第二章　财政政策周期性与非对称效应研究

第一节 基于多变量状态空间模型的潜在产出估计

周期性预算余额是由经济周期波动决定的，它体现了经济运行对财政平衡的决定作用，是内生变量。它随着经济周期波动而自动产生和增减，是经济周期波动的反映。当经济陷入衰退时，由于GDP增长减慢或下降，失业人数增加，收入减少，所得税总额降低，实行超额累进所得税的国家更为明显。而同时，政府支出却趋向于增加，维持性支出难以减少，制度性社会福利支出和失业救济金要大幅增加，于是不可避免地将自动产生或增加周期性赤字，尽管税收制度和政府支出制度没有任何改变。反之，当经济处于繁荣时期，政府税收增加，相关支出减少，这部分赤字将随之减少。结构性预算余额和周期性预算余额建立于如下假设之上：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性预算余额上下波动(Claude Giorno, Pete Richardson,1995)。

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。所谓潜在产出是对应于生产资源得到充分利用时的产出水平(萨缪尔森、诺德豪斯，1992)。由于实际经济是随着经济景气波动围绕潜在产出上下波动的，在经济扩张时期，由于机器开工率和就业率的提高等，生产要素得到充分利用，实际产出增加，这使得实际产出有时超过潜在产出水平；反之，经济收缩时期，失业增加，生产要素不能得到充分利用，实际产出无法达到其潜在产出水平。实际产出和潜在产出之间的偏离被称为产出缺口。产出缺口反映了经济资源的利用效率，从而也属于周期性指标。产出缺口在经济学上的表示方法很多，最常见的是表示成潜在产出的百分数，即实际产出的对数与潜在产出的对数之差，即

这里，GDPGAP表示产出缺口；GDP表示实际产出；GDPp表示潜在产出。

要注意的是，潜在GDP不代表经济的最大物质生产能力，而是表示在不引起通货膨胀的情况下的最大可能产出。在现实经济运行中，经济过热，实际GDP高于潜在GDP水平时，GDP偏移率为正数；经济衰退，实际GDP低于潜在GDP水平时，GDP偏移率为负数。最理想的经济运行是在低通货膨胀的情况下，GDP偏移率很小。但是有些时候为了避免恶性的通货膨胀，不得不选择负GDP偏移率的经济运行轨迹(萨缪尔森、诺德豪斯, 1992)。

到目前为止，潜在产出的估计方法很多，Canova(1993)、Nicoletti和Reichlin(1993)、Dupasquier(1999)以及Iris Claus(2000)认为目前估计方法主要分为三类：第一是使用机械的滤波，如HP滤波和BP滤波(Baxter和King，1991)；第二是生产函数法(Torres和Martin，1989)；第三是利用状态空间模型(Apel和Jansson，1999)。虽然从经济学角度使用生产函数方法更具有说服力，但存在两个弊端：一是生产函数形式难以确定；二是所用数据在国内不易得到或有缺陷。而HP滤波方法的使用也存在两个问题：一是端点问题(end-point problem)；二是该方法不能很好地处理结构突变问题，在选择反映趋势产出(trend output)估计方差的参数上具有很大的随意性。刘斌(2001)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，本部分对于潜在产出的估计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

本部分所用的状态空间模型基于美国学者Laubach和Williams(2003)提出的产出缺口和短期自然利率的关系模型而建立。

令y_t为实际产出的对数，y^*_t为潜在产出的对数，r_t为实际短期利率，r^*_t为短期自然利率。可将Laubach和Williams(2003)中IS曲线改写如下：

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为产出缺口；r_t－r^*_t为实际利率缺口；ε_1t为序列不相关的扰动误差。

(2—1)式表明，产出缺口由其自身的滞后值、滞后的实际利率缺口和一个随机误差所决定。根据经济理论，该式中各系数均为正，右边第三项前面的负号表明IS曲线向右下方倾斜。实际利率缺口越大，产出缺口越小，反之亦然。

根据Laubach和Williams(2003)所描述的新凯恩斯总供给曲线来识别潜在产出水平。核心通货膨胀率π_t由自身的滞后值、产出缺口、相对价格冲击x_t和序列不相关的扰动误差ε_2t所决定：

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率π^m_t与核心通货膨胀率π_t之差^注13，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，(2—1)式为IS曲线，(2—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可知，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

r^*_t=θ·g_t+z_t (2—3)

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，即

z_t=φ·z_t－1+ε_3t (2—4)

另外，在不存在其他扰动时，潜在产出水平以潜在增长率增长：

y^*_t=y^*_t－1+g_t－1+ε_4t (2—5)

这里又假定潜在增长率服从如下自回归过程：

g_t=g_t－1+ε_5t (2—6)

(2—1)式~(2—6)式构成了本部分的状态空间模型，其中(2—1)式和(2—2)式为量测方程(或信号方程)，(2—3)式~(2—6)式为转移方程(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

这里选用1996年第一季度到2004年第四季度的数据^注14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。因此首先对模型中的四个可观测变量^注15实际产出的对数y_t、实际利率r_t、核心通货膨胀率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2—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Δ表示序列的一阶差分。根据表2-1可知，在5%的显著性水平下，实际产出的对数、实际利率、核心通货膨胀率和相对价格冲击均为非平稳序列，且服从一阶单整过程。因此还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。

*表示在5%的水平下显著，**表示在1%的水平下显著。

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—2、表2—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—2、表2—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、核心通货膨胀率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(2—1)式和(2—2)式不存在伪回归问题。

三、模型估计结果

本部分用Kalman滤波对模型进行了估计，模型参数的估计值如表2—4所示。

从表2—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，得到我国潜在产出的估计结果如表2—5所示。

我国产出缺口的估计值如图2—1所示。

图2—1 我国1996年第一季度—2004年第四季度产出缺口估计结果