摘要，從1998年到2004年，我國實行積極財政政策和穩(wěn)健型貨幣政策，對經(jīng)濟增長起到了巨大作用，但近年來，結(jié)構(gòu)性通貨膨脹出現(xiàn)，政策需要調(diào)整#65377;作為與我國國情類似的印度，其財政貨幣政策有著自己的特點，特別自1991年改革后，加大了調(diào)整的力度，通貨膨脹一直處于較低水平#65377;通過研究改革后的印度財政貨幣政策的有效性，作為供我國財政貨幣政策調(diào)整借鑒的他山之石#65377;根據(jù)協(xié)整理論#65380;誤差修正模型(ECM)與格蘭杰因果檢驗，驗證了印度財政政策在應(yīng)對總體通貨膨脹的有效性大于貨幣政策，而貨幣政策短期對通貨膨脹的影響不明顯#65377;

關(guān)鍵詞，通貨膨脹;財政政策;貨幣政策

中圖分類號，F(xiàn)810.2文獻標(biāo)志碼，A 文章編號，1673-291X(2007)01-0157-03

一#65380;財政政策與貨幣政策的有效性

財政政策#65380;貨幣政策治理通貨膨脹的效應(yīng)如何，是宏觀經(jīng)濟學(xué)的熱點問題之一#65377;弗里德曼認(rèn)為，通貨膨脹只是一個貨幣現(xiàn)象，有研究證實價格變動與貨幣供應(yīng)密切相關(guān)，片面地認(rèn)為只有貨幣政策有效#65377;羅伯特#8226;狄夫納，湯馬斯#8226;斯達克與赫伯特#8226;泰勒(1996)實證研究和估計了貨幣政策如何影響通貨膨脹和收入增長的長期關(guān)系#65377;但是貨幣主義通貨膨脹決定理論存在局限性(龔六堂，2002)，財政支出與通貨膨脹存在聯(lián)系，財政政策治理通貨膨脹也是有效的#65377;

經(jīng)濟學(xué)家們一般都認(rèn)為，赤字財政政策是通貨膨脹特別是高通貨膨脹和惡性通貨膨脹形成的原因#65377;通過創(chuàng)造過度總需求，不斷發(fā)生的財政赤字導(dǎo)致了通貨膨脹，如Thomas Sargent#65377;新古典經(jīng)濟學(xué)的理論認(rèn)為，央行不將赤字貨幣化的條件下，赤字仍然可能引發(fā)通貨膨脹#65377;米勒(1983)的實證研究發(fā)現(xiàn)，財政政策實行與通貨膨脹之間存在弱聯(lián)系#65377;

但在實際運用中，更多的結(jié)論是關(guān)于貨幣政策與財政政策同時對通貨膨脹的有效性，達雷特(1985)發(fā)現(xiàn)貨幣供給和赤字都顯著影響通貨膨脹，但財政政策中赤字與通貨膨脹的關(guān)系比貨幣供給更可靠;哈姆雷特(1981)等發(fā)現(xiàn)一些證據(jù)證實赤字與通貨膨脹和貨幣供給存在聯(lián)系#65377;Sadananda Prusty協(xié)整分析的結(jié)果表明，1960—1961年與1990—1991年期間印度各州政府的財政貨幣政策有效影響價格水平#65377;多年來由于缺乏資金和發(fā)展中國家發(fā)展經(jīng)濟的需要，印度中央政府一直實行赤字財政的政策#65377;由此導(dǎo)致居民需求加大，而供給的增長比例小于需求的增長幅度，從而導(dǎo)致通貨膨脹#65377;

印度在1991年改革之后，開始控制財政赤字，同時實行較為寬松的貨幣政策，使得通貨膨脹有了明顯好轉(zhuǎn)，1993—2000年均通貨膨脹率是7.1%，2000—2004年均通貨膨脹率為4.32%，成為一個亮點#65377;通過研究印度通貨膨脹與財政政策和貨幣政策因素之間的協(xié)整關(guān)系，建立誤差修正模型(ECM)，檢驗1994年到2004年印度財政貨幣政策應(yīng)對通貨膨脹的有效性，同時進一步進行格蘭杰因果檢驗，以具體分析通貨膨脹與財政政策#65380;貨幣政策的具體因子之間是否存在因果關(guān)系，為具有相同國情的中國實施恰當(dāng)?shù)呢斦泿耪哂行е卫硗ㄘ浥蛎泦栴}提供借鑒支持#65377;

二#65380;模型分析

英國經(jīng)濟學(xué)家克萊夫#8226;格蘭杰20世紀(jì)80年代提出的協(xié)整(co-integration)理論發(fā)現(xiàn)，把兩個或兩個以上非平穩(wěn)的時間序列進行特殊組合后可能呈現(xiàn)出平穩(wěn)性#65377;大多數(shù)經(jīng)濟總量的時間序列是非平穩(wěn)的，協(xié)整理論是處理非平穩(wěn)時間序列間協(xié)整關(guān)系的有效方法#65377;

格蘭杰在協(xié)整概念的基礎(chǔ)上，進一步提出了格蘭杰協(xié)整定理，解決協(xié)整與誤差修正模型之間的關(guān)系問題#65377;這個定理證明了協(xié)整概念與誤差修正模型之間存在的必然聯(lián)系，協(xié)整關(guān)系的一種必然的等價表達形式就是誤差修正模型(ECM)#65377;如果非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么必然可以建立誤差修正模型;而如果非平穩(wěn)變量可以建立誤差修正模型，那么該變量之間必然存在著協(xié)整關(guān)系#65377;格蘭杰因果檢驗則是直接對兩個變量的因果關(guān)系做出判斷的重要方法#65377;

財政政策包括財政收入政策和財政支出政策，選取財政赤字(FD)分析財政政策效應(yīng)#65377;貨幣政策通過貨幣供應(yīng)量的三個層次流通中現(xiàn)金M0#65380;狹義貨幣M1#65380;廣義貨幣M2#65380;更廣義貨幣M3為貨幣政策的代表衡量貨幣政策效應(yīng)#65377;通貨膨脹水平使用批發(fā)物價指數(shù)(WPI)來衡量#65377;

三#65380;數(shù)據(jù)與實證結(jié)果

1.樣本數(shù)據(jù)的選取

選取印度物價消費指數(shù)(WPI)#65380;流通中現(xiàn)金(M0)#65380;狹義貨幣(M1)#65380;廣義貨幣(M2)#65380;更廣義貨幣(M3)#65380;財政赤字(FD)時間序列，取自然對數(shù)變換數(shù)列為LNCPI#65380;LNGE#65380;LNM0#65380;LNM1#65380;LNM2#65380;LNM2#65377;采用月度時間序列，樣本期間從1994年4月至2004年3月，共132個樣本#65377;數(shù)據(jù)來源于印度儲備銀行:Handbook of Statistics on Indian Economy#65377;

2.ADF單位根檢驗

進行協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗要求時間序列具有相同的單整階數(shù)，首先對這些序列進行單位根檢驗#65377;根據(jù)檢驗結(jié)果可知，LNCPI#65380;LNM0#65380;LNM1#65380;LNM2#65380;LNM3選擇含有常數(shù)項和時間趨勢項的模型中，均為I(1)，而LNFD在不含有常數(shù)項和都含有常數(shù)項和時間趨勢項的模型中為I(1)#65377;總體而言，6個變量均含有單根，必須差分之后才能平穩(wěn)#65377;因此，所列的6個變量在水平值上都是非平穩(wěn)的#65377;如果繼續(xù)對這6個序列的1階差分進行單位根檢驗，可以發(fā)現(xiàn)這6個變量都是差分平穩(wěn)的#65377;

3.協(xié)整檢驗#65380;協(xié)整分析與向量誤差修正模型VECM

通過單位根檢驗得知指數(shù)序列都是I(1)過程，可以對指數(shù)序列進行Johansen協(xié)整檢驗#65377;選擇4階滯后就能很好地滿足檢驗要求，同時建立了ECM模型#65377;

軌跡檢定(trace test)中，在R=0時，軌跡統(tǒng)計量123.9478#65380;大于5%顯著水平，拒絕5%水平下虛無假設(shè)#65377;而后在R≤1的情況下，軌跡統(tǒng)計量小于5%顯著水平，所以在軌跡檢定下變量之間存在1個共整合向量#65377;

接下來得到標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)的協(xié)整關(guān)系估計:

LNICPI=0.32LNFD-2.31LNM0+0.54LNM1+2.73LNM2-0.9LNM3+vecm(1)

方程(1)表明，協(xié)整關(guān)系檢驗說明在5個變量間存在著長期均衡關(guān)系，這意味著它們之間存在長期的相互作用和共同趨勢#65377;M1#65380;M2序列和居民消費物價指數(shù)序列有相同的變動趨勢#65377;LNCPI與M2成正方向變動，協(xié)整系數(shù)較大;而LNCPI和M1協(xié)整系數(shù)比較小，但M0和M3成反方向變動的協(xié)整系數(shù)較大#65377;

為了進一步分析各變量間的相互作用，使用誤差修正模型檢驗變量之間長期均衡關(guān)系對各自短期波動的影響#65377;將方程(1)代入誤差修正模型，得到方程(2)為， *表示在5%的水平下顯著，()表示標(biāo)準(zhǔn)誤，[]表示t-統(tǒng)計量，下同，

分析上述ECM方程我們發(fā)現(xiàn)，首先，居民消費價格指數(shù)調(diào)整與變量之間的長期均衡統(tǒng)計上的關(guān)系顯著((2)方程中協(xié)整誤差et的系數(shù)顯著)，表明受長期均衡關(guān)系的影響較強;其次，在短期調(diào)整當(dāng)中，居民消費價格指數(shù)變量對財政赤字的作用顯著，這是財政政策短期有效的體現(xiàn)，居民消費價格指數(shù)對于各個層次貨幣供應(yīng)量的變化影響微弱，這說明貨幣政策短期對于抑制通貨膨脹作用微弱#65377;

4.因果關(guān)系檢驗

我們檢驗變量之間的格蘭杰影響關(guān)系(Granger，1969)#65377;選擇影響關(guān)系最為顯著的滯后階數(shù)得到附表的估計結(jié)果#65377;

5%的水平下，*表示拒絕原假設(shè)，結(jié)果顯示財政赤字FD對CPI產(chǎn)生顯著作用，對CPI存在顯著格蘭杰影響;其次，各個層次的貨幣供應(yīng)量對CPI沒有顯著的格蘭杰影響，也驗證了協(xié)整分析中協(xié)整關(guān)系不顯著，說明貨幣供應(yīng)量不是物價的主要決定因素，這說明貨幣政策作用對于抑制通貨膨脹作用微弱#65377;

四#65380;結(jié)論分析

以上對印度通貨膨脹下的貨幣政策和財政政策進行了分析，由實證結(jié)果可以得出如下結(jié)論，

第一，印度財政赤字與物價水平長期呈正相關(guān)的關(guān)系，短期對物價水平的影響顯著，印度控制赤字財政政策對治理通貨膨脹有效，表明印度財政政策的效應(yīng)較強#65377;印度的政策執(zhí)行者認(rèn)為，通貨膨脹率控制在5%左右，財政赤字對經(jīng)濟發(fā)展就會有利#65377;印度政府從增收和節(jié)支兩個方面采取了一系列的措施控制財政赤字控制通貨膨脹#65377;第一，簡化稅制#65380;調(diào)整稅率#65380;擴大稅基，增加財政收人;第二，改變財政赤字彌補方式，控制印度儲備銀行的信貸發(fā)行;第三，加強國債管理，減少補貼支出，征稅籌集的資金用于政府經(jīng)常性支出，債務(wù)資金則主要用于生產(chǎn)性投資，促進生產(chǎn)發(fā)展和國民收入的增加;第四，減少政府開支，合理調(diào)整支出結(jié)構(gòu)，重點發(fā)展公共財政;第五，抑制貨幣供給總量的增長#65377;印度儲備銀行通過采取反通貨膨脹措施，降低實際貨幣供給增長速度，上調(diào)現(xiàn)金儲備率(GRR)實施公開市場業(yè)務(wù)銷售政府證券#65377;

第二，各個層次的貨幣供應(yīng)量對物價水平短期影響程度較小，作用不顯著#65377;但長期存在均衡關(guān)系#65377;長期M1#65380;M2#65380;M3和物價水平通向變動，符合經(jīng)濟學(xué)假設(shè)#65377;

第三，綜合以上，可以看出印度財政政策短期與長期控制物價水平的效應(yīng)大于貨幣政策，貨幣政策短期調(diào)節(jié)物價水平的作用不明顯#65377;由于印度的通貨膨脹的原因在于長期的赤字財政，治理通貨膨脹總量調(diào)節(jié)運用的是財政政策，貨幣政策只成為輔助性工具，通過貨幣供應(yīng)量總量調(diào)整的作用并不明顯，貨幣供應(yīng)量中介的宏觀調(diào)控能力較弱#65377;印度主要運用選擇性信貸控制，傳統(tǒng)的貨幣政策三大調(diào)控工具的作用不明顯#65377;

五#65380;對我國的啟示

由于我國1998年至2004年實行積極的財政政策和穩(wěn)健型的貨幣政策，對經(jīng)濟增長起了巨大作用，盡管目前通貨膨脹率較低，但考慮積極財政政策帶來的大量赤字，財政政策應(yīng)當(dāng)轉(zhuǎn)型，淡出宏觀調(diào)控，主要用于供給結(jié)構(gòu)性調(diào)整，總量調(diào)整以貨幣政策為主#65377;

第一，謹(jǐn)慎運用赤字財政，轉(zhuǎn)向中性偏緊的財政政策#65377;赤字財政政策的不合理容易導(dǎo)致財政風(fēng)險，加大通貨膨脹的壓力#65377;財政政策必須考慮削減赤字規(guī)模，轉(zhuǎn)向?qū)?jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，淡出總量調(diào)整，轉(zhuǎn)向公共性財政#65377;財政政策對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整作用就大于貨幣政策#65377;貨幣總量調(diào)控只能調(diào)節(jié)需求總量而不能調(diào)節(jié)供給總量，更不能調(diào)節(jié)需求結(jié)構(gòu)和供給結(jié)構(gòu)#65377;降低國債發(fā)行規(guī)模，逐步降低赤字率，縮減隱性債務(wù)，調(diào)整支出結(jié)構(gòu)，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，防止局部性通貨膨脹#65377;

第二，建立綜合觀測指標(biāo)的貨幣政策，拓寬貨幣政策傳導(dǎo)渠道#65377;實證部分的分析表明，我國現(xiàn)階段以貨幣供應(yīng)量(M1為貨幣政策中介目標(biāo)，M2#65380;M0為觀測目標(biāo))作為貨幣政策中介目標(biāo)具有不穩(wěn)定性，無法及時敏感應(yīng)對通貨膨脹，存在著缺陷，因此考慮新的中介控制目標(biāo)#65377;貨幣政策應(yīng)直接盯住通貨膨脹率#65380;GDP增長率，同時將貨幣供應(yīng)量#65380;利率#65380;經(jīng)濟景氣指數(shù)等經(jīng)濟變量作為觀測指標(biāo)，加強貨幣政策中介目標(biāo)的有效性#65377;

第三，貨幣政策實行中性偏緊的穩(wěn)健政策#65377;貨幣政策主要側(cè)重于總量調(diào)控，保持貨幣信貸合理增長#65377;一般來說，貨幣政策有兩大基本手段，數(shù)量型手段，包括通過調(diào)整存款準(zhǔn)備金率#65380;實行公開市場操作等，來控制貨幣供應(yīng)量;價格型手段，主要通過利率#65380;匯率調(diào)整來影響經(jīng)濟行為，進而實現(xiàn)貨幣調(diào)控目標(biāo)#65377;在實施貨幣政策總量調(diào)控的情況下，要充分發(fā)揮選擇性信貸對結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用#65377;選擇性信貸政策調(diào)整信貸結(jié)構(gòu)，嚴(yán)格控制中長期貸款，努力增加短期貸款，滿足廣大中小企業(yè)對流動資金貸款的需要#65377;

（注:本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文）