不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下政府支出乘數(shù)的差異性研究

林 桐 王文甫

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 1.統(tǒng)計(jì)學(xué)院 2.財(cái)稅學(xué)院，四川 成都 611130)

財(cái)貿(mào)研究2017.8

不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下政府支出乘數(shù)的差異性研究

林 桐1王文甫2

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 1.統(tǒng)計(jì)學(xué)院 2.財(cái)稅學(xué)院，四川 成都 611130)

鑒于我國財(cái)政支出政策具有非線性效應(yīng)特征，最終在帶交互效應(yīng)的參數(shù)時(shí)變面板結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(TVP-PSVAR)基礎(chǔ)上的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)過熱及經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，較低貿(mào)易開放度下政府投資支出政策效果更顯著，其他正常時(shí)期較高貿(mào)易開放度下政府投資支出乘數(shù)較大；而整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，較低貿(mào)易開放度下政府消費(fèi)支出乘數(shù)更大。整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，較低政府債務(wù)率都將導(dǎo)致較高的政府投資支出乘數(shù)及政府消費(fèi)支出乘數(shù)。經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的省份政府投資支出乘數(shù)更大，其他時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的省份政府投資支出乘數(shù)更大；除了經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期的其他樣本區(qū)間內(nèi)，較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份基本具有較高的政府消費(fèi)支出乘數(shù)。

不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)；政府支出乘數(shù)；TVP-PSVAR模型

一、 引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

2009年以來各國通過實(shí)施大規(guī)模擴(kuò)張性財(cái)政政策來化解金融危機(jī)，例如美國推出了“2009美國復(fù)蘇與再投資法案”，我國政府制定了“4萬億”投資計(jì)劃等，再次引起了學(xué)術(shù)界的廣泛討論，爭(zhēng)議的重點(diǎn)就是財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)出等宏觀變量的影響及其有效性、政府支出乘數(shù)的大小等問題。對(duì)于我國而言，政府是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)力量，合理評(píng)估財(cái)政政策的效應(yīng)顯得尤為重要。

關(guān)于財(cái)政政策對(duì)總體經(jīng)濟(jì)的影響或政府支出乘數(shù)，國內(nèi)外開展了大量的研究，總的來看，主要集中在兩個(gè)方面：

一是關(guān)于財(cái)政政策的有效性。例如Blanchard et al.(2002)將SVAR模型應(yīng)用于財(cái)政政策的分析，強(qiáng)調(diào)首先利用制度信息來估計(jì)稅收和政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的穩(wěn)定器反應(yīng)；Perotti et al.(2007)基于Blanchard et al.(2002)的識(shí)別方法分別得出5個(gè)OECD國家不同樣本期的政府支出乘數(shù)在-2.3—3.7；Mountford et al.(2005)采用符號(hào)識(shí)別計(jì)算得出美國短期政府支出乘數(shù)為0.65，長期政府支出乘數(shù)為-1。另外，鑒于DSGE模型的建立主要是以住戶、廠商、銀行、政府等經(jīng)濟(jì)主體的微觀經(jīng)濟(jì)行為為基礎(chǔ)，避免了SVAR類模型設(shè)定及識(shí)別的隨意性(Cooley et al.,1998;Chari et al.,2005)，在此基礎(chǔ)上Christiano et al.(2010)研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于零利率下限時(shí)政府支出乘數(shù)會(huì)有更高的乘數(shù)效應(yīng)；王國靜等(2014)在考慮政府消費(fèi)和私人消費(fèi)之間的埃奇沃思互補(bǔ)性、政府投資的外部性及財(cái)政政策規(guī)則的內(nèi)生性的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個(gè)大型DSGE模型，分別估計(jì)得到我國的政府消費(fèi)乘數(shù)為0.7904，政府投資乘數(shù)為6.1130。梳理已有文獻(xiàn)，可以發(fā)現(xiàn)關(guān)于財(cái)政政策有效性的測(cè)算并沒有一致結(jié)果，究其原因，關(guān)鍵在于以上文獻(xiàn)實(shí)證方法采用的都是線性的VAR類、DSGE模型，最終得到的財(cái)政政策效應(yīng)也是線性的，鑒于此，Auerbach et al.(2013)、Candelon et al.(2011)等基于門限向量自回歸(TVAR)、平滑轉(zhuǎn)移門限向量自回歸(STVAR)、區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸(MS-VAR)等非線性計(jì)量模型研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政政策效應(yīng)是非線性的，在這些模型的基礎(chǔ)上，國內(nèi)如王立勇等(2009)、方紅生等(2010)、李永友(2012)、儲(chǔ)德銀等(2014)等也相繼證明了我國財(cái)政政策的非線性或非對(duì)稱效應(yīng)。相比于TVAR與STVAR等非線性模型，MS-VAR模型雖然無需預(yù)先設(shè)定轉(zhuǎn)移變量，在一定程度上避免了模型的誤設(shè)(王立勇 等，2015)，但是這三類模型更多地是體現(xiàn)一種突變、跳躍的非線性變化過程，不能有效刻畫財(cái)政政策效應(yīng)長期、漸近式的變化，黃威等(2011)、金春雨等(2016)等利用參數(shù)時(shí)變向量自回歸(TVP-VAR)模型討論了我國財(cái)政支出政策的效應(yīng)。

二是關(guān)于在不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下政府支出乘數(shù)的差異性研究，也可理解為對(duì)政府支出乘數(shù)影響因素的探討。關(guān)于這一方面，國外研究已經(jīng)取得了一定的成果，例如：Ilzetzki et al.(2013)利用44個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)討論了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、匯率機(jī)制、貿(mào)易開放度以及政府債務(wù)狀況對(duì)政府支出乘數(shù)的影響，結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的，固定匯率機(jī)制，貿(mào)易開放度較低的，政府債務(wù)較高的國家政府支出乘數(shù)更大；Corsetti et al.(2012)基于17個(gè)OECD國家來考察匯率機(jī)制、政府債務(wù)狀況及金融危機(jī)對(duì)政府支出乘數(shù)的影響，結(jié)論與Ilzetzki et al.(2013)一致，同時(shí)發(fā)現(xiàn)在金融危機(jī)時(shí)政府支出乘數(shù)更高；Born et al.(2013)利用面板向量自回歸(PVAR)模型研究OECD匯率機(jī)制對(duì)政府支出乘數(shù)的影響，發(fā)現(xiàn)雖然固定匯率的國家政府支出乘數(shù)更大，但是政府支出傳導(dǎo)路徑與傳統(tǒng)的蒙代爾模型并不一致，并基于新凱恩斯模型解釋了這種差異性。綜上，可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下政府支出乘數(shù)的差異性研究仍然存在兩個(gè)問題：其一，國外研究主要發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放度、匯率機(jī)制、政府債務(wù)率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等會(huì)對(duì)政府支出乘數(shù)產(chǎn)生影響，而國內(nèi)關(guān)于這方面的討論稍顯缺乏；其二，國內(nèi)外研究都沒有將財(cái)政支出政策可能具有的非線性特征納入到不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境政府支出乘數(shù)差異性的研究中，鑒于國內(nèi)眾多研究(王立勇 等，2009；方紅生 等，2010；李永友，2012；儲(chǔ)德銀 等，2014；等等)已經(jīng)證實(shí)我國財(cái)政政策的效應(yīng)確實(shí)存在一定的時(shí)變特征，那么不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下政府支出乘數(shù)的差異性是否也存在一定的時(shí)變特征呢？如果存在，那么在假設(shè)不同環(huán)境下差異性是一成不變的基礎(chǔ)上研究政府支出乘數(shù)效應(yīng)可能就會(huì)得到錯(cuò)誤的政策啟示。

據(jù)此，并考慮到我國統(tǒng)一的匯率制度，本文將借鑒Ilzetzki et al. (2013)的思路探討不同貿(mào)易開放度、政府債務(wù)狀況以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下我國政府支出乘數(shù)的差異性，即以貿(mào)易開放度、政府債務(wù)率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，將我國31個(gè)省份分為貿(mào)易開放度/政府債務(wù)率/經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高和較低兩組，分別基于時(shí)變面板結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(TVP-PSVAR)計(jì)算這兩組政府支出乘數(shù)并探討其差異性。與已有研究相比，本文具有以下特點(diǎn)：第一，關(guān)于政府支出乘數(shù)的影響因素，國內(nèi)文獻(xiàn)很少涉及，本文全面系統(tǒng)地探討了貿(mào)易開放度、政府債務(wù)率以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)我國政府投資支出乘數(shù)、政府消費(fèi)支出乘數(shù)的影響；第二，與國外已有研究不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下政府支出乘數(shù)差異性的相關(guān)文獻(xiàn)不同，本文考慮到我國財(cái)政政策效應(yīng)所存在的非線性效應(yīng)特點(diǎn)，將不再假設(shè)不同環(huán)境下政府支出乘數(shù)的差異結(jié)果是一成不變的，而是試圖探討其差異性是否存在時(shí)變特征；第三，關(guān)于TVP-PSVAR模型的估計(jì)，國內(nèi)外文獻(xiàn)鮮有討論，本文借鑒TVP-VAR的估計(jì)思路，試圖在狀態(tài)空間框架下完善TVP-PSVAR模型的估計(jì)方法。

二、 計(jì)量模型設(shè)定及其估計(jì)

(一)TVP-PSVAR模型的設(shè)定

為了探討不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)政府支出乘數(shù)的影響，Ilzetzki et al.(2013)建立模型得到財(cái)政支出沖擊對(duì)產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)函數(shù)：

Ayit=Γ1yi,t-1+…+Γpyi,t-p+λi+ft+Bεit

(1)

模型(1)的設(shè)定存在兩個(gè)問題：一是假設(shè)各系數(shù)矩陣A,Γ1,…,Γp不隨時(shí)間以及個(gè)體的變化而不同，并且沒有考慮到我國漸近式的改革實(shí)踐勢(shì)必不會(huì)導(dǎo)致一成不變的財(cái)政政策效應(yīng)；二是假設(shè)共同因子ft對(duì)不同個(gè)體存在相同效應(yīng)，而這顯然是不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)直覺的。因此，借鑒Bai(2009)和楊繼生等(2013)，將個(gè)體與時(shí)間的交互效應(yīng)引入模型(1)，最終使用的TVP-PSVAR模型設(shè)定如下：

Ayit=Γ1,tyi,t-1+…+Γp,tyi,t-p+λi+Λift+Bεit

(2)

模型(2)與Michaud et al.(2008)、Mitchell et al.(2007)等提出以及Ilzetzki et al.(2013)使用的傳統(tǒng)PSVAR模型的不同之處主要在于：

一是參數(shù)時(shí)變性。參數(shù)時(shí)變VAR類模型又可分為方差協(xié)方差矩陣不隨時(shí)間變化及方差協(xié)方差矩陣隨時(shí)間變化兩類，就我國而言，經(jīng)濟(jì)增長及財(cái)政支出波動(dòng)并沒有那么明顯(孫焱林 等，2011)，因此，在消去模型(2)中個(gè)體效應(yīng)的基礎(chǔ)上，得到其簡(jiǎn)化式形式為：

zit=∏1,tzi,t-1+…+∏p,tzi,p+A-1Λift+μit

(3)

二是交互效應(yīng)。Bai(2009)對(duì)面板數(shù)據(jù)的交互效應(yīng)的估計(jì)進(jìn)行了討論，其中ft表示不可觀測(cè)的隨時(shí)間變化的共同因子，那么模型(2)中ft=(fg,t,f2,t)′，因子載荷矩陣Λi=diag(λg,i,λ2,i)反映了共同因子對(duì)各省份的不同影響程度。

(二)TVP-PSVAR模型的估計(jì)*該估計(jì)由作者通過R軟件編程實(shí)現(xiàn)，其中第二步的迭代過程可以通過R軟件中MARSS軟件包(Holmes，2012)直接實(shí)現(xiàn)，若讀者對(duì)此感興趣，可向作者索要相關(guān)程序代碼。

國內(nèi)外在TVP-VAR模型的估計(jì)方面已經(jīng)開展了大量的研究(Cogley et al.，2001；Primiceri，2014；等等)，總結(jié)以后，可以發(fā)現(xiàn)其主要基于狀態(tài)空間估計(jì)框架或貝葉斯估計(jì)框架，少有關(guān)注TVP-PSVAR模型的估計(jì)，因此，本文主要在狀態(tài)空間估計(jì)框架下探討TVP-PSVAR模型的估計(jì)。具體步驟如下：

第一步，狀態(tài)空間模型形式。對(duì)式(3)的數(shù)據(jù)堆積形式進(jìn)行變化，得到觀測(cè)方程：

(4)

其中，Yt=

βt=Bβt-1+wt

(5)

其中，wt～MVN(0,R)。

log L(ΘY,β)

(6)

(7)

(8)

(三)政府支出乘數(shù)

政府支出乘數(shù)通常用以衡量財(cái)政政策的效應(yīng)，衡量政府支出變動(dòng)1個(gè)單位會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出變化多少。其中短期政府支出乘數(shù)表示政府支出變化在即期對(duì)產(chǎn)出的影響，長期政府支出乘數(shù)表示當(dāng)時(shí)間趨于無窮時(shí)政府支出變化對(duì)產(chǎn)出的一個(gè)累積影響。計(jì)算公式如下：

(9)

(10)

三、 實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源及其處理

本文選用1997—2014年我國31個(gè)省份的年度數(shù)據(jù)，研究中關(guān)鍵的三個(gè)內(nèi)生變量為地方政府消費(fèi)支出、地方政府投資支出和GDP，其中GDP數(shù)據(jù)直接來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中各省份地區(qū)生產(chǎn)總值的年度數(shù)據(jù)。由于各省份的政府消費(fèi)支出、政府投資支出數(shù)據(jù)均不能直接獲得，借鑒王國靜等(2014)，分別使用基本建設(shè)支出數(shù)據(jù)及固定資產(chǎn)投資資金來源中國家預(yù)算內(nèi)資金作為2007年前及2007年之后政府投資性支出，數(shù)據(jù)均來源于EPS統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，政府消費(fèi)性支出則由政府財(cái)政支出減去政府投資性支出得到?？紤]到通脹因素，采用CPI將政府消費(fèi)支出、政府投資支出換算成以1997年的不變價(jià)格表示的實(shí)際政府消費(fèi)支出及實(shí)際政府投資支出，采用GDP平減指數(shù)將地區(qū)生產(chǎn)總值換算成以1997年的不變價(jià)格表示的實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值，同時(shí)分別取其對(duì)數(shù)形式來減弱異方差性。另外，為了討論不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下的政府支出乘數(shù)，本文以貿(mào)易開放度、政府債務(wù)率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，將31個(gè)省份區(qū)分為貿(mào)易開放度/政府債務(wù)率/經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份及貿(mào)易開放度/政府債務(wù)率/經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份，其中，貿(mào)易開放度用進(jìn)出口總額對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的比來衡量，地方公共財(cái)政支出與地方公共財(cái)政收入地區(qū)之差占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例表示政府債務(wù)率，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平利用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示。

在對(duì)模型(2)進(jìn)行估計(jì)前，需要對(duì)研究中關(guān)鍵的三個(gè)內(nèi)生變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，通過IPS檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)均發(fā)現(xiàn)在5%顯著水平下，各變量都表現(xiàn)為I(1)過程，因此分別對(duì)實(shí)際政府消費(fèi)支出、實(shí)際政府投資支出和實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)形式取差分得到平穩(wěn)序列，以保證TVP-PSVAR模型不存在偽回歸。關(guān)于模型(2)滯后階數(shù)的選取，根據(jù)時(shí)不變參數(shù)模型PSVAR模型中的AIC或HQ等信息準(zhǔn)則來確定(閆彬彬，2013；儲(chǔ)德銀 等，2014)，因此本文最終選定含政府投資支出、政府消費(fèi)支出的TVP-PSVAR模型滯后階數(shù)分別為3和1。

(二)政府支出乘數(shù)

首先基于線性PSVAR模型(1)及式(9)、(10)得到全國及不同貿(mào)易開放度、政府債務(wù)率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的政府投資支出乘數(shù)及政府消費(fèi)支出乘數(shù)*本文的全國均指31個(gè)省區(qū)市全部，未包含港澳臺(tái)。

如圖1所示，實(shí)線或虛線分別代表滯后1到10期的政府投資支出乘數(shù)與政府消費(fèi)支出乘數(shù)，比如圖1(1)中第2期全國長期政府投資支出乘數(shù)為0.75，表示全國的政府投資支出累積乘數(shù)在第2期為0.75。觀察圖1，可以發(fā)現(xiàn)：(1)我國短期*考慮到政策時(shí)滯性，文中短期乘數(shù)表示政府支出對(duì)產(chǎn)出滯后1期的影響，長期乘數(shù)表示滯后10期政府支出對(duì)產(chǎn)出的累積影響。政府投資支出乘數(shù)及政府消費(fèi)支出乘數(shù)分別為0.32、1.32，長期政府投資支出乘數(shù)及政府消費(fèi)支出乘數(shù)是3.01和1.46?？梢姸唐谡M(fèi)支出乘數(shù)大于政府投資支出乘數(shù)，但是長期來看，政府投資支出乘數(shù)顯著高于政府消費(fèi)支出乘數(shù)，這與王妍(2015)、王國靜等(2014)等的結(jié)論一致。(2)貿(mào)易開放度越大，政府投資支出乘數(shù)越大，而政府消費(fèi)支出乘數(shù)越小。究其原因，可能在于：貿(mào)易開放度的提高，會(huì)促進(jìn)技術(shù)和管理進(jìn)步，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)及效率提升，從而提高了政府外部效率(李建軍 等，2011)，同時(shí)技術(shù)和管理知識(shí)向政府內(nèi)部的擴(kuò)散與溢出，提高了政府部門的生產(chǎn)效率，最終導(dǎo)致政府支出政策更有效，表現(xiàn)為政府投資支出乘數(shù)越大，政府消費(fèi)支出的增加將導(dǎo)致國內(nèi)需求增加，從而惡化凈出口，最終擠出部分產(chǎn)出，貿(mào)易開放度越高擠出效應(yīng)越明顯，政府消費(fèi)支出乘數(shù)越小。(3)政府債務(wù)率越高，越可能導(dǎo)致未來政府實(shí)行財(cái)政緊縮，這促使民眾形成了相應(yīng)的預(yù)期，從而抵消掉部分政府支出擴(kuò)張帶來的效應(yīng)，降低了政府支出政策的有效性，因此政府投資支出乘數(shù)與政府消費(fèi)支出乘數(shù)都會(huì)越小(Corsetti et al.，2012；Ilzetzki et al.，2013)。(4)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省份基礎(chǔ)設(shè)施等公共資本更為完善，有利于促進(jìn)財(cái)政政策的效率，最終導(dǎo)致較高的政府投資支出乘數(shù)與政府消費(fèi)支出乘數(shù)(Ilzetzki et al.，2013)。

(三)政府支出乘數(shù)*以下部分政府支出乘數(shù)均表示長期政府支出乘數(shù)(王國靜 等，2014)。的時(shí)變特征

由于線性PSVAR模型(1)忽略了財(cái)政效應(yīng)的非線性特征，所得結(jié)論可能存在一定的偏差。因此，對(duì)于總體樣本以及兩類貿(mào)易開放度、兩類政府債務(wù)率、兩類經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的政府投資支出乘數(shù)和政府投資支出乘數(shù)，將基于TVP-PSVAR模型(2)及式(9)、(10)進(jìn)行比較分析，并且探索其時(shí)變特征。

1．全國政府支出乘數(shù)

圖2 全國政府支出乘數(shù)

圖2表示1999—2014年我國政府消費(fèi)支出乘數(shù)及政府投資支出乘數(shù)。與國內(nèi)其他研究政府支出乘數(shù)時(shí)變性的文獻(xiàn)的不同之處在于，本文分別討論了政府消費(fèi)支出乘數(shù)與政府投資支出乘數(shù)的時(shí)變特征。首先，來看政府消費(fèi)支出乘數(shù)。總體看來，1999年我國政府消費(fèi)支出乘數(shù)為負(fù)，其他年份的政府消費(fèi)支出乘數(shù)均大于零，這說明近年來我國政府消費(fèi)支出政策具有“擠入效應(yīng)”。另外，還可以發(fā)現(xiàn)，2000—2003年、2008—2011年這兩段樣本期間，我國政府消費(fèi)支出乘數(shù)波動(dòng)更大，并且分別在2002年、2010年達(dá)到最大值3.33和3.32，其他樣本期間政府消費(fèi)支出乘數(shù)較為穩(wěn)定，分別在2及1.5附近波動(dòng)，聯(lián)系到1998年的亞洲金融危機(jī)以及2008年國際金融危機(jī)的爆發(fā)，這說明政府消費(fèi)支出政策在經(jīng)濟(jì)衰退期使得我國宏觀經(jīng)濟(jì)更加不穩(wěn)定(方紅生 等，2010)，同時(shí)“擠入效應(yīng)”更顯著(儲(chǔ)德銀 等，2014)，而在經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定期間，例如2012年以來我國經(jīng)濟(jì)增速放緩、進(jìn)入新常態(tài)階段，擴(kuò)張的政府消費(fèi)支出政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的刺激作用較小。其次，來看政府投資支出乘數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，就整個(gè)樣本期間而言，2001—2004年，2005—2007年及2009—2011年這三個(gè)區(qū)間，我國政府投資支出乘數(shù)都不穩(wěn)定，特別是2010年政府投資支出乘數(shù)達(dá)到整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)的峰值，這種現(xiàn)象說明：2001年開始我國實(shí)現(xiàn)高速經(jīng)濟(jì)增長，在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展階段擴(kuò)張性政府投資支出政策存在顯著“擠入效應(yīng)”；2004年以來我國已經(jīng)連續(xù)幾年以10%速度增長，出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)過熱，此時(shí)采取緊縮政府投資支出政策作用更加顯著；2009年以來為應(yīng)對(duì)全球金融危機(jī)推出的“4萬億”計(jì)劃對(duì)我國經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用很顯著。最后，分別比較兩種政府支出乘數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，政府投資支出乘數(shù)基本上都大于政府消費(fèi)支出乘數(shù)，特別是在經(jīng)濟(jì)過熱及經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期。

2．貿(mào)易開放度

圖3(1)及圖3(2)分別表示兩類貿(mào)易開放度下政府投資支出乘數(shù)以及政府消費(fèi)支出乘數(shù)。如圖3(1)所示，實(shí)線代表貿(mào)易開放度較低省份的政府投資支出乘數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，2001年開始，政府投資支出乘數(shù)在零直線附近，這說明政府投資支出政策的效果并不顯著，直到2004年政府投資支出乘數(shù)才開始上漲，在2006年達(dá)到一個(gè)峰值，之后下降，2008年又開始上漲，2009年達(dá)到峰值13.1，之后又逐漸下降，最后在2011—2014年基本穩(wěn)定在2左右；虛線表示貿(mào)易開放度較高省份政府投資支出乘數(shù)，整體看來，與貿(mào)易開放度較低省份相比較，貿(mào)易開放度較高省份的政府投資乘數(shù)隨時(shí)間變化的波動(dòng)性更小，具體而言，2001年貿(mào)易開放度較的省份的政府投資支出乘數(shù)為5.7，隨后穩(wěn)步上漲，2006年達(dá)到最大值7.1，之后開始下降，2009年下降到2.6，隨著金融危機(jī)之后擴(kuò)張性政府投資政策的實(shí)施，2011年政府投資支出乘數(shù)上漲到3.2。綜上，從圖3(1)可以發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)過熱及經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，較低貿(mào)易開放度下政府投資支出政策效果更顯著，其他正常時(shí)期較高貿(mào)易開放度下政府投資支出乘數(shù)較大。如圖3(2)所示，整體來看，兩類貿(mào)易開放度下的政府消費(fèi)支出乘數(shù)都存在一種下降趨勢(shì)，但是在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，貿(mào)易開放度較低省份的政府消費(fèi)支出乘數(shù)更大，這與前面基于線性PSVAR模型所得結(jié)論完全一致，再次證明政府消費(fèi)支出政策對(duì)凈出口存在“擠出效應(yīng)”(王文甫 等，2015)，并且隨著貿(mào)易開放度的增加，“擠出效應(yīng)”越來越明顯明顯，最終導(dǎo)致政府消費(fèi)支出乘數(shù)下降。

圖3 不同貿(mào)易開放度下的政府支出乘數(shù)

3．政府債務(wù)率

圖4(1)及圖4(2)分別表示兩類政府債務(wù)率下各省份的政府投資支出乘數(shù)以及政府消費(fèi)支出乘數(shù)。如圖4(1)所示，首先，來看政府債務(wù)率較低省份的政府投資支出乘數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)政府投資支出政策對(duì)產(chǎn)出都呈現(xiàn)出“擠入效應(yīng)”，整體呈現(xiàn)逐漸下降趨勢(shì)，2001年短期政府投資支出乘數(shù)8.7，2002年上升到第一個(gè)峰值，2003年開始下降，直到2005年再次上漲到第二個(gè)峰值，隨后又下降，2010年上升到第三個(gè)局部峰值，這之后政府投資支出乘數(shù)基本趨于穩(wěn)定。其次，再來看政府債務(wù)率較高省份的政府投資支出乘數(shù)，可以看出，2001—2010年期間政府投資支出乘數(shù)隨時(shí)間變化較為顯著，2011年以來政府投資支出乘數(shù)穩(wěn)定在2左右，其中2001—2007年政府投資支出乘數(shù)為正，2008—2010年期間政府投資支出乘數(shù)為負(fù)。最后，比較兩類政府債務(wù)率下各省份的政府投資支出乘數(shù)可以得到，在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，較高債務(wù)的省份都具有較低的政府投資支出乘數(shù)，在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期政府投資支出政策甚至還具有“非凱恩斯效應(yīng)”。原因可能是，在較高的政府債務(wù)率水平下，擴(kuò)張性政府投資支出政策將大大增加政府債務(wù)的違約風(fēng)險(xiǎn)，繼而增大國債利率溢價(jià)，可能導(dǎo)致實(shí)際利率提高，從而擠出私人消費(fèi)及私人投資(Sutherland，1997；王藝明 等，2013)。如圖4(2)所示，首先，來看債務(wù)率較低省份的政府消費(fèi)支出乘數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)均為正，并且分別在2001年、2003年以及2008年依次達(dá)到三個(gè)局部峰值。其次，政府債務(wù)率高的省份的政府消費(fèi)支出乘數(shù)在1999—2000年間表現(xiàn)為負(fù)，之后均為正，且在2001年之后逐步穩(wěn)定在1.5左右。最后，比較兩類政府債務(wù)率下各省份的政府消費(fèi)支出乘數(shù)可以看到，在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，較低債務(wù)率的省份都具有較高的政府消費(fèi)支出乘數(shù)。

圖4 不同政府債務(wù)率下的政府支出乘數(shù)

4．經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

圖5(1)及圖5(2)分別表示兩類經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的各省份的政府投資支出乘數(shù)以及政府消費(fèi)支出乘數(shù)。如圖5(1)所示，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低省份的政府投資支出乘數(shù)而言，2001年達(dá)到峰值，原因可能是由于1999年開始我國實(shí)施“西部大開發(fā)”政策，而西部地區(qū)各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低。2002年下降到5.3，之后趨于穩(wěn)定，直到2009年再次達(dá)加到峰值，2010年下降，并最終趨于穩(wěn)定。然而，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高省份而言，可以發(fā)現(xiàn)，2001年短期政府投資支出乘數(shù)為7.4，之后開始增加，直到2003年開始逐漸下降，2009年下降到0附近，2010年又開始上漲，最后趨于穩(wěn)定。

將兩類經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的投資支出乘數(shù)進(jìn)行對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)：從整體上看，政府投資支出乘數(shù)波動(dòng)均在2010年以前存在較為劇烈的波動(dòng)，并且大于2010年之后的穩(wěn)定水平。具體來看，經(jīng)濟(jì)較熱或經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展時(shí)期，擁有較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份采取政府投資支出政策更為有效，而在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份政府投資支出乘數(shù)顯著為正。如圖5(2)所示，首先，來看經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份的政府消費(fèi)支出乘數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，在1999年為-4.1，另外在2009年也表現(xiàn)出“非凱恩斯效應(yīng)”，其余樣本區(qū)間內(nèi)政府消費(fèi)支出政策都表現(xiàn)為“凱恩斯效應(yīng)”，其中2000—2008年政府消費(fèi)支出乘數(shù)基本在2左右，2010—2014年減小到1.5左右；其次，來看經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份的政府消費(fèi)支出乘數(shù)，除了2001年表現(xiàn)為“非凱恩斯效應(yīng)”外，其他樣本區(qū)間內(nèi)基本上都表現(xiàn)為“凱恩斯效應(yīng)”。這說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的政府消費(fèi)支出在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展及經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期容易產(chǎn)生“非凱恩斯效應(yīng)”，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的政府消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期容易表現(xiàn)為“非凱恩斯效應(yīng)”。關(guān)于這個(gè)現(xiàn)象，可以這樣解釋：在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展及經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期通常伴隨擴(kuò)張性的財(cái)政政策，那么此時(shí)的預(yù)期會(huì)產(chǎn)生負(fù)的財(cái)富效應(yīng)，擠出消費(fèi)，擠出幅度取決于消費(fèi)者的流動(dòng)性約束(Alesina et al.，2009)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份擁有相對(duì)較高的流動(dòng)性約束，進(jìn)而存在較大的擠出效應(yīng)，最終導(dǎo)致總需求減少。經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期伴隨緊縮性財(cái)政政策，同理由于正的財(cái)富效應(yīng)和較小的流動(dòng)性約束，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份消費(fèi)增加幅度較大，最終總需求將增加。最后，比較兩類經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平省份的政府消費(fèi)支出乘數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份基本上都具有較高的政府消費(fèi)支出乘數(shù)，除了經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期。

圖5 不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的政府支出乘數(shù)

通過將線性PSVAR模型(1)及TVP-PSVAR模型(2)所得結(jié)果進(jìn)行比較及總結(jié)，可以發(fā)現(xiàn)：第一，全國政府投資支出乘數(shù)與政府消費(fèi)支出乘數(shù)基本均為正，然而在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，全國政府消費(fèi)支出乘數(shù)較為穩(wěn)定，只在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)有少許增加，與之相比較，全國政府投資支出乘數(shù)波動(dòng)性更大，特別是在經(jīng)濟(jì)過熱或經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，政府投資支出乘數(shù)大幅度增加。另外，總體來看，全國政府投資支出乘數(shù)基本上都高于政府消費(fèi)支出乘數(shù)。第二，貿(mào)易開放度越小，政府消費(fèi)支出乘數(shù)越大，然而不同貿(mào)易開放度下政府投資乘數(shù)存在一定時(shí)變特征，在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展等正常時(shí)期，較高貿(mào)易開放度下政府投資支出政策效果更顯著，而在經(jīng)濟(jì)過熱及經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，較低貿(mào)易開放度下政府投資支出政策效果更顯著。第三，在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，較低債務(wù)率的省份都具有較高的政府投資支出乘數(shù)及政府消費(fèi)支出乘數(shù)，特別是在經(jīng)濟(jì)過熱及經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，而較高債務(wù)率的省份具有較低的政府投資支出乘數(shù)及政府消費(fèi)支出乘數(shù)，甚至可能表現(xiàn)為“非凱恩斯效應(yīng)”。第四，除了經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期的其他樣本區(qū)間內(nèi)，較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份基本具有較高的政府消費(fèi)支出乘數(shù)；另外，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的政府投資支出乘數(shù)存在較為明顯的時(shí)變特征，即經(jīng)濟(jì)較熱或經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展時(shí)期，擁有較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份政府投資支出乘數(shù)較高，而在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份政府投資支出乘數(shù)更大。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果是否可靠，在式(2)TVP-PSVAR模型中引入稅收變量，對(duì)不同貿(mào)易開放度、政府債務(wù)率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的政府投資支出乘數(shù)和政府消費(fèi)支出乘數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體結(jié)果如圖6～圖8所示。通過將圖3～圖5與圖6～圖8進(jìn)行對(duì)比，可以發(fā)現(xiàn)，結(jié)果與上文實(shí)證一致，這說明本文實(shí)證結(jié)論具有穩(wěn)健性。

圖6 不同貿(mào)易開放度下的政府支出乘數(shù)

圖7 不同政府債務(wù)率下的政府支出乘數(shù)

圖8 不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的政府支出乘數(shù)

四、 結(jié)論、啟示及進(jìn)一步研究的方向

本文在TVP-PSVAR模型的基礎(chǔ)上探索了全國政府投資支出乘數(shù)、政府消費(fèi)支出乘數(shù)的時(shí)變特征，同時(shí)分析了不同貿(mào)易開放度、政府債務(wù)率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下政府投資支出乘數(shù)、政府消費(fèi)支出乘數(shù)的差異性，結(jié)論及政策啟示如下：

第一，全國政府投資支出乘數(shù)基本上都高于政府消費(fèi)支出乘數(shù)，特別是經(jīng)濟(jì)過熱或經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期政府投資支出政策都表現(xiàn)出更為顯著的效果，這說明我國政府投資支出政策可以作為政府支出政策實(shí)施的主要手段。

第二，就政府投資支出乘數(shù)而言，不同貿(mào)易開放度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的差異不是一成不變的，其中：經(jīng)濟(jì)過熱及經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，較低貿(mào)易開放度下政府投資支出政策效果更顯著，其他正常時(shí)期較高貿(mào)易開放度下政府投資支出乘數(shù)更大；經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的省份政府投資支出乘數(shù)更大，其他時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份政府投資支出乘數(shù)更大。政府債務(wù)率對(duì)政府投資支出乘數(shù)的影響并不是時(shí)變的，即較高債務(wù)率下政府投資支出乘數(shù)較低，甚至在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期還表現(xiàn)為“非凱恩斯效應(yīng)”。因此，伴隨著我國經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”，為了提高政府投資支出政策的有效性，應(yīng)該進(jìn)一步提高貿(mào)易開放度，控制政府債務(wù)率。

第三，就政府消費(fèi)支出乘數(shù)而言，經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份政府消費(fèi)支出乘數(shù)會(huì)較小，甚至容易表現(xiàn)為“非凱恩斯效應(yīng)”，其他樣本區(qū)間內(nèi)較低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份基本上都有較小的政府消費(fèi)支出乘數(shù)，例如在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的省份政府消費(fèi)支出更容易產(chǎn)生“非凱恩斯效應(yīng)”。基于此，政府消費(fèi)支出政策的實(shí)施需要一定的先驗(yàn)信息，例如在經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期，較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份減少政府消費(fèi)支出可能會(huì)導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)更加不穩(wěn)定，而在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，較低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的省份增加政府消費(fèi)支出也會(huì)導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)更加不穩(wěn)定。

本文利用TVP-PSVAR模型實(shí)證分析了全國及不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下我國政府投資、消費(fèi)支出乘數(shù)的時(shí)變特征，但主要是基于總體層面的，考慮到我國省際經(jīng)濟(jì)的不平衡性，基于省際層面對(duì)不同環(huán)境下省際政府投資、消費(fèi)支出乘數(shù)的時(shí)變特征的探索將是本文研究進(jìn)一步擴(kuò)展的方向，這就意味著在模型(1)的基礎(chǔ)上參數(shù)隨時(shí)間及個(gè)體不同而變化，最終將導(dǎo)致待估參數(shù)成倍地增加，因此，需要在貝葉斯框架下對(duì)動(dòng)態(tài)異質(zhì)TVP-PSVAR模型的估計(jì)進(jìn)行完善。

儲(chǔ)德銀,崔莉莉. 2014. 中國財(cái)政政策產(chǎn)出效應(yīng)的非對(duì)稱性研究[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)(12):27-39.

方紅生, 張軍. 2010. 中國財(cái)政政策非線性穩(wěn)定效應(yīng):理論和證據(jù)[J]. 管理世界(2):10-24.

黃威,陸懋祖. 2011. 我國財(cái)政支出政策沖擊效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化：基于包含隨機(jī)波動(dòng)的時(shí)變參數(shù)模型的考察[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究(10):50-63.

金春雨,王偉強(qiáng). 2016. 我國不同時(shí)期財(cái)政政策的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究[J]. 西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)(3)：31-39.

李建軍,王德祥. 2011. 經(jīng)濟(jì)開放與地方財(cái)政支出[J]. 統(tǒng)計(jì)研究(7):9-20.

李永友. 2012. 市場(chǎng)主體信心與財(cái)政乘數(shù)效應(yīng)的非線性特征：基于SVAR模型的反事實(shí)分析[J]. 管理世界(1):46-58.

孫焱林,陳普,熊義明. 2011. 貝葉斯視角下時(shí)變參數(shù)VAR建模：兼論“斜率之謎”[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究(10):123-133.

王國靜,田國強(qiáng). 2014. 政府支出乘數(shù)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(9):4-19.

王立勇,黃衛(wèi)挺,畢然. 2015. 中國財(cái)政失衡的動(dòng)態(tài)調(diào)整特征研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究(8):89-103.

王立勇,劉文革. 2009. 財(cái)政政策非線性效應(yīng)及其解釋：兼論巴羅-格羅斯曼宏觀一般非均衡模型在中國的適用性[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(7):65-78.

王文甫,張南. 2015. 政府消費(fèi)、政府投資、凈出口和有效匯率：基于中國的經(jīng)驗(yàn)和解釋[J]. 國際貿(mào)易問題(12):145-157.

王妍. 2015. 金融摩擦?xí)绊懻?cái)政支出乘數(shù)嗎[J]. 中國管理科學(xué)(11)：430-436.

王藝明,蔡昌達(dá). 2013. 財(cái)政穩(wěn)固的非凱恩斯效應(yīng)及其傳導(dǎo)渠道研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家(3):12-23.

許祥云. 2013. 不同環(huán)境下的政府支出乘數(shù)研究評(píng)述[J]. 經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理(6):54-61.

閆彬彬. 2013. 符號(hào)約束的TVP-VAR模型及我國信貸供求沖擊的研究[D]. 武漢：華中科技大學(xué).

楊繼生,徐娟,吳相俊. 2013. 經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境和社會(huì)健康成本[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(12):17-29.

ALESINA A, ARDAGNA S. 2009. Large changes in fiscal policy: taxes versus spending [R]. NBER Working Paper No. 15438.

AUERBACH A J, GORODNICHENKO Y. 2013. Measuring the output responses to fiscal policy [J]. American Economic Journal Economic Policy, 5(3):320-322.

BAI J. 2009. Panel data models with interactive fixed effects [J]. Econometrica, 77(4):1229-1279.

BLANCHARD O, PEROTTI R. 2002. An empirical characterization of the dynamic effects of changes in government spending and taxes on output [J]. Quarterly Journal of Economics, 117(4):1329-1368.

BORN B, JUSSEN F, MULLER G J. 2013. Exchange rate regimes and fiscal multipliers [J]. Journal of Economic Dynamics & Control, 37(2):446-465.

CANDELON B, LIEB L. 2011. Fiscal policy in good and bad times [J]. Journal of Economic Dynamics & Control, 37(12):2679-2694.

CHARI V V, KEHOE P J, MCGRATTAN E R. 2005. Sudden stops and output drops [J]. American Economic Review, 95(2):381-387.

CHRISTIANO L, EICHENBAUM M, REBELO S. 2010. When is the government spending multiplier large [J]. Journal of Political Economy, 119(1):78-121.

COGLEY T, SARGENT T J. 2001. Evolving post-World War II U.S. inflation dynamics [J]. NBER Macroeconomics Annual, 16:331-373.

COOLEY T F, DWYER M. 1998. Business cycle analysis without much theory: a look at structural VARs [J]. Journal of Econometrics, 83(1):57-88.

CORSETTI G, MEIER A, MUELLER G. 2012. What determines government spending multipliers [J]. Economic Policy， 27(72):521-565.

ILZETZKI E, MENDOZA E G, VEGH C A. 2013. How big (small?) are fiscal multipliers [J]. Journal of Monetary Economics, 60(2):239-254.

KIM S, ROUBINI N. 2008. Twin deficit or twin divergence? Fiscal policy, current account, and real exchange rate in the U.S. [J]. Journal of International Economics, 74(2):362-383.

MICHAUD P C, VAN SOEST A. 2008. Health and wealth of elderly couples [J]. Journal of Parasitology, 86(4):657-663.

MITCHELL J, WEALE M. 2007. Qualitative expectational data as predictors of income and consumption growth: micro evidence from the British household panel survey [R]. NIESR Discussion Papers.

MOUNTFORD A, UHLIG H. 2005. What are the effects of fiscal policy shocks [J]. Journal of Applied Econometrics, 24(6):960-992.

PEROTTI R, REIS R, RAMEY V. 2007. In search of the transmission mechanism of fiscal policy [J]. NBER Macroeconomics Annual, 22:169-249.

PRIMICERI G E. 2014. Time-varying structural vector autoregressions and monetary policy [J]. Staff Reports, 72(3):821-852.

SHUMWAY R H, STOFFER D S. 1982. An approach to time series smothing and forecasting using the EM algorithm [J]. Journal of Time, 3(4):253-264.

SUTHERLAND A. 1997. Fiscal crises and aggregate demand: can high public debt reverse the effects of fiscal policy [J]. Journal of Public Economics, 65(2):147-162.

Abstract: As the fiscal expenditure policy in China has the characteristics of non linear effect, this paper extends traditional PSVAR model to the TVP-PSVAR model to make an empirical analysis. The study shows that with the overheated economy and the economic downturn, government investment expenditure policy in provinces with lower trade openness is more significant, at other normal times government investment expenditure multiplier is larger in provinces with higher trade openness, while in the whole sample interval, the government consumption expenditure multiplier is larger under the lower trade openness. In the whole sample period, lower government debt ratio will lead to higher government investment expenditure multiplier and government consumption expenditure multiplier. In economic recession, government investment spending multiplier is greater in provinces with lower economic development. At other periods, investment expenditure multiplier of governments with high economic development is larger. In addition to the economic overheating periods, provinces with the higher of level economic development will have a higher government spending multiplier.

Keywords: different economic situation; government expenditure multiplier; TVP-PSVAR model

(責(zé)任編輯 劉志煒)

StudyonGovernmentSpendingMultiplierunderDifferentEconomicSituation

LIN Tong WANG WenFu

(Xinan University of Finance and Economics, Chengdu 611130)

F812.0；F224.0

A

1001-6260(2017)08-0084-11

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.08.009

2017-03-12

林 桐(1989—)，女，四川成都人，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院博士生。 王文甫(1970—)，男，安徽繁昌人，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)稅學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

教育部人文社科規(guī)劃項(xiàng)目 “地方政府視角下經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡的理論與經(jīng)驗(yàn)研究”(15YJC790029)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)專項(xiàng)資金資助項(xiàng)目“面板數(shù)據(jù)SVAR、SVARMA的計(jì)量分析方法及應(yīng)用”(JBK1507099)。