第二章　財政政策周期性與非對稱效應研究

第一節 基于多變量狀態空間模型的潛在產出估計

周期性預算余額是由經濟周期波動決定的，它體現了經濟運行對財政平衡的決定作用，是內生變量。它隨著經濟周期波動而自動產生和增減，是經濟周期波動的反映。當經濟陷入衰退時，由于GDP增長減慢或下降，失業人數增加，收入減少，所得稅總額降低，實行超額累進所得稅的國家更為明顯。而同時，政府支出卻趨向于增加，維持性支出難以減少，制度性社會福利支出和失業救濟金要大幅增加，于是不可避免地將自動產生或增加周期性赤字，盡管稅收制度和政府支出制度沒有任何改變。反之，當經濟處于繁榮時期，政府稅收增加，相關支出減少，這部分赤字將隨之減少。結構性預算余額和周期性預算余額建立于如下假設之上：潛在產出反映經濟的長期潛在的增長，實際產出總是隨著經濟周期的循環圍繞潛在產出水平上下波動，從而實際預算余額也總是圍繞結構性預算余額上下波動(Claude Giorno, Pete Richardson,1995)。

為了將財政預算余額中的周期性成分分離出來，必須對潛在產出和產出缺口進行估計。所謂潛在產出是對應于生產資源得到充分利用時的產出水平(薩繆爾森、諾德豪斯，1992)。由于實際經濟是隨著經濟景氣波動圍繞潛在產出上下波動的，在經濟擴張時期，由于機器開工率和就業率的提高等，生產要素得到充分利用，實際產出增加，這使得實際產出有時超過潛在產出水平；反之，經濟收縮時期，失業增加，生產要素不能得到充分利用，實際產出無法達到其潛在產出水平。實際產出和潛在產出之間的偏離被稱為產出缺口。產出缺口反映了經濟資源的利用效率，從而也屬于周期性指標。產出缺口在經濟學上的表示方法很多，最常見的是表示成潛在產出的百分數，即實際產出的對數與潛在產出的對數之差，即

這里，GDPGAP表示產出缺口；GDP表示實際產出；GDPp表示潛在產出。

要注意的是，潛在GDP不代表經濟的最大物質生產能力，而是表示在不引起通貨膨脹的情況下的最大可能產出。在現實經濟運行中，經濟過熱，實際GDP高于潛在GDP水平時，GDP偏移率為正數；經濟衰退，實際GDP低于潛在GDP水平時，GDP偏移率為負數。最理想的經濟運行是在低通貨膨脹的情況下，GDP偏移率很小。但是有些時候為了避免惡性的通貨膨脹，不得不選擇負GDP偏移率的經濟運行軌跡(薩繆爾森、諾德豪斯, 1992)。

到目前為止，潛在產出的估計方法很多，Canova(1993)、Nicoletti和Reichlin(1993)、Dupasquier(1999)以及Iris Claus(2000)認為目前估計方法主要分為三類：第一是使用機械的濾波，如HP濾波和BP濾波(Baxter和King，1991)；第二是生產函數法(Torres和Martin，1989)；第三是利用狀態空間模型(Apel和Jansson，1999)。雖然從經濟學角度使用生產函數方法更具有說服力，但存在兩個弊端：一是生產函數形式難以確定；二是所用數據在國內不易得到或有缺陷。而HP濾波方法的使用也存在兩個問題：一是端點問題(end-point problem)；二是該方法不能很好地處理結構突變問題，在選擇反映趨勢產出(trend output)估計方差的參數上具有很大的隨意性。劉斌(2001)認為，多變量狀態空間模型估計的潛在產出和產出缺口在經濟解釋上更加合理。鑒于此，本部分對于潛在產出的估計采用基于新凱恩斯型動態模型的多變量狀態空間模型。

一、模型的提出

本部分所用的狀態空間模型基于美國學者Laubach和Williams(2003)提出的產出缺口和短期自然利率的關系模型而建立。

令y_t為實際產出的對數，y^*_t為潛在產出的對數，r_t為實際短期利率，r^*_t為短期自然利率。可將Laubach和Williams(2003)中IS曲線改寫如下：

y_t－y^*_t=α₁(y_t－1－y^*_t－1)+α₂(y_t－2－y^*_t－2)

－α₃［(r_t－1－r^*_t－1)+(r_t－2－r^*_t－2)］/2+ε_1t (2—1)

其中，y_t－y^*_t為產出缺口；r_t－r^*_t為實際利率缺口；ε_1t為序列不相關的擾動誤差。

(2—1)式表明，產出缺口由其自身的滯后值、滯后的實際利率缺口和一個隨機誤差所決定。根據經濟理論，該式中各系數均為正，右邊第三項前面的負號表明IS曲線向右下方傾斜。實際利率缺口越大，產出缺口越小，反之亦然。

根據Laubach和Williams(2003)所描述的新凱恩斯總供給曲線來識別潛在產出水平。核心通貨膨脹率π_t由自身的滯后值、產出缺口、相對價格沖擊x_t和序列不相關的擾動誤差ε_2t所決定：

其中，相對價格沖擊x_t是以原材料購進價格指數衡量的通貨膨脹率π^m_t與核心通貨膨脹率π_t之差^注13，這是因為我國有效需求不足，經濟增長模式仍為資本拉動型，通貨膨脹主要來自供給或成本方面的推動，因此在模型中主要考慮的是原材料購進價格對一般物價水平的沖擊。

顯然，(2—1)式為IS曲線，(2—2)式為總供給曲線，二者組成的方程系統即為新凱恩斯型動態模型。

根據相關的經濟理論可知，短期自然利率由長期自然利率和需求沖擊兩部分構成。因此我們指定

r^*_t=θ·g_t+z_t (2—3)

其中，g_t是潛在經濟增長率，它與長期自然利率近似一致，即系數θ應近似為1；z_t表示影響短期自然利率的其他需求沖擊成分，這里假定它服從以下自回歸過程，即

z_t=φ·z_t－1+ε_3t (2—4)

另外，在不存在其他擾動時，潛在產出水平以潛在增長率增長：

y^*_t=y^*_t－1+g_t－1+ε_4t (2—5)

這里又假定潛在增長率服從如下自回歸過程：

g_t=g_t－1+ε_5t (2—6)

(2—1)式~(2—6)式構成了本部分的狀態空間模型，其中(2—1)式和(2—2)式為量測方程(或信號方程)，(2—3)式~(2—6)式為轉移方程(或狀態方程)，各式中的滯后長度是適應性選擇的結果。

二、單位根檢驗和協整檢驗

這里選用1996年第一季度到2004年第四季度的數據^注14為樣本。為了避免偽回歸問題，狀態空間模型要求變量是平穩的或者存在協整關系。因此首先對模型中的四個可觀測變量^注15實際產出的對數y_t、實際利率r_t、核心通貨膨脹率π_t、相對價格沖擊x_t進行單位根檢驗，以判斷其平穩性。

表2—1列出了模型中各個變量的ADF檢驗和PP檢驗結果，其中符號Δ表示序列的一階差分。根據表2-1可知，在5%的顯著性水平下，實際產出的對數、實際利率、核心通貨膨脹率和相對價格沖擊均為非平穩序列，且服從一階單整過程。因此還需要對這些單整序列進行協整檢驗來確定它們之間是否存在長期穩定關系。

*表示在5%的水平下顯著，**表示在1%的水平下顯著。

利用Johansen協整檢驗來判斷模型各方程所包含的時間序列之間的長期穩定關系，檢驗結果如表2—2、表2—3所示，其中r表示協整關系的個數，*號表示在5%的水平下顯著。

從表2—2、表2—3可以看出，在5%的顯著性水平下，實際產出的對數y_t和實際利率r_t之間至少存在一個顯著的協整關系；實際產出的對數y_t、核心通貨膨脹率π_t和相對價格沖擊x_t之間同樣至少存在一個顯著的協整關系。因此，我們建立的量測方程(2—1)式和(2—2)式不存在偽回歸問題。

三、模型估計結果

本部分用Kalman濾波對模型進行了估計，模型參數的估計值如表2—4所示。

從表2—4可以看出，各估計參數均顯著非零，并且所有參數的估計結果均為正，與IS曲線和新凱恩斯總供給曲線所揭示的變量關系完全一致。

根據估計出來的模型，得到我國潛在產出的估計結果如表2—5所示。

我國產出缺口的估計值如圖2—1所示。

圖2—1 我國1996年第一季度—2004年第四季度產出缺口估計結果