摘要： 为考察我国财政政策的产出稳定性效应， 本文将财政政策区分为自动稳定器、 周期性和外生相机抉择财政政策3个维度， 并在探究各个财政政策维度产出稳定效应机制的基础上， 利用1992~2011年期间我国省级政府层面面板数据进行实证度量。研究表明： 我国财政自动稳定器的确发挥产出稳定性作用， 但由于周期性和外生相机抉择财政政策发挥破坏稳定性作用以及财政货币政策协调失效， 自动稳定器产出稳定效应收益递减且随时期推移非线性变化。因而， 发挥财政政策的产出稳定效应， 应着力改革和完善我国财政制度， 实施规则式财政政策， 压缩自由量裁式财政政策空间， 增进财政货币政策协调。

关键词： 产出稳定性 财政政策 自动稳定器

    一、 引言

肇始于成功应对20世纪30年代世界经济危机的政策实践， 以及基于宏观经济学框架体系的理论贡献， 凯恩斯主义 “逆风而行” 范式的扩张性财政政策有效地实现宏观经济稳定职能， 并促进西方国家长达20多年的 “黄金增长” 。虽20世纪70、 80年代 “滞胀” 困境曾使凯恩斯主义面临灾难性挑战， 但在政策实践层面， 越来越多的国家将财政政策视为主要的不可或缺的产出稳定工具。原因则或是货币体制发生变化， 如独立性程度日高的货币政策委员会以稳定通货膨胀作为货币政策目标、 严格的盯住汇率制度以及参加货币联盟， 或是金融条件发生恶化使货币政策不再有效 （Spilimbergo et al.， 2008） 。即便在马斯特里赫特条约 （Maas⁃tricht Treaty） 以及稳定与增长公约 （Stability and Growth Pact） 严格限制下的欧盟， 财政政策也被各国视为应对不对称冲击的重要政策工具， 甚至部分学者放弃财政自动稳定器应是主要反周期财政措施的观点 （Buti et al.， 1998， 2001） ， 探究财政政策规则是否可以作为国内需求管理工具用以替代货币政策损失 （Westaway， 2003） 。

尽管如此， 财政政策产出稳定效应的有效性远未达成一致性共识 （van der Ploeg， 2005） 。早期新凯恩斯主义 （New Keynesian） 经济模型包括有限的财政政策作用， 但VAR实证研究并不支持这种最简单的新凯恩斯主义形式。Blanchard和Perotti （2002） 及Muscatelli等 （2004a） 表明， 财政冲击具有传统凯恩斯主义效应，财政乘数接近或大于 1， 政府支出增加导致产出和消费持续上涨。Giavazzi 等 （2000） 在非VAR背景探究国家和特定时间的财政政策事件， 并表明同时存在凯恩斯主义和新古典 （李嘉图主义） 效应。自20世纪90年代初我国确立建设社会主义市场经济体制目标以来， 至少在很大程度上缘起于1997年东南亚金融危机和2007年美国次贷危机两次大的外部性经济冲击， 为稳定宏观经济， 我国财政政策官方口径经历 “积极” → “中性” → “稳健” → “积极” 等类型的多次转型调整。直觉而言， 我国财政政策措施是 “相机抉择” 式的， 因为政府实现宏观经济稳定的政策意图非常明显。张馨、 康锋莉 （2007） 研究我国财政政策与经济波动关系后发现， 政府支出尤其是相机抉择部分 ① 是经济波动的主要因素。面对多次经济波动， 我国政府交替使用 “松” 或 “紧” 手段实施相机抉择型财政政策， 在实现一定甚至很大效果的同时， 也带来了显而易见的负作用， 使我国经济运行对相机抉择型财政政策的依赖性程度越来越高， 现代财政政策理论与我国政策实践之间的直觉上的矛盾鸿沟日趋明显： 原本应短期权宜使用的财政政策被中长期使用； 与规范市场经济秩序不相容的若干传统行政和政治手段仍在高频使用， 而且似乎比市场手段还更灵验有效， 每次政策轮回最终都以行政手段甚至政治复出而告终； 减收以刺激经济以及增收以抑制经济的 “逆风而行” 财政操作方式并未出现， 反而无论经济冷热， 我国财政年增收规模都大幅攀升。因此， 应深化财政制度公共化改革， 选择规则型财政政策， 避免相机抉择政策的经济不稳定效应。

郑新业、 张莉 （2009） 研究我国1998年反衰退措施效果表明， 财政自动稳定器对1999年经济复苏所做贡献很小， 而从相机抉择政策看， 1998 年财政政策不具备扩张特征， 难以构成经济复苏推动力。迥然各异的结论也印证关于财政政策产出稳定性效应问题的复杂性。令人信服地解决该问题， 需要重新回到理论层面。尽管基于微观基础融合非李嘉图主义特征的一般均衡模型为评价财政稳定性功效提供便利 （Botman et al.， 2006） ， 而且， 财政政策针对需求冲击的适时反周期反应， 可能带来略低的产出和消费变动性 （Kumhof & Laxton， 2009） 。但以承载政策意图的相机抉择财政政策应对供给冲击时， 可能加剧产出不稳定 （Blanchard， 2000） ， 尤其是收集和分析财政政策信息、 财政决策以及执行诸环节的时滞， 都会延长财政政策产出稳定效应传导链， 从而引发财政政策破坏产出稳定作用。因此， 为确切度量我国财政政策的产出稳定性效应， 并为财政政策措施选择和财政制度建设提供适意可行的指向， 本文研究框架和结构安排如下。第二部分区分财政政策中源发于宏观经济波动的自动财政变化与有意识的财政当局调控引发的财政变化， 并探究各自的产出稳定效应机制及其度量。为实证度量和检验财政政策可能存在的诱致更大规模的产出不稳定以及有助于实现产出稳定这两方面的矛盾功能， 第三部分设定模型， 交代经济计量分析方法， 并给出宏观经济变量指标及数据。第四部分， 利用 1992~2011 年期间省域面板年度数据实证度量并研判我国财政自动稳定器和相机抉择财政政策的产出稳定效果。第五部分是结论与政策涵义。

二、 财政政策产出稳定效应的理论机制

（一） 源发于宏观经济波动的自动财政变化与有意识的财政当局调控准确研究影响产出稳定效应的财政政策， 应分离财政政策中受宏观经济波动影响而自动变化的财政政策变化以及财政当局主动有意识的财政调控引发的财政政策变化， 并进而阐明不同财政政策部分的产出波动性影响。1.财政自动稳定器因宏观经济环境变化的影响和制约， 受宏观经济波动影响发生的自动财政政策变化被称为财政自动稳定器。既定经济和财税制度环境下， 经济繁荣时， 税收收入随国民收入增加而增加， 居民边际消费倾向和企业投资乘数效应相对降低， 由此形成总需求和经济过热发展的客观抑制效果。而在财政支出方面， 包括失业救济、 福利支出乃至农产品价格补贴在内的政府转移支付相应自发减少； 反之， 经济衰退时， 税收收入自动相对减少， 边际消费倾向和投资乘数效应相对提高， 自发实现刺激总需求和经济增长的效果， 而政府转移支付支出则会自动增加， 尤其是诸如失业补贴等对周期反应的某些支出项目。因而， 伴随国民收入波动， 税收收入和政府支出自动增减进而制约和刺激总需求和国民收入的机制， 起到产出稳定作用， 并带来财政预算余额呈现盈余或赤字的客观结果。尤其是累进税制下， 经济繁荣 （衰退） 时， 适用较高税率的税基扩大 （缩小） ， 税收收入增长 （削减） 幅度超过 （低于） 国民收入增长幅度， 有利于缓解过度需求 （需求不足） ， 产出稳定效果愈加明显。2.财政当局的主动调控宏观经济波动的情况下， 承载抵消经济周期波动的宏观经济稳定意图， 财政当局通常会有意识地主动调整财政支出和税收工具， 使之具有典型的“逆风而行” 特征。尤其是期望积极追求反周期政策的政府， 经济衰退时将削减税收收入或扩大政府支出规模， 经济回暖时降低财政刺激力度， 而经济过热时则减少政府公共支出规模。

（二） 财政政策变量分解将政府预算余额视为财政政策的代理变量， 并进而在政府预算余额周期性分解的基础上， 研究特定产出稳定绩效分别在何种程度上源于财政自动稳定器或财政当局有意识采取的财政干预政策措施， 是探究财政政策产出稳定性效应的理论和实证研究的常见做法 （Galì & Perotti， 2003； Fedelino， An⁃nalisa， Anna Ivanova & Mark Horton， 2009； XavierDebrun & Radhicka Kapoor，2010；Horton et al.，2009； IMF， 2009a） 。与区分财政政策自动变化以及受财政当局有意识调控而发生变化相对应， 政府预算余额被分解为周期性余额 （cyclical balance） 和经周期调整的余额（cyclically-adjusted balance， Galì& Perotti， 2003） 两部分。运用周期性调整技术过滤财政预算余额周期性运动， 考虑政府预算余额的周期性特征， 也即研究财政态势 （fiscal stance） ， 是为避免单独直接考察财政平衡变化本身可能带来的误导性影响： 财政平衡运动可能给出扩张性或紧缩性相机抉择财政政策措施的印象， 即使这些变化是由周期性宏观经济因素驱动的。例如， 就财政平衡恶化而言， 有可能源自税收收入大幅削减或急剧扩大政府支出规模的相机抉择财政政策措施， 也有可能是经济周期性波动本身的影响。就周期性政府预算余额而言， 经济运行遭受意外冲击偏离均衡增长路径引发经济波动后， 会出现产出缺口。产出缺口变化被视为不受财政当局直接控制。显然， 若真实产出等于趋势产出， 也即产出缺口封闭时， 周期性余额则为零。宏观经济运行带来税收收入和政府支出的被诱致性变化的情况下， 周期性余额变化给出总量波动对于预算影响的估计。总政府预算余额减去周期性余额得到经周期调整的余额 （CAB） ， 或假定的产出处于趋势 （或潜在）水平时可以观测到的总体余额。CAB变化通常主要被解释为源于政策制定者的相机抉择行为， 且主要包括两个来源。一是与经济周期性环境的实际或预期变化系统相关的财政决策效应， 而CAB对经济周期的反应可能具有与自动稳定器相反的顺周期特征， 或具有扩大自动稳定器效果的反周期特征。二是具有外生性的突然、 临时政府预算变化， 并非财政当局对经济周期反应的结果， 或反映特定的财政稳定努力， 比如次贷危机期间我国政府采取的措施， 或与公共财政的再分配和效率等目标相关的发挥破坏性作用的财政刺激， 或经济因素以外的考虑， 比如公共选择理论流派着力分析的选举预算周期。因此， 捕捉产出稳定效应的3个财政政策维度应该是： 自动稳定器； 有计划地意图发挥稳定作用的周期性相机抉择政策， 反映CAB对经济周期的系统反应； 以及不规则的外生性相机抉择财政政策， 捕捉与当前宏观经济状况不系统相关的CAB变化 ② ， 就产出稳定效果而言， 其可能是稳定性的， 也可能不是。当然， 数据分析本身难以区分自动稳定器和有计划的相机抉择稳定政策的影响， 这是考察财政政策产出稳定性效应理论机制的原因所在。

三、 模型设定

（一） 基准模型设定借鉴 Fatás 和 Mihov （2001） 考察财政政策维度与产出易变性关系的模型设定， 并遵循 Debrun、Pisani-Ferry 和Sapir （2008） 考虑影响公众财政稳定需求以及政府供给财政稳定措施激励的时变因素。基准实证模型设定为具有固定时期效应的面板回归：（1）i=1， ……31代表省级政府， 样本被划分为1992~1996 年、 1997~2001 年、 2002~2006 年和 2007~2011年共 4 期， t=1， ……4 （5 年期） ， P t 代表固定时期效应。因此， 所有年度变量数据取5年平均值。G i， t 是财政政策自动稳定器， σ y i， t 是产出易变性度量， X j， i， t是控制变量， ν i， t 是误差项。方程 （1） 中， 拒绝零假设φ 1 =0 （相反φ 1 ＜0） 与自动稳定器有效性一致。为克服基准方程 （1） 以及扩展方程 （5） 中财政政策变量的内生性问题 ③ ， 选择面板数据两阶段最小二乘法进行估 计 。 遵 循 Fatás & Mihov（2001， 2003）， 工具变量选择为可能与解释变量有关但与产出易变性正交的对数人均真实GDP、 城市化率、 公路里程和城市建成区内桥梁 ④ 。利用更多观测值信息的省域面板方法，不仅可以有效规避使用单方程方法伴随而来的遗漏变量和反向因果关系问题， 而且可以将财政政策稳定性效应的各种决定因素融入统计检验， 包括政策制定者的 “反应函数” 以及财政度量关于产出的真实影响， 并基于作为结果的实证关系，提供财政政策有效性的有益信息， 避免与估计财政乘数有关的方法论难题 ⑤ 。若存在异方差， 则通过调整标准误进行处理。为增进稳健性， 本文不仅考虑有可能削弱政府规模和产出易变性关系的两个控制变量因素 — —经济开放度和金融发展， 控制财政政策诱致的潜在冲击， 而且扩展基准模型 （1） 包括周期性和外生相机抉择财政政策度量， 并根植于我国财政政策运行的环境， 依循政府规模、 贸易开放程度和人均 GDP 三个变量的中值标准将省级政府分组， 比较分析全样本和子样本以及不同子样本之间的财政政策产出稳定效应。

（二） 宏观经济变量指标与数据 ⑥1.产出稳定性作为因变量， 产出稳定性被度量为真实GDP易变性。理论上， 产出易变性可被计算为 t 期真实GDP 增长的标准偏离。考虑到产出易变性对潜在增长变化敏感 （可能随时间推移以及省级政府而发生变化） ， 替代为产出缺口一阶差分的标准差。为获得我国31个省级政府的潜在产出度量， 以各省级政府层面的居民消费价格指数平减现价国内生产总值， 转换为真实国内生产总值， 使用HP滤波法分离真实国内生产总值的 HP 滤波和周期性成分， 并将产出缺口计算为实际真实GDP及其HP滤波序列的相对偏差。如图 1 所揭示： 自 1992 年始， 正产出缺口在 1994 年降至正局部低点后反弹， 在 1997 年达到正局部最高值， 继而进入缓慢下降通道， 于2000 年变为负产出缺口并在 2003~2004 年间达到全局最小负值， 此后进入缓慢上升通道但维持负产出缺口， 最终在2010年后变成正产出缺口。我国各省级政府产出缺口变动趋势， 大体上对应了20世纪90年代中期我国经济软着陆、 东南亚金融危机和美国次贷危机两次外部冲击等时间节点所引发的产出波动趋势， 并为本文以1996年、 2001年和2006年为分界点将1992~2011年间划分为4个时期提供依据和支持。2.财政政策度量作为主要解释变量， 财政政策包括自动稳定器、 周期性和外生相机抉择财政政策 3 个维度度量。自动稳定器规模识别通常简单假定由一般政府公共支出/GDP比率度量 ⑦ 。政府收入和政府支出的产出缺口弹性分别为1和0 ⑧ 的假设下， 政府支出/GDP 比率实际上等于总预算余额/GDP 比率的产出缺口半弹性。易言之， 政府规模是预算余额经济周期敏感性的准确度量。考虑到更大规模的政府倾向于产生更大财政冲击的可能性， 为避免遗漏变量偏倚， 经济计量分析应在自动稳定器的基础上进而分析周期性和外生性相机抉择财政政策。而度量周期性和外生性财政政策则有赖于经周期调整的政府预算余额（CAB） ：（2）r是总收入/GDP比率， Y ∗ 是趋势产出水平， η R 是收入的产出缺口弹性， g 是支出/GDP 比率， η G 是支出的产出缺口弹性。设定η R =1、 η G =0以及b=总预算余额/GDP得到：y 是产出缺口的趋势产出百分比， gy 是周期性余额。由此验证公共支出比率是预算余额/GDP百分比的产出缺口半弹性的结论 ⑨ 。基于 （3） ， 可以利用各省份时间序列数据计算CAB如图2。周期性和外生相机抉择财政政策指标可以使用时间序列回归被估计为 ⑩ ：（4）y t 为产出缺口， AR （1） 项解释政府预算余额的持续性， 并力图消除静态回归中观测到的残差的一阶序列相关程度较高问题。周期性财政政策由CAB 对产出缺口的短期反应β刻画。负值意味着，周期性上升 （下降） 趋势倾向于恶化 （改善） CAB， 从而表明， 政府行为系统地发挥破坏作用， 并至少部分抵消自动稳定器的经济影响。相反， 正值意味着， 总体而言， 政府试图经由相机抉择措施增强财政政策的反周期倾向。鉴于财政政策有效性受到CAB到y反向因果关系的影响， 从而引入β的 OLS 估计向下偏倚的可能性， 因此， 使用工具变量 （IV） 技术缓解β估计的潜在偏倚。具体地， 产出缺口工具变量被确定为产出缺口滞后、 国际贸易和人均能源使用量的对数差分 ?? ? 。显然， 后两者与宏观经济周期性波动相关， 却不会直接受到财政态势影响， 由此这些工具尤其在小型开放经济背景下是适当的。基于方程 （4） ， 估计我国30 个省级政府? ? ? 1992~2011 年度样本下财政政策的周期性度量， β估计结果如表 1， 直观起见绘制图 3。可以发现， 在我国绝大多数省级政府层面，相机抉择财政政策参数β估计都统计显著为负， 由此看来我国绝大多数省级政府倾向于实施顺经济周期财政政策。具体分析， 大体包括如下 3 种情况： 第一类， 北京、 天津、 黑龙江、 江西、 云南、 贵州、 云南、陕西、 甘肃、 青海、 宁夏和新疆等 12 个省级政府为负且显著异于 0。这意味着， 上述省级政府财政行为发挥破坏产出稳定作用， 至少部分抵消自动稳定器的经济影响。第二类，山西、 辽宁、 安徽、 广西和四川等5个省级政府为正且显著异于 0。这表明， 这些省级政府试图经由相机抉择财政政策措施发挥反周期作用。第三类， 吉林、 上海、 浙江、 山东和重庆等 5 个省级政府显著为负， 河北、 内蒙古、 江苏、 福建、河南、 湖北、 湖南、 广东等 8 个省级政府显著为正， 但都不显著异于0。外生相机抉择政策被计算为残差ζ＾t =CAB t -α＾ -β ＾y t -γ＾（CAB） t-1 的变动性 （标准差） ， α＾、 β＾和γ＾由IV估计获得。这区别于方程 （4） 残差的标准误 ，原因在于， 为产出缺口选择工具变量时， 方程 （4） 的残差将包括产出缺口的非工具部分β＾（y t -y＾t ） ， 从而引入本文相机抉择政策度量与产出缺口变动性的协同运动。这继而在用来估计财政政策关于产出缺口变动性影响的回归中导致联立偏倚。总体而言， 与β估计结果相对应， 相机抉择财政政策度量显著异于0的省份的外生相机抉择财政政策效果更大。这区别于Xavier Debrun 和Radhicka Kapoor （2010） OECD 和非OECD国家相机抉择度量不存在明显差异的发现。简单地， 在我国省级政府层面， 绘制产出波动性与自动稳定器、 周期性和外生相机抉择3个财政政策维度相关关系的散点图5。直观可见， 自动稳定器和外生相机抉择财政政策都与产出波动性呈现微弱负相关， 而周期性财政政策则与产出波动性呈现显著正相关。但不综合考虑自动稳定器、 周期性和外生相机抉择维度的相互影响， 以及财政政策产出稳定效应的潜在决定因素， 据图5的相关关系散点图判定财政政策产出稳定效应则有可能是误导的。3.控制变量和工具变量控制变量主要考虑经济开放程度以及金融发展的产出稳定性影响。理论上， 在微观层面， 更大的金融发展被预期降低产出变动性， 因为居民和企业等微观经济主体可以运用金融工具并进而平滑消费或更好地实施投资计划。

在宏观层面， 经由金融加速器效应? ? ? 或顺经济周期的信贷状况， 金融发展却产生破坏产出稳定性作用。Eichengreen、 Hausmann 和von Hagen （1999） 认为， 在发展中国家， 财政当局会充分运用便利的顺经济周期信贷刺激支出， 但在经济衰退时因为信贷枯竭被迫紧缩。而且， 财政货币当局独立追求不同目标时，财政货币政策协调失效也比较常见。特别是， 与货币当局被迫适应财政冲击相比， 货币当局在政治上独立时， 与常规性稳定性措施无关的财政冲击更可能导致与货币当局之间代价昂贵的冲突。从实证研 究 结 果 看 ， Xavier Debrun 和 Radhicka Kapoor（2010） 发现， 在包括发展中国家和OECD国家的样本中， 金融发展是缓解产出波动的重要因素。我国省级政府层面的金融发展被度量为金融机构人民币各项存款占同期GDP百分比。1992~2004年间数据源自 《新中国五十五年统计资料汇编》 ， 2005~2011年间数据根据中经网2004~2011年间 “金融机构资金来源” 增长比率同比计算得到。经济开放程度对财政自动稳定器产出稳定效应存在两种相反的理论影响。一方面， 自动稳定器为宏观经济提供了应对外部冲击的保险措施。总体上， 经济开放程度越高， 政府规模越大， 自动稳定器效果越显著， 政府也就越不太倾向于采取积极的周期性财政稳定措施。因而， 伴随经济开放程度提高， 自动稳定器与周期性和外生性相机抉择财政政策之间的替代关系也增强。前者由 Rodrik （1998）指出， 而Xavier Debrun和Radhicka Kapoor （2010） 发现后者在OECD-20集团尤其明显。这就意味着， 为增进财政政策的产出稳定性， 政府会更依赖自动稳定器。但另一方面， 经济开放程度倾向于提高财政政策失误的经济成本， 从而激励政府实施更多的反周期取向的财政管理措施， 选择积极的周期性和外生相机抉择财政稳定措施， 在政府认为适当的时机实施刺激或紧缩计划或组合拳。本文， 1992~2011年间经济开放度被度量为 （年度进出口总额×同期美元加权汇率） / （2×GDP） 。其中， 1995~2011 年间各省级政府层面的进出口总额数据来自中经网 “月度进出口额” 年度加总， 而1992~1994年间数据根据1996~2000年间的平均增长率进行推算。值得注意的是， 在我国不存在中央银行独立性指标度量的情况下 （即使有， 由于中国的特殊国情， 各省级政府层面上的中央银行独立性指标也不存在根本差异） ，我国省级政府层面的金融发展度量， 可以视为货币政策的代理变量， 从而使得本文引入金融发展变量具有财政和货币政策交互作用的初步考虑。工具变量分别计算为： 城市化率=年底城镇总人口数/年底总人口数， 公路里程度量为区域内公路里程占区域面积比例， 城市建成区内桥梁以单位城市建成区内的城市桥梁数衡量。

四、 财政政策产出稳定效应经济计量分析

（一） 基准模型1.自动稳定器和贸易开放程度作为解释变量在我国省级政府层面， 考虑只以自动稳定器和贸易开放程度作为解释变量的简式模型 （1） 。总体上， 如表2所示， 除1997~2011年子样本时期的贸易开放度相关系数外， 各参数估计值都统计显著。1992~2011 年全部样本时期以及 1992~2006 年和1997~2011 年两个子样本时期， 衡量自动稳定器效应的相关系数都显著为负， 这意味着自动稳定器发挥降低产出易变性作用； 而且， 随着时期推移， 我国省级政府层面财政自动稳定器的产出稳定性效应发生变化。相比较而言， 1992~2006 年样本时期效应高于1992~2011年全部样本时期和1997~2011年子样本时期。这符合 Xavier Debrun 和 Radhicka Ka⁃poor （2010） ， 其在包括 OECD 和发展国家的 49 个国家样本中发现， 真实GDP增长变动性与政府规模的负向非条件相关关系可能是非线性的且随时间推移不稳定的。实际上， 不仅在有关发展中国家样本如此， Debrun、 Pisani-Ferry和Sapir （2008） 发现20世纪90年代中期以后部分OECD国家两者负向关系显著削弱， 而Martinez-Mongay和Sekkat （2005） 、 Silgoner、Reitschuler和Crespo-Cuaresma （2003） 则发现， EU成员国样本中也存在非线性。这意味着政府规模的特定界限之外存在自动财政稳定功能的强有力收益递减。原因可能在于， 更大规模的政府产生更多的破坏稳定的财政冲击， 从而使得发展中国家财政政策诱致的冲击大到超过自动稳定器的程度。就贸易开放度降低产出易变性效应而言， 全部样本时期以及两个子样本时期降低产出易变性效力依次递减， 且 1997~2011 年子样本时期虽相关系数估计为负， 但并不显著。

值得注意的是， 1997~2011年子样本中， 拟合优度相对1992~2011年全部时期样本以及1992~2006年子样本较低。依据贸易开放程度不同， 将我国省级政府分成大于和小于贸易开放程度中值的两组后发现， 自动稳定器在两组中都发挥降低产出易变性作用， 但在大于贸易开放度中值组效应更显著；贸易开放程度之于产出易变性的作用则呈现出相反的效应， 在大于贸易开放度中值组显著为正， 而在小于贸易开放度中值组则显著为负。与 Xavier Debrun 和 Radhicka Kapoor（2010） 贸易开放度倾向于提高产出易变性但1990年后开始削弱并在统计上不显著的典型事实相悖， 自动稳定器和贸易开放程度作为解释变量时， 贸易开放度在我国省级政府层面发挥降低产出易变性作用， 且在小于贸易开放度中值组更显著。2.引入金融发展因素如表3所示， 在简式模型 （1） 右端增加金融发展变量后，总体而言， 可以得到金融发展具有降低产出波动性的稳健性结论， 这表明， 各省级政府都较好地充分运用金融工具、 信贷和外部融资使用的便利性， 从而更好地平滑消费和计划投资。就贸易开放度变量而言， 1992~2011年全部样本和1992~2006年子样本时期， 贸易开放度都在1%的置信水平下具有破坏产出稳定的政策效果， 1997~2011年子样本时期， 虽相关系数估计为正， 但统计不显著。自动稳定器变量则在不同样本时期呈现不同的产出稳定效果： 1997~2001年子样本时期，在5%置信水平上具有显著破坏稳定产出效应， 在1992~2011年全部样本和1992~2006年子样本时期， 尽管自动稳定器相关系数分别为正和负， 但都不统计显著。综合表2比较分析来看， 引入金融发展变量后， 财政自动稳定器和贸易开放度的产出稳定效应发生逆转。一个有待确认的自然猜测就是， 在我国省级政府层面， 以政府支出和金融发展变量衡量的财政和货币政策存在协调失效， 而且， 1992~2011年全部样本时期金融发展和自动稳定器相左的产出稳定效应， 应该是1997~2011年子样本时期金融发展和自动稳定器协调失效效应主导的客观结果。结合我国经济财政制度实践， 可以考察财政和货币政策协调失效的可能来源。其一， 《中华人民共和国预算法》 第二十八条明确规定，“地方各级预算按照量入为出、 收支平衡的原则编制， 不列赤字。除法律和国务院另有规定外， 地方政府不得发行地方政府债券” 。其二， 预算法禁止地方财政负债的财政制度下， 将银行资金优势、 政府信用优势和市场力量结合起来， 我国20世纪90年代兴起并日益扩大的地方政府融资平台， 在促进地方经济发展尤其是加强基础设施建设方面发挥积极作用的同时， 实际上也有可能产生财政货币政策协调失效的重要渠道。这是因为， 量入为出、 收支平衡的地方政府财政预算原则意味着， 经济繁荣时期， 国民收入和财政收入增加， 以金融机构人民币各项存款衡量的金融发展因素呈现顺经济周期特征的情况下， 依托地方政府融资平台， 地方政府可以扩张以政府财政支出规模衡量的自动稳定器效果。相反， 经济衰退时期，国民收入和财政收入萎缩， 信贷资源紧缩甚或枯竭， 从而使得自动稳定器规模和效果非对称性地受到遏制。值得注意的是， 与考虑金融发展因素之前相比， 1992~2006 年子样本时期自动稳定器相关系数由-0.2688 下降为-0.0657 （且统计不显著） ， 1997~2011年子样本时期则由-0.1986逆转为0.127； 对应地， 1992~2011年全部样本时期自动稳定器相关系数则由-0.23逆转为0.0335。由此，在我国省级政府层面， 自动稳定器产出稳定效应收益递减以及随时期推移非线性变化得到进一步确认。产出易变性与政府规模关系随时间推移而发生变化， 要求考察潜在可能原因。Debrun、 Pisani-Ferry和Sa⁃pir（2008）考察政府规模因素， 而 XavierDebrun 和 Radhicka Kapoor（2010）则考察贸易开放程度和政府规模因素。为准确度量财政政策产出稳定效应， 应在方程 （1） 的简式模型基础上， 进一步考察自动财政稳定收益递减以及产出变动性与政府规模非线性关系的潜在原因。

（二） 扩展模型1.增加财政政策的两个其他维度为避免简式方程 （1） 中φ 1 估计的向上偏倚， 扩展模型包括周期性和外生相机抉择财政政策指标作为解释变量：（5）Cyc i 和 Discr i， t 是财政政策的周期性和外生相机抉择维度。Cyc i 是一个被估计的相关系数， 源自方程 （4） 的β估计， β＾i 都在1%的置信水平上统计显著。在每个子时期， 相机抉择度量 Discr i， t 被计算为第 i 省份基于方程 （4） 的 5 年期残差标准差， 用以捕捉与经济周期非系统相关的财政政策冲击的平均规模变化。其他变量与方程 （1） 相同。如表 4 第 （1） ~ （3） 列所示， 增加周期性和外生相机抉择财政政策指标作为解释变量后， 就本文最为关心的财政政策度量而言： 首先， 周期性财政政策变量的相关系数都显著统计为正， 因而发挥提高产出波动性效应， 而且， 该结论在 1992~2006 年和1997~2011 年子样本期间以及 1992~2011 年全部样本期间都显著稳健。其次， 就外生相机抉择财政政策而言， 1992~2011年样本子期间， 除辽宁省统计不显著为负以及吉林、 广西、 海南和四川统计不显著为正外， 其他25个省级政府层面的相关系数都显著为正； 1992~ 2006年子样本中， 除辽宁省在10%置信水平上显著为负以及吉林、 黑龙江、 江苏、 福建、 湖北、 湖南、 广西、 四川、 贵州、 新疆等 10 个省份统计不显著为正外， 其他19个省份的外生相机抉择财政政策变量的参数估计均统计显著为正； 1997~2011年子样本中，河北、 吉林、 浙江、 福建、 山东、 湖南、 广西和四川等8个省份的参数估计显著为负， 内蒙古、 辽宁、 江苏、河南和湖北5省份的参数估计为负， 但统计不显著，山西、 广东、 云南和海南4省份参数估计为正， 但统计不显著， 其他14个省份则统计显著为正。因此，在我国省级政府层面， 外生相机抉择财政政策总体上发挥破坏宏观经济稳定作用， 尽管 1997~2011 年子样本相对1992~2006年子样本存在更多的发挥降低产出波动性效果的省份。再次， 就自动稳定器的相关系数而言， 1992~2006年子样本时期在1%的置信水平上显著为负 （-0.1948） ， 1992~2011 年全部样本时期在 10%的置信水平上显著为正 （0.199） ， 1997~2011年子样本时期虽为正 （0.0421） 但统计不显著。虽存在财政自动稳定器发挥产出稳定性作用的证据， 但与现存自动稳定器降低产出易变性的较高参数敏感性的研究成果相比， 我国自动稳定器产出波动敏感性较低 ?? ? 。与表3自动稳定器在全部样本和两个子样本时期参数分别为0.0335、 -0.0657和0.127相比较， 包括周期性和外生相机抉择财政政策变量后， 自动稳定器的产出稳定效应得以提升。

这符合 Xavier Debrun 和Radhicka Kapoor （2010） ， 因为他们发现： 加入周期性和外生相机抉择财政政策后， 模型拟合显著提高。而且， 周期性财政政策未发挥任何显著稳定性影响， 在包括OECD-20国和发展中国家样本以及发展中国家子样本中， 外生性相机抉择财政政策的相关系数显著为正， OECD-20国则不显著异于0。这意味着外生性相机抉择财政政策可能是发展中国家产出易变性的重要来源 （Fatás & Mihov， 2003） 。两个控制变量贸易开放度和金融发展呈现不同的产出稳定性效应。其中， 贸易开放度相关系数都显著为负， 因而具有显著的降低产出波动性效果。从表5显示的经济开放程度与财政政策条件相关关系看， 总体上， 在我国绝大多数省级政府层面，自动稳定器、 周期性和外生相机抉择财政政策指标都与经济开放程度显著正相关， 只有部分省份存在负相关关系。其中， 北京、 山西、 内蒙古、 辽宁、 福建、 广东、 陕西和青海等8个省份的自动稳定器， 以及山西、 上海、 江苏、 浙江、 广东和广西等 6 个省份的外生相机抉择财政政策都与经济开放程度显著负相关， 而与经济开放程度呈现负相关的周期性财政政策的省份达到 17 个 （其中， 北京、 上海、 江西、山东和宁夏5省份统计不显著） 。

这意味着， 给定经济开放程度下， 部分省级政府存在实施更多反周期取向的积极周期性财政稳定措施的倾向， 而在绝大多数省级政府层面则存在自动稳定器和外生相机抉择财政政策的替代关系。若自动稳定器、 周期性和外生相机抉择财政政策指标具有不同的产出稳定性效应， 则伴随着经济开放程度提高， 财政政策的最终产出稳定性效果， 取决于自动稳定器的产出稳定性与周期性和外生相机抉择财政政策破坏产出稳定性的综合权衡。金融发展相关系数虽都为负但都统计不显著，这或许与财政货币政策协调失效有关。从表5显示的金融发展与财政政策条件相关关系看， 自动稳定器与金融发展在我国省级政府层面基本呈现比例各半的正向和负向显著相关关系 （15个省份为负， 15个省份为正） ， 而周期性和外生相机抉择财政政策则在我国绝大多数省级政府层面呈现显著为负的相关关系， 分别为15和23个省份。这实际上意味着， 金融越发达， 周期性和外生相机抉择财政政策受到抑制，而自动稳定器则在比例各半的省份被加强和削弱。考虑金融发展因素以及周期性和外生相机抉择财政政策维度后， 在我国省级政府层面， 自动稳定器产出稳定效应收益递减以及随时期推移非线性变化仍然存在。

这实际上意味着， 一方面， 遗漏周期性和外生相机抉择财政政策变量， 有可能带来自动稳定器产出稳定效应相关系数φ 1 估计的向上偏倚； 另一方面， 存在周期性和外生相机抉择财政政策提升自动稳定器产出稳定效应的理论机制和渠道有待深入研究。可能的解释在于， 更大规模的政府倾向于诱致较大的外生相机抉择财政政策， 以及周期性和外生相机抉择财政政策变量与金融发展变量之间存在协调失效问题。2.经济发达水平和政府规模分组分析（1） 经济发达水平。长期以来， 财政政策乃至财政自动稳定器的产出稳定效应跨国研究主要集中于经济发达国家， Galì（1994）及 Fatás 和 Mihov（2001） 研究就表明自动稳定器在部分OECD国家是有效的。与 Virén、 Matti （2005） 发现自动稳定器在发展中国家无效相反， Xavier Debrun 和 RadhickaKapoor （2010） 则在包括 OECD-20 和发展中国家在内的 49 个国家样本中得到自动稳定器有效的结论。实质上， 财政自动稳定器产出稳定效应跨国研究， 之所区分OECD国家和发展中国家样本， 最主要的意图在于， 剥离经济发达水平、 经济制度尤其是财政制度对于财政自动稳定器产出稳定效应的影响。就人均 GDP 与自动稳定器关系而言， XavierDebrun 和 Radhicka Kapoor（2010）发现， 经济越发达， 政府规模和自动稳定器规模越大， 因而可以更好地发挥稳定产出波动性效应。这是Wagner 法则以及如下假设的结果： OECD 等经济发达国家具有较好的财政制度， 财政支出控制和税收征缴能力都很强， 经济衰退时面临紧信贷约束 （binding creditconstraint） 的可能性较小。由表5所见， 在我国省级政府层面， 关于人均 GDP 的参数估计虽然都在 1%的水平上统计显著， 但与Xavier Debrun和RadhickaKapoor （2010） 一致显著为正、 均值0.116相比， 我国省级政府层面的人均GDP参数呈现15个省级政府为负、 16个省级政府为正且参数绝对值较小 （正最大值为北京的 0.035， 负最小值为浙江的-0.049） 的状况。按照我国各省级政府人均 GDP 中值分组， 表 4第 （6） 和 （7） 列的计量结果表明， 周期性财政政策变量的相关系数都为正但统计不显著， 除个别省份外，绝大多数外生相机抉择财政政策变量的相关系数统计显著为正， 进一步确认周期性和外生相机抉择财政政策提高产出波动性效应的结论。而自动稳定器的参数估计值显著异于1992~2011年、 1992~2006年和 1997~2011 年 3 个期间样本的对应值， 前者分别为-0.6124 和-0.0203， 而后者分别为 0.199、 -0.1948和0.0421。更近一步地， 在大于人均GDP中值组， 自动稳定器的相关系数在 10%的置信水平上显著为负， 而贸易开放度和金融发展的相关系数虽各为负和正， 但都统计不显著。这意味着， 自动稳定器产出稳定效应支配财政货币政策协调失效以及周期性和外生相机抉择财政政策的破坏产出稳定效应， 进而主导实现产出稳定。

相反， 在小于人均GDP中值组，贸易开放度的相关系数在1%的置信水平上显著为负， 而自动稳定器和金融发展的相关系数虽各为负和正， 但都统计不显著。这意味着， 在人均GDP低于我国30个省级政府平均水平的省份， 伴随着经济发达水平的提高， 财政货币政策协调失效以及周期性和外生相机抉择财政政策的破坏产出稳定效应取得主导地位， 发挥支配性作用， 进而削弱自动稳定器产出稳定性效应。人均GDP差异对于自动稳定器产出稳定性效应的不同影响表明，经济发达水平 （以人均GDP 衡量） 乃至所对应经济和财政制度差异，是影响财政自动稳定器产出稳定效应的重要因素。表 4 所揭示的自动稳 定 器 在 大 于 人 均GDP 中值组统计显著发挥产出稳定作用的情况下， 在我国省级政府层面， 人均 GDP 与自动稳定器的非一致性关系表明， 就发挥稳定产出波动性作用的政府支出而言， 我国省级政 府 规 模 相 对 较 小 。统计数据表明， 我国各省 级 政 府 财 政 支 出/GDP比大体分布在5%~10%之间， 水平最高的上 海 也 仅 在 13.27% 。这实际上是 1994 年分税制财政体制改革以来我国中央政府向上集中财权和财力的客观结果。因而， 从发挥财政政策产出稳定性作用的角度看， 我国省级政府规模有待进一步提高。（2） 政府规模。若周期性和外生相机抉择财政政策发挥破坏产出稳定性的作用， 且更大规模的政府倾向于诱致更大的周期性和外生相机抉择财政政策冲击， 则政府规模也损害宏观经济稳定性。如表5， 在我国省级政府层面， 除海南外， 政府规模与外生相机抉择财政政策呈现显著的正相关关系， 而周期性财政政策， 则分别有17个和13个省级政府呈现显著负向和正向相关。这意味着， 在我国省级政府层面， 其他因素相同的情况下， 更大规模的政府，在基本比例各半的省级政府层面分别扩大和缩小周期性财政政策破坏产出稳定性， 却基本在全部省份倾向于带来更有力的外生相机抉择政策， 由此使得财政政策同时扮演冲击吸收者和冲击诱致者角色。Xavier Debrun 和 Radhicka Kapoor （2010） 也发现， 在包括OECD和发展中国家的全部样本乃至分组和分期的子样本中， 外生相机抉择政策度量都与政府规模正相关。若更大规模的政府倾向于是更有力的冲击诱致者， 则本文的宏观经济变动性实证模型需要考虑这种与自动稳定器无关却与公共部门规模有关的财政不稳定性， 避免自动稳定器的易变性影响估计存在偏倚。为考察政府规模变量对于财政政策产出稳定效应的影响， 按照政府规模中值分组进行实证分析。如表4第 （4） 和 （5） 列所显示， 22个省份的外生相机抉择财政政策相关系数估计显著为正， 辽宁在1%的置信水平上显著为负， 黑龙江、 海南、 四川、 贵州和新疆5省份不统计显著为正， 而广西和重庆不显著为负。而周期性财政政策变量的相关系数， 在大于和小于政府规模中值组则存在显著差异， 前者在1%的置信水平上显著为负， 而后者统计不显著为负。自动稳定器相关系数则在大于和小于政府规模中值组都呈现出统计不显著的负号， 而金融发展则在大于政府规模中值组在1%的置信水平上显著为正， 而在小于政府规模中值组不统计显著为正。

因而， 按照政府规模中值将我国省级政府分组后， 不论政府规模如何， 外生相机抉择财政政策发挥破坏产出稳定性作用的结论仍然显著稳健， 自动稳定器不显著地发挥产出稳定性作用， 而周期性财政政策则在大于政府规模中值组发挥产出稳定作用。这实际上意味着， 在我国省级政府层面， 在政府规模相对较小的省份， 自动稳定器与金融发展协调失效较为严重， 而政府规模相对较大的省份， 自动稳定器与金融发展协调失效程度相对较轻， 从而使得自动稳定器和金融发展都发挥稳定产出波动性作用。

五、 结论与政策涵义

本文构建自动稳定器、 周期性和外生相机抉择财政政策3个关键维度的彼此一致的指标， 综合考虑政府作为冲击吸收者和冲击诱致者的相互矛盾作用， 实证研判财政政策与产出易变性关系， 避免关于自动稳定器影响估计中可能存在的偏倚。

总体而言， 基于我国31个省级政府层面1992~2011年间样本的实证计量结果支持如下观点： 以政府规模为代理变量的财政自动稳定器发挥稳定产出的功效， 但典型如我国1998年和2008年的周期性和外生相机抉择财政政策， 虽承载应对外部经济冲击引发产出波动的政策意图， 但与直觉相悖地发挥破坏产出稳定性作用； 加之经济开放度、 经济发达水平以及政府规模等因素的重要影响， 尤其是金融发展因素可能引入的财政货币当局冲突， 我国省级政府层面的财政自动稳定器的确发挥产出稳定性作用， 但敏感性较低、 产出稳定效应收益递减以及随时期推移非线性变化。因此， 自动稳定器有效性同时在 Fatás 和 Mihov （2001） 探究的 20 个 OECD 国家以及发展中国家样本中成立的结论 （Xavier Debrun& Radhicka Kapoor， 2010） ， 在我国省级政府层面获得支持， 并为理解我国全国层面的财政政策产出稳定效应， 提供了源自省级政府层面的解释视角。本研究的政策涵义在于： 首先， 从宏观经济调控取向看， 我国应在推进社会主义市场经济体制建设进程中， 改变经济面临下行压力就立即采取财政货币放松等短期刺激的调控方式， 依循着力培育经济内生力和市场稳定预期的区间管理新思路。其次， 就财政调控而言， 应限制或缩减政府实施自由量裁式财政政策空间， 审慎实施规则式财政政策。或使政府预算安排受约束于数量目标， 或根据政府预算结构平衡或财政支出限额严格约束政府财政行为。同时， 妥处财政与货币政策冲突， 使货币政策专注于微观市场效率和通货膨胀政策目标， 使财政政策主要实现收入分配和公平意图。再次， 考虑自动稳定器效力较弱可能与制度薄弱和政治经济约束有关， 从影响自动稳定器有效性的体制机制性制约因素角度看， 有必要改革完善我国财政制度。

尤其是考虑到外生相机抉择财政政策和自动稳定器都与政府规模相伴增长的事实， 应借鉴 Baun⁃sgaard 和 Symansky （2009） ， 通过增进财政收入和支出的自动调整， 在渐进提高政府规模的同时增强财政稳定器。更具体地， 其一， 为增进财政自动稳定器的产出敏感性， 在财政收入方面， 以改变间接税占财政收入份额较大以及间接税累进程度较低为取向， 推进我国税制改革， 增进税收收入对国民收入波动的敏感性。其二， 在财政支出方面， 坚持中国推进公共财政体制建设进程中的民生财政取向，增强社会安全网功能的社会保障等在经济衰退期间政府的刚性、 自动调整的支出需求项目， 进而最终实现投资型政府向公共服务型转型。其三， 考虑到可能引发的财政风险， 若地方政府发行债券乃至实施财政赤字政策不可行， 应在我国省级政府层面推广财政部设立中央预算稳定基金以及内蒙古自治区和上海市成立稳定预算基金的做法， 将财政超收的一定比例如10%或20%， 强制投入预算稳定基金， 节约意外增加的收入， 用于缓解经济衰退时期的地方政府财政支出压力， 纠正自动稳定器在经济波动不同阶段的非对称效应 ?? ? 。

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