經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期的時變關聯機制研究

付一婷 陳志宏 孫玉祥

摘? ?要：本文運用時變參數向量自回歸（TVP-VAR）模型、時變格蘭杰模型和具有區制轉移特征的局部投影模型，研究中國經濟周期和經濟政策周期之間的時變關聯、因果次序以及政策互動視角下的財政貨幣政策有效性問題。研究發現：（1）我國財政政策周期和貨幣政策周期的變動會促使經濟周期同向變動，合理運用財政政策和貨幣政策可以有效調控經濟周期；我國財政政策具有順周期特征，但順周期的程度在不斷減弱，而數量型貨幣政策應對經濟周期的立場一直表現出逆周期特性，但對經濟周期沖擊和通貨膨脹沖擊的反應程度在不斷減弱，這可能歸咎于“金融穩定”“區間調控”或“量價轉型”。（2）我國經濟周期和經濟政策周期之間的格蘭杰因果關系主要體現在經濟周期和貨幣政策周期之間，且只有在經濟新常態之后兩者才呈現出明顯的耦合關系。（3）當前我國財政政策和貨幣政策的互動模式的主要功效是提升了各自穩增長的短期有效性，而中長期經濟效應并不顯著。

關鍵詞：經濟周期；財政政策；貨幣政策；格蘭杰因果關系；政策效率測度

中圖分類號：F820.1? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）02-0003-13

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.02.001

一、問題簡述和文獻回顧

從1978年改革開放，到當前新發展格局的確立，中國已在高低起伏的經濟波動中實現了均值意義上的長周期高速經濟增長，形成了具備中國特色的增長型經濟周期。中國經濟發展的突出特征在于增長的穩定性和可持續性（劉偉和蔡志洲，2021）[1]，即便是面對突如其來的負面沖擊，強有力的政策設計也足以抵御危機擾動和淡化衰退風險，這個事實在國際金融危機時期和新冠肺炎疫情全球蔓延時期體現得淋漓盡致。自從經濟周期理論誕生以來，學界對經濟波動的成因爭論不休，主流的觀點仍聚焦對于內生周期論和外生沖擊論的探討，卻對經濟周期與經濟政策周期之間的內在關聯知之甚少。在這個意義上，政治經濟周期理論和貨幣經濟周期理論的發展，在一定程度上解釋了政府行為（例如政治集團之間的博弈互動）和貨幣因素對經濟周期的重要影響。但前者限定于西方獨有的黨派選舉制度，與中國的相關制度安排相去甚遠，參考價值大大削弱，而后者仍處于初步探索和不斷完善之中，也未能形成對中國現實的更強解釋力?？紤]到我國經濟政策在穩定經濟增長和熨平經濟波動中凸顯的重要作用，本文將基于中國視角，實證研究中國經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期之間的時變關聯機制問題?？傮w而言，本文將解決現有研究中懸而未決的三個問題：第一，經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期具備何種時變關聯機制，以及這種時變關系的內在驅動因素是什么？第二，經濟周期和經濟政策周期的先動后動模式如何，孰為因，孰為果，以及這種因果關系是否隨著經濟發展階段的變化而變化？第三，財政政策和貨幣政策作為調控宏觀經濟和淡化周期波動的兩大政策手段，其有效性是否隨著兩種政策互動模式的改變而改變，貨幣政策反應是否對財政政策有效性產生重要影響，財政政策反應是否對貨幣政策效率發揮積極作用？

首先，不同經濟周期階段的經濟政策調控之所以重要，不僅僅是因為它能熨平短期周期性波動，還在于它可能會產生持久和滯后的中長期經濟效應。盡管標準的菲利普斯曲線指出需求沖擊只能影響短期失業率，長期失業率將回到原有的自然失業率水平，但滯后假說（hysteresis hypothesis）卻認為自然失業率具有路徑依賴，周期性失業可能會通過人力資本流失等途徑永久性地推高自然失業率（Blanchard和Summers，1987）[2]。一些經驗研究，如Bashar（2011）[3]也發現總需求沖擊可以通過影響整體經濟的勞動生產率改變長期總供給曲線，進而對產出水平造成永久性的影響。在經濟蕭條中，長期失業可能導致工人技能喪失，使得短期周期性失業轉化為長期結構性失業，最終造成全要素生產率和潛在產出增速的下滑。因此，實施逆周期的經濟政策穩定短期經濟需求有利于防止反向薩伊定律①的發生，可以避免潛在產出下降和中長期的社會福利損失。

那么，中國經濟周期和經濟政策周期的匹配模式和互動機制究竟是怎樣的？我國財政政策和貨幣政策的調控范式是否嚴格遵循逆周期立場？從國內研究現狀看，財政政策存在著一定程度的順周期特征。財政分權體制下，地方政府的財政支出占全國財政支出比例超過80%，地方層面的財政行為很大程度決定了國家層面的財政政策周期性特征。由于地方政府更加注重轄區內的經濟增長，一些非理性因素，例如政治晉升激勵、預算軟約束、地方政府投資競爭、“黨代會”周期等等（肖潔等，2015；郭慶旺和趙旭杰，2012；毛捷等，2019；王立勇和祝靈秀，2019）[4-7]，都有可能促使地方政府在經濟擴張時期利用更為充足的財政資源進行基建投資擴張，從而加劇經濟過熱。相比之下，中央政府更具有系統性思維和全局性觀念，不僅會在經濟過熱時期采取多種手段（包括財政手段和行政手段）規范地方財政支出行為以實現經濟平穩運行（賈俊雪等，2012）[8]，還會在國內面臨重大負面沖擊時牽頭發動各層級地方政府的力量，實施大力度的逆周期擴張。從委托—代理關系看，中央政府和地方政府之間的目標偏好差異是導致我國財政政策在經濟緊縮時期具有明顯的逆周期特征，但在正常時期仍然存在順周期特征的重要原因。國內對貨幣政策周期性進行直接探討的文獻很少，但張小宇和劉金全（2013）[9]研究發現我國貨幣政策具有明顯的規避經濟收縮偏好，尤其是在經濟緊縮時期。這從側面論證了我國貨幣政策立場是逆周期的，中央銀行同時將穩定物價和穩定經濟周期置于重要的地位。從歷年來發布的《中國貨幣政策執行報告》看，“穩健”一詞貫穿了二十年來的貨幣政策歷程，這究竟是“用詞審慎”的緣故，還是真實地描繪出中國貨幣政策調控范式的“居中”之道？與此同時，國際金融危機爆發后，學界開始探討貨幣政策是否應當將金融穩定納入目標框架。當貨幣政策具有穩通脹、穩增長和穩金融的多重目標時，由于不同目標對于貨幣政策調控需求的方向并非完全一致，貨幣政策就要根據不同階段的經濟狀況做出相機抉擇。例如，在經濟平穩運行時期，貨幣政策以穩定通脹為主，但在經濟衰退時期，貨幣政策應該以穩定經濟周期為主。這些事實意味著經濟政策的規則制定和相機選擇，可能會隨著經濟周期階段的遷移和經濟發展階段的轉變而改變?？坍嬤@種時變性對于理解經濟周期和經濟政策周期之間的關聯機制變化至關重要。本文將使用時變參數向量自回歸（TVP-VAR）模型，論證不同時點財政政策周期和貨幣政策周期如何對經濟周期變化做出反應，以及財政政策周期和貨幣政策周期的擴張如何影響經濟周期動態，從而揭示中國經濟周期和經濟政策周期的雙向反饋機制及時變特征。

其次，無論是理論上還是現實中，經濟周期和經濟政策周期都存在著復雜的內生關聯，刻畫兩者的雙向互動機制只是初步的分析，而拆解和分析其因果次序是另外一項具備重要意義的工作。簡單來看，如果政策當局的策略是對經濟周期采取“觀望”而后采取逆周期行動，那么經濟政策周期的擴張和收縮現象完全是一種被動應對經濟周期波動的結果。那么，從格蘭杰因果關系的角度，經濟周期的變動是因，而經濟政策周期的變化是果。但如果政策當局采取多種技術手段或信息優勢對經濟周期演化趨勢進行預測，提前制定政策計劃，采取預調微調等手段穩定市場信心，進而穩定未來的經濟增長，那么經濟政策就是主動的，可以起到引領經濟周期的效果。此時，從格蘭杰因果關系的角度，經濟政策周期的變動就是事先發生的因，而經濟周期的穩定就是最終實現的果。當然，如果一些非理性因素導致經濟政策發生順周期變動，那么經濟周期波動也可能會因此惡化。我國財政政策和貨幣政策具備幾十年的宏觀調控經驗，在不斷的摸索和試錯中，逐漸形成了更高的政策覺悟。從以往的政策超調、“大水漫灌”，轉向“精準滴灌”和“預調微調”，更具精細化和前瞻性，也更加尊重市場規律。進入經濟新常態以來，我國經濟增長率下滑，同時財政支出增長率和廣義貨幣供應量（M2）增長率也呈下降趨勢，經濟增長與政策變量所呈現出來的相似趨勢難免讓人產生疑惑：究竟是政策變量增長率的收縮導致經濟增長率的下滑，還是經濟增長率的下滑導致政策變量增長率的下滑，抑或是兩者并不存在必然的因果關系？這個問題的回答能夠揭示中國經濟下行的原因中是否存在政策引致的可能性。為了回答這個問題，本文使用具有時變特征的格蘭杰因果關系模型識別出經濟周期和經濟政策周期的先動后動模式，這對于判斷兩者的因果次序、理解政策思路的轉變以及探究經濟政策周期對經濟周期的影響具有重要啟示意義。

最后，在宏觀調控層面，不能繞開的問題是經濟政策的有效性問題，以及政策效率是否隨著財政政策和貨幣政策互動模式的改變而改變，財政政策和貨幣政策協調配合是否能產生“1+1>2”的政策效果？這個問題之所以重要，一方面，是因為政策資源和政策空間都是有限的，擴張性的財政政策難免會產生財政赤字問題，而財政赤字的累積最終將形成政府債務，從李嘉圖等價定理看，政府債務最終由居民承擔。如果財政政策有效性很高，政府債務/GDP比率就不會劇烈上升，因此，政策效率高在一定程度上可以降低債務風險。另一方面，政策刺激也可能存在副作用，尤其是在當前實體經濟和金融市場未能形成合力的情況下，例如美聯儲實施的量化寬松政策，雖穩定了經濟周期，但推高了資產價格，加劇了貧富分化。我國利率市場化進程仍在不斷推進，貨幣政策還需暢通對實體經濟的傳導，貨幣政策調控也要適當關注與民生息息相關的房地產價格問題和收入分配問題。如果貨幣政策有效性很高，就意味著實施小幅度的貨幣政策刺激或采取預調微調手段也能很好地穩定實體經濟增長，從而避免了強力刺激對資產價格和貧富差距產生的負面影響。此外，由于財政政策和貨幣政策存在著不同的特征，兩者協調配合也許能夠發揮更大效果。從政策時滯的角度，財政政策執行時滯較長而作用時滯較短，貨幣政策執行時滯較短而作用時滯較長，兩者配合使用能夠優勢互補。國內許多學者也從不同的角度探討了財政—貨幣協調的益處。陳小亮和馬嘯（2016）[10]研究發現，在規避債務—通縮陷阱方面，財政政策和貨幣政策協調配合能夠為雙方創造空間或節省空間。李成等（2021）[11]從信貸渠道的角度論證了財政政策和貨幣政策協調配合有利于把控市場流動性進而影響經濟產出。莊芳等（2014）[12]實證研究發現財政—貨幣協調配合產生的效果大于兩者單獨使用產生的效果之和。楊源源等（2019）[13]在具有Markov-Switch特征的新凱恩斯DSGE模型框架下，提出我國財政—貨幣協調范式應當轉變為被動型財政政策和主動型貨幣政策的組合，方能更好地平抑經濟周期波動。李揚（2021）[14]則認為建立和完善國債管理政策體系是實現財政政策和貨幣政策協調的關鍵。在財政政策和貨幣政策互動的問題上，已有研究主要圍繞著價格決定機制、債權壓力以及財政赤字貨幣化等角度討論（黃晶，2016；朱軍，2016；劉尚希等，2020）[15-17]，很少有文獻基于政策互動視角探討財政政策和貨幣政策的有效性。實際上，我國財政政策和貨幣政策雖然實施主體不同，但兩種政策之間卻存在著極強的內生聯系，例如李俊生等（2020）[18]研究發現我國財政政策實施過程中的財政收支活動和國庫現金管理活動會產生極強的貨幣擴張或收縮效應，客觀上形成了由財政部和中央銀行雙主體決定的貨幣調控機制。而貨幣政策的實施也會改變物價和利率，由此影響財政收入、政府債務付息等等，進而對財政政策立場造成影響。因此，為了刻畫政策互動過程中的政策有效性，本文的第三項工作是，將TVP-VAR模型測算得到的時變財政—貨幣互動反應納入具有平滑遷移特征的局部投影模型，測度財政政策有效性是否會受到貨幣政策反應的影響，以及貨幣政策有效性是否會受到財政政策反應的影響，進而論證政策互動視角下財政貨幣政策有效性的條件依賴性。

總體上，本文的研究從屬于復合研究領域，依次解決經濟周期和經濟政策周期的時變關聯機制問題、經濟周期和經濟政策周期之間的因果次序判斷問題以及政策互動視角下的財政貨幣政策有效性問題。對這些問題的清晰判斷也是現有研究中尚待開掘和完善的。另外，本文在進行論證時也結合了當前計量經濟學的前沿方法，能夠更好地刻畫經濟關系中的時變性和非線性，具有極大的特色。

二、經濟周期和經濟政策周期的計量測度和事實描述

為了進一步分析經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期的波動演化態勢，本文使用HP濾波法分別對實際經濟增長率、財政支出增長率和廣義貨幣供應量（M2）增長率進行趨勢周期分解，將周期性成分作為相關代理變量。這個做法的背后隱含著一個假設，即經濟增長率、財政支出增長率和M2增長率都有一個潛在趨勢，對該趨勢的短暫偏離被定義為周期性的波動。這個假設具備一定的合理性，以經濟增長來說，新古典理論認為經濟增長的長期趨勢是由供給側決定的，而產出的短期波動是有效需求變化導致。大量實證研究使用HP濾波法測算產出缺口，產出缺口正是衡量經濟周期波動的重要指標。此外，財政支出增長率和貨幣供應量增長率也應當有一個與潛在經濟增長率相對應的最優水平。這是因為，在經濟增長的過程中，經濟個體對于貨幣的需求不斷擴張，貨幣供給應當保證相應的增長速度，而財政支出服務于經濟社會的方方面面，必然也要隨著經濟規模的擴大而擴大。換言之，當經濟處于潛在增長趨勢水平時，財政變量和貨幣變量應當也會有一個相匹配的最優增長趨勢。當經濟偏離潛在增長水平時，政府會進行相機選擇，由此造成財政變量和貨幣變量偏離潛在水平，形成經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期共存的局面。

圖1呈現了運用HP濾波法測度所得的經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期（時間跨度為1996年第一季度—2020年第四季度）。首先，經濟周期與實際GDP增長率的走勢高度一致，2008年國際金融危機時期和2020年新冠肺炎疫情時期的經濟周期趨勢發生大幅度的下行，但又在極短的時間內恢復正常水平，這說明金融沖擊和疫情沖擊雖然對我國經濟產生強烈的負面影響，但我國經濟韌性較強，經濟政策的逆周期調控取得了較好的效果。此外，經濟周期趨勢圖也能夠較好地刻畫2008年之前我國經濟高增長高波動的態勢，而在經濟新常態后，經濟波動明顯趨于緩和。其次，財政政策周期存在著較大的波動性，初步來看，它與經濟周期之間的關系尚不明朗，雖然它在經濟面臨重大沖擊時期有明顯的上升趨勢，但大多數情況下并沒有呈現明顯的規律性特征。最后，貨幣政策周期具有明顯的逆周期趨勢，在1998年亞洲金融風暴期間、2003年“非典”期間、2008年國際金融危機期間以及2020年新冠肺炎疫情期間，貨幣政策周期都呈現出顯著的擴張態勢。與此同時，在2016年之后，貨幣政策周期趨于收緊，這可能是因為貨幣政策將金融風險防范放在一個重要的位置。中國人民銀行《貨幣政策執行報告》多次指出，“在保持流動性合理充裕的同時，注重抑制資產泡沫和防范經濟金融風險”“守住不發生系統性金融風險的底線”，貨幣政策要兼顧穩定經濟增長和防范金融風險的雙重目標。新冠肺炎疫情時期，貨幣政策周期趨于擴張，給市場提供充裕流動性，為穩定金融市場和促進經濟復蘇提供了政策支持。

根據經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期的整體趨勢，可以初步判斷，貨幣政策周期和經濟周期之間的關聯性更強，貨幣政策顯示出顯著的逆周期特征，顯示出與經濟周期的共振效應和耦合關系，這個判斷將在后文的實證研究中得到進一步的驗證。相比之下，財政政策周期稍顯雜亂和無序，本文發現，無論是否經過季節調整，其波動性都很強。實際上，貨幣政策周期很大程度上由中央銀行決定，而財政政策周期很大程度上由地方政府財政支出的周期性決定，因此，財政政策周期性與地方政府財政行為密切相關。在政治晉升激勵下，我國地方政府的目標函數更多傾向于促進經濟增長，而非穩定經濟周期波動。地方官員的人事調動是比較頻繁的，地方政府的財政行為和投資行為會因此而產生較大的波動性，形成了中國特有的政治經濟周期和財政政策周期。從這個角度，也許能夠理解為何我國財政政策周期會產生如此大的波動性。

三、實證思路和模型構建

此部分介紹三個模型，第一個是時變參數向量自回歸（TVP-VAR）模型，用來探討經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期的時變關聯機制；第二個是時變格蘭杰因果關系檢驗模型，用來研究經濟周期和經濟政策周期之間是否存在格蘭杰因果關系；第三個是非線性的局部投影模型，用來測度政策互動視角下的財政貨幣政策有效性。

（一）TVP-VAR模型

參考Nakajima（2011）[19]的思路，構建TVP-VAR模型如下：

[yt=ct+B1tyt-1+…+Bstyt-s+et，et～N0，Ωt] （1）

其中，[t=s+1，…，n]，[yt]為[k]維列向量，[ct]為時變截距項，[B1t，…，Bst]是[k×k]維時變系數矩陣，[et]為殘差項，[Ωt]是[k×k]維時變協方差矩陣。通過遞歸方法對協方差矩陣[Ωt]進行結構沖擊識別，即[Ωt=A-1tΣtΣtA′-1t]，其中[At]為對角線元素為1的下三角矩陣，[Σt=diagσ1t，…，σkt]。將[B1t，…，Bst]的行向量依次排成列堆疊形成向量[βt]，將矩陣[At]的下三角元素按照行的順序依次堆疊成列向量[at=a1t，…，aqt′]。令[ht=h1t，…，hkt′]，其中[hit=log σ2it]。假設所有時變參數服從隨機游走過程：

[βt+1=βt+uβt，at+1=at+uat，ht+1=ht+uht，εtuβtuatuht～N0， IOOOOΣβOOOOΣaOOOOΣh]（2）

其中，對于[t=s+1，…，n]，[et=A-1tΣtεt]，[βs+1～Nμβ0，Σβ0]，[as+1～Nμa0，Σa0]，[hs+1～Nμh0，Σh0]。為了計算上的簡便，將協方差矩陣[Σβ，Σa]和[Σh]均設定為對角矩陣，同時令協方差矩陣對角線上的元素服從如下分布：

[（Σβ）-2i～Gamma（20，10-4），（Σa）-2i～Gamma（4，10-4），（Σh）-2i～Gamma（4，10-4）]

本文構建四變量的TVP-VAR模型，四個變量分別為經濟周期、財政政策周期、貨幣政策周期和物價缺口。其中，經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期已在本文第二部分運用HP濾波法測算得到，物價缺口是利用HP濾波法提取CPI同比增長率的循環成分獲得。之所以加入物價缺口，是因為穩定物價也是貨幣政策的重要目標；并且從菲利普斯曲線的角度，物價缺口和產出缺口（即經濟周期）也存在聯系；同時，“價格決定的財政理論”也指出財政赤字與物價之間有著重要的關聯。納入物價缺口能夠更加精確刻畫經濟動態，從而避免遺漏變量對實證結果造成不良影響。

所有的變量都是平穩的，樣本區間為1996年第一季度—2020年第四季度，數據均來源于中經網統計數據庫。模型滯后階數采用2階，防止因滯后階數過短而無法有效擬合模型動態，也避免了滯后階數過長導致過度擬合。本文使用Nakajima（2011）[19]開發的TVP-VAR模型算法，進行蒙特卡洛迭代模擬11000次，丟棄前1000次模擬，確保參數估計具有優良的統計性質。

（二） 時變格蘭杰因果關系檢驗

為了檢驗經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期之間的時變格蘭杰因果關系，參考Shi等（2018）[20]的做法，構建三維[p]階的向量自回歸模型。假設[n]維時間序列變量遵循如下數據生成過程：

[yt=β0+β1t+ηt]? ?（3）

其中，[β0]為截距向量，[β1]為時間趨勢[t]的系數，[ηt]服從[p]階向量自回歸過程：

[ηt=J1ηt-1+…+Jkηt-k+εt，]? ?（4）

其中，[εt]為殘差項。聯立（3）和（4）可得：

[yt=γ0+γ1t+J1yt-1+…+Jkyt-k+εt，]? （5）

其中，[γi]為[βi]和[Jh]的函數（[i=0，1;h=1，…，k]）。

為了進行格蘭杰因果關系檢驗，參考Dolado和Lütkepohl（1996）[21]的做法，構建滯后增強向量自回歸（lag-augumented VAR，簡稱LA-VAR）模型：

[yt=γ0+γ1t+i=1kJiyt-i+j=k+1k+dJiyt-j+εt=Γτt+Φxt+Ψzt+εt，]? （6）

在模型（6）中，[Jk+1=…=Jk+d=0]，[Γ=γ0，γ1n×q+1]，

[τt=1，t′2×1]，[xt=y′t-1，…，y′t-k′nk×1]，[zt=y′t-k-1，…，y′t-k-d′nd×1]

，[Φ=J1，…，Jkn×nk]，[Ψ=Jk+1，…，Jk+dn×nd]。[d]為變量[yt]協整的最大滯后階數，重新將模型（6）表達成緊湊形式：

[Y=τ?！?XΦ′+ZΨ′+ε]? ?（7）

其中，[Y=y1，y2…，yT′T×n]，[τ=τ1，…，τT′T×2]，[X=x1，…，xT′T×nk]，[Z=z1，…，zT′T×nd]，[ε=ε1，…，εT′T×n]。非格蘭杰因果關系的原假設由下式給出：

[H0：R?=0]? （8）

參數[?=vecΦ]，[R]是[m×n2k]維矩陣。系數矩陣[Ψ]的最后[d]階滯后向量為零，可將其忽略，因此，最小二乘估計量為：

[Φ=Y′QXX′QX-1]? （9）

其中，[Q=Qτ-QτZZ′QτZ-1Z′Qτ]，[Qτ=IT-ττ′τ-1τ′]。令[?=vecΦ]，且[Σε=1Tε′ε]。標準的Wald統計量W可用來檢驗原假設[H0]，W表達式如下：

[W=R?′RΣε?X′QX-1R′-1R?]? （10）

此Wald統計量漸近服從受約束個數為[m]的[χm]分布。Shi等（2018）[20]使用了向前、滾動和遞歸三種方法進行時變格蘭杰因果關系研究，發現遞歸方法具有更好的有限樣本表現。因此，本文使用遞歸方法進行時變格蘭杰因果檢驗。

（三） 非線性的局部投影模型

參考Jordà（2005）[22]、Ramey和Zubairy（2018）[23]的做法，構建線性局部投影模型如下：

[yt+k=αk+mkshockt+γkctrt-1+εt+k，k=0，1，2，…，H]

（11）

其中，[yt+k]為第[t+k]期的實際GDP增長率，[αk]為截距項，[shockt]為第[t]期的政策沖擊（本文主要指代財政政策沖擊和貨幣政策沖擊），[mk]衡量第[t]期的政策沖擊對第[t+k]期實際GDP增長率的影響，即衡量政策效應。[ctrt-1]為多個控制變量組成的列向量（包括滯后1—4階的GDP、財政支出和財政收入），[γk]為控制變量的系數，[εt+k]為殘差項。局部投影模型具有優良的統計性質（Jordà，2005）[22]，具備脈沖響應函數分析的功能，只需要不斷變換[k]，對模型（11）進行連續向前回歸，就能得到所有的待估參數。而且，只需要使用最小二乘法就能得到比VAR模型更加穩健的結果。[k]也可以視為脈沖響應期數，[mk]代表實際GDP增長率對經濟政策沖擊的第[k]期脈沖響應函數值。對于殘差項存在的序列相關問題，本文參考Ramey和Zubairy（2018）[23]的做法，根據Newey-West方法對標準誤進行修正。

為了探索財政支出有效性是否會隨著貨幣政策反應的變化而變化，必須將局部投影模型拓展至非線性的形式。這是很簡單的，本文將Logistic遷移函數嵌入到局部投影模型中，形式如下：

[yt+k=I（xt）αk+γkctrt-1+mr，k×g_shockt+εt+k+1-I（xt）αk+γkctrt-1+me，k×g_shockt+εt+k，k=0，1，2，…，H]? （12）

其中，Logistic遷移函數[Ixt]形式如下：

[Ixt=e-γxt1+e-γxt，γ>0.]? ?（13）

在上式中，[xt]為第[t]時期貨幣政策周期對財政政策周期正向沖擊的20期累積脈沖響應函數（經過標準化），[xt]的數值越大，代表著在一單位正向的財政政策周期沖擊下，貨幣政策周期的擴張力度越大，[xt]由TVP-VAR模型計算得到。Logistic遷移函數中的參數[γ]決定了Logistic遷移函數值變化的速度，參考Auerbach和Gorodnichenko（2013）[24]的做法，設置[γ=1.5]。[Ixt]取值介于0和1之間，用于刻畫貨幣政策周期對財政政策周期的反應程度。當[Ixt=0]時，說明貨幣政策周期應對財政政策周期擴張的立場是極度擴張的，反之，如果[Ixt=1]，則說明貨幣政策周期應對財政政策周期擴張的立場是緊縮性的。[g_shockt]為財政支出沖擊，可視為財政政策的外生變化，這里采用Blanchard和Perotti（2002）[25]的做法，構建包含財政支出、財政收入和經濟增長的三變量VAR模型，使用Cholesky識別方法估計參數，提取財政支出方程式中的殘差作為財政支出沖擊的代理變量。

測算得到的[mr，k]代表貨幣政策反應是極度收縮情況下的第[t]期財政支出沖擊對第[t+k]期實際GDP增長率的促進作用，即衡量“當政府采取擴張性的財政政策，但中央銀行的貨幣政策對擴張性財政政策的反應是收縮時，財政支出對實際GDP增長率的促進作用到底有多大”。同理，測算得到的[me，k]則代表貨幣政策反應是極度擴張情況下的財政支出有效性。兩者的差異能夠說明不同貨幣政策反應下的財政支出有效性差異，可以揭示貨幣政策立場對財政政策有效性的影響程度有多大。

同理，為了探索貨幣政策有效性是否會隨著財政政策反應的變化而變化，構造模型如下：

[yt+k=I（ft-1）αk+γkctrt-1+θr，k×m_shockt+εt+k +1-I（ft-1）αk+γkctrt-1+θe，k×m_shockt+εt+k，k=0，1，2，...，H] （14）

其中，Logistic遷移函數[Ift]形式如下：

[Ift=f-γxt1+f-γxt，γ>0.]? ?（15）

在上式中，[ft]為第[t]時期財政政策周期對貨幣政策周期正向沖擊的20期累積脈沖響應函數（經過標準化），[ft]的數值越大，代表著在一單位正向的貨幣政策周期沖擊下，財政政策周期的擴張力度越大，[ft]也是根據TVP-VAR模型計算得到的。[m_shockt]代表第[t]期的貨幣政策沖擊，由于我國歷年來主要實施數量型貨幣政策，此處采用Chen等（2018）[26]的方法，提取廣義貨幣供應量的外生成分作為[m_shockt]的代理變量，因此，這里主要研究的是數量型貨幣政策效應。當[Ift-1=1]時，說明財政政策應對貨幣政策擴張的立場是極度收縮的。因此，[θr，k]刻畫了財政政策反應是極度收縮情況下的貨幣政策有效性，而[θe，k]則刻畫了財政政策反應極度擴張下的貨幣政策有效性。[θr，k]和[θe，k]之間的差異能夠揭示，當中央銀行實施擴張性的貨幣政策時，財政政策對貨幣政策擴張的不同政策反應是否會顯著影響貨幣政策對產出的促進作用，從而厘清財政政策反應對貨幣政策有效性的重要作用。

非線性局部投影模型所采用的財政政策變量、貨幣政策變量、經濟增長變量等均來自中經網統計數據庫，數據跨度為2000年第一季度—2020年第四季度。

四、實證結果分析

此部分根據第三部分的計量思路進行實證分析，依次解決三個問題：第一，經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期之間具有何種時變關聯機制？第二，經濟周期和經濟政策周期之間是否存在必然的因果關系，以及其因果次序是怎樣的？第三，財政政策和貨幣政策之間的互動是否會對其效率產生影響，如何看待財政政策和貨幣政策協調的成本與收益？

（一） 經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期的時變關聯機制

表1呈現了TVP-VAR模型的參數估計結果，從中可以發現，所有參數后驗均值都落在95%置信區間內，Geweke診斷值都小于5%臨界值1.96，無效因子的數值都比較低（均小于50），因此，蒙特卡羅模擬是有效的，后驗推斷的可靠性可以得到保證。

此處根據TVP-VAR模型的時點脈沖響應函數分析經濟周期、財政政策周期和貨幣政策周期的時變關聯機制，其中每一個時點均呈現20期累積脈沖響應函數。選擇20期是為了確保脈沖響應函數收斂于零，選擇呈現累積脈沖響應函數而不是等間隔脈沖響應函數，是為了衡量總體效應而不是局部效應。圖2呈現了經濟周期對一單位正向財政沖擊的脈沖響應函數，可以發現，所有時點的脈沖響應函數均為正數。這說明當財政政策周期擴張時，經濟周期也趨于擴張，這符合理論依據，政府通過財政政策的逆周期調控可以有效平抑經濟波動。然而，從時變趨勢看，1996—2015年，財政政策調控效率一直下降，這個結果與陳創練等（2019）[27]的發現一致，即我國財政支出乘數一直在下降（時間跨度為1980—2015年）。本文通過較長的樣本區間提供的一個新的發現是，在2015年之后，我國財政政策的有效性趨于上升，這可能是因為我國更加注重財政支出結構的優化，更加注重財政資源的合理配置。實際上，近幾年黨中央多次提出“促使財政政策提質增效、更可持續”，財政政策效能不斷提升，市場主體活力不斷增強。

圖3展示了一單位正向經濟周期沖擊下財政政策周期的脈沖響應函數，可以發現財政政策周期隨著經濟周期上行而發生正向擴張，這說明我國財政政策仍存在一定程度的順周期特征。這個發現與叢樹海和張源欣（2018）[28]的觀點不謀而合。實際上，我國財政預算支出確實存在著較強的順周期性，其中的重要原因是，我國財政預算收入存在順周期性，而財政預算支出增長嚴重依賴于財政預算收入增長，兩者的增長趨勢吻合度非常高。但從時變角度來看，財政政策的順周期特征在不斷衰減，說明我國財政政策的宏觀調控質量在不斷提升，這與付敏杰（2014）[29]的發現相一致。

圖4和圖5呈現了貨幣政策周期對經濟周期沖擊和物價缺口沖擊的反應。從脈沖響應函數的符號看，經濟周期上行和物價缺口上行都會使得貨幣政策周期收縮，這說明歷年來我國中央銀行堅持逆周期的貨幣政策立場。然而，從時變趨勢看，脈沖響應函數的絕對值在不斷下降，說明貨幣政策對產出缺口和物價缺口的反應在不斷減弱。那么，為什么貨幣政策對于經濟周期和物價的調控力度不斷下降呢？可能有以下三個原因：第一，貨幣政策調控的目標函數中增加了金融穩定，中央銀行開始對金融風險防范賦予更大的權重，因此，對經濟增長和物價穩定的反應趨于減弱；第二，貨幣政策調控范式逐漸由點調控向區間調控轉變，只要經濟運行仍維持在合理區間，貨幣政策只會采取預調微調的手段進行干預，區間目標的盯住使得貨幣政策反應存在一定的惰性區間；第三，在貨幣政策調控范式由數量型向價格型轉變的過程中，中央銀行有意弱化數量型調控手段（或者由于客觀原因無法利用數量型貨幣政策工具達成相應調控目標），這使得數量型貨幣政策對產出缺口和物價缺口的反應不及預期?！胺婪督鹑陲L險”“區間調控”和“量價轉型”都是經濟發展新階段下的客觀要求，在此背景下，保證貨幣政策的穩定性、連續性和可持續性對于我國經濟平穩運行至關重要。

圖6和圖7分別呈現了一單位正向的貨幣政策周期沖擊對產出缺口和物價缺口的影響。不難發現，貨幣政策周期的擴張不僅有助于經濟周期擴張，還促使物價提升，這個結果與現有理論相吻合。貨幣政策對于經濟周期和物價缺口的調控是有效的。從時變特征看，貨幣政策周期擴張對經濟周期的刺激效果在2005年之前呈下降的趨勢，而在2005年之后逐漸上升。而物價恰好相反，在2005年之前，貨幣政策周期擴張對調控物價而言效率不斷上升，但在2005年之后趨于下降。

上面已經分析了財政政策周期和經濟周期的關系、貨幣政策周期和經濟周期的關系，那么，財政政策周期和貨幣政策周期究竟有什么聯系呢？當對財政政策周期施加一個正向沖擊時，貨幣政策周期如何響應？響應的方向和幅度是否具備顯著的時變特征呢？圖8展示了相關的結果。從脈沖響應函數的符號看，財政政策周期擴張會促使貨幣政策周期擴張。這個結果意味著擴張性的財政政策一般都能得到擴張性貨幣政策的支持。這與李戎和劉力菲（2021）[30]的研究結論一致，他們發現正向財政支出沖擊會引起廣義貨幣供應量（M2）的擴張，我國財政政策擴張一般都會伴隨著信貸的擴張。此外，還有研究發現，我國財政政策擴張具有貨幣擴張效應，其原因在于，我國財政部門以國庫集中收付制度為基礎，通過財政收支活動和國庫現金管理活動對市場貨幣流通體系形成了強大的影響力。因此，當宏觀調控以財政政策為主時，貨幣政策通常會給予擴張支持。從時變特征看，總體上，財政政策周期對貨幣政策周期的影響不斷增強，貨幣政策對財政政策的協調配合程度在不斷改善。那么，反過來，當貨幣政策周期擴張時，財政政策周期如何響應呢？圖9的結果表明，財政政策周期對于貨幣政策周期擴張的反應是緊縮性的。這說明當運用貨幣政策進行宏觀調控時，財政政策支持力度不足，這有可能是因為財政政策要縮減赤字、降低債務，還要對沖擴張性貨幣政策導致的物價上升。如此來看，兩種經濟政策的主次地位有顯著的不同，我國宏觀調控以財政政策為主，貨幣政策為輔。本文后續將繼續利用財政政策和貨幣政策的反應函數，探討政策互動視角下的財政貨幣政策有效性。

（二） 經濟周期和經濟政策周期的時變格蘭杰因果關系檢驗

圖10呈現了財政政策周期和經濟周期的雙向格蘭杰因果檢驗結果。左圖檢驗財政政策周期是否為經濟周期的格蘭杰因，2000—2020年，wald統計量均未超過5%顯著性水平下的臨界值，這說明不能拒絕原假設，因此，財政政策周期并非經濟周期的格蘭杰因。這說明在我國經濟周期的形成中，財政政策周期并非主導的原因，即我國經濟周期波動另有成因。右圖檢驗經濟周期是否為財政政策周期的格蘭杰因，wald統計量同樣小于臨界值，這說明我國經濟周期并非財政政策周期的格蘭杰因。國內研究我國財政政策的周期性特征的文獻中，更多將預算軟約束、地方政府投資競爭等制度因素視為我國財政政策產生順周期特征的原因。因此，財政政策周期和經濟周期之間不存在雙向格蘭杰因果關系，意味著我國財政政策周期和經濟周期之間未能形成耦合關系。

圖11呈現了貨幣政策周期和經濟周期的雙向格蘭杰因果關系檢驗結果。左圖檢驗了貨幣政策周期是否為經濟周期的格蘭杰因，結果顯示，只有在2013—2018年，wald統計量才超過臨界值，在此區間內貨幣政策周期是經濟周期的格蘭杰因。此時的貨幣政策保持穩健中性的立場，更加注重預調微調，為穩定市場信心和穩定經濟周期打下了重要的政策基礎。右圖檢驗了經濟周期是否為貨幣政策周期的格蘭杰因，結果發現只有在2015年之后，wald統計量才超過臨界值，經濟周期才對貨幣政策周期具有預測作用。這意味著經濟新常態以后，貨幣政策周期基本上已經形成了對經濟周期的錨定作用，兩者已經開始呈現出耦合的態勢。實際上，經濟新常態以來，中央銀行更加強調貨幣政策的預調微調，增強政策調控的預見性、針對性和有效性，在穩定經濟增長的同時，繼續為經濟結構調整營造穩定的貨幣金融環境。貨幣政策保證了連續性、穩定性和可持續性，政策視野更加具有前瞻性，工具手段凸顯靈活性和有效性，這對穩定我國經濟周期發揮了重要作用。

總體上，基本可以確定，經濟周期和經濟政策周期之間的格蘭杰因果關系主要體現在經濟周期和貨幣政策周期之間，且只有在經濟新常態之后才發生。然而，財政政策周期和經濟周期之間還未形成明顯的耦合關系。未來我國必須加強對經濟周期趨勢的實時監測，在進行財政預算安排時考慮經濟周期的信息，加強財政政策的逆周期調控機制設計。與此同時，建立穩健的中長期財政框架，加強政策前瞻性，保證財政政策的長期可持續性，不斷完善財政政策的跨周期優化設計。

（三） 政策周期互動視角下的財政貨幣政策有效性分析

在經典的IS-LM模型中，財政政策可以影響IS曲線，而貨幣政策影響LM曲線，但該模型假設財政政策和貨幣政策之間是外生的。從經濟現實看，財政政策和貨幣政策之間往往是內生的，兩者常常呈現出互動的態勢。學術界提出許多有關財政政策和貨幣政策內生關聯的理論假說，包括價格決定的財政理論、財政赤字貨幣化等等。此處通過將財政貨幣政策之間的互動特征納入局部投影模型，研究政策互動對財政政策和貨幣政策有效性的影響。

圖12呈現了不同貨幣政策反應下GDP對一單位財政沖擊的脈沖響應函數，其中虛線是貨幣政策反應為收縮情形時GDP對財政支出沖擊的脈沖響應函數，而實線是貨幣政策反應為擴張情形時GDP對財政支出沖擊的脈沖響應函數，深色區域和圓圈虛線包圍的區域為95%的置信區間。從中可以發現，當貨幣政策采取擴張反應時，GDP對財政支出沖擊的脈沖響應函數在第1期有最大值，然后很快衰減到零。這說明當采取擴張性的財政政策，而貨幣政策給予寬松立場支持時，財政政策有效性在短期內較大，但并不具備可持續性。當貨幣政策采取緊縮反應時，GDP對財政沖擊的脈沖響應函數在短期內為負數，但很快轉為正數，直到第8期才收斂于零，財政政策在中期有更高的效率。通過對比可知，當貨幣政策反應為擴張時，財政政策有效性在短期內有效性強，但中期效果較差；當貨幣政策反應為緊縮時，財政政策有效性在短期較差，而在中期較強。因此，貨幣政策反應主要從期限結構層面對財政政策有效性產生影響，擴張性的貨幣政策反應使得財政政策在短期有較高的“穩增長”效應，而緊縮性的貨幣政策反應使得財政政策的“穩增長”效應延遲滿足。由于前文發現我國的貨幣政策反應是擴張性的，而且隨著時間不斷增加，因此，可以判斷，我國財政政策和貨幣政策的互動模式更加偏向于財政政策具有短期的有效性。這是由“穩增長”的迫切性決定的，無論是亞洲金融風暴、全球金融危機還是新冠肺炎疫情時期，我國財政政策都采取了顯著的逆周期擴張立場，也都產生了立竿見影的影響，迅速穩定了經濟增長。但財政政策的中長期效力明顯不足，逆周期的財政政策無法根本性地扭轉當前經濟的結構性下行趨勢，且地方政府債務正以較快的速度增長，當前財政空間受限和財政可持續性承壓。未來我國必須想方設法促使財政政策提質增效，同時堅持“開源”和“節流”并重，建立中長期穩健的財政框架，強化財政政策的有效性和可持續性。

圖12：不同貨幣政策反應下財政政策“穩增長”效應的對比

圖13呈現了不同財政政策反應情形下GDP對一單位貨幣政策沖擊的脈沖響應函數，虛線是財政政策反應為收縮情形時的估計結果，實線為財政政策反應為擴張情形時的估計結果，深色區域和圓圈虛線包圍的區域為95%置信區間。通過對比可知，當發生一個正向的貨幣政策沖擊時，如果財政政策的反應是擴張性的，GDP的脈沖響應函數前兩期在零附近徘徊，但從第三期開始就會顯著上升，中期效應較強，并且有較強的持續性，因此，財政政策反應為擴張情形時貨幣政策有效性主要集中在中期。反觀財政政策反應為收縮情形時，貨幣政策沖擊的短期效應顯著，但從第3期開始衰減，中期效應相對較小。通過對比可知，財政政策反應為緊縮情形時貨幣政策的“穩增長”效應主要體現在短期，而財政政策反應為擴張情形時貨幣政策的“穩增長”效應主要體現在中期。根據前文TVP-VAR模型的測算結果，我國財政政策反應呈現收縮態勢，但收縮的程度不斷減小，意味著我國當前貨幣政策“穩增長”的效應雖然體現在短期，但有向中長期有效性靠攏的趨勢。

綜合概括上述財政政策和貨幣政策互動視角下的政策有效性分析結果，不難發現，歷年來我國財政政策和貨幣政策的互動模式的主要功效是提升了各自短期的“穩增長”效應，但對中長期經濟的提升效應并不是十分顯著。宏觀經濟調控不僅要求經濟政策的及時性和有效性，更需要政策效果的穩定性和可持續性。未來我國應當進一步探索和完善財政政策和貨幣政策的協調機制，通過良性的互動和配合，既要保證經濟政策的短期有效性，還要強化經濟政策的中長期效應。在地方政府債務壓力不容樂觀以及貨幣政策空間進一步遭受擠壓的經濟背景下，提升經濟政策有效性有利于以更小的政策負擔（或政策成本）實現合意的經濟目標。

五、結論和政策建議

本文綜合使用了時變參數向量自回歸模型、時變格蘭杰因果檢驗模型和非線性局部投影模型，依次研究了中國經濟周期和經濟政策周期之間的時變關聯、因果次序以及政策互動視角下的財政貨幣政策有效性，主要得到如下幾點研究結論：（1）TVP-VAR模型結果顯示，第一，我國財政政策周期和貨幣政策周期的收縮或擴張，會促使經濟周期同向變動，這說明合理運用財政政策和貨幣政策可以有效調控經濟周期。第二，在經濟周期變動時，我國財政政策的反應仍具有一定的順周期性，但順周期的程度在不斷減弱；貨幣政策應對經濟周期的立場一直表現出逆周期特性，但貨幣政策對經濟周期沖擊和通貨膨脹沖擊的反應在不斷減弱，這可能歸咎于“金融穩定”“區間調控”或“量價轉型”。第三，從財政政策周期和貨幣政策周期的互動模式看，我國宏觀調控以財政政策為主，貨幣政策為輔。這主要體現在，擴張性的財政政策通常能夠使得貨幣供應量擴張，但擴張性的貨幣政策卻引起財政緊縮。（2）時變格蘭杰因果關系檢驗結果表明，我國經濟周期和經濟政策周期之間的格蘭杰因果關系主要體現在經濟周期和貨幣政策周期之間，且只有在經濟新常態之后兩者才呈現出明顯的耦合關系。（3）當前我國財政政策和貨幣政策的互動模式的主要功效是提升了各自穩定經濟增長的短期有效性，而中長期經濟效應并不顯著。

基于以上研究結論，本文提出如下政策建議：（1）當前我國財政政策仍存在一定的順周期性，必須加強財政政策的逆周期調控機制設計。這就需要進一步規范地方政府的財政行為，加強區域經濟周期監測，在進行財政預算安排時適當考慮到經濟周期的信息，向經濟收縮地區給予財政資源傾斜，向經濟擴張地區給予財政擴張約束，從制度上完善逆周期財政政策設計，才能有效避免順周期的財政政策加劇經濟波動，更好地為實現經濟周期的穩定提供政策支持。（2）增強貨幣政策透明度，在合理判斷經濟周期演化趨勢的基礎上，充分發揮預調微調的作用，增強政策前瞻性，加強與市場經濟主體的溝通，以更低的政策成本兼顧穩增長和防風險的雙重目標。（3）當前我國財政政策和貨幣政策的互動模式雖然能確保短期內的穩增長效果，但中長期效應并不顯著。因此，我國應該進一步健全財政政策和貨幣政策的協調配合機制，探索能夠產生更加有效、穩定、可持續經濟效應的政策組合，包括不同經濟階段的政策松緊搭配組合以及政策工具組合，避免財政政策和貨幣政策各自為政導致目標沖突和效應遞減。

注：

①反向薩伊定理，即需求不足導致供給下滑（Summers和Lawrence，2015）[31]。

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