財(cái)政政策效應(yīng)論文范文

　　財(cái)政政策效應(yīng)論文范文篇2

　　淺析我國財(cái)政政策的非對稱效應(yīng)

　　一、引　　言

　　改革開放以來，我國一直在把財(cái)政政策作為一種常用的宏觀調(diào)控手段，根據(jù)各時(shí)期經(jīng)濟(jì)形勢的不同，采取了不同類型的財(cái)政政策，在實(shí)際運(yùn)行過程中效果顯著。目前，財(cái)政政策已經(jīng)成為了我國間接調(diào)控經(jīng)濟(jì)的重要手段。1998年亞洲金融危機(jī)重創(chuàng)了我國經(jīng)濟(jì)，為應(yīng)對危機(jī)，我國從1998 - 2004年一直采取積極的財(cái)政政策，而后轉(zhuǎn)化成穩(wěn)健的財(cái)政政策。2008年金融危機(jī)后，我國政府又醞釀了新一輪的積極財(cái)政政策，再次成功消除了我國經(jīng)濟(jì)可能陷入衰退的風(fēng)險(xiǎn)，該政策一直延續(xù)至今。為什么每當(dāng)經(jīng)濟(jì)面臨危機(jī)時(shí)，或者經(jīng)濟(jì)增長處于下滑階段，我國都采取積極的財(cái)政政策進(jìn)行應(yīng)對，其背后的依據(jù)和原理值得我們深思和探索。

　　國內(nèi)外學(xué)者對財(cái)政政策與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)系進(jìn)行過大量的研究。Sorensen B E和Yosha 0(2001)證實(shí)了財(cái)政政策存在非對稱效應(yīng)，而這種效應(yīng)主要是由政府部門需要遵循預(yù)算平衡所導(dǎo)致的。Tagkalakis A(2008)利用面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證了財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)下滑階段和繁榮階段對個(gè)人消費(fèi)效應(yīng)的非對稱性，且財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)下滑階段刺激效果更好。蔡江南(1990)通過對我國20世紀(jì)50年代到80年代的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究(赤字情況)發(fā)現(xiàn)，我國財(cái)政收入對國民收入的作用效果要小于財(cái)政支出對國民收入的作用效果，政府若想達(dá)到增加國民收入的效果，擴(kuò)大支出甚至增加赤字的辦法要優(yōu)于調(diào)節(jié)稅收等方法。

　　劉金全和梁冰(2005)通過VAR模型檢驗(yàn)財(cái)政政策的非對稱效應(yīng)后得出結(jié)論：當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于低潮時(shí)期，財(cái)政政策的反經(jīng)濟(jì)周期性質(zhì)更加突出。郭慶旺等(2006)利用面板模型分析了積極財(cái)政政策轉(zhuǎn)向穩(wěn)健財(cái)政政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，進(jìn)而利用增長核算法探討了我國應(yīng)采取何種方式的穩(wěn)健財(cái)政政策以確保政策具有可持續(xù)性，他們認(rèn)為，由于我國財(cái)政收入政策存在顯著的“非凱恩斯效應(yīng)”，因此，實(shí)施以增收為主要方式的穩(wěn)健財(cái)政政策不會對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，所以應(yīng)實(shí)施增加財(cái)政收入為主，且盡量保持財(cái)政收支同步增長的財(cái)政政策。王立勇和李富強(qiáng)(2009)也提出，由于我國緊縮性財(cái)政政策在緩解經(jīng)濟(jì)過熱方面效果沒那么顯著，所以在采取緊縮性財(cái)政政策過程中要謹(jǐn)慎把握緊縮程度。卞志村等(2012)通過構(gòu)建多變量馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸(MS-VAR)模型，分析了后金融危機(jī)時(shí)期，認(rèn)為財(cái)政政策在低通貨膨脹時(shí)期對產(chǎn)出和價(jià)格的拉動(dòng)效果明顯。

　　一般來說，緊縮性財(cái)政政策會降低經(jīng)濟(jì)增長速度，擴(kuò)張性財(cái)政政策會提高經(jīng)濟(jì)增長速度。值得注意的是，如果以財(cái)政支出作為財(cái)政政策指標(biāo)，那么，實(shí)際上等幅度的擴(kuò)大開支和縮減開支政策對經(jīng)濟(jì)增長的作用程度不等。經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期的擴(kuò)張性財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)的刺激效果，優(yōu)于在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期緊縮性財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)的抑制效果。這種作用的差別，除了由于財(cái)政政策的應(yīng)用方向和力度不同所導(dǎo)致，也源于政策出臺時(shí)所處經(jīng)濟(jì)周期的不同階段，這就是財(cái)政政策的非對稱效應(yīng)。

　　綜上所述，財(cái)政政策對于調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長是不可或缺的，而在不同的經(jīng)濟(jì)周期階段選擇與之匹配的財(cái)政政策又是調(diào)控效果是否理想的關(guān)鍵。為此，本文以最新的數(shù)據(jù)為支撐，通過經(jīng)典的數(shù)學(xué)工具，進(jìn)一步挖掘財(cái)政政策發(fā)揮作用的規(guī)律、條件和機(jī)理，對財(cái)政政策的出臺時(shí)機(jī)、力度大小和結(jié)構(gòu)形式等決策具有一定的指導(dǎo)意義。本文采用財(cái)政支出和國民生產(chǎn)總值等相關(guān)數(shù)據(jù)，通過TARCH、EGARCH、C-ARCH等模型驗(yàn)證了財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)增長作用的非對稱效應(yīng)，而后通過劃分經(jīng)濟(jì)高波動(dòng)區(qū)制和低波動(dòng)區(qū)制，進(jìn)一步探索不同的經(jīng)濟(jì)周期特征中應(yīng)該采取怎樣的財(cái)政政策，以期為財(cái)政政策的選擇和制定尋找更廣泛的理論支撐和實(shí)證依據(jù)。

　　二、基于非對稱ARCH模型的財(cái)政政策非對稱效應(yīng)檢驗(yàn)

　　1.數(shù)據(jù)描述與數(shù)據(jù)處理

　　本文統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)利用的主要數(shù)據(jù)為1996年第一季度到2013年第三季度的實(shí)際GDP和財(cái)政支出季度同比增長率(數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng))，選擇季度同比數(shù)據(jù)可以縮小量綱，且能夠剔除季節(jié)成分和不規(guī)則因素的干擾。文中用 代表實(shí)際GDP季度同比增長率，用GCZ代表財(cái)政支出季度同比增長率。而后用H-P濾波來提取GDP和財(cái)政支出季度同比增長率的趨勢成分。

　　對于時(shí)間序列 ，通過H-P濾波使下面的損失函數(shù)最?。?/p>

　　(I)式中的第一部分是對波動(dòng)成分的度量，第二部分是對趨勢成分“平滑程度”的度量。序列當(dāng)中對應(yīng)的周期成分是) 。其中，A的最優(yōu)選取是 ，這里 和 ，分別是時(shí)間序列當(dāng)中趨勢成分和周期成分的標(biāo)準(zhǔn)差。

　　將GDP和財(cái)政支出季度同比增長率的波動(dòng)成分分別表示為 ，;那么，其波動(dòng)成分則為(變量前加符號C)： 。具體計(jì)算GDP和財(cái)政支出季度同比增長率序列的趨勢成分(HPGY、HP(GCZ)t)和波動(dòng)成分(CGYt、C(GCZ)t)，結(jié)果如圖1和圖2所示。

　　觀察圖1和圖2，我們發(fā)現(xiàn)GDP出現(xiàn)了一定程度的周期波動(dòng)的聚類現(xiàn)象(在某段時(shí)間里有幅度相似的波動(dòng))。圖中的柱狀圖代表了波動(dòng)成分(CGYt、C(GCZ)t)，這是我們接下來應(yīng)用模型的重要參數(shù)，也是判別我國經(jīng)濟(jì)增長階段和財(cái)政政策狀態(tài)的主要依據(jù)。

　　2.非對稱ARCH模型簡介

　　對CGYt和C(GCZ)t建立下述回歸方程，其中C(GCZ)t為回歸因子：

　　在殘差序列中存在條件異方差的情況下，條件方差為如下形式：

　　上述均值方程(2)和條件異方差模型(3)被稱為ARMA-GARCH(p，q)模型。在條件方差模型(3)中，無條件殘差 為ARCH項(xiàng)，條件方差被稱為模型的GARCH項(xiàng)。

　　非對稱ARCH模型需要在ARCH模型中引入能夠描述某種變量的杠桿作用(某種程度的非對稱性)的條件，或者在條件方差方程當(dāng)中引入了非對稱性的度量。如果條件方差過程中引入了門限變量、指數(shù)變化或示性變量等，GARCH模型就分別被擴(kuò)展成為TCARCH、EGARCH和C-ARCH模型，我們將分別使用上述三種非對稱ARCH模型，全面地檢驗(yàn) 財(cái)政政策作用的非對稱效應(yīng)。本文采用最為簡單的GARCH(1，1)模型，估計(jì)方法采用極大似然估計(jì)，具體估計(jì)通過Eview8.0軟件的程序命令實(shí)現(xiàn)。

　　3.CARCH模型的檢驗(yàn)結(jié)果

　　首先，CARCH模型中的條件方差方程為 ，我們可以得到模型的方差估計(jì)模型的參數(shù)，見表l。

　　非對稱效應(yīng)系數(shù) 顯著不為零，說明財(cái)政支出的波動(dòng)具有非對稱效應(yīng)。具體來說，就是“好消息”比“壞消息”能產(chǎn)生更大的波動(dòng)。當(dāng)出現(xiàn)“好消息”( )時(shí)，這里等于擴(kuò)張性財(cái)政政策對 經(jīng)濟(jì)的刺激效應(yīng)，體現(xiàn)為對實(shí)際GDP增長率的正向沖擊，“好消息”會對時(shí)間序列有一個(gè) 倍的沖擊，這里，即給GDP的波動(dòng)帶來0.5130倍的沖擊。出現(xiàn)“壞消息”( )時(shí)，這里等于緊縮性財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)的抑制效應(yīng)，體現(xiàn)為對實(shí)際GDP增長率的反向沖擊，會給GDP的波動(dòng)帶來( )倍的沖擊，即0.3632倍的沖擊。所以說“好消息”比“壞消息”會給GDP帶來更大的影響，即擴(kuò)張性財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)的刺激作用要大于緊縮性財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)的抑制作用。總的來說，當(dāng)出現(xiàn)“實(shí)際產(chǎn)出的反向沖擊”時(shí)，將導(dǎo)致波動(dòng)的方差減少0.1498，是正常延續(xù)水平0.5130的0.3倍左右。

　　其次，采用EGARCH模型進(jìn)行非對稱效應(yīng)檢驗(yàn)，其條件方差方程為： ，計(jì)算得到ECARCH模型的方差估計(jì)參數(shù)見表2。 在CARCH模型中，非對稱效應(yīng)系數(shù) 估計(jì)值顯著不為零，模型有非對稱效應(yīng)。當(dāng)出現(xiàn)“好消息”( )時(shí)，該信息沖擊會對條件異方差有一個(gè)( )倍的沖擊，即0.6527倍的沖擊。當(dāng)出現(xiàn)“壞消息”( )時(shí)，該信息沖擊會對條件異方差有一個(gè)a倍，即0.6181倍的沖擊;與GARCH模型估計(jì)類似，條件異方差中也存在著非對稱性，出現(xiàn)“實(shí)際產(chǎn)出的相對沖擊”能夠?qū)е轮笖?shù)方差變化0.0346。

　　最后，可以利用成分ARCH模型(c-ARCH)進(jìn)一步分析條件方差當(dāng)中的持久趨勢和暫時(shí)趨勢，

　　，如果 ，說明實(shí)際產(chǎn)出中的沖擊對于暫時(shí)波動(dòng)的影響是非對稱的。估計(jì)得到C - ARCH模型中參數(shù)的結(jié)果如表3所示。

　　非對稱系數(shù) 為-0.1582，模型具有非對稱效應(yīng)。本模型中，p=0. 8871，緩慢地收斂于穩(wěn)態(tài)。其中虛擬變量 表示負(fù)的沖擊，可以解釋為負(fù)的沖擊比正的沖擊帶來的波動(dòng)要小，但是這種非對稱效應(yīng)只出現(xiàn)在暫時(shí)方程當(dāng)中，即這種非對稱效應(yīng)是暫時(shí)的。持久趨勢的一階差分系數(shù)為0.8871，這意味著長期趨勢收斂到穩(wěn)定狀態(tài)的過程是比較緩慢的。

　　為了更為直觀地分析非對稱性效果，可以基于GARCH模型的條件方差方程： ，繪制估計(jì)的信息沖擊曲線，相對于絕對沖擊 和相對沖擊 (選取范圍為-3到3)得到圖3中的曲線。

　　從圖3中可以看出，財(cái)政政策對于實(shí)際產(chǎn)出波動(dòng)性的影響是非對稱的。曲線在信息沖擊小于0時(shí)，也就是有負(fù)向沖擊出現(xiàn)時(shí)，比較平緩，而在正沖擊出現(xiàn)時(shí)比較陡峭。如果財(cái)政政策對GDP的相對沖擊均為1，在橫抽上對應(yīng)著-1.0和1.0兩點(diǎn)，正向沖擊和反向沖擊導(dǎo)致產(chǎn)出波動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為 =1.39和 =1.20。由此可見，正沖擊使得波動(dòng)性的變化更大，即收縮性財(cái)政政策的效果確實(shí)小于擴(kuò)張性財(cái)政政策的效果。

　　三、財(cái)政政策與經(jīng)濟(jì)增長區(qū)制關(guān)聯(lián)性分析

　　1.馬爾可夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換的自回歸模型

　　馬爾可夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換的自回歸模型，即MS-AR模型，模型中用 代表不可觀測的狀態(tài)變量，表示不同條件下的經(jīng)濟(jì)狀態(tài);用 代表可觀測的時(shí)間序列向量。MS-AR模型的主要理念為s，決定了 。對于最一般的MS-AR模型，所有的參數(shù)條件依賴于馬爾科夫鏈狀態(tài)( )，我們用M來表示不可觀測狀態(tài)的數(shù)量，就是說 ，那么，yt的條件概率為：

　　其中， 。為可觀測的時(shí)間序列向量 過去的信息， 為外生變量， 為和狀態(tài)M相關(guān)的參數(shù)向量。MS - AR模型根據(jù)狀態(tài)轉(zhuǎn)換概率來實(shí)現(xiàn)，狀態(tài)轉(zhuǎn)換概率即當(dāng)經(jīng)濟(jì)為某種狀態(tài)i時(shí)，下一期會從狀態(tài)i轉(zhuǎn)化到狀態(tài)j的概率的大小?？梢詫憺椋?/p>

　　轉(zhuǎn)換矩陣(M種狀態(tài))可表示如下：

　　所以，t時(shí)刻的條件概率取決于t-l時(shí)期的狀態(tài)，即

　　2.財(cái)政政策在不同區(qū)制下的作用機(jī)制

　　將財(cái)政支出季度同比增長率滯后一期(GCZ)t-1作為解釋變量(如果選擇財(cái)政支出當(dāng)期值，結(jié)果不顯著，這源于財(cái)政政策的傳導(dǎo)和作用效果有滯后性)，并將其作為區(qū)制轉(zhuǎn)移變量;將經(jīng)濟(jì)增長GY，作為被解釋變量，而M2，CPI季度同比增長率為控制變量，通過不同區(qū)制的系數(shù)和殘差波動(dòng)的差別，將經(jīng)濟(jì)劃分為高波動(dòng)區(qū)制和低波動(dòng)區(qū)制，由此可以在兩個(gè)區(qū)制下分別更有針對性地探討需要采取什么樣的財(cái)政政策。具體估計(jì)通過Oxmetrics6.0軟件的程序命令實(shí)現(xiàn)，模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果列在表4中。

　　根據(jù)表4的估計(jì)結(jié)果，經(jīng)濟(jì)按照波動(dòng)率可以劃分為高波動(dòng)區(qū)制和低波動(dòng)區(qū)制，如圖4和圖5所示。(GCZ)t-1-(0)代表區(qū)制l，標(biāo)準(zhǔn)差為2.357，(GCZ)t-1-(l)代表區(qū)制2，標(biāo)準(zhǔn)差為5.247。由于(GCZ)t-1-(1)的標(biāo)準(zhǔn)差大于(GCZ)t-1-(0)的標(biāo)準(zhǔn)差，所以區(qū)制2為高波動(dòng)區(qū)制，對應(yīng)于圖5的灰色區(qū)域;區(qū)制l為低波動(dòng)區(qū)制，對應(yīng)于圖4的灰色區(qū)域。(GCZ)t-1-(0)的p值為0.581，(GCZ)t-1-(1)的p值為0.001，即財(cái)政政策在區(qū)制1(低波動(dòng)時(shí)期)不顯著，在區(qū)制2(高波動(dòng)時(shí)期)中顯著。這說明在經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)率較低的時(shí)候，財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)能力較弱，而經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)較大的時(shí)候，財(cái)政調(diào)控較有效。p-i010}的值為0.9557，p-{011}的值為0.0941，p-{010}顯著大于p-{011}，且大于0.9，說明模

　　型在高波動(dòng)區(qū)制的穩(wěn)定性較差，容易向低波動(dòng)區(qū)制轉(zhuǎn)化，所以，這個(gè)階段財(cái)政政策作用效果的持續(xù)性弱;這就是說，雖然財(cái)政政策刺激效果良好，但長期內(nèi)無效，這可能源于財(cái)政政策導(dǎo)致了一定程度的通脹。

　　繼續(xù)檢驗(yàn)通貨膨脹與財(cái)政政策的區(qū)制關(guān)聯(lián)性。同樣，本文將財(cái)政支出季度同比增長率滯后一期(GCZ)t-1作為區(qū)制轉(zhuǎn)移變量;將CPI季度同比增長率作為被解釋變量，而M2季度同比增長率和GY，作為為控制變量，模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果如表5所示。

　　根據(jù)表5的結(jié)果，我們把經(jīng)濟(jì)同樣劃分為高波動(dòng)區(qū)制和低波動(dòng)區(qū)制。(GCZ)t-1-(0)代表區(qū)制l，其標(biāo)準(zhǔn)差為0.01906;(GCZ)t-1-(1)代表區(qū)制2，其標(biāo)準(zhǔn)差為0.05533。區(qū)制2為高波動(dòng)區(qū)制，即圖7的灰色區(qū)域;而區(qū)制1為低波動(dòng)區(qū)制，即圖6的灰色區(qū)域。(GCZ)t-1-(0)的p值為0.174，(GCZ)t-1-(1)的p值為0.014，說明財(cái)政政策在區(qū)制1(低波動(dòng)階段)中不顯著，在區(qū)制2(高波動(dòng)階段)中顯著。說明在高波動(dòng)區(qū)制實(shí)行財(cái)政政策可能會導(dǎo)致一定程度的通貨膨脹。p-{010}的值為0.925410，p-{011}的值為0.0941，p-{010}明顯大于p-{011}，即模型在高波動(dòng)區(qū)制不穩(wěn)定，容易向低波動(dòng)區(qū)制轉(zhuǎn)化。說明高波動(dòng)階段，財(cái)政政策所導(dǎo)致的通貨膨脹為短期效應(yīng)，長期趨于無效;所以，不需要過多地顧慮積極財(cái)政政策帶來的通貨膨脹效應(yīng)。

　　當(dāng)經(jīng)濟(jì)受到某種沖擊處于收縮階段時(shí)，經(jīng)濟(jì)無法平穩(wěn)運(yùn)行，則經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)率就會較高;而當(dāng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行不受干擾，處于平穩(wěn)或者相對繁榮階段時(shí)，其增長的波動(dòng)率就會較低。我國的實(shí)際情況也確實(shí)如此：1998-2002年經(jīng)濟(jì)受到?jīng)_擊，下行壓力較大，所以這段時(shí)間我國經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)較大，為高波動(dòng)區(qū)制，這期間我國一直采取積極的財(cái)政政策，收效良好。2003-2008年經(jīng)濟(jì)逐漸恢復(fù)平穩(wěn)，處于相對繁榮的階段，且經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)率較低，為低波動(dòng)區(qū)制，政策也就隨之轉(zhuǎn)化成穩(wěn)健的財(cái)政政策。2008-2010年，美國“次貸危機(jī)”席卷全球，中國經(jīng)濟(jì)受挫，經(jīng)濟(jì)增長大幅度波動(dòng)，我國及時(shí)出臺了積極的財(cái)政政策應(yīng)對危機(jī)。2011至今，中國經(jīng)濟(jì)從危機(jī)中走出，下行壓力仍然存在，按照分析結(jié)果顯示，應(yīng)該配合以積極的財(cái)政政策。

　　四、財(cái)政政策作用非對稱性的成因

　　如本文實(shí)證結(jié)果顯示的那樣，擴(kuò)張性財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)衰退階段可以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長且效果顯著。相比較來說，緊縮性財(cái)政政策不能夠很好地給過熱的經(jīng)濟(jì)降溫。但是，為什么會出現(xiàn)財(cái)政政策非對稱效應(yīng)，通過分析可以把其成因歸納為如下四種：

　　第一，源于差異個(gè)體在經(jīng)濟(jì)周期的不同階段所產(chǎn)生的預(yù)期不一樣。一般處于經(jīng)濟(jì)蕭條或者衰退時(shí)期，家庭部門會預(yù)期自己可能有減少稅收或政府?dāng)U大開支的福利，于是，就會支出這部分額外收入，消費(fèi)刺激了經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇;而在經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)期，家庭部門一般不會主動(dòng)減少消費(fèi)，這就加劇了經(jīng)濟(jì)過熱，由此就導(dǎo)致了財(cái)政政策實(shí)施前的非對稱效應(yīng)。擴(kuò)張性財(cái)政政策和緊縮性財(cái)政政策給家庭的預(yù)期是不同的，人們更容易受到擴(kuò)張性財(cái)政政策的鼓舞，不容易受到緊縮性財(cái)政政策的約束;從政府部門來看，他們企圖刺激經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的愿望一般要比在經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定時(shí)期維持繁榮的需求更加急切。上述兩個(gè)角度都導(dǎo)致了財(cái)政政策實(shí)施后的非對稱效應(yīng)。綜上所述，財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)蕭條或衰退時(shí)期拉動(dòng)消費(fèi)的能力高于經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期控制消費(fèi)的能力。

　　第二，源于資本市場上存在利率的擠出效應(yīng)。一般來說，政府支出對居民消費(fèi)也可能產(chǎn)生引致效應(yīng)(互補(bǔ)效應(yīng))，即政府支出的增加會刺激居民消費(fèi)。但是，政府支出對居民消費(fèi)也會產(chǎn)生擠出效應(yīng)(替代效應(yīng))，即政府一旦擴(kuò)大開支，就會抑制居民消費(fèi)以及投資的增長。就是說，盡管擴(kuò)張性財(cái)政政策可以很好地刺激需求，但它也會把原有的資金從本來的預(yù)算中擠出，流向其他的領(lǐng)域，從而導(dǎo)致利率上漲，惡化私人投資狀況，進(jìn)而影響財(cái)政政策效應(yīng)的發(fā)揮;而緊縮性財(cái)政政策不存在擠出效應(yīng)。從這個(gè)角度也加劇了非對稱性。

　　第三，源于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中存在價(jià)格粘性和工資剛性。一般來說，大多數(shù)企業(yè)都有工會組織，工資水平短時(shí)間內(nèi)很難向下變化，因?yàn)橄蛳录?lì)會引起員工的消極情緒和悲觀預(yù)期，所以，工會等部門通常都是向上激勵(lì)。這就使工資水平在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期更容易隨之上漲，而在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期沒有相應(yīng)的靈活性，即在蕭條時(shí)期，工資水平很難隨之下調(diào)，這就使得擴(kuò)張性財(cái)政政策的效果不會被抵消，而使政策的效果充分發(fā)揮作用。綜上所述，工資水平對擴(kuò)張性財(cái)政政策更敏感。

　　第四，源于政府方面的約束。首先，當(dāng)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定在增長階段，政府通常會使稅率以很慢的速度增加，在這種情況下，雖然財(cái)政收入在初始階段隨GDP的增加而增加，但隨后會漸漸恢復(fù)初始水平;而在經(jīng)濟(jì)收縮期，稅率是基本保持不變的。其次，大多數(shù)國家和地區(qū)的政府部門在經(jīng)濟(jì)形勢不樂觀時(shí)期也要遵守平衡預(yù)算原則，這就使得政府不能夠輕易通過發(fā)行國債等方式緩解壓力，就是說政府難以從市場上借款和融資，從而限制了這個(gè)時(shí)期消費(fèi)的增長;這就要求政府在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期積累一定的盈余為蕭條時(shí)期做準(zhǔn)備，否則，蕭條時(shí)期政府部門的財(cái)政擴(kuò)張效應(yīng)會被削弱。我國政府在這一方面與其他國家相比要更為謹(jǐn)慎，加之我國政府在融資方面的限制較少，所以，我國在經(jīng)濟(jì)蕭條階段具備刺激經(jīng)濟(jì)增長的條件和實(shí)力。在上述兩種因素的作用下，財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期的張力更大。

　　五、結(jié)論與政策建議

　　第一，本文通過對GDP和財(cái)政支出的趨勢分解，以及運(yùn)用TARCH，EGARCH，C-ARCH模型分析證實(shí)了經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中財(cái)政政策的作用非對稱效應(yīng)的存在，并且緊縮性財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)的抑制作用小于擴(kuò)張性財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)的刺激作用。所以，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于蕭條或衰退時(shí)期，積極的財(cái)政政策效果良好;在經(jīng)濟(jì)繁榮階段，緊縮性財(cái)政政策效果欠佳。自金融危機(jī)以后，我國的經(jīng)濟(jì)增長速度一直處于回落的狀態(tài)，這使得我國本來比較完整的經(jīng)濟(jì)周期模式出現(xiàn)了改變。從增長速度這一方面來看，由于出口量下降、消費(fèi)需求不足和產(chǎn)能過剩，存在輕微的通貨緊縮現(xiàn)象，增長速度在緩慢下降，可以把我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)增長視為一種微收縮階段，所以，可以優(yōu)先考慮積極的財(cái)政政策，并輔以其他政策。

　　第二，本文把導(dǎo)致財(cái)政政策作用的非對稱效應(yīng)的因素歸結(jié)為人們預(yù)期形成的非對稱性、擠出效應(yīng)的非對稱性、價(jià)格調(diào)整和政府決策的非對稱性，但到底是哪種原因占了主要地位，在目前的研究中找不到清晰的答案和市場標(biāo)準(zhǔn)。當(dāng)然，由于財(cái)政政策非對稱效應(yīng)的確存在，表明導(dǎo)致這種非對稱效應(yīng)的四類因素也在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中發(fā)生了作用。根據(jù)我國目前的經(jīng)濟(jì)形勢，工資水平隨之下調(diào)的可能性很小、我國政府部門與發(fā)達(dá)國家相比更容易舉債，且政府部門刺激經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的愿望很迫切，這就導(dǎo)致了財(cái)政政策傳導(dǎo)機(jī)制比較暢通，這樣，財(cái)政政策更容易對實(shí)際產(chǎn)出產(chǎn)生作用。所以，現(xiàn)階段采取擴(kuò)張性財(cái)政政策是合適的。

　　第三，本文基于MS-AR模型劃分了高波動(dòng)和低波動(dòng)區(qū)制，發(fā)現(xiàn)高波動(dòng)區(qū)制對應(yīng)的時(shí)期恰好為經(jīng)濟(jì)低迷的階段，而低波動(dòng)區(qū)制對應(yīng)的階段恰好為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行良好的時(shí)期，這與趨勢分解的結(jié)果相一致。我國在經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)率較高的階段適合使用積極的財(cái)政政策，但要注意不宜

　　長期使用;在 經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)率較低的階段應(yīng)使用穩(wěn)健性 財(cái)政政策。但兩種財(cái)政政策之間的轉(zhuǎn)化并非易事，問題的關(guān)鍵在于，對宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的判斷和對轉(zhuǎn)變速度的把握。首先，需要分辨當(dāng)前經(jīng)濟(jì)是處于高波動(dòng)階段還是低波動(dòng)階段，如果市場的內(nèi)生動(dòng)力已經(jīng)不再依賴擴(kuò)張性的政策刺激，那么就可以將財(cái)政政策轉(zhuǎn)為穩(wěn)健型。其次，需要把握轉(zhuǎn)變速度。如果政策轉(zhuǎn)變太快，則不夠柔和，可能會引起其他經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)，反而會妨礙經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇;而如果政策轉(zhuǎn)變得不夠快，過于拖沓，那么擴(kuò)張性財(cái)政政策的副作用就會被釋放出來，增加了通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)，甚至可能會使經(jīng)濟(jì)再次回落，陷入蕭條。