实证刻画政府支出和税收变化的产出动态效应
Blanchard O.J and Perotti R.（2002），An Empirical Characterization of the Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes on Output，Quarterly Journal of Economics，117，1329-1368. 摘要
Blanchard & Perotti（2002）使用结构VAR（structural VAR）和事件研究（event study approach）结合的方法刻画战后美国政府支出和税收冲击的动态经济效应。使用税收和转移体系的制度信息以及征税时机确定税收和支出对经济的自动反应，并据此推测财政冲击。结论一致地表明，正政府支出冲击具有正产出效应，正税收冲击具有负效应，但支出和税收冲击乘数微小。税收和支出对GDP组成部分的效应明显是非标准的：税收和政府支出增加都对投资支出具有强有力的负向效应。
1、引言
估计动态财政乘数的大型经济计量模型大都采用假定而非证明财政政策经济效应的特定结构。也存在大量简式研究（reduced-form），强调某些综合性财政政策统计量（诸如经周期调整的赤字，cyclically adjusted deficit）或支出或税收的效应，但大部分理论并没有表明财政政策的经济效应可由诸如被调整的赤字的单个度量概括，并且强调税收或支出的研究暗含地强力假设被包括和被排除的财政变量间不存在相关关系，总体看来该假设可能不成立。①
结构VAR方法适合财政政策研究。首先，预算变量由于多种原因变动，但产出稳定性根本不是最重要的，易言之，存在（关于产出的）外生财政冲击。其次，财政政策决策和执行滞后意味着，财政政策在相当长的时间内—比如一个季度—对未预期经济活动具有很少或根本没有相机抉择反应。因而，使用税收和转移支付体系的充分制度信息和税收征缴时机，可以构建未预期经济运动关于财政变量自动效应估计，并据此获得财政政策冲击估计。确定这些冲击后，继而可以追踪关于GDP的动态效应。
现实中存在税收或支出重大相机抉择变化（large discretionary change），如1975年第2季度生效的大幅削减税收的立法，这些重大变化不能被视作相同潜在随机过程的实现，必须被单独处理。因而，通过研究产出对包括在VAR识别中有关哑变
②
量的动态反应追踪这些重大的、一次性变化的效应。但并非所有20世纪50年代此类重大财政事件都可类似轻松处理；像1975:2暂时税收削减那样处理时，可以发现，追踪被估计VAR冲击的效应和追踪这些特殊事件的效应得到的脉冲反应之间高度类似。
结论表明，正向政府支出冲击具有正产出效应，正向税收冲击具有负效应。效应的规模和持续性随识别（确定性或随机时间趋势）和期间变化，然而，变化程度不改变基本结论。就税收和支出对GDP组成部分的效应而言，结论之一明显是非标准的：税收和政府支出上涨都对投资支出具有强力负向效应（虽然符号不确定，但
①
财政政策效应的12个大规模宏观经济计量模型研究见Bryant（1988）。简式研究的不完全清单包括：Barro（1981）和Ahmed & Rogers（1995）关注支出效应，Blanchard & Watson（1986）考察财政政策指数（an index of fiscal policy）效应，Poterba（1988）考察税收削减效应。与本文相近，Rotemberg & Woodford（1992）和Fatas & Mihov（1998）在标准VAR中研究政府支出对被确定冲击的动态反应，Ramey & Shapiro（1997）和Edelberg et al.（1998）在简式VAR中描绘支出哑变量效应。其中，只有Fatas & Mihov（1998）包括收入变量。 ②
这也是Ramey & Shapiro（1997）使用的方法，并由Edelberg et al.（1998）发展。
凯恩斯理论预测税收和支出上涨具有相反的投资效应）。
部分2讨论方法论问题，部分3给出数据并讨论主要特征，部分4讨论政府支出、净税收和产出冲击间的同期关系。部分5和6分别给出税收和政府支出冲击的动态效应，部分7讨论稳健性，并考虑预期财政政策问题。部分8将样本扩展到1949:1-1959:4期间，总结朝鲜战争债务积累（Korean war buildup）的教训。部分9给出单个产出组成部分的反应，部分10结语。
2.方法论问题
政府支出和税收都影响GDP：因为两者可能不独立，估计一个变量的效应也必须包括另一个变量。因此，我们强调预算的两变量分解，包括支出和收入变量。支出变量被定义为产品和劳务的总购买，也即政府消费加政府投资，称为“政府支出”或“支出”。收入变量被定义为总税收收入减转移（包括利息支付），称为“净税收”或“税收”。
2.1.VAR
基本VAR识别是：
Yt?A?L,q?Yt?1?Ut（1） ?Yt??Tt,Gt,Xt?是对数真实人均季度税收、支出和GDP的三维向量。①之所以使用季度数据是因为其对于确定财政冲击至关重要。该识别允许确定性（对数的二次方趋势）或随机（漂移缓慢变动的单位根）趋势，也允许存在大量哑变量（dummy variable）。
?Ut??tt,gt,xt?是对应的简式参差向量，通常非零交叉相关（non-zero cross correlations）。A?L,q?是4季度分布滞后多项式，允许每个滞后的相关系数取决于因变量对应的特定季度q。允许相关系数的季度依存是因为税收对经济活动的反应存在季节模式。某些税收（如间接税或在来源征收的收入税）相对于交易时间以最小迟滞支付，其他税收（如企业收入税）通常相对于交易时间以较大迟滞支付。此外，若多数支付发生在一或两个特定季度，则迟滞变化取决于季度。例如，若由于经济活动跨越年度税收支付发生在每年的最后季度，则最后季度的税收收入将取决于当前和过去3个季度的GDP，其他三个季度的税收收入等于0并因而不取决于GDP。②本文从多个制度来源收集样本期间税收征集中的季度依存证据。附录列出免税代码（tax code）的主要有关特征。③
2.2.识别 众所周知，（1）中的简式残差tt、gt和xt具有很少的经济重要性：它们是税收、
①
使用GDP平减算子（GDP deflator）表示真实变量，从而将脉冲反应表示成GDP份额。使用本身平减算子表示真实支出的结果非常类似。 ②
注意到，使用季节调整数据（seasonally adjusted data）并不消除问题：季节调整仅修正税收收入的“常规”季节变化，并不修正GDP变化（其不是季节性的）的税收收入效应。若每个季度GDP在相当长的时间里保持不变，则X-11模型季节调整为每个季度分配最后一个季度税收收入的四分之一。若季度3存在GDP冲击，则季节调整将为季度4税收保留巨大的季节调整值。税收增加和GDP增加之间的关系只能由季度依存回归（quarter dependent regression）捕捉。也注意到，因为方程（1）是简化形式，税收与GDP关系的季度依存可以在所有3个方程中揭示出来，因而必须允许所有3个方程存在季度依存（quarter dependence）。 ③
此处应注意。征缴时滞模式有时微弱地随时间变化。允许VAR中季度依存随时间变化将迅速地耗尽所有自由度。本文没有这样做，结果，调整比不调整更好，但仍然不是相当正确。
支出和GDP冲击潜在“结构”的线性组合。不失一般性：
tt?a1xt?a2etg?ettgt?b1xt?b2ett?etg（2）
xt?c1tt?c2gt?etxett、etg和etx是试图揭示的彼此不相关的结构冲击。
第一个方程表明，季度内未预期税收运动tt可归于a1xt捕捉的未预期GDP运动反应、a2etg捕捉的支出结构冲击反应以及ett捕捉的税收结构冲击反应三个因素之一。未预期支出运动解释类似。未预期产出运动可归于未预期税收运动、未预期支出运动或其他未预期冲击etx。确定系统的方法被分为三步：
（1）使用税收、转移和支出计划的制度信息构建参数a1和b1。总体上，a1和b1可以捕捉税收和支出的两个不同经济效应：现存财政政策规则下税收和支出的自动经济活动效应，以及作为季度内未预期事件的反应、财政政策的任何相机抉择调整。确认过程的关键是认识到季度数据事实上消除了第二个渠道。实施财政政策的直接证据表明，认识到GDP冲击、决定采取应对的财政措施内容、立法机关通过财政措施并付诸实施，需要耗费政策制定机关和立法机关一个多季度的时间。若使用年度数据，则作为对未预期GDP变化的反应，某种程度上财政政策可在年度内调整。
因而，为构建a1和b1，仅需要构建政府购买和税收减转移的产出弹性。为此使用支出和税收/转移体系特征的信息：不能确定政府产品和劳务购买的任何自动经济
~~~活动反应，故b1?0。净税收水平T??Ti，对应税收则Ti为正，对应转移则为负。
~①
与税收Ti对应的税基为Bi（若转移则对应转移计划总量，也即失业救济与失业）。季度内净税收的产出弹性a1写为：
~Tia1???Ti,Bi?BI,X~ (3)
Ti?Ti,Bi为类型i税收的税基弹性，?Bi,X为税基的GDP弹性。
构建这些弹性需要扩展OECD的早期工作(Giorno et al.，1995)，其使用上述公式分别精确计算个人直接税、企业收入税、社会保障税和间接税的产出弹性，也即每种税收收入税基弹性与税基GDP弹性的乘积。扩展OECD是因为其估计以年度变化口径计算，而本文需要季度变化口径。以季度和年度口径计算的税收的税基弹性?Ti,Bi和税基的GDP弹性?Bi,X完全不同：
由于税收征缴滞后，季度和年度税收收入的税基弹性存在差异。美国可能只有企业收入税存在征缴滞后（见附录）；更重要的分歧来源是季度和年度税基的GDP弹性存在差异。例如，从利润季度变化关于GDP季度变化回归中得到的利润的GDP同期弹性，显著高于使用年度变化回归得到的弹性，分别为4.5和2.15。而失业的产出变化弹性相反，季度变化的弹性低于年度变化的弹性。
~~由此得到的a1值随时间变化，因为每种税收和转移的净税收比率（TiT）以及税收收入的税基弹性（?Ti,Bi）随时间变化。1947:1-1997:4时期a1均值为2.08，稳定
①
使用波浪线表示净税收水平，因为T表示对数人均净税收。
地从1947:1的1.58提高到1960:1的1.63和1997:4的2.92。
(2)估计a1和b1后，可以构建周期调整的简式税收和支出残差tt??tt?a1xt和gt?
?gt?b1xt?gt(因为b1?0)。tt?和gt?显然可能仍然彼此相关，但不再与etx相关。因此可以在xt关于tt和gt回归中使用它们作为工具估计c1和c2。
（3）不存在令人信服的方式从tt?和gt?的相关中确定相关系数a2和b2：政府同时提高税收和支出时，税收对支出增长反应（a2?0，b2?0）还是相反？因此我们应用不可知方法（agnostic approach），在两个备选假设下确定模型：首先假定最先进行税收决策，所以a2?0，由此可以估计b2；其次，假定最先进行支出决策，所以b2?0，由此可以估计a2。事实证明，两种情形下的tt?和gt?相关都非常微小，以至于两者的排序带来产出脉冲反应的微小差异。
2.3.脉冲反应
确定税收和支出冲击后可以研究它们的GDP效应。季度依存的含义之一就是财政政策效应是改变的，取决于冲击发生在哪个季度。处理该问题的一种方式是获得四个脉冲反应，取决于初始冲击发生的那个季度。但这将很麻烦。比较简单的做法是使用季度依存VAR获得被估计的协方差矩阵，以及因而方程（2）中的相关系数，和财政冲击的同期效应。继而使用没有季度依存估计的VAR（除额外的季节性调节）刻画冲击的动态效应；这的确仅在宽泛意义上给出财政冲击的平均动态反应。
继而考虑大量不同脉冲反应。我们考虑a2?0和b2?0时3个变量对税收冲击的反应。对称地，我们考虑b2?0和a2?0时3个变量对支出冲击的反应。
被确定的VAR也允许考虑大量与事实相反（counterfactual）的试验。例如考虑
若税收不在季度内反应，则可以探求产出反应，这等同于使a2b2?0时的支出冲击。
为0。通过考察支出和产出方程中支出和产出项组成的VAR子系统，可以更进一步探求若税收根本不反应时的产出反应。①
2.4.讨论
虽然本文方法的逻辑与Bernarike & Mihov（1998）和Gordon & Leeper（1994）类似，但确定方法存在重要差别。这些货币政策文章中，通过假定GDP甚至利率等私人部门变量（Gordon & Leeper，1994）不对同期政策变量反应确定冲击。相反，
②
除内生于免税代码和转移体系固有的自动反应外，本文假定经济活动不影响政策。
没有确定冲击的方法不存在缺陷，本文也不例外。构建a1的暗含假设是各种税基和GDP之间的关系不随着影响产出的冲击类型而变化。这对诸如收入税的宽税基而言可能是精准的，但对企业利润税可能是更令人质疑的，因为企业利润与GDP的关系可能是变动的，取决于影响GDP的冲击类型。③
3.数据
净税收被定义为个人所得税、非税收入、企业利润税收入、间接营业税、非税
①
报告与事实相反的这些实验时允许犯两个错误：忽略卢卡斯批判和违背跨期政府预算约束。后者的解释是排除李嘉图等价，税收上涨被推至遥远的未来。 ②
因此，本文方法更类似于Sims & Zha（1996），他们认为剔除政策关于私人部门变量的同期效应可能带来政策新息重要性的误导观点。 ③
另一个问题是本文不控制通货膨胀。很多政府支出设定为名义形式，并且未预期通货膨胀导致未预期真实政府支出运动。
