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基于结构基本预算缺口的我国财政政策可持续性检验 |
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| 基于结构基本预算缺口的我国财政政策可持续性检验 |
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作者：佚名 文章来源：本站原创 点击数： 更新时间：2008-7-28 13:45:58  |
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一、引言
1998年以来，为了扩大内需，国家实行了积极的财政政策，极大地促进了经济增长，减轻了经济周期波动。然而，积极财政政策的实施造成了财政赤字和国债余额的迅速膨胀，使得财政政策的可持续性(sustainability)逐渐成为我国财政理论研究的焦点。
到目前为止，国际上评价财政政策可持续性的方法主要有两种，一是利用关于公共部门偿债能力的会计方法，测算可持续赤字水平。如果基本赤字的实际值低于可持续值，财政政策就是可持续的；否则，是不可持续的。另一种方法是按照新古典的偿债能力法，检验公共债务的非蓬齐博弈条件(no-Ponzi-game)，或检验政府是否满足现值借款约束条件。如果政府的财政行为满足该条件，财政政策就是可持续的；反之，是不可持续的。本文主要参考第一种方法：给定经济增长率和真实利率，如果基本赤字使政府的债务负担率固定不变或不再持续上升，则它就是可持续的。然而，第一种方法在评价财政政策的可持续性时使用的是实际赤字指标，这在国际上普遍被认为是不合理的，主要是因为：
政府实际赤字既反映了经济的短期影响，也包括了经济的长期影响(RobertHagamann，1999)[1]。前者主要是指因实际产出偏离潜在产出而引起的支出和收入的周期性波动，属于财政的自动稳定器范畴(antomatic stabilizers)，它反映了政府控制之外因素的影响。相比而言，长期影响主要源于政府的相机抉择财政政策(discretionary fiscal policy)，指的是预算赤字的结构性成分(Patrice Muller and Robert，1984)，是真正反映一国财政态势(fiscal stance)的指标。
在评价财政政策的过程中，区分结构性赤字和周期性赤字是必要的。如果不加区分，我们就会错误地根据预算余额的周期性波动而过高或过低调整财政杠杆(fiscal levers)，使得旨在抵消短期影响的相机抉择财政政策趋于失败，即可能会增加经济主体决策的不确定性，又可能在中期上导致不可持续的债务积累。通过把预算余额中的周期性成分分离出去，可以使得财政支出和税收的长期过程得到更有效的控制。
国内关于财政政策可持续性的研究很少，余永定(2000)提出了研究财政稳定性的一个理论框架，但在其框架中考虑的因素并不全面；张春霖(2000)提出了公共部门的预算约束，但其研究仅停留在传统的定性分析上；马栓友(2001)[2]定量分析了我国财政政策的可持续性问题，但其采用的是实际预算赤字指标，由于上面提到的原因，该研究仍不完善。
国外关于财政政策可持续性的研究很多，但重视结构预算指标还是近几年才开始的，其中比较典型的研究是Brandner(1998)[3]，研究了结构赤字和财政可持续性之间的关系，认为如果结构基本预算缺口(structural primary gap)达到平衡或者盈余，就可认为财政政策在中期上是可持续的。本文正是借鉴Brandner(1998)的成果来检验我国财政政策的可持续性问题。
本文第二部分，主要是利用基于新凯恩斯型动态模型的状态空间模型估计我国的潜在产出和产出缺口；在第三部分中，根据第二部分的估计结果，我们利用Patrice Muller and Robert(1984)的方法来估计我国的结构性预算余额和周期性预算余额；在第四部分，我们计算了结构基本预算缺口指标，并借此检验了我国财政政策的可持续性；最后给出本文的主要结论。
二、我国潜在产出的估计
结构预算余额是建立在这样的假设之上的：潜在产出反映经济的长期潜在的增长，实际产出总是随着经济周期的循环围绕潜在产出水平上下波动。从而实际预算余额也总是围绕结构预算余额上下波动(Claude Giorno，Pete Richardson，1995)[4]。为了将财政预算余额中的周期性成分分离出来，必须对潜在产出和产出缺口进行估计。
刘斌(2001)[5]认为，多变量状态空间模型估计的潜在产出和产出缺口在经济解释上更加合理。鉴于此，本文对于潜在产出的估计是采用基于新凯恩斯型动态模型的多变量状态空间模型。
(一)模型的提出
本文所用的状态空间模型是依据美国学者Laubach和Williams(2003)提出的产出缺口和短期自然利率的关系模型[6]。
其中，相对价格冲击x[,t]是以原材料购进价格指数衡量的通货膨胀与核心通货膨胀π[,t]之差①，这是因为我国有效需求不足，经济增长模式仍为资本拉动型，通货膨胀主要来自供给或成本方面的推动，因此我们在模型中主要考虑的是原材料购进价格对一般物价水平的冲击。
显然，(1)式为IS曲线，(2)式为总供给曲线，二者组成的方程系统即为新凯恩斯型动态模型。
根据相关的经济理论知，短期自然利率由长期自然利率和需求冲击两部分构成。因此我们指定：
其中，g[,t]是潜在经济增长率，它与长期自然利率近似一致，即系数θ应近似为1，z[,t]表示影响短期自然利率的其他需求冲击成分，这里假定它服从以下自回归过程：
另外，在不存在其他扰动时，潜在产出水平以潜在增长率的速度增长：
这里又假定潜在增长率服从如下自回归过程：
式(1)-(6)构成了本文的状态空间模型，其中(1)和(2)为量测方程(或信号方程)，(3)-(6)为转移方程(或状态方程)，各式中的滞后长度是适应性选择的结果。
(二)单位根检验和协整检验
我们选用1996年1季度到2004年4季度的数据②为样本。为了避免伪回归问题，状态空间模型要求变量是平稳的或者存在协整关系[7]，因此我们首先对模型中的四个可观测变量③：实际产出的对数y[,t]、实际利率r[,t]、核心通货膨胀π[,t]、相对价格冲击x[,t]进行单位根检验，以判断其平稳性。
表1列出了模型中各个变量的ADF检验和PP检验结果，其中符号△表示序列的一阶差分。根据表1可知，在5％的显著性水平下，实际产出的对数、实际利率、核心通货膨胀和相对价格冲击均为非平稳序列，且服从一阶单整过程。因此我们需要对这些单整序列进行协整检验来确定它们之间是否存在长期稳定关系。
本文利用Johansen协整检验来判断模型各方程所包含的时间序列之间的长期稳定关系，检验结果如表2、表3所示，其中r表示协整关系的个数，*号表示在5％的水平下显著。
从表2、表3可以看出，在5％的显著性水平下，实际产出的对数y[,t]和实际利率r[,t]之间至少存在一个显著的协整关系；实际产出的对数y[,t]、核心通货膨胀π[,t]和相对价格冲击x[,t]之间同样至少存在一个显著的协整关系。因此，我们建立的量测方程(1)和(2)不存在伪回归问题。
(三)模型的估计结果
我们用Kalman滤波对模型进行了估计，模型参数的估计值如表4所示。
表4 模型参数的估计结果
系数 α1 α2 α3 β1 β2 β3 β4 β5 θ φ
估计值 0.6402 0.1651 0.6999 0.3329 0.5017 0.2015 0.1898 0.1796 1.00001 0.9863
P值 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.00013 0.0000 |
从表4可以看出，各估计参数均显著非零，并且所有参数的估计结果均为正，与IS曲线和新凯恩斯总供给曲线所揭示的变量关系完全一致。
根据估计出来的模型，得到我国产出缺口指标，其结果如图1所示。
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