…，xT′T×nk]，[Z=z1，…，zT′T×nd]，[ε=ε1，…，εT′T×n]。非格蘭杰因果關(guān)系的原假設(shè)由下式給出：

[H0：R?=0]? （8）

參數(shù)[?=vecΦ]，[R]是[m×n2k]維矩陣。系數(shù)矩陣[Ψ]的最后[d]階滯后向量為零，可將其忽略，因此，最小二乘估計量為：

[Φ=Y′QXX′QX-1]? （9）

其中，[Q=Qτ-QτZZ′QτZ-1Z′Qτ]，[Qτ=IT-ττ′τ-1τ′]。令[?=vecΦ]，且[Σε=1Tε′ε]。標(biāo)準(zhǔn)的Wald統(tǒng)計量W可用來檢驗原假設(shè)[H0]，W表達(dá)式如下：

[W=R?′RΣε?X′QX-1R′-1R?]? （10）

此Wald統(tǒng)計量漸近服從受約束個數(shù)為[m]的[χm]分布。Shi等（2018）[20]使用了向前、滾動和遞歸三種方法進(jìn)行時變格蘭杰因果關(guān)系研究，發(fā)現(xiàn)遞歸方法具有更好的有限樣本表現(xiàn)。因此，本文使用遞歸方法進(jìn)行時變格蘭杰因果檢驗。

（三） 非線性的局部投影模型

參考Jordà（2005）[22]、Ramey和Zubairy（2018）[23]的做法，構(gòu)建線性局部投影模型如下：

[yt+k=αk+mkshockt+γkctrt-1+εt+k，k=0，1，2，…，H]

（11）

其中，[yt+k]為第[t+k]期的實際GDP增長率，[αk]為截距項，[shockt]為第[t]期的政策沖擊（本文主要指代財政政策沖擊和貨幣政策沖擊），[mk]衡量第[t]期的政策沖擊對第[t+k]期實際GDP增長率的影響，即衡量政策效應(yīng)。[ctrt-1]為多個控制變量組成的列向量（包括滯后1—4階的GDP、財政支出和財政收入），[γk]為控制變量的系數(shù)，[εt+k]為殘差項。局部投影模型具有優(yōu)良的統(tǒng)計性質(zhì)（Jordà，2005）[22]，具備脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的功能，只需要不斷變換[k]，對模型（11）進(jìn)行連續(xù)向前回歸，就能得到所有的待估參數(shù)。而且，只需要使用最小二乘法就能得到比VAR模型更加穩(wěn)健的結(jié)果。[k]也可以視為脈沖響應(yīng)期數(shù)，[mk]代表實際GDP增長率對經(jīng)濟(jì)政策沖擊的第[k]期脈沖響應(yīng)函數(shù)值。對于殘差項存在的序列相關(guān)問題，本文參考Ramey和Zubairy（2018）[23]的做法，根據(jù)Newey-West方法對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行修正。

為了探索財政支出有效性是否會隨著貨幣政策反應(yīng)的變化而變化，必須將局部投影模型拓展至非線性的形式。這是很簡單的，本文將Logistic遷移函數(shù)嵌入到局部投影模型中，形式如下：

[yt+k=I（xt）αk+γkctrt-1+mr，k×g_shockt+εt+k+1-I（xt）αk+γkctrt-1+me，k×g_shockt+εt+k，k=0，1，2，…，H]? （12）

其中，Logistic遷移函數(shù)[Ixt]形式如下：

[Ixt=e-γxt1+e-γxt，γ>0.]? ?（13）

在上式中，[xt]為第[t]時期貨幣政策周期對財政政策周期正向沖擊的20期累積脈沖響應(yīng)函數(shù)（經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化），[xt]的數(shù)值越大，代表著在一單位正向的財政政策周期沖擊下，貨幣政策周期的擴(kuò)張力度越大，[xt]由TVP-VAR模型計算得到。Logistic遷移函數(shù)中的參數(shù)[γ]決定了Logistic遷移函數(shù)值變化的速度，參考Auerbach和Gorodnichenko（2013）[24]的做法，設(shè)置[γ=1.5]。[Ixt]取值介于0和1之間，用于刻畫貨幣政策周期對財政政策周期的反應(yīng)程度。當(dāng)[Ixt=0]時，說明貨幣政策周期應(yīng)對財政政策周期擴(kuò)張的立場是極度擴(kuò)張的，反之，如果[Ixt=1]，則說明貨幣政策周期應(yīng)對財政政策周期擴(kuò)張的立場是緊縮性的。[g_shockt]為財政支出沖擊，可視為財政政策的外生變化，這里采用Blanchard和Perotti（2002）[25]的做法，構(gòu)建包含財政支出、財政收入和經(jīng)濟(jì)增長的三變量VAR模型，使用Cholesky識別方法估計參數(shù)，提取財政支出方程式中的殘差作為財政支出沖擊的代理變量。

測算得到的[mr，k]代表貨幣政策反應(yīng)是極度收縮情況下的第[t]期財政支出沖擊對第[t+k]期實際GDP增長率的促進(jìn)作用，即衡量“當(dāng)政府采取擴(kuò)張性的財政政策，但中央銀行的貨幣政策對擴(kuò)張性財政政策的反應(yīng)是收縮時，財政支出對實際GDP增長率的促進(jìn)作用到底有多大”。同理，測算得到的[me，k]則代表貨幣政策反應(yīng)是極度擴(kuò)張情況下的財政支出有效性。兩者的差異能夠說明不同貨幣政策反應(yīng)下的財政支出有效性差異，可以揭示貨幣政策立場對財政政策有效性的影響程度有多大。

同理，為了探索貨幣政策有效性是否會隨著財政政策反應(yīng)的變化而變化，構(gòu)造模型如下：

[yt+k=I（ft-1）αk+γkctrt-1+θr，k×m_shockt+εt+k +1-I（ft-1）αk+γkctrt-1+θe，k×m_shockt+εt+k，k=0，1，2，...，H] （14）

其中，Logistic遷移函數(shù)[Ift]形式如下：

[Ift=f-γxt1+f-γxt，γ>0.]? ?（15）

在上式中，[ft]為第[t]時期財政政策周期對貨幣政策周期正向沖擊的20期累積脈沖響應(yīng)函數(shù)（經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化），[ft]的數(shù)值越大，代表著在一單位正向的貨幣政策周期沖擊下，財政政策周期的擴(kuò)張力度越大，[ft]也是根據(jù)TVP-VAR模型計算得到的。[m_shockt]代表第[t]期的貨幣政策沖擊，由于我國歷年來主要實施數(shù)量型貨幣政策，此處采用Chen等（2018）[26]的方法，提取廣義貨幣供應(yīng)量的外生成分作為[m_shockt]的代理變量，因此，這里主要研究的是數(shù)量型貨幣政策效應(yīng)。當(dāng)[Ift-1=1]時，說明財政政策應(yīng)對貨幣政策擴(kuò)張的立場是極度收縮的。因此，[θr，k]刻畫了財政政策反應(yīng)是極度收縮情況下的貨幣政策有效性，而[θe，k]則刻畫了財政政策反應(yīng)極度擴(kuò)張下的貨幣政策有效性。[θr，k]和[θe，k]之間的差異能夠揭示，當(dāng)中央銀行實施擴(kuò)張性的貨幣政策時，財政政策對貨幣政策擴(kuò)張的不同政策反應(yīng)是否會顯著影響貨幣政策對產(chǎn)出的促進(jìn)作用，從而厘清財政政策反應(yīng)對貨幣政策有效性的重要作用。

非線性局部投影模型所采用的財政政策變量、貨幣政策變量、經(jīng)濟(jì)增長變量等均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)跨度為2000年第一季度—2020年第四季度。

四、實證結(jié)果分析

此部分根據(jù)第三部分的計量思路進(jìn)行實證分析，依次解決三個問題：第一，經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期之間具有何種時變關(guān)聯(lián)機(jī)制？第二，經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間是否存在必然的因果關(guān)系，以及其因果次序是怎樣的？第三，財政政策和貨幣政策之間的互動是否會對其效率產(chǎn)生影響，如何看待財政政策和貨幣政策協(xié)調(diào)的成本與收益？

（一） 經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期的時變關(guān)聯(lián)機(jī)制

表1呈現(xiàn)了TVP-VAR模型的參數(shù)估計結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，所有參數(shù)后驗均值都落在95%置信區(qū)間內(nèi)，Geweke診斷值都小于5%臨界值1.96，無效因子的數(shù)值都比較低（均小于50），因此，蒙特卡羅模擬是有效的，后驗推斷的可靠性可以得到保證。

此處根據(jù)TVP-VAR模型的時點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析經(jīng)濟(jì)周期、財政政策周期和貨幣政策周期的時變關(guān)聯(lián)機(jī)制，其中每一個時點(diǎn)均呈現(xiàn)20期累積脈沖響應(yīng)函數(shù)。選擇20期是為了確保脈沖響應(yīng)函數(shù)收斂于零，選擇呈現(xiàn)累積脈沖響應(yīng)函數(shù)而不是等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)，是為了衡量總體效應(yīng)而不是局部效應(yīng)。圖2呈現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)周期對一單位正向財政沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，所有時點(diǎn)的脈沖響應(yīng)函數(shù)均為正數(shù)。這說明當(dāng)財政政策周期擴(kuò)張時，經(jīng)濟(jì)周期也趨于擴(kuò)張，這符合理論依據(jù)，政府通過財政政策的逆周期調(diào)控可以有效平抑經(jīng)濟(jì)波動。然而，從時變趨勢看，1996—2015年，財政政策調(diào)控效率一直下降，這個結(jié)果與陳創(chuàng)練等（2019）[27]的發(fā)現(xiàn)一致，即我國財政支出乘數(shù)一直在下降（時間跨度為1980—2015年）。本文通過較長的樣本區(qū)間提供的一個新的發(fā)現(xiàn)是，在2015年之后，我國財政政策的有效性趨于上升，這可能是因為我國更加注重財政支出結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，更加注重財政資源的合理配置。實際上，近幾年黨中央多次提出“促使財政政策提質(zhì)增效、更可持續(xù)”，財政政策效能不斷提升，市場主體活力不斷增強(qiáng)。

圖3展示了一單位正向經(jīng)濟(jì)周期沖擊下財政政策周期的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)財政政策周期隨著經(jīng)濟(jì)周期上行而發(fā)生正向擴(kuò)張，這說明我國財政政策仍存在一定程度的順周期特征。這個發(fā)現(xiàn)與叢樹海和張源欣（2018）[28]的觀點(diǎn)不謀而合。實際上，我國財政預(yù)算支出確實存在著較強(qiáng)的順周期性，其中的重要原因是，我國財政預(yù)算收入存在順周期性，而財政預(yù)算支出增長嚴(yán)重依賴于財政預(yù)算收入增長，兩者的增長趨勢吻合度非常高。但從時變角度來看，財政政策的順周期特征在不斷衰減，說明我國財政政策的宏觀調(diào)控質(zhì)量在不斷提升，這與付敏杰（2014）[29]的發(fā)現(xiàn)相一致。

圖4和圖5呈現(xiàn)了貨幣政策周期對經(jīng)濟(jì)周期沖擊和物價缺口沖擊的反應(yīng)。從脈沖響應(yīng)函數(shù)的符號看，經(jīng)濟(jì)周期上行和物價缺口上行都會使得貨幣政策周期收縮，這說明歷年來我國中央銀行堅持逆周期的貨幣政策立場。然而，從時變趨勢看，脈沖響應(yīng)函數(shù)的絕對值在不斷下降，說明貨幣政策對產(chǎn)出缺口和物價缺口的反應(yīng)在不斷減弱。那么，為什么貨幣政策對于經(jīng)濟(jì)周期和物價的調(diào)控力度不斷下降呢？可能有以下三個原因：第一，貨幣政策調(diào)控的目標(biāo)函數(shù)中增加了金融穩(wěn)定，中央銀行開始對金融風(fēng)險防范賦予更大的權(quán)重，因此，對經(jīng)濟(jì)增長和物價穩(wěn)定的反應(yīng)趨于減弱；第二，貨幣政策調(diào)控范式逐漸由點(diǎn)調(diào)控向區(qū)間調(diào)控轉(zhuǎn)變，只要經(jīng)濟(jì)運(yùn)行仍維持在合理區(qū)間，貨幣政策只會采取預(yù)調(diào)微調(diào)的手段進(jìn)行干預(yù)，區(qū)間目標(biāo)的盯住使得貨幣政策反應(yīng)存在一定的惰性區(qū)間；第三，在貨幣政策調(diào)控范式由數(shù)量型向價格型轉(zhuǎn)變的過程中，中央銀行有意弱化數(shù)量型調(diào)控手段（或者由于客觀原因無法利用數(shù)量型貨幣政策工具達(dá)成相應(yīng)調(diào)控目標(biāo)），這使得數(shù)量型貨幣政策對產(chǎn)出缺口和物價缺口的反應(yīng)不及預(yù)期?！胺婪督鹑陲L(fēng)險”“區(qū)間調(diào)控”和“量價轉(zhuǎn)型”都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展新階段下的客觀要求，在此背景下，保證貨幣政策的穩(wěn)定性、連續(xù)性和可持續(xù)性對于我國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行至關(guān)重要。

圖6和圖7分別呈現(xiàn)了一單位正向的貨幣政策周期沖擊對產(chǎn)出缺口和物價缺口的影響。不難發(fā)現(xiàn)，貨幣政策周期的擴(kuò)張不僅有助于經(jīng)濟(jì)周期擴(kuò)張，還促使物價提升，這個結(jié)果與現(xiàn)有理論相吻合。貨幣政策對于經(jīng)濟(jì)周期和物價缺口的調(diào)控是有效的。從時變特征看，貨幣政策周期擴(kuò)張對經(jīng)濟(jì)周期的刺激效果在2005年之前呈下降的趨勢，而在2005年之后逐漸上升。而物價恰好相反，在2005年之前，貨幣政策周期擴(kuò)張對調(diào)控物價而言效率不斷上升，但在2005年之后趨于下降。

上面已經(jīng)分析了財政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系、貨幣政策周期和經(jīng)濟(jì)周期的關(guān)系，那么，財政政策周期和貨幣政策周期究竟有什么聯(lián)系呢？當(dāng)對財政政策周期施加一個正向沖擊時，貨幣政策周期如何響應(yīng)？響應(yīng)的方向和幅度是否具備顯著的時變特征呢？圖8展示了相關(guān)的結(jié)果。從脈沖響應(yīng)函數(shù)的符號看，財政政策周期擴(kuò)張會促使貨幣政策周期擴(kuò)張。這個結(jié)果意味著擴(kuò)張性的財政政策一般都能得到擴(kuò)張性貨幣政策的支持。這與李戎和劉力菲（2021）[30]的研究結(jié)論一致，他們發(fā)現(xiàn)正向財政支出沖擊會引起廣義貨幣供應(yīng)量（M2）的擴(kuò)張，我國財政政策擴(kuò)張一般都會伴隨著信貸的擴(kuò)張。此外，還有研究發(fā)現(xiàn)，我國財政政策擴(kuò)張具有貨幣擴(kuò)張效應(yīng)，其原因在于，我國財政部門以國庫集中收付制度為基礎(chǔ)，通過財政收支活動和國庫現(xiàn)金管理活動對市場貨幣流通體系形成了強(qiáng)大的影響力。因此，當(dāng)宏觀調(diào)控以財政政策為主時，貨幣政策通常會給予擴(kuò)張支持。從時變特征看，總體上，財政政策周期對貨幣政策周期的影響不斷增強(qiáng)，貨幣政策對財政政策的協(xié)調(diào)配合程度在不斷改善。那么，反過來，當(dāng)貨幣政策周期擴(kuò)張時，財政政策周期如何響應(yīng)呢？圖9的結(jié)果表明，財政政策周期對于貨幣政策周期擴(kuò)張的反應(yīng)是緊縮性的。這說明當(dāng)運(yùn)用貨幣政策進(jìn)行宏觀調(diào)控時，財政政策支持力度不足，這有可能是因為財政政策要縮減赤字、降低債務(wù)，還要對沖擴(kuò)張性貨幣政策導(dǎo)致的物價上升。如此來看，兩種經(jīng)濟(jì)政策的主次地位有顯著的不同，我國宏觀調(diào)控以財政政策為主，貨幣政策為輔。本文后續(xù)將繼續(xù)利用財政政策和貨幣政策的反應(yīng)函數(shù)，探討政策互動視角下的財政貨幣政策有效性。

（二） 經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期的時變格蘭杰因果關(guān)系檢驗

圖10呈現(xiàn)了財政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期的雙向格蘭杰因果檢驗結(jié)果。左圖檢驗財政政策周期是否為經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰因，2000—2020年，wald統(tǒng)計量均未超過5%顯著性水平下的臨界值，這說明不能拒絕原假設(shè)，因此，財政政策周期并非經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰因。這說明在我國經(jīng)濟(jì)周期的形成中，財政政策周期并非主導(dǎo)的原因，即我國經(jīng)濟(jì)周期波動另有成因。右圖檢驗經(jīng)濟(jì)周期是否為財政政策周期的格蘭杰因，wald統(tǒng)計量同樣小于臨界值，這說明我國經(jīng)濟(jì)周期并非財政政策周期的格蘭杰因。國內(nèi)研究我國財政政策的周期性特征的文獻(xiàn)中，更多將預(yù)算軟約束、地方政府投資競爭等制度因素視為我國財政政策產(chǎn)生順周期特征的原因。因此，財政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期之間不存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，意味著我國財政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期之間未能形成耦合關(guān)系。

圖11呈現(xiàn)了貨幣政策周期和經(jīng)濟(jì)周期的雙向格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果。左圖檢驗了貨幣政策周期是否為經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰因，結(jié)果顯示，只有在2013—2018年，wald統(tǒng)計量才超過臨界值，在此區(qū)間內(nèi)貨幣政策周期是經(jīng)濟(jì)周期的格蘭杰因。此時的貨幣政策保持穩(wěn)健中性的立場，更加注重預(yù)調(diào)微調(diào)，為穩(wěn)定市場信心和穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)周期打下了重要的政策基礎(chǔ)。右圖檢驗了經(jīng)濟(jì)周期是否為貨幣政策周期的格蘭杰因，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有在2015年之后，wald統(tǒng)計量才超過臨界值，經(jīng)濟(jì)周期才對貨幣政策周期具有預(yù)測作用。這意味著經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以后，貨幣政策周期基本上已經(jīng)形成了對經(jīng)濟(jì)周期的錨定作用，兩者已經(jīng)開始呈現(xiàn)出耦合的態(tài)勢。實際上，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以來，中央銀行更加強(qiáng)調(diào)貨幣政策的預(yù)調(diào)微調(diào)，增強(qiáng)政策調(diào)控的預(yù)見性、針對性和有效性，在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長的同時，繼續(xù)為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整營造穩(wěn)定的貨幣金融環(huán)境。貨幣政策保證了連續(xù)性、穩(wěn)定性和可持續(xù)性，政策視野更加具有前瞻性，工具手段凸顯靈活性和有效性，這對穩(wěn)定我國經(jīng)濟(jì)周期發(fā)揮了重要作用。

總體上，基本可以確定，經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的格蘭杰因果關(guān)系主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)周期和貨幣政策周期之間，且只有在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)之后才發(fā)生。然而，財政政策周期和經(jīng)濟(jì)周期之間還未形成明顯的耦合關(guān)系。未來我國必須加強(qiáng)對經(jīng)濟(jì)周期趨勢的實時監(jiān)測，在進(jìn)行財政預(yù)算安排時考慮經(jīng)濟(jì)周期的信息，加強(qiáng)財政政策的逆周期調(diào)控機(jī)制設(shè)計。與此同時，建立穩(wěn)健的中長期財政框架，加強(qiáng)政策前瞻性，保證財政政策的長期可持續(xù)性，不斷完善財政政策的跨周期優(yōu)化設(shè)計。

（三） 政策周期互動視角下的財政貨幣政策有效性分析

在經(jīng)典的IS-LM模型中，財政政策可以影響IS曲線，而貨幣政策影響LM曲線，但該模型假設(shè)財政政策和貨幣政策之間是外生的。從經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實看，財政政策和貨幣政策之間往往是內(nèi)生的，兩者常常呈現(xiàn)出互動的態(tài)勢。學(xué)術(shù)界提出許多有關(guān)財政政策和貨幣政策內(nèi)生關(guān)聯(lián)的理論假說，包括價格決定的財政理論、財政赤字貨幣化等等。此處通過將財政貨幣政策之間的互動特征納入局部投影模型，研究政策互動對財政政策和貨幣政策有效性的影響。

圖12呈現(xiàn)了不同貨幣政策反應(yīng)下GDP對一單位財政沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，其中虛線是貨幣政策反應(yīng)為收縮情形時GDP對財政支出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，而實線是貨幣政策反應(yīng)為擴(kuò)張情形時GDP對財政支出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，深色區(qū)域和圓圈虛線包圍的區(qū)域為95%的置信區(qū)間。從中可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)貨幣政策采取擴(kuò)張反應(yīng)時，GDP對財政支出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)在第1期有最大值，然后很快衰減到零。這說明當(dāng)采取擴(kuò)張性的財政政策，而貨幣政策給予寬松立場支持時，財政政策有效性在短期內(nèi)較大，但并不具備可持續(xù)性。當(dāng)貨幣政策采取緊縮反應(yīng)時，GDP對財政沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)在短期內(nèi)為負(fù)數(shù)，但很快轉(zhuǎn)為正數(shù)，直到第8期才收斂于零，財政政策在中期有更高的效率。通過對比可知，當(dāng)貨幣政策反應(yīng)為擴(kuò)張時，財政政策有效性在短期內(nèi)有效性強(qiáng)，但中期效果較差；當(dāng)貨幣政策反應(yīng)為緊縮時，財政政策有效性在短期較差，而在中期較強(qiáng)。因此，貨幣政策反應(yīng)主要從期限結(jié)構(gòu)層面對財政政策有效性產(chǎn)生影響，擴(kuò)張性的貨幣政策反應(yīng)使得財政政策在短期有較高的“穩(wěn)增長”效應(yīng)，而緊縮性的貨幣政策反應(yīng)使得財政政策的“穩(wěn)增長”效應(yīng)延遲滿足。由于前文發(fā)現(xiàn)我國的貨幣政策反應(yīng)是擴(kuò)張性的，而且隨著時間不斷增加，因此，可以判斷，我國財政政策和貨幣政策的互動模式更加偏向于財政政策具有短期的有效性。這是由“穩(wěn)增長”的迫切性決定的，無論是亞洲金融風(fēng)暴、全球金融危機(jī)還是新冠肺炎疫情時期，我國財政政策都采取了顯著的逆周期擴(kuò)張立場，也都產(chǎn)生了立竿見影的影響，迅速穩(wěn)定了經(jīng)濟(jì)增長。但財政政策的中長期效力明顯不足，逆周期的財政政策無法根本性地扭轉(zhuǎn)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性下行趨勢，且地方政府債務(wù)正以較快的速度增長，當(dāng)前財政空間受限和財政可持續(xù)性承壓。未來我國必須想方設(shè)法促使財政政策提質(zhì)增效，同時堅持“開源”和“節(jié)流”并重，建立中長期穩(wěn)健的財政框架，強(qiáng)化財政政策的有效性和可持續(xù)性。

圖12：不同貨幣政策反應(yīng)下財政政策“穩(wěn)增長”效應(yīng)的對比

圖13呈現(xiàn)了不同財政政策反應(yīng)情形下GDP對一單位貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線是財政政策反應(yīng)為收縮情形時的估計結(jié)果，實線為財政政策反應(yīng)為擴(kuò)張情形時的估計結(jié)果，深色區(qū)域和圓圈虛線包圍的區(qū)域為95%置信區(qū)間。通過對比可知，當(dāng)發(fā)生一個正向的貨幣政策沖擊時，如果財政政策的反應(yīng)是擴(kuò)張性的，GDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)前兩期在零附近徘徊，但從第三期開始就會顯著上升，中期效應(yīng)較強(qiáng)，并且有較強(qiáng)的持續(xù)性，因此，財政政策反應(yīng)為擴(kuò)張情形時貨幣政策有效性主要集中在中期。反觀財政政策反應(yīng)為收縮情形時，貨幣政策沖擊的短期效應(yīng)顯著，但從第3期開始衰減，中期效應(yīng)相對較小。通過對比可知，財政政策反應(yīng)為緊縮情形時貨幣政策的“穩(wěn)增長”效應(yīng)主要體現(xiàn)在短期，而財政政策反應(yīng)為擴(kuò)張情形時貨幣政策的“穩(wěn)增長”效應(yīng)主要體現(xiàn)在中期。根據(jù)前文TVP-VAR模型的測算結(jié)果，我國財政政策反應(yīng)呈現(xiàn)收縮態(tài)勢，但收縮的程度不斷減小，意味著我國當(dāng)前貨幣政策“穩(wěn)增長”的效應(yīng)雖然體現(xiàn)在短期，但有向中長期有效性靠攏的趨勢。

綜合概括上述財政政策和貨幣政策互動視角下的政策有效性分析結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，歷年來我國財政政策和貨幣政策的互動模式的主要功效是提升了各自短期的“穩(wěn)增長”效應(yīng)，但對中長期經(jīng)濟(jì)的提升效應(yīng)并不是十分顯著。宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控不僅要求經(jīng)濟(jì)政策的及時性和有效性，更需要政策效果的穩(wěn)定性和可持續(xù)性。未來我國應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步探索和完善財政政策和貨幣政策的協(xié)調(diào)機(jī)制，通過良性的互動和配合，既要保證經(jīng)濟(jì)政策的短期有效性，還要強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)政策的中長期效應(yīng)。在地方政府債務(wù)壓力不容樂觀以及貨幣政策空間進(jìn)一步遭受擠壓的經(jīng)濟(jì)背景下，提升經(jīng)濟(jì)政策有效性有利于以更小的政策負(fù)擔(dān)（或政策成本）實現(xiàn)合意的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。

五、結(jié)論和政策建議

本文綜合使用了時變參數(shù)向量自回歸模型、時變格蘭杰因果檢驗?zāi)Ｐ秃头蔷€性局部投影模型，依次研究了中國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的時變關(guān)聯(lián)、因果次序以及政策互動視角下的財政貨幣政策有效性，主要得到如下幾點(diǎn)研究結(jié)論：（1）TVP-VAR模型結(jié)果顯示，第一，我國財政政策周期和貨幣政策周期的收縮或擴(kuò)張，會促使經(jīng)濟(jì)周期同向變動，這說明合理運(yùn)用財政政策和貨幣政策可以有效調(diào)控經(jīng)濟(jì)周期。第二，在經(jīng)濟(jì)周期變動時，我國財政政策的反應(yīng)仍具有一定的順周期性，但順周期的程度在不斷減弱；貨幣政策應(yīng)對經(jīng)濟(jì)周期的立場一直表現(xiàn)出逆周期特性，但貨幣政策對經(jīng)濟(jì)周期沖擊和通貨膨脹沖擊的反應(yīng)在不斷減弱，這可能歸咎于“金融穩(wěn)定”“區(qū)間調(diào)控”或“量價轉(zhuǎn)型”。第三，從財政政策周期和貨幣政策周期的互動模式看，我國宏觀調(diào)控以財政政策為主，貨幣政策為輔。這主要體現(xiàn)在，擴(kuò)張性的財政政策通常能夠使得貨幣供應(yīng)量擴(kuò)張，但擴(kuò)張性的貨幣政策卻引起財政緊縮。（2）時變格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，我國經(jīng)濟(jì)周期和經(jīng)濟(jì)政策周期之間的格蘭杰因果關(guān)系主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)周期和貨幣政策周期之間，且只有在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)之后兩者才呈現(xiàn)出明顯的耦合關(guān)系。（3）當(dāng)前我國財政政策和貨幣政策的互動模式的主要功效是提升了各自穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長的短期有效性，而中長期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不顯著。

基于以上研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：（1）當(dāng)前我國財政政策仍存在一定的順周期性，必須加強(qiáng)財政政策的逆周期調(diào)控機(jī)制設(shè)計。這就需要進(jìn)一步規(guī)范地方政府的財政行為，加強(qiáng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)周期監(jiān)測，在進(jìn)行財政預(yù)算安排時適當(dāng)考慮到經(jīng)濟(jì)周期的信息，向經(jīng)濟(jì)收縮地區(qū)給予財政資源傾斜，向經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張地區(qū)給予財政擴(kuò)張約束，從制度上完善逆周期財政政策設(shè)計，才能有效避免順周期的財政政策加劇經(jīng)濟(jì)波動，更好地為實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)周期的穩(wěn)定提供政策支持。（2）增強(qiáng)貨幣政策透明度，在合理判斷經(jīng)濟(jì)周期演化趨勢的基礎(chǔ)上，充分發(fā)揮預(yù)調(diào)微調(diào)的作用，增強(qiáng)政策前瞻性，加強(qiáng)與市場經(jīng)濟(jì)主體的溝通，以更低的政策成本兼顧穩(wěn)增長和防風(fēng)險的雙重目標(biāo)。（3）當(dāng)前我國財政政策和貨幣政策的互動模式雖然能確保短期內(nèi)的穩(wěn)增長效果，但中長期效應(yīng)并不顯著。因此，我國應(yīng)該進(jìn)一步健全財政政策和貨幣政策的協(xié)調(diào)配合機(jī)制，探索能夠產(chǎn)生更加有效、穩(wěn)定、可持續(xù)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的政策組合，包括不同經(jīng)濟(jì)階段的政策松緊搭配組合以及政策工具組合，避免財政政策和貨幣政策各自為政導(dǎo)致目標(biāo)沖突和效應(yīng)遞減。

注：

①反向薩伊定理，即需求不足導(dǎo)致供給下滑（Summers和Lawrence，2015）[31]。

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