四 实证研究

（一）变量说明

第三部分的研究表明，中国已具备货币供给内生的现实基础。运用传统理论对中国内需问题进行分析存在两方面不足：一是对财政的影响评估不全面，财政不仅会直接影响消费需求和投资需求，而且还可能通过影响货币供给，间接影响内需；二是在货币内生情况下，财政对内需的影响机制可能发生变化。因此，有必要在货币供给内生环境下，考察财政对内需的影响。

为此，本章用SVAR方法建立扩展的内需影响模型。货币供给采用流通中的现金数据，用M0表示。内需数据通过最终消费和投资加总得到，用dd表示，内需增长率用ddr表示，ddr_t=（dd_t-dd_t-1）/dd_t-1。税收数据通过加总增值税、营业税和企业所得税得到，用tax表示，税收增长率用taxr表示，taxr_t=（tax_t-tax_t-1）/tax_t-1。使用税收而不是财政收入数据是为了更好地研究财政政策对内需的影响，避免财政收入中的土地出让收入和其他资本性收入的影响，而之所以选择增值税、营业税和企业所得税之和作为税收代表主要为了剔除关税的影响，以更好地刻画内需，而另外两个税种——消费税和个人所得税——数据的统计时间较短（消费税自1994年起统计，个人所得税自1999年起统计），且相对规模较小（当期消费税平均仅为增值税的19.1%，个人所得税平均仅为增值税的18.8%）。另外，增值税、营业税和企业所得税的纳税主体为企业，企业是主要的贷款主体，有利于在货币供给内生环境下更好地研究上述税收收入对内需的影响。政府投资数据使用固定资产投资中的国家预算内资金数据，用gi表示，政府投资增长率用gir表示，gir_t=（gi_t-gi_t-1）/gi_t-1。使用政府投资而不是财政支出数据是因为政府投资是中国财政政策的突出特点，政府投资对内需的影响较直接，其对银行信贷以及货币供给的影响也较直接，而剔除转移支付、社会保障等其他财政支出，有利于在货币供给内生环境下更好地研究政府投资对内需的影响。

上述变量数据均来源于中经网数据库，数据区间为1985—2010年（如图1—3所示）。

（二）模型的构建

上述四个时间序列数据的单位根检验显示都是平稳的（见表1—6）。根据EVIEWS滞后期选择标准，本章建立滞后3期的SVAR模型，经检验模型是稳健的（如图1—4所示）。式（1）是VAR（3）模型。

图1—3 SVAR模型相关变量
资料来源：笔者自制。

表1—6 VAR模型滞后期选择标准

图1—4 VAR（3）模型特征根倒数图示
资料来源：笔者自制。

其中，为可逆矩阵，，

结合中国实际和本章的研究目的，对上述VAR模型施加以下短期的结构化约束条件，对应的假设为：

（1）假定当期货币供给增长率M0R不受当期内需增长率DDR影响，即a₂₁=0。

（2）假定当期税收收入增长率TAXR不受当期内需增长率DDR和当期政府投资增长率GIR的影响，即a₄₁=a₄₃=0

综合上述假定，相应的短期约束矩阵A为：

（三）实证分析结果及相应的结论

施加约束后VAR模型的回归结果见表1—7，模型回归结果较显著。用EVIEWS软件对影响内需增长率的几个因素进行脉冲响应分析，结果见图1—5。根据脉冲响应的结果，笔者发现政府投资增长率提高、财政税收收入增长率提高，均会导致内需增长率下降。政府投资增长率提高，使M0增速先提高后下降；税收增长率提高，使M0增速下降。

上述结论事实上否定了通过加大政府投资促进内需的做法。这个结论与国内研究不同。究其原因，除了研究对象不尽相同以外（有的研究将政府支出按功能细分考察其影响，有的研究考察政府支出对区域内需的影响），更重要的是没有考虑货币因素对财政政策效果的影响。正如前文所述，中国货币当局独立性缺乏体制保障，实证检验也证明了政府投资引发货币供给的内生性因素。在这种情况下，如抛开货币因素单独考察政府投资对内需的影响，其结论可能不全面。本章将货币因素纳入内需影响模型中，使研究货币供给内生条件下政府投资对内需的影响机制成为可能。

表1—7 SVAR回归结果

图1—5 脉冲响应结果
资料来源：笔者自制。

（四）结论稳健性检验

考虑上述模型中内需数据中包含了政府消费，有可能对模型分析和因果检验结果产生影响，本章用剔除政府消费后的内需数据重新建模进行分析。笔者使用的政府消费数据基于林深的观点，将历年中国统计年鉴中财政公共服务支出即“行政管理支出”“国防支出”和“科教文卫支出”视为政府消费。2007年财政统计口径调整后，根据国家统计局相关指标解释，将2007—2010年财政支出中的“外交”“国防”“教育”“科学技术”“文化教育与传媒”“医疗卫生”“城乡社区事务”视为政府消费。剔除政府消费后的内需增长率DDR2见图1—6。在剔除政府消费后，重复前述分析步骤，结论一致。

图1—6 剔除政府消费后的内需数据对比
资料来源：笔者自制。