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摘要：財政赤字與通貨膨脹的關系一直是理論界與決策部門密切關注的問題。在構建財政赤字與通貨膨脹聯系機制的理論框架基礎上,結合兩者在我國宏觀經濟運行中的客觀運行軌跡,對我國財政赤字和通貨膨脹進行了分析。實證結果表明,雖然我國財政赤字在不同的融資方式下均具有一定的貨幣擴張效應,但由于財政赤字的規模仍然在適度的范圍內,財政赤字所引起的貨幣供給量增加幅度還不足以導致通貨膨脹發生,我國財政赤字并不是通貨膨脹產生的主要原因。

關鍵詞：通貨膨脹；財政赤字；格蘭杰因果檢驗

1理論回顧

有多種理論來解釋通貨膨脹和赤字之間關系的傳導機制，主要包括以下幾種：

一是Barro(1976)在討論李嘉圖理論體系中持續赤字是否導致通貨膨脹的問題時認為，一旦政府債務存量的增長率超過了產出增長率，持續赤字就會通過貨幣化的形式引起通貨膨脹。

二是Sargent和Wallce(1981)就時間、利率對財政赤字的影響進行了詳實的論證，指出對于給定現值的財政赤字，如果現在較少地采用鑄幣稅（也即貨幣發行）彌補，即一部分財政赤字由國債發行彌補，則將來勢必要用比原本更多的鑄幣去彌補。

三是Dornbusch(1998)等提出的分析框架，認為通貨膨脹對債務存量的實際價值和實際利息率具有顯著影響。

四是Wray(1997)等提出的成本效應理論，認為赤字影響總供給。

五是閻坤（2000）認為由于中國中央銀行可以在公開業務中收購國債，加之過大的外匯儲備，從而形成巨大的貨幣擴張壓力。

這些理論研究表明了通貨膨脹和財政赤字之間的理論關系，并為實證檢驗提供了理論根據。當然不同的學者在不同的國家背景進行的不同時期的觀察與研究，在運用不同的研究方法后，得出的結果必然有差異。但是至少能說明的一點便是通貨膨脹與財政赤字之間的相關性值得研究與探討。

2財政赤字與通貨膨脹的實證分析

2.1研究方法

2.1.1單位根檢驗法

單位根檢驗是檢驗時間序列平穩性的一種正式方法，在序列存在單位根的零假設下，對參數估計值進行顯著性檢驗的t統計量不服從常規的t分布，Dickey和Fuller于1979年給出了檢驗用的模擬的臨界值，所以稱該檢驗為Dickey-Fuller檢驗，簡稱DF檢驗。后MacKinnon又改進了單位根臨界值。但在DF檢驗中，常常因為序列存在高階滯后相關而破壞是誤差值的假設。AugmentedDickey-Fuller(ADF)檢驗對此做了改進。

（1）無漂浮項且無趨勢項：

對數據進行單位根檢驗，得到一組穩定的時間序列資料。假設數據是一組非穩定的時間序列資料，如果序列的ADF檢驗t統計量大于使用者要求的顯著性水平下的臨界值，則不能拒絕原假設，表明序列存在單位根，是一非平穩序列。反之，如果檢驗t統計量小于使用者要求的顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設，序列是穩定的。最終的數據資料需要具有穩定性，以符合Granger因果關系檢驗的要求。

2.1.2Granger因果關系檢驗法

Granger因果關系檢驗是考察序列x是否是序列y產生的原因的一種方法。先估計當前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱為序列x是y的GrangerCause,此時x的滯后期系數具有統計顯著性。通常還要考慮序列y是否是x的GrangerCause。其檢驗模型為：

檢驗零假設為：X是Y的非Granger因，即H0∶β1=β2=^=βα=0。由于Granger因果關系檢驗對滯后的階數非常敏感，通常可以依次多滯后幾階，看結果是否具有同一性。Granger因果檢驗同時要求數據資料具有穩定性，非穩定的數據資料進行Granger因果檢驗會出現“偽相關”問題。所以本文要對數據二階差分，以確保數據資料具有穩定性。

2.2數據搜集與整理

本文以各年的國家統計年鑒為依據，收集了1990年到2006年17年間的數據，我們選取以各年的零售物價指數減去100代表通貨膨脹率變量(GRTI),以各年的財政赤字占GDP的比重代表財政赤字變量(DDEF)。全部數據均來源于有關各年的《中國財政年鑒》和《中國金融年鑒》(見表1)。

本文對這兩部分數據取自然對數后進行單位根檢驗,說明數據是非穩定的。在對其二階差分的數據再次檢驗,則拒絕假設,顯示二階差分數據是穩定的,符合GrangerCausality檢驗的要求。表1為ADF檢驗結果。表1的檢驗結果顯示,經過二階差分的數據是穩定的數據資料,符合Granger因果關系檢驗對數據的要求。

2.31990-2006年財政赤字與通貨膨脹的格蘭杰因果關系檢驗

（1）模型設定及樣本數據選擇。財政赤字引起貨幣供給量的增加只是導致通貨膨脹的一個必要條件,只有當財政赤字引起的貨幣供給增加量超過經濟增長要求的貨幣需求量時,超過的部分才會引起貨幣的非經濟發行,即成為沒有物質保證的空頭票子。財政用這部分借款安排支出,無疑會造成社會需求總量的膨脹導致通貨膨脹,物價上漲。為此,本文擬通過格蘭杰(Granger)因果關系檢驗,對1990-2006年財政赤字與通貨膨脹之間是否存在因果關系進行實證分析。相應構建的向量自回歸(VAR)模型有:



由表3可見,對于財政赤字不是通貨膨脹的格蘭杰成因的原假設,拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.61205,不能拒絕原假設,表明財政赤字不是通貨膨脹的格蘭杰成因。第二個檢驗的相伴概率為0.39958,說明通貨膨脹也不是財政赤字的格蘭杰成因。可見,財政赤字與通貨膨脹不存在緊密的因果關系。通過對表1的觀察,我們也可進一步證實上述結論,例如,1996年和1997年財政赤字率為這一時期最低,但1996年通貨膨脹率卻達到6.1%;而2002年財政赤字率為這一期間最高,為2.64%,但1991年的通貨膨脹率卻僅為-1.3%。筆者認為,雖然這期間財政赤字在一定程度上導致了貨幣供給量的增加,但并沒有導致通貨膨脹的原因主要在于:財政赤字引起的貨幣供給量增加幅度還遠沒有超過由經濟增長所要求的貨幣需求的增加幅度。根據我國在此期間的實際經濟情況,我們可以進行一個簡單的測算:(1)1990-2006年我國的經濟增長率平均在10%左右,而貨幣流通速度(GDP/M)由1990年的1.224下降到2006年的0.6129,即平均每年下降4%左右,因此,在此期間,我國由于經濟增長以及經濟貨幣化所要求的貨幣需求量的平均增加幅度為ΔY/Y-ΔV/V=10%+4%=14%。(2)1990-2006年我國的貨幣乘數平均為2左右,而財政赤字占貨幣供給量的比重平均在1%左右,因此由財政赤字所引起的貨幣供給量的增加幅度為M(Dgc-Dgc-1)/M=2*1%=2%。(3)綜上所述,財政赤字所引起的貨幣供給量的增加幅度2%遠遠小于經濟所要求的貨幣需求量的增加幅度14%,因此,在此期間財政赤字并不會導致通貨膨脹的發生。

3結論與政策建議



本文在構建財政赤字與通貨膨脹聯系機制的理論框架基礎上,對我國財政赤字的通貨膨脹風險進行了實證分析。根據實證研究結果,至少可以得出如下結論:第一,利用VAR模型,我們進一步對財政赤字與通貨膨脹的格蘭杰因果關系進行了檢驗,發現這個時期財政赤字雖然對貨幣供給量都有一定的擴張性作用,但由于無論從財政赤字率或是財政赤字占貨幣供給量的比重來看,我國財政赤字的規模仍然被控制在適度的范圍內,財政赤字所引起的貨幣供給量增加的幅度還遠遠小于經濟增長所要求的貨幣需求量增加的幅度,因此,這個時期中財政赤字沒有導致通貨膨脹的發生。

雖然從現階段看,我國財政赤字與通貨膨脹之間似乎并不存在緊密的聯系機制。但隨著今后我國利率市場化改革的深入以及國債市場的逐步成熟,財政赤字規模的增長有可能與利率上升建立必然聯系。如果此時政府仍然任由赤字與國債規模的進一步擴大,那么由此引起的利率的持續上升必將迫使央行通過公開市場業務買進國債以維持利率水平,而這種做法的最終結果將使貨幣供給量不斷增加,最終導致通貨膨脹的發生。此外,當財政赤字與國債規模累積到一定的程度后,政府信用的可持續條件將會被打破,一旦政府通過國債實現不了預期的結果,那么就只有靠鑄幣稅來彌補所有的財政赤字,那么同樣最終會導致惡性通貨膨脹的發生。因此,今后我國政府至少應從以下兩方面做好對財政赤字通貨膨脹風險的防范工作:第一,加強中央銀行的獨立性,明確中央銀行的貨幣政策目標。對中央銀行獨立性給予法律的保證將有利于割斷財政赤字與貨幣供給量的內在聯系,從而限制政府直接通過向央行透支來彌補赤字的可能性。同時,中央銀行將“幣值穩定”作為首要的貨幣政策目標將可以有效控制財政赤字所引起的貨幣間接發行。第二,加強財政收支管理,以有效控制財政赤字規模作為今后我國財政政策的一個基本目標。即使有財政赤字化的情況出現,如果財政赤字能夠控制在較小的規模內,其對通貨膨脹的影響也非常小。因此,我國政府應以目前實行的穩健的財政政策為契機,通過建立健全現代稅收征管體制、優化政府支出結構以及加快預算管理制度改革等手段,為逐步縮減財政赤字創造條件。

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參考文獻

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