（本文作者蔣飛為長城證券首席宏觀分析師）

財(cái)政政策是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行當(dāng)中重要的經(jīng)濟(jì)政策，在各國經(jīng)濟(jì)調(diào)控中具有非常重要的地位。隨著凱恩斯主義的大流行，各國債務(wù)率普遍升至歷史新高，經(jīng)濟(jì)理論也進(jìn)入新的探索階段。目前國內(nèi)對債務(wù)觀點(diǎn)有一定分歧，對財(cái)政政策在未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所起作用觀點(diǎn)各有不同，國內(nèi)外學(xué)者對中國財(cái)政政策乘數(shù)的測算結(jié)果也均不同。

郭慶旺（2004）測算的中國財(cái)政乘數(shù)為1.49-1.75之間；王國靜和田國強(qiáng)（2014）構(gòu)建 DSGE模型測算的政府消費(fèi)乘數(shù)為0.8，政府投資乘數(shù)為6.1；IMF（2017）采用傳統(tǒng)估計(jì)模型來估算中國的信貸和財(cái)政乘數(shù)，結(jié)果顯示2001-2008年間財(cái)政乘數(shù)均值為0.75，到2010-2015年提升至1.4，提升幅度接近一倍；陳登科和陳詩一(2017)基于金融摩擦和“超低利率”視覺，發(fā)現(xiàn)兩者均可提升財(cái)政乘數(shù)，最高可以達(dá)到3.44。陳詩一和陳登科兩人（2019）又利用SVAR模型重新測算了中國財(cái)政乘數(shù)，結(jié)果顯示在1995-2013年間的經(jīng)濟(jì)繁榮期和低迷期分別為0.37和0.85，均小于1，與前文差距較大；張開和龔六堂（2018）同樣構(gòu)建DSGE模型來研究不同匯率制度下政府消費(fèi)和投資的乘數(shù)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)無論是消費(fèi)性支出還是投資性支出，貿(mào)易部門的短期乘數(shù)都是0.8左右，長期乘數(shù)會下降，非貿(mào)易部門遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于貿(mào)易部門；王志剛（2021）測算結(jié)果顯示在2002-2017年間只有0.58-0.67。

在凱恩斯理論中，財(cái)政支出乘數(shù)被定義為每單位財(cái)政支出對GDP產(chǎn)生的拉動作用大小，IS模型推導(dǎo)得到的標(biāo)準(zhǔn)公式為1/（1-MPC）,其中MPC為邊際消費(fèi)傾向。由于邊際消費(fèi)傾向一般都是小于1的，因此財(cái)政支出乘數(shù)一般都是大于1的。比如西方國家的財(cái)政乘數(shù)一般都大于1。

1995-2021年間中國的邊際消費(fèi)傾向平均值為0.625，該時(shí)間段內(nèi)財(cái)政支出乘數(shù)理論值為2.67，但各學(xué)者測算結(jié)果均低于這一理論值，并且相互之間差距較大。有的學(xué)者測算結(jié)果大于1，有的小于1。為了更好研究中國財(cái)政政策的有效性，本文試圖通過多個(gè)模型測算財(cái)政乘數(shù)的大小及其變化規(guī)律。

1IS-LM模型測算財(cái)政乘數(shù)

我們基于IS-LM模型測算中國1995-2022年的財(cái)政支出乘數(shù)、轉(zhuǎn)移支出乘數(shù)、稅收乘數(shù)和貨幣擴(kuò)大倍數(shù)（為了區(qū)別基礎(chǔ)貨幣乘數(shù)的概念，本文用貨幣擴(kuò)大倍數(shù)來表示M1對GDP的影響大?。?。首先，在開放經(jīng)濟(jì)條件下的四部門經(jīng)首先，在開放經(jīng)濟(jì)條件下的四部門經(jīng)濟(jì)IS模型可以由如下方程組推導(dǎo)出：

可推導(dǎo)出商品市場均衡時(shí)：

而在貨幣市場均衡的條件下，貨幣供給等于流動性需求，則LM模型可以由如下方程組推導(dǎo)得出：

可推導(dǎo)出貨幣市場均衡條件為：

聯(lián)立(1), (2)式可以得到貨幣市場與商品市場同時(shí)均衡的國民收入表達(dá)式，如式（3）。

上述各式中所涉及的符號含義如圖表3.

鑒于國內(nèi)利率市場的不完善，為了更好的體現(xiàn)市場利率的變動，貨幣利率和投資利率均采用兩階段利率替代。貨幣利率中，1995-2007年用1年期存款基準(zhǔn)利率年平均值計(jì)算，2008-2022年用3個(gè)月SHIBOR年平均值替代；投資利率中，1995年-2007年用1-3年中長期貸款利率年平均值計(jì)算，2008-2022年用一般貸款的金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款加權(quán)平均利率計(jì)算。所有利率為真實(shí)利率，均經(jīng)過GDP平減指數(shù)調(diào)整。

在IS-LM的基礎(chǔ)上，分別用Y對G、Tr、T、Y求偏導(dǎo)就可以得到財(cái)政支出、轉(zhuǎn)移支出、稅收的乘數(shù)和私人投資乘數(shù)，用Y對M/P求偏導(dǎo)就可以得到貨幣擴(kuò)大倍數(shù)。

從乘數(shù)方程式可以看出，分析財(cái)政政策效果關(guān)鍵是要看各參數(shù)的大小，我們基于IS-LM方程建立簡單回歸模型求解各系數(shù)大小。其中由于2022年住戶部門可支配收入未公布，我們采用1995-2021年住戶部門可支配收入和最終消費(fèi)來測算得出的邊際消費(fèi)傾向作為b0（參照《中國居民消費(fèi)函數(shù)》），為0.625。其余參數(shù)可以通過進(jìn)口方程、投資方程和稅收方程回歸求解得到，數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計(jì)局，取1995年GDP平減指數(shù)為1，并對每個(gè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格調(diào)整。各方程回歸結(jié)果如下，括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量：

以上方程擬合優(yōu)度均在85%以上，表示進(jìn)口、投資和稅收方程擬合程度較高。根據(jù)參數(shù)估計(jì)的結(jié)果，我們計(jì)算得出各乘數(shù)結(jié)果如下表。

可以看出，我國的財(cái)政支出乘數(shù)是明顯大于1的，而且該數(shù)值在發(fā)達(dá)國家中也處于較高水平，與美國相差不大。同樣這一水平是基于1995-2021年的居民消費(fèi)傾向平均值測算的（2022年的住戶可支配收入未公布），實(shí)際上如我們在《中國居民消費(fèi)函數(shù)》發(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)傾向呈現(xiàn)出較大的變化，如此我們可以得到每一年的財(cái)政乘數(shù)和貨幣擴(kuò)大倍數(shù)。圖（1）顯示，財(cái)政支出乘數(shù)和貨幣擴(kuò)大倍數(shù)變動方向基本一致，且與居民的邊際消費(fèi)傾向呈高度正相關(guān)關(guān)系。這從四部門政府支出乘數(shù)的決定方程可以看出，居民的邊際消費(fèi)傾向越高，乘數(shù)效應(yīng)就越大。

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我們測算1995-2022年財(cái)政支出乘數(shù)為1.67，表明積極財(cái)政政策效果顯著。但仍然小于理論值2.67，說明具有一定的“擠出效應(yīng)”，進(jìn)一步驗(yàn)證了我們在《中國的“李嘉圖等價(jià)”是否成立》的觀點(diǎn)。假設(shè)政府增發(fā)1000億國債用于財(cái)政支出，對GDP的直接影響可能會達(dá)到2670億，但由于擠出1000億，GDP可能相應(yīng)凈增加1670億，扣除政府支出的1000億，只剩下670億。我們以平均財(cái)政乘數(shù)1.67作為2022年財(cái)政乘數(shù)，假設(shè)2022年政府支出增加1萬億，GDP大約會增加0.9%。

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本文在使用M1和M2分別作為貨幣供給量進(jìn)行推導(dǎo)測算時(shí)，發(fā)現(xiàn)M2的利率需求彈性為正，與理論相違背；M1的利率需求彈性為負(fù)，與理論相符合。因此我們選擇M1作為貨幣供給量。但這樣會造成M1低估了整個(gè)貨幣供給量，高估了財(cái)政乘數(shù)。M2比M1多出的部分主要是儲蓄存款（定期存款），我們在《中國的低消費(fèi)之謎》和《M2/GDP的新形勢:或?qū)⒊掷m(xù)上升》等多篇報(bào)告中已經(jīng)分析，中國居民的儲蓄意愿較強(qiáng)，時(shí)間主觀貼現(xiàn)因子大于1；中國融資結(jié)構(gòu)為間接為主，造成M2與利率無直接關(guān)系。為了檢查M1和M2統(tǒng)計(jì)口徑對財(cái)政乘數(shù)的影響大小，我們再選用另一種測算方法。

2VAR模型測算財(cái)政乘數(shù)

我們基于VAR模型來構(gòu)建包含經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政周期和貨幣周期的三變量模型測算財(cái)政乘數(shù)，其中經(jīng)濟(jì)周期用產(chǎn)出缺口來衡量（詳情見報(bào)告《再議中國潛在經(jīng)濟(jì)增速》），財(cái)政周期用廣義赤字率來代表，貨幣周期用M1/GDP來表示。為了讓變量均通過ADF檢驗(yàn)，滿足平穩(wěn)性；又不失其內(nèi)在聯(lián)系，三變量均進(jìn)行了HP濾波處理，GDP產(chǎn)出缺口選用趨勢值，赤字率和M1/GDP選用周期值。模型滯后階數(shù)根據(jù)AIC建議采用4階的常規(guī)設(shè)定。樣本區(qū)間同樣為1995年-2022年，數(shù)據(jù)來源中國統(tǒng)計(jì)局、中國人民銀行以及財(cái)政部、WIND。

1995年至今，中國產(chǎn)出缺口正好呈現(xiàn)出一個(gè)較為完整的周期走勢，1995年至2001年產(chǎn)出負(fù)缺口不斷擴(kuò)大，但隨著中國加入WTO，產(chǎn)出缺口逐漸回升，頂峰在2008年之后出現(xiàn)。2012年之后產(chǎn)能和資本過剩問題突出，產(chǎn)出缺口再次回落，持續(xù)至今。（詳情見報(bào)告《產(chǎn)出缺口與通貨膨脹》）在這期間，貨幣政策和財(cái)政政策都表現(xiàn)出較為明顯且一致的逆周期特征。

通過實(shí)證可以發(fā)現(xiàn)，VAR三模型很好的擬合了中國過去二十五年的經(jīng)濟(jì)周期波動，并且貨幣政策和財(cái)政政策影響均顯著。為了計(jì)算財(cái)政乘數(shù)，我們需要對VAR模型做脈沖響應(yīng)。我們將響應(yīng)期限數(shù)設(shè)為50（年），測算結(jié)果顯示，財(cái)政赤字率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，長期總乘數(shù)就會累計(jì)達(dá)到0.3個(gè)百分點(diǎn)，相當(dāng)于財(cái)政乘數(shù)為1.4。與IS-LM模型測算結(jié)果略有差別。

如果我們用M2代替M1，可以得出如下結(jié)果：財(cái)政赤字率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，長期總乘數(shù)就會累計(jì)達(dá)到0.03個(gè)百分點(diǎn)，相當(dāng)于財(cái)政乘數(shù)為0.14。由此可以看出，M2貨幣的失效造成財(cái)政乘數(shù)的大幅下降。

3總結(jié)

我們通過經(jīng)濟(jì)學(xué)理論模型和計(jì)量模型兩種方法測算1995年以來的中國財(cái)政支出乘數(shù)，結(jié)果顯示在M1貨幣基礎(chǔ)上的乘數(shù)效應(yīng)顯著，但M2貨幣基礎(chǔ)上的乘數(shù)效應(yīng)不顯著。根據(jù)測算過程，我們得出如下幾個(gè)結(jié)論：

（1）中國財(cái)政支出乘數(shù)在【0-1.67】之間，這取決于M1和M2的比重。

（2）利率市場化不足造成貨幣供應(yīng)量與利率關(guān)系不顯著，尤其是M2。

（3）M1基礎(chǔ)上的預(yù)算平衡乘數(shù)小于1，擠出效應(yīng)大約為37%。

（4）消費(fèi)傾向影響經(jīng)濟(jì)乘數(shù)，因此提振消費(fèi)具有舉足輕重的作用。

最后，我們建議提高居民消費(fèi)傾向，有利于提高政府支出乘數(shù)，減少擠出效應(yīng)；降低居民儲蓄意愿，有利于提高M(jìn)1占比，提高政府支出乘數(shù)；加快利率市場化改革，促使利率成為決定資源配置的決定性因素。

風(fēng)險(xiǎn)提示

國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)政策不及預(yù)期；乘數(shù)模型設(shè)定不夠完善；財(cái)政乘數(shù)理論值與現(xiàn)實(shí)不符；統(tǒng)計(jì)口徑誤差；財(cái)政政策超預(yù)期；信用事件集中爆發(fā)。