1、我国财政货币政策作用关系实证研究基于 VAR 模型的检验分析作者：中央财经大学经济学院 赵丽芬 李玉山摘要：文章通过构建一个真实 GDP 增长率、财政赤字占 GDP 比重、货币供给 M2 增长率、零售物价指数变化率等 4 个变量的 VAR 模型，对我国财政政策与货币政策相互作用的关系及其动态性进行了实证分析，通过模型设定、格兰杰因果关系检验、脉冲响应函数分析和预测方差分解，发现在我国不存在简单的财政货币政策的互补或替代关系，而是存在一种非对称性的关系，即扩张的货币政策伴随着收缩或稳健的财政政策，而扩张的财政政策导致被动扩张的货币政策，表现形式取决于具体宏观经济环境和经济冲击形式。同时，文章也得
2、到其他一些结论，并认为，要增强政策的效率，必须强化央行的独立性，在现阶段需要严格控制赤字财政政策，以减少其对经济增长和经济波动的影响。关键词：财政政策；货币政策；替代关系；互补关系；VAR 模型一、文献综述关于财政政策与货币政策的相互作用关系，Melitz(1997、2000)利用 OECD 国家的面板数据，发现财政政策与货币政策倾向于发生相反的作用。也就是说，它们是策略替代的。Muscatelli，irelli 和 Trecroci(2002)通过 VAR 模型检验在独立的 OECD 国家中是否存在策略替代性，发现这种替代性并不存在。他们的结论是，存在财政政策与货币政策相互作用的一种不对称性
3、，并在不同国家有不同表现，比较而言，财政政策倾向是货币政策的策略替代，但从中期看则相反。关于政策变量，研究发现货币政策对通货膨胀与产出缺口的冲击反应具有预期的征兆，利率对通胀和产出缺口冲击作正向反应；财政政策对产出缺口的反应则是：赤字滞后下降，财政冲击对产出冲击有标准的扩张效应。有关财政政策货币政策的相互依存关系，传统分析主要集中在研究最优政策组合上。近年来，随着财政部门与货币当局的权力的分离，理论研究转向分析随着两个政策制定者目标分离后的财政货币政策的相互影响关系上。一个重要的议题是财政斟酌裁量权是否是对货币政策承诺责任的一种威胁。所谓的价格水平决定的财政理论就是基于这样的假设：除非跨期政府
4、偿付能力得到保证，否则价格稳定性是不可能的。这反过来暗指，上升的通胀压力要求利率的上升以及消除随之而来的高财政债务偿付。Dixit 和 Lambertini(2000、2001)探讨了财政斟酌裁量与货币承诺责任的关系。在他们的模型中，中央银行对通胀只有部分控制能力，财政政策的态度也直接影响通货膨胀。这些学者发现，财政斟酌裁量权摧毁了货币承诺责任。Dixit 和 Lambertini 也显示当财政政策倾向提高产出和通胀时，替代性倾向会出现；而当财政扩张对产出与通胀具有非凯恩斯效应时互补性将出现。Hughes，Hallett 和 Viegi(2000)的研究认为政策冲突对中央银行的偏好选择来说可能
5、是内生的，对价格稳定的强烈偏好可能诱导财政政策制定者的选择，而财政制定者更加关心产出。Buti，Roeger 和 intVeld(2001)则认为，财政政策与货币政策的相互依存性的特定形式，是策略替代还是策略互补，不应该被解释为冲突或合作，而可能是依赖于冲击的形式。在他们的模型中，中央银行的目标是控制通货膨胀和名义利率，而财政部门则追求产出与控制预算赤字。供给的冲击肯定会导致冲突的财政货币政策，而需求冲击则相反。VonHagen，Hughes-Hallett 和 Strauch(2001)的研究发现，两种政策制定的相互依存性是不对称的：放松的财政政策与货币紧缩相匹配，而货币政策广泛地适应于财政
6、扩张。国内方面，对财政政策货币政策的研究主要集中在政策的有效性上，鲜有对二者关系的理论和实证分析。对财政货币政策的有效性主要是采用 ISLM-BP 模型进行分析，如晁毓欣在对 IS-LM-BP 模型公式化的基础上，推导出开放经济条件下的财政政策和货币政策乘数，对近年来我国财政政策和货币政策对经济增长的贡献进行了实证分析，认为我国财政政策乘数大于货币政策乘数。贺俊、毕功兵、曹苏考察了开放经济条件下的 ISLM-BP 模型，认为财政政策在目前起主要作用，而货币政策起配合作用。张羽、李黎运用协整分析方法并通过邹氏检验，认为中国在 1980 年以前平均来说，财政政策比货币政策有效，而其后平均来说货币政
7、策比财政政策有效。刘和东、耿修林通过建立线性回归模型，认为 20 世纪 90 年代末以来财政政策较货币政策的效应更大。张学友、胡锴在一个修正的蒙代尔弗莱明模型中，对我国积极财政政策和货币政策的效力进行比较，得出在我国现行汇率制度安排下，积极财政政策的效果要优于货币政策。刘金全、方雯利用误差修正模型和时变参数模型，发现我国的财政政策仅在 1996 年前体现出显著的“紧缩效应”，而在 1996 年后“紧缩效应”逐渐减弱和消失，说明在我国宏观经济调控中，积极财政政策和稳健货币政策的组合方式和期限结构发挥了比较稳定的政策效果。胡琨、陈伟珂利用 VAR 方法，对财政政策的有效性进行了分析，认为财政政策加
8、强了经济系统的稳定性，提高了应对外部冲击的灵敏度。郑超愚、张燕建立了财政赤字构成的三缺口理论模型，并对 19922003 年间的中国财政赤字进行了分解，运用实际分解结果，建立起中国经济波动的政策响应函数，描述和阐释了中国财政支出政策的经济稳定效应。高铁梅、李晓芳、赵昕东利用状态空间方法建立了 20 世纪 90 年代以来含有税收影响的消费的季度可变参数模型和 ISLM 季度可变参数模型，分别估计并计算得到简单的政府支出乘数和包含挤出效应的财政政策乘数，认为我国 20 世纪 90 年代以来的政府支出具有一定的挤出效应，挤出部分占收入应增加部分的 311%1716%，近三年来扩大国债发行规模没有使挤
9、出效应增加。对货币政策的有效性检验较多，基本是关于货币中性与非中性的讨论。如王晓芳、黎紫丹运用格兰杰因果检验、协整检验、分布滞后模型和递归检验方法，发现中国货币具有正价值，货币供给具有内生性，并从 1992 年后，正价值作用减弱，内生性不断增强。周锦林通过建立货币供给和实际 GDP 的双变量 VAR 模型和包含利率在内的多变量 VAR 模型，研究认为：1994 年至今，货币呈现出“中性”的特征，我国货币政策以“货币供给”为中介目标，收不到预期的效果。谢赤、邓艺颖比较研究了 SVAR 模型在货币政策冲击反应分析、选用最佳货币政策指标分析中的应用，并就我国货币政策的有效性进行了实证分析。刘霖、靳云
10、汇采用协整和向量自回归的方法对货币供应、通货膨胀与经济增长的关系问题进行了实证研究。从上述对财政货币政策的理论和实证研究可以看到，目前国内的研究主要集中在财政政策货币政策的有效性和效应的比较上。研究的结论也大相径庭，如有的研究认为财政政策的效应高于货币政策，有的则认为货币政策的效应高于财政政策；普遍认为财政政策增强了经济系统的稳定性；而对货币政策的有效性争论较多，有的认为货币政策发挥了正向作用，有的则认为货币呈现中性特征，对货币政策的有效性问题争议不断。从研究方法上看，很多研究泛泛而谈，缺乏严密的实证分析，除少数外，运用现代计量技术进行研究的还不多。本文拟运用 VAR 计量技术，对我国财政政策
11、货币政策的作用关系作一实证分析检验，希望就政策组合的效应和政策制定的效力提供一个结论和解释，并就如何改进财政货币政策效力提供参考建议。二、计量模型1.计量方法。VAR 模型可以由下式表示：其中，X t为时间序列构成的向量；P 为自回归滞后阶数； t为白噪声序列向量，满足VAR 模型是研究货币政策的常用工具。这种方法可以以一种简单有力的方法描述内生变量间的动态作用。事实上，VAR 结构也非常适合于分析货币政策变化时的财政传导过程。VAR 技术由于能够对宏观政策效应进行验证并检验政策当局对商业周期的反馈作用而显得特别有用，因此本文拟采用 VAR 计量技术来研究财政政策货币政策的相互作用关系。2.样
12、本与统计数据说明。本文利用真实 GDP 增长率、财政赤字占 GDP 比重、货币供给M2 增长率、物价上涨率四变量构成的向量自回归模型 (VAR)来研究财政货币政策之间的影响关系。样本取自期间为 19782004 年的年度数据；GGDP 表示真实 GDP 年度增长率，DEFBY 表示财政赤字占 GDP 的比重，GM2 表示货币供给 M2 的增长率，GRTI 表示零售物价指数增长率，所有数据均来自历年中国统计年鉴和中国金融年鉴，其中 1990 年前的M2 数据没有统计，通过对各年度的“国家银行信贷资金来源、运用表”整理得来。本文用DEFBY 作为表征财政政策的统计量，正的数值越大表示财政政策越具有
13、扩张性；以 GM2 代表货币政策，数值越大代表货币政策的扩张程度越大；以 GRTI 衡量物价上涨通货膨胀程度，因为 CPI 缺失 1985 年度以前的数据，故选用 GRTI 来表示通货膨胀率上涨率；GGDP 是以1978 年为基期经过不变价处理后的 GDP 增长率。3.VAR 模型设定和估计。(1)以(GGDP、DEFBY、GM2、GRTI)变量构成一个 VAR 模型。在得到基于水平的 VAR 模型方程前，我们需要确定 VAR 的滞后阶数。对于滞后阶数的选取，目前使用从一般到特殊的办法，从较大的滞后阶开始，通过 t 值检验调整滞后阶数；或通过 AIC 信息准则(Akaike)和 SB 信息准则
14、(Schwartz Bayesian)确定，选择的阶数应使得 AIC 和 SB 值越小越好。我们综合了两种方法，经过试验，选取滞后阶数为 3，其 AIC 和 SB 值较小，并对 VAR(3)模型中的残差是否服从正态独立同分布进行了检验，通过了诊断检验。(2)从水平的 VAR(3)模型可以得到估计表达式为：4 个方程的决定系数分别为 08361、0.9142、0.8381、0.8817，拟合程度较高。从第一个方程看，度量赤字水平的 DEFBY 的滞后一阶的 DEFBYt-1 的系数为正，但所有 DEFBY 变量的系数和为-1.7567，可见赤字财政政策在短期内可以刺激经济增长，但长期看会导致财政
15、政策的挤出效应而有害于经济增长；所有 GM2 变量的系数和为 0.4196，可见扩张货币政策有助于促进经济增长；所有 GRTI 变量的系数和为-0.3914，价格水平上涨有损于经济增长，这是菲利普斯曲线作用的结果。从第二个方程看，高经济增长有利于削减财政赤字，而增长水平降低将导致扩张财政赤字，货币供给对赤字的影响较小，物价水平的影响为负且作用较小。从第三个方程看，GGDP 的系数和为-2.1373，低的经济增长速度将导致货币供给增长，这是由于中国使用货币政策增加货币供给刺激经济增长的反应；DEFBY 的系数和为 6.4872，可见赤字的增长将带来货币供给的增长，这是中国赤字货币化的体现；GRT
16、I对 GM2 的影响很小。从第四个方程看，货币供给对物价上涨产生正向作用，经济增长产生较小的负向作用，可以看作菲利普斯曲线的作用，赤字财政产生负向作用。对残差进行检验：残差 1t，的偏度值(Skewness)和峰度值(Kurtosis)分别为0.5487、2.9676，检验正态分布的 Jarque-Bera 统计量值为 1.1050，概率值为 0.5755，小于显著性水平 0.05、自由度为 2 的 X2临界值为 5.99，故接受原假设，即 1t服从正态分布，且服从正态分布的概率为 0.5755；检验 1t 独立同分布的 Q 统计量值和对应概率分别为 0.7662、0.858，Q 统计量值小于
17、显著性水平 0.05、自由度为 4 的 X2临界值(9.488)，故接受独立同分布假设。其他残差检验同理，检验结果见表 1 所示。由表 1 可见，除 2t外，其他残差序列均服从正态独立同分布； 2t服从正态分布，但不独立，即存在一定的自相关性，其 3 阶自相关为 0.378。考虑四变量组成的系统，残差只有一项存在一定的自相关，所以从总体上说，残差通过诊断检验。下面对 VAR(3)作基于水平的格兰杰因果关系检验。(3)格兰杰因果关系检验(Granger Causality Tests)。检验结果见表 2。从检验结论看，DEFBY 与 GGDP、GM2 与 GGDP、GRTI 与 GGDP、GM2
18、 与 DEFBY、GRTI 与DEFBY 间均不存在格兰杰双向因果关系，GM2 是 GRTI 的格兰杰原因，但相反 GRTI 不是 GM2的格兰杰原因。GM2 是 GRTI 的格兰杰原因，说明在中国存在从货币供给到通货膨胀的因果联系，这也是货币数量论的观点，通货膨胀是一个货币现象，要控制通胀就要控制货币发行。 GM2 与 DEFBY 变量间不存在格兰杰意义上的因果关系，说明在中国财政政策与货币政策不是因果导向的，财政政策与货币政策的目标不一致，不存在彼此导向或单向导向关系，两种政策一定程度上是独立的，但存在一定的相关关系，财政货币政策的作用关系是下一步要研究的重点。DEFBY 与 GGDP、
19、GM2 与 GGDP、GRTI 与 GGDP 间不存在格兰杰因果关系，这是因为中国经济增长的主要因素还是投资需要和出口需求，赤字水平、货币供给、物价水平的影响因素作用不明显。(4)脉冲响应函数。脉冲响应函数是描述一个内生变量对误差的反应，也即在扰动项上加一个标准差大小的新息(innovation)冲击对内生变量的当前值和未来值的影响。图 1图 2 是对 VAR(3)模型的脉冲响应函数曲线，横轴表示滞后阶数，纵轴表示内生变量对冲击的响应程度。由图 1 可见，度量货币供给的变量 GM2 的一个单位的正向标准差冲击，使得 GGDP 在滞后的 2 年内上升，到顶峰后在滞后 4 年内冲击降至为 0，而后
20、又形成一个波动，在总的滞后期内都产生正向效应，这与理论相符，货币供给可以促进经济增长，可以看出货币是非中性的和有效的；GM2 的正向冲击也对度量通胀水平的 GRTI 产生正向效应，在滞后 2 年内物价上涨达到高峰后下降，在滞后 10 年内都产生正向作用，这也是货币数量论的观点，货币供给的增长将带来物价的上涨；我们关心的 GM2 的一个标准差的正向新息冲击对度量财政政策的赤字比重 DEFBY 变量的影响，图 1 显示，DEFBY 的响应表现为负向，即货币的扩张带来赤字水平的下降，在滞后 45 年内达到最大，然后缓慢回升，但始终保持负向效应，这就是说，扩张的货币政策伴随着一个稳健或紧缩的财政政策，
21、而不是货币政策和财政政策的双扩张，扩张货币政策带来 GDP 增长，财政收入增加和支出减少，可以有效地降低赤字水平，从中国的财政货币政策实践看，这种关系也较符合实际。从图 2 看，DEFBY 的一个标准差的正向新息冲击，对 GGDP 在滞后 3 年内产生一个微小的正向效应，然后在滞后 310 内转为负向效应，这就是说，扩张的财政政策可以在短期内刺激经济增长，从长期看对经济增长有害，这是因为存在财政政策的挤出效应；从这里我们得出结论，我国的扩张财政政策不宜长期实行，扩张的财政政策有必要在合适的时机转为稳健的财政政策；从反映物价水平的 GRTI 对 DEFBY 的响应形式看，在滞后 4 年内效应为正
22、，然后转为负向效应，也即扩张的赤字财政将导致物价上涨，这可能是由于赤字的货币化，而从长期看赤字化对经济增长的损害将使得物价下降；再看扩张财政赤字政策对货币供给的影响，在滞后 3 年内效应为正，其后滞后期内为负，可以看出，赤字财政政策将诱导货币供给增加，即带来一个扩张的货币政策，但赤字财政从长期看有损于经济增长，而经济增长的下降将要求货币供给的下降，一个扩张的财政政策与一个扩张的货币政策相伴，这也符合中国的国情。由上分析可见，我国的财政政策与货币政策并不存在简单的替代或互补关系。表现为一个扩张的赤字财政政策总是伴随着一个扩张的货币供给，这是中国赤字货币化的表现；而一个扩张的货币政策总有一个赤字收
23、缩的财政政策，这是政策工具组合配合的结果。具体的组合形式和作用关系可能依赖于具体的宏观经济冲击形式。这里的结论与VonHagen，HughesHallett 和 Strauch(2001)的研究相一致。除了与具体宏观经济冲击形式有关，财政货币政策作用关系也跟政策制定当局的独立性和偏好有关，在中国，由于中央银行制定政策的非独立性，财政货币化现象比较突出；货币政策关注增长目标将导致货币供给的增加，一方面会增加产出，另一方面会造成通货膨胀，最终存在增长就业与通胀的权衡；财政政策在中国相对目标专注，但也存在相对广泛的财政金融化问题。在中国的表现是：扩张的货币政策伴随着收缩或稳健的财政政策，这是替代关系
24、，货币扩张带来产出和通胀的增加，要求财政政策的稳健性；扩张的财政政策导致被动扩张的货币政策，这是赤字货币化的结果；可见，不存在简单的单向的替代或互补关系，而是存在一种非对称性的关系。这个结论与中国的政策实践相一致。政策制定当局的相机抉择，取决于当时宏观经济环境中的冲击形式，取决于政策当局的组织协调关系，可见，财政货币政策的配合关系相当复杂。(5)预测方差分解。VAR 方差分解能给出随机信息的相对重要性。本 VAR 模型的方差分解如图 3 所示：在 GGDP 的波动中，有 0%-4%的波动可以由财政赤字来解释，有 0%-10%的波动可以由货币供给来解释，有 0%57%的波动可以由物价水平来解释，
25、由 GGDP 自身的波动的解释部分占到了 31%100%。由图 3 可见，GGDP 自身波动的影响逐渐减弱，而 GRTI 波动的影响逐渐增强，DEFBI 和 GM2 的波动影响增强但强度有限，也就是说，我们必须高度关注物价波动对经济增长的影响，价格水平的影响是渐次增强的，这应是菲利普斯曲线的作用，存在着通货膨胀与就业增长的替代关系，通货膨胀指标应该是我们关注经济增长需要考虑的一个重要指标。另一方面，标度财政政策与货币政策的 DEFBY 和 GM2 对经济增长的波动都有贡献，说明货币中性和财政中性的观点都难以成立，比较而言，货币对经济的影响较财政的作用更强些，这也是本文对货币政策与财政政策的效应比较的一个结论。
