我國財(cái)政貨幣政策作用關(guān)系實(shí)證研究——基于VAR模型的檢驗(yàn)分析

1、我國財(cái)政貨幣政策作用關(guān)系實(shí)證研究基于var模型的檢驗(yàn)分析作者：中央財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 趙麗芬 李玉山摘要：文章通過構(gòu)建一個(gè)真實(shí)gdp增長率、財(cái)政赤字占gdp比重、貨幣供給m2增長率、零售物價(jià)指數(shù)變化率等4個(gè)變量的var模型，對我國財(cái)政政策與貨幣政策相互作用的關(guān)系及其動(dòng)態(tài)性進(jìn)行了實(shí)證分析，通過模型設(shè)定、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和預(yù)測方差分解，發(fā)現(xiàn)在我國不存在簡單的財(cái)政貨幣政策的互補(bǔ)或替代關(guān)系，而是存在一種非對稱性的關(guān)系，即擴(kuò)張的貨幣政策伴隨著收縮或穩(wěn)健的財(cái)政政策，而擴(kuò)張的財(cái)政政策導(dǎo)致被動(dòng)擴(kuò)張的貨幣政策，表現(xiàn)形式取決于具體宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)沖擊形式。同時(shí)，文章也得到其他一些結(jié)論，并認(rèn)為，

2、要增強(qiáng)政策的效率，必須強(qiáng)化央行的獨(dú)立性，在現(xiàn)階段需要嚴(yán)格控制赤字財(cái)政政策，以減少其對經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。關(guān)鍵詞：財(cái)政政策；貨幣政策；替代關(guān)系；互補(bǔ)關(guān)系；var模型一、文獻(xiàn)綜述關(guān)于財(cái)政政策與貨幣政策的相互作用關(guān)系，melitz(1997、2000)利用oecd國家的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政政策與貨幣政策傾向于發(fā)生相反的作用。也就是說，它們是策略替代的。muscatelli，irelli和trecroci(2002)通過var模型檢驗(yàn)在獨(dú)立的oecd國家中是否存在策略替代性，發(fā)現(xiàn)這種替代性并不存在。他們的結(jié)論是，存在財(cái)政政策與貨幣政策相互作用的一種不對稱性，并在不同國家有不同表現(xiàn)，比較而言，財(cái)政政

3、策傾向是貨幣政策的策略替代，但從中期看則相反。關(guān)于政策變量，研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策對通貨膨脹與產(chǎn)出缺口的沖擊反應(yīng)具有預(yù)期的征兆，利率對通脹和產(chǎn)出缺口沖擊作正向反應(yīng)；財(cái)政政策對產(chǎn)出缺口的反應(yīng)則是：赤字滯后下降，財(cái)政沖擊對產(chǎn)出沖擊有標(biāo)準(zhǔn)的擴(kuò)張效應(yīng)。有關(guān)財(cái)政政策貨幣政策的相互依存關(guān)系，傳統(tǒng)分析主要集中在研究最優(yōu)政策組合上。近年來，隨著財(cái)政部門與貨幣當(dāng)局的權(quán)力的分離，理論研究轉(zhuǎn)向分析隨著兩個(gè)政策制定者目標(biāo)分離后的財(cái)政貨幣政策的相互影響關(guān)系上。一個(gè)重要的議題是財(cái)政斟酌裁量權(quán)是否是對貨幣政策承諾責(zé)任的一種威脅。所謂的價(jià)格水平?jīng)Q定的財(cái)政理論就是基于這樣的假設(shè)：除非跨期政府償付能力得到保證，否則價(jià)格穩(wěn)定性是不可能的

4、。這反過來暗指，上升的通脹壓力要求利率的上升以及消除隨之而來的高財(cái)政債務(wù)償付。dixit和lambertini(2000、2001)探討了財(cái)政斟酌裁量與貨幣承諾責(zé)任的關(guān)系。在他們的模型中，中央銀行對通脹只有部分控制能力，財(cái)政政策的態(tài)度也直接影響通貨膨脹。這些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，財(cái)政斟酌裁量權(quán)摧毀了貨幣承諾責(zé)任。dixit和lambertini也顯示當(dāng)財(cái)政政策傾向提高產(chǎn)出和通脹時(shí)，替代性傾向會(huì)出現(xiàn)；而當(dāng)財(cái)政擴(kuò)張對產(chǎn)出與通脹具有非凱恩斯效應(yīng)時(shí)互補(bǔ)性將出現(xiàn)。hughes，hallett和viegi(2000)的研究認(rèn)為政策沖突對中央銀行的偏好選擇來說可能是內(nèi)生的，對價(jià)格穩(wěn)定的強(qiáng)烈偏好可能誘導(dǎo)財(cái)政政策制定者的選

5、擇，而財(cái)政制定者更加關(guān)心產(chǎn)出。buti，roeger和intveld(2001)則認(rèn)為，財(cái)政政策與貨幣政策的相互依存性的特定形式，是策略替代還是策略互補(bǔ)，不應(yīng)該被解釋為沖突或合作，而可能是依賴于沖擊的形式。在他們的模型中，中央銀行的目標(biāo)是控制通貨膨脹和名義利率，而財(cái)政部門則追求產(chǎn)出與控制預(yù)算赤字。供給的沖擊肯定會(huì)導(dǎo)致沖突的財(cái)政貨幣政策，而需求沖擊則相反。vonhagen，hughes-hallett和strauch(2001)的研究發(fā)現(xiàn)，兩種政策制定的相互依存性是不對稱的：放松的財(cái)政政策與貨幣緊縮相匹配，而貨幣政策廣泛地適應(yīng)于財(cái)政擴(kuò)張。國內(nèi)方面，對財(cái)政政策貨幣政策的研究主要集中在政策的有效性上

6、，鮮有對二者關(guān)系的理論和實(shí)證分析。對財(cái)政貨幣政策的有效性主要是采用islm-bp模型進(jìn)行分析，如晁毓欣在對is-lm-bp模型公式化的基礎(chǔ)上，推導(dǎo)出開放經(jīng)濟(jì)條件下的財(cái)政政策和貨幣政策乘數(shù)，對近年來我國財(cái)政政策和貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為我國財(cái)政政策乘數(shù)大于貨幣政策乘數(shù)。賀俊、畢功兵、曹蘇考察了開放經(jīng)濟(jì)條件下的islm-bp模型，認(rèn)為財(cái)政政策在目前起主要作用，而貨幣政策起配合作用。張羽、李黎運(yùn)用協(xié)整分析方法并通過鄒氏檢驗(yàn)，認(rèn)為中國在1980年以前平均來說，財(cái)政政策比貨幣政策有效，而其后平均來說貨幣政策比財(cái)政政策有效。劉和東、耿修林通過建立線性回歸模型，認(rèn)為20世紀(jì)90年代末以來

7、財(cái)政政策較貨幣政策的效應(yīng)更大。張學(xué)友、胡鍇在一個(gè)修正的蒙代爾弗萊明模型中，對我國積極財(cái)政政策和貨幣政策的效力進(jìn)行比較，得出在我國現(xiàn)行匯率制度安排下，積極財(cái)政政策的效果要優(yōu)于貨幣政策。劉金全、方雯利用誤差修正模型和時(shí)變參數(shù)模型，發(fā)現(xiàn)我國的財(cái)政政策僅在1996年前體現(xiàn)出顯著的“緊縮效應(yīng)”，而在 1996年后“緊縮效應(yīng)”逐漸減弱和消失，說明在我國宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控中，積極財(cái)政政策和穩(wěn)健貨幣政策的組合方式和期限結(jié)構(gòu)發(fā)揮了比較穩(wěn)定的政策效果。胡琨、陳偉珂利用var方法，對財(cái)政政策的有效性進(jìn)行了分析，認(rèn)為財(cái)政政策加強(qiáng)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的穩(wěn)定性，提高了應(yīng)對外部沖擊的靈敏度。鄭超愚、張燕建立了財(cái)政赤字構(gòu)成的三缺口理論模型，

8、并對19922003年間的中國財(cái)政赤字進(jìn)行了分解，運(yùn)用實(shí)際分解結(jié)果，建立起中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的政策響應(yīng)函數(shù)，描述和闡釋了中國財(cái)政支出政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)。高鐵梅、李曉芳、趙昕東利用狀態(tài)空間方法建立了20世紀(jì)90年代以來含有稅收影響的消費(fèi)的季度可變參數(shù)模型和islm季度可變參數(shù)模型，分別估計(jì)并計(jì)算得到簡單的政府支出乘數(shù)和包含擠出效應(yīng)的財(cái)政政策乘數(shù)，認(rèn)為我國20世紀(jì)90年代以來的政府支出具有一定的擠出效應(yīng)，擠出部分占收入應(yīng)增加部分的311%1716%，近三年來擴(kuò)大國債發(fā)行規(guī)模沒有使擠出效應(yīng)增加。對貨幣政策的有效性檢驗(yàn)較多，基本是關(guān)于貨幣中性與非中性的討論。如王曉芳、黎紫丹運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、分布

9、滯后模型和遞歸檢驗(yàn)方法，發(fā)現(xiàn)中國貨幣具有正價(jià)值，貨幣供給具有內(nèi)生性，并從1992年后，正價(jià)值作用減弱，內(nèi)生性不斷增強(qiáng)。周錦林通過建立貨幣供給和實(shí)際gdp的雙變量var模型和包含利率在內(nèi)的多變量var模型，研究認(rèn)為：1994年至今，貨幣呈現(xiàn)出“中性”的特征，我國貨幣政策以“貨幣供給”為中介目標(biāo)，收不到預(yù)期的效果。謝赤、鄧藝穎比較研究了svar模型在貨幣政策沖擊反應(yīng)分析、選用最佳貨幣政策指標(biāo)分析中的應(yīng)用，并就我國貨幣政策的有效性進(jìn)行了實(shí)證分析。劉霖、靳云匯采用協(xié)整和向量自回歸的方法對貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系問題進(jìn)行了實(shí)證研究。從上述對財(cái)政貨幣政策的理論和實(shí)證研究可以看到，目前國內(nèi)的研究主

10、要集中在財(cái)政政策貨幣政策的有效性和效應(yīng)的比較上。研究的結(jié)論也大相徑庭，如有的研究認(rèn)為財(cái)政政策的效應(yīng)高于貨幣政策，有的則認(rèn)為貨幣政策的效應(yīng)高于財(cái)政政策；普遍認(rèn)為財(cái)政政策增強(qiáng)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的穩(wěn)定性；而對貨幣政策的有效性爭論較多，有的認(rèn)為貨幣政策發(fā)揮了正向作用，有的則認(rèn)為貨幣呈現(xiàn)中性特征，對貨幣政策的有效性問題爭議不斷。從研究方法上看，很多研究泛泛而談，缺乏嚴(yán)密的實(shí)證分析，除少數(shù)外，運(yùn)用現(xiàn)代計(jì)量技術(shù)進(jìn)行研究的還不多。本文擬運(yùn)用var計(jì)量技術(shù)，對我國財(cái)政政策貨幣政策的作用關(guān)系作一實(shí)證分析檢驗(yàn)，希望就政策組合的效應(yīng)和政策制定的效力提供一個(gè)結(jié)論和解釋，并就如何改進(jìn)財(cái)政貨幣政策效力提供參考建議。二、計(jì)量模型1.

11、計(jì)量方法。var模型可以由下式表示：其中，xt為時(shí)間序列構(gòu)成的向量；p為自回歸滯后階數(shù)；t為白噪聲序列向量，滿足var模型是研究貨幣政策的常用工具。這種方法可以以一種簡單有力的方法描述內(nèi)生變量間的動(dòng)態(tài)作用。事實(shí)上，var結(jié)構(gòu)也非常適合于分析貨幣政策變化時(shí)的財(cái)政傳導(dǎo)過程。var技術(shù)由于能夠?qū)暧^政策效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證并檢驗(yàn)政策當(dāng)局對商業(yè)周期的反饋?zhàn)饔枚@得特別有用，因此本文擬采用var計(jì)量技術(shù)來研究財(cái)政政策貨幣政策的相互作用關(guān)系。2.樣本與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)說明。本文利用真實(shí)gdp增長率、財(cái)政赤字占gdp比重、貨幣供給m2增長率、物價(jià)上漲率四變量構(gòu)成的向量自回歸模型 (var)來研究財(cái)政貨幣政策之間的影響關(guān)系。

12、樣本取自期間為19782004年的年度數(shù)據(jù)；ggdp表示真實(shí)gdp年度增長率，defby表示財(cái)政赤字占gdp的比重，gm2表示貨幣供給m2的增長率，grti表示零售物價(jià)指數(shù)增長率，所有數(shù)據(jù)均來自歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒和中國金融年鑒，其中1990年前的m2數(shù)據(jù)沒有統(tǒng)計(jì)，通過對各年度的“國家銀行信貸資金來源、運(yùn)用表”整理得來。本文用defby作為表征財(cái)政政策的統(tǒng)計(jì)量，正的數(shù)值越大表示財(cái)政政策越具有擴(kuò)張性；以gm2代表貨幣政策，數(shù)值越大代表貨幣政策的擴(kuò)張程度越大；以grti衡量物價(jià)上漲通貨膨脹程度，因?yàn)閏pi缺失1985年度以前的數(shù)據(jù)，故選用grti來表示通貨膨脹率上漲率；ggdp是以1978年為基期經(jīng)過

13、不變價(jià)處理后的gdp增長率。3.var模型設(shè)定和估計(jì)。(1)以(ggdp、defby、gm2、grti)變量構(gòu)成一個(gè)var模型。在得到基于水平的var模型方程前，我們需要確定var的滯后階數(shù)。對于滯后階數(shù)的選取，目前使用從一般到特殊的辦法，從較大的滯后階開始，通過t值檢驗(yàn)調(diào)整滯后階數(shù)；或通過aic信息準(zhǔn)則(akaike)和sb信息準(zhǔn)則(schwartz bayesian)確定，選擇的階數(shù)應(yīng)使得aic和sb值越小越好。我們綜合了兩種方法，經(jīng)過試驗(yàn)，選取滯后階數(shù)為3，其aic和sb值較小，并對var(3)模型中的殘差是否服從正態(tài)獨(dú)立同分布進(jìn)行了檢驗(yàn)，通過了診斷檢驗(yàn)。(2)從水平的var(3)模型可

14、以得到估計(jì)表達(dá)式為： 4個(gè)方程的決定系數(shù)分別為08361、0.9142、0.8381、0.8817，擬合程度較高。從第一個(gè)方程看，度量赤字水平的defby的滯后一階的defbyt-1的系數(shù)為正，但所有defby變量的系數(shù)和為-1.7567，可見赤字財(cái)政政策在短期內(nèi)可以刺激經(jīng)濟(jì)增長，但長期看會(huì)導(dǎo)致財(cái)政政策的擠出效應(yīng)而有害于經(jīng)濟(jì)增長；所有g(shù)m2變量的系數(shù)和為0.4196，可見擴(kuò)張貨幣政策有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；所有 grti變量的系數(shù)和為-0.3914，價(jià)格水平上漲有損于經(jīng)濟(jì)增長，這是菲利普斯曲線作用的結(jié)果。從第二個(gè)方程看，高經(jīng)濟(jì)增長有利于削減財(cái)政赤字，而增長水平降低將導(dǎo)致擴(kuò)張財(cái)政赤字，貨幣供給對赤字

15、的影響較小，物價(jià)水平的影響為負(fù)且作用較小。從第三個(gè)方程看，ggdp的系數(shù)和為-2.1373，低的經(jīng)濟(jì)增長速度將導(dǎo)致貨幣供給增長，這是由于中國使用貨幣政策增加貨幣供給刺激經(jīng)濟(jì)增長的反應(yīng)；defby的系數(shù)和為6.4872，可見赤字的增長將帶來貨幣供給的增長，這是中國赤字貨幣化的體現(xiàn)；grti對gm2的影響很小。從第四個(gè)方程看，貨幣供給對物價(jià)上漲產(chǎn)生正向作用，經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生較小的負(fù)向作用，可以看作菲利普斯曲線的作用，赤字財(cái)政產(chǎn)生負(fù)向作用。對殘差進(jìn)行檢驗(yàn)：殘差1t，的偏度值(skewness)和峰度值(kurtosis)分別為0.5487、2.9676，檢驗(yàn)正態(tài)分布的jarque-bera統(tǒng)計(jì)量值為1.

16、1050，概率值為0.5755，小于顯著性水平0.05、自由度為2的x2臨界值為5.99，故接受原假設(shè)，即1t服從正態(tài)分布，且服從正態(tài)分布的概率為0.5755；檢驗(yàn)1t獨(dú)立同分布的q統(tǒng)計(jì)量值和對應(yīng)概率分別為0.7662、0.858，q統(tǒng)計(jì)量值小于顯著性水平0.05、自由度為4的x2臨界值(9.488)，故接受獨(dú)立同分布假設(shè)。其他殘差檢驗(yàn)同理，檢驗(yàn)結(jié)果見表1所示。 由表1可見，除2t外，其他殘差序列均服從正態(tài)獨(dú)立同分布；2t服從正態(tài)分布，但不獨(dú)立，即存在一定的自相關(guān)性，其3階自相關(guān)為0.378。考慮四變量組成的系統(tǒng)，殘差只有一項(xiàng)存在一定的自相關(guān)，所以從總體上說，殘差通過診斷檢驗(yàn)。下面對var(3

17、)作基于水平的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(granger causality tests)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從檢驗(yàn)結(jié)論看，defby與ggdp、gm2與ggdp、grti與ggdp、gm2與defby、grti與defby間均不存在格蘭杰雙向因果關(guān)系，gm2是grti的格蘭杰原因，但相反grti不是gm2的格蘭杰原因。gm2是grti的格蘭杰原因，說明在中國存在從貨幣供給到通貨膨脹的因果聯(lián)系，這也是貨幣數(shù)量論的觀點(diǎn)，通貨膨脹是一個(gè)貨幣現(xiàn)象，要控制通脹就要控制貨幣發(fā)行。 gm2與defby變量間不存在格蘭杰意義上的因果關(guān)系，說明在中國財(cái)政政策與貨幣政策不是因果導(dǎo)向的，財(cái)政政策與

18、貨幣政策的目標(biāo)不一致，不存在彼此導(dǎo)向或單向?qū)蜿P(guān)系，兩種政策一定程度上是獨(dú)立的，但存在一定的相關(guān)關(guān)系，財(cái)政貨幣政策的作用關(guān)系是下一步要研究的重點(diǎn)。defby與ggdp、 gm2與ggdp、grti與ggdp間不存在格蘭杰因果關(guān)系，這是因?yàn)橹袊?jīng)濟(jì)增長的主要因素還是投資需要和出口需求，赤字水平、貨幣供給、物價(jià)水平的影響因素作用不明顯。(4)脈沖響應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)是描述一個(gè)內(nèi)生變量對誤差的反應(yīng)，也即在擾動(dòng)項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息(innovation)沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值的影響。圖1圖2是對var(3)模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸表示滯后階數(shù)，縱軸表示內(nèi)生變量對沖擊的響應(yīng)程度。由圖

19、1可見，度量貨幣供給的變量gm2的一個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，使得ggdp在滯后的2年內(nèi)上升，到頂峰后在滯后4年內(nèi)沖擊降至為0，而后又形成一個(gè)波動(dòng)，在總的滯后期內(nèi)都產(chǎn)生正向效應(yīng)，這與理論相符，貨幣供給可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，可以看出貨幣是非中性的和有效的；gm2的正向沖擊也對度量通脹水平的grti產(chǎn)生正向效應(yīng)，在滯后2年內(nèi)物價(jià)上漲達(dá)到高峰后下降，在滯后10年內(nèi)都產(chǎn)生正向作用，這也是貨幣數(shù)量論的觀點(diǎn)，貨幣供給的增長將帶來物價(jià)的上漲；我們關(guān)心的gm2的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向新息沖擊對度量財(cái)政政策的赤字比重defby變量的影響，圖1顯示，defby的響應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)向，即貨幣的擴(kuò)張帶來赤字水平的下降，在滯后45年內(nèi)達(dá)

20、到最大，然后緩慢回升，但始終保持負(fù)向效應(yīng)，這就是說，擴(kuò)張的貨幣政策伴隨著一個(gè)穩(wěn)健或緊縮的財(cái)政政策，而不是貨幣政策和財(cái)政政策的雙擴(kuò)張，擴(kuò)張貨幣政策帶來gdp增長，財(cái)政收入增加和支出減少，可以有效地降低赤字水平，從中國的財(cái)政貨幣政策實(shí)踐看，這種關(guān)系也較符合實(shí)際。從圖2看，defby的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向新息沖擊，對ggdp在滯后3年內(nèi)產(chǎn)生一個(gè)微小的正向效應(yīng)，然后在滯后310內(nèi)轉(zhuǎn)為負(fù)向效應(yīng)，這就是說，擴(kuò)張的財(cái)政政策可以在短期內(nèi)刺激經(jīng)濟(jì)增長，從長期看對經(jīng)濟(jì)增長有害，這是因?yàn)榇嬖谪?cái)政政策的擠出效應(yīng)；從這里我們得出結(jié)論，我國的擴(kuò)張財(cái)政政策不宜長期實(shí)行，擴(kuò)張的財(cái)政政策有必要在合適的時(shí)機(jī)轉(zhuǎn)為穩(wěn)健的財(cái)政政策；從反映

21、物價(jià)水平的grti對defby的響應(yīng)形式看，在滯后4年內(nèi)效應(yīng)為正，然后轉(zhuǎn)為負(fù)向效應(yīng)，也即擴(kuò)張的赤字財(cái)政將導(dǎo)致物價(jià)上漲，這可能是由于赤字的貨幣化，而從長期看赤字化對經(jīng)濟(jì)增長的損害將使得物價(jià)下降；再看擴(kuò)張財(cái)政赤字政策對貨幣供給的影響，在滯后3年內(nèi)效應(yīng)為正，其后滯后期內(nèi)為負(fù)，可以看出，赤字財(cái)政政策將誘導(dǎo)貨幣供給增加，即帶來一個(gè)擴(kuò)張的貨幣政策，但赤字財(cái)政從長期看有損于經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長的下降將要求貨幣供給的下降，一個(gè)擴(kuò)張的財(cái)政政策與一個(gè)擴(kuò)張的貨幣政策相伴，這也符合中國的國情。由上分析可見，我國的財(cái)政政策與貨幣政策并不存在簡單的替代或互補(bǔ)關(guān)系。表現(xiàn)為一個(gè)擴(kuò)張的赤字財(cái)政政策總是伴隨著一個(gè)擴(kuò)張的貨幣供給，

22、這是中國赤字貨幣化的表現(xiàn)；而一個(gè)擴(kuò)張的貨幣政策總有一個(gè)赤字收縮的財(cái)政政策，這是政策工具組合配合的結(jié)果。具體的組合形式和作用關(guān)系可能依賴于具體的宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊形式。這里的結(jié)論與vonhagen，hugheshallett和 strauch(2001)的研究相一致。除了與具體宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊形式有關(guān)，財(cái)政貨幣政策作用關(guān)系也跟政策制定當(dāng)局的獨(dú)立性和偏好有關(guān)，在中國，由于中央銀行制定政策的非獨(dú)立性，財(cái)政貨幣化現(xiàn)象比較突出；貨幣政策關(guān)注增長目標(biāo)將導(dǎo)致貨幣供給的增加，一方面會(huì)增加產(chǎn)出，另一方面會(huì)造成通貨膨脹，最終存在增長就業(yè)與通脹的權(quán)衡；財(cái)政政策在中國相對目標(biāo)專注，但也存在相對廣泛的財(cái)政金融化問題。在中國的表現(xiàn)

23、是：擴(kuò)張的貨幣政策伴隨著收縮或穩(wěn)健的財(cái)政政策，這是替代關(guān)系，貨幣擴(kuò)張帶來產(chǎn)出和通脹的增加，要求財(cái)政政策的穩(wěn)健性；擴(kuò)張的財(cái)政政策導(dǎo)致被動(dòng)擴(kuò)張的貨幣政策，這是赤字貨幣化的結(jié)果；可見，不存在簡單的單向的替代或互補(bǔ)關(guān)系，而是存在一種非對稱性的關(guān)系。這個(gè)結(jié)論與中國的政策實(shí)踐相一致。政策制定當(dāng)局的相機(jī)抉擇，取決于當(dāng)時(shí)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境中的沖擊形式，取決于政策當(dāng)局的組織協(xié)調(diào)關(guān)系，可見，財(cái)政貨幣政策的配合關(guān)系相當(dāng)復(fù)雜。 (5)預(yù)測方差分解。var方差分解能給出隨機(jī)信息的相對重要性。本var模型的方差分解如圖3所示：在ggdp的波動(dòng)中，有0%-4%的波動(dòng)可以由財(cái)政赤字來解釋，有0%-10%的波動(dòng)可以由貨幣供給來解釋，

24、有0%57%的波動(dòng)可以由物價(jià)水平來解釋，由ggdp自身的波動(dòng)的解釋部分占到了31%100%。由圖3可見，ggdp自身波動(dòng)的影響逐漸減弱，而grti波動(dòng)的影響逐漸增強(qiáng)，defbi和gm2的波動(dòng)影響增強(qiáng)但強(qiáng)度有限，也就是說，我們必須高度關(guān)注物價(jià)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，價(jià)格水平的影響是漸次增強(qiáng)的，這應(yīng)是菲利普斯曲線的作用，存在著通貨膨脹與就業(yè)增長的替代關(guān)系，通貨膨脹指標(biāo)應(yīng)該是我們關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長需要考慮的一個(gè)重要指標(biāo)。另一方面，標(biāo)度財(cái)政政策與貨幣政策的defby和gm2對經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)都有貢獻(xiàn)，說明貨幣中性和財(cái)政中性的觀點(diǎn)都難以成立，比較而言，貨幣對經(jīng)濟(jì)的影響較財(cái)政的作用更強(qiáng)些，這也是本文對貨幣政策與財(cái)政

25、政策的效應(yīng)比較的一個(gè)結(jié)論。從赤字水平的波動(dòng)看，ggdp的波動(dòng)影響占了12%52%，gm2波動(dòng)占了0%26%，grti波動(dòng)占了0%28%，自身影響占了28%一88%。由圖 3可見，其自身影響隨滯后期逐漸下降，而ggdp的波動(dòng)有一個(gè)快速上升然后下降的過程，gm2和grti的波動(dòng)影響在滯后3年內(nèi)很小，之后有一個(gè)上升的過程?？梢缘贸觯?cái)政赤字更多地受到經(jīng)濟(jì)增長的影響，增長的變化將在很大程度上影響赤字的變化，這不難理解，財(cái)政政策通常認(rèn)為是調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、促進(jìn)充分就業(yè)的重要手段，我國在1997年后實(shí)施積極財(cái)政政策就是為了保持經(jīng)濟(jì)增長所作出的舉措；赤字較少受到貨幣供給和物價(jià)水平的波動(dòng)影響，中國的財(cái)政政策較貨幣

26、政策更為獨(dú)立，目標(biāo)更加堅(jiān)定，因此對貨幣供給和物價(jià)水平的波動(dòng)作用比較有限。從反映貨幣供給的gm2的波動(dòng)看，其波動(dòng)由ggdp解釋的部分占了11%18%，defby可以解釋波動(dòng)的近2%10%，grti波動(dòng)可以解釋0%-34%，其自身影響占44%85%。同樣，自身波動(dòng)隨滯后期而下降，ggdp和defby的波動(dòng)基本保持一個(gè)平穩(wěn)的水平，grti的波動(dòng)影響從0%逐步增大。由以上描述我們可以認(rèn)為，貨幣供給在中國受多目標(biāo)影響，經(jīng)濟(jì)增長、物價(jià)水平的波動(dòng)都將影響貨幣供給的變動(dòng)、貨幣政策的選擇，赤字也將誘致貨幣供給的變化，即由于我國中央銀行的非獨(dú)立性，存在著赤字的貨幣化現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)影響強(qiáng)過赤字水平的影響，對赤字的反應(yīng)可能是一個(gè)被動(dòng)的反應(yīng)，由于本文沒有考慮對外部門，因固定匯率和貿(mào)易/頃差產(chǎn)生的貨幣供給波動(dòng)可以由經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)總括解釋，因?yàn)橹袊慕?jīng)濟(jì)增長是由投資需求和出口需求雙向拉動(dòng)；但可以看到，滯后期3年后的物價(jià)水平波動(dòng)對貨幣供給的波動(dòng)影響越來越大，顯示物價(jià)水平是中央銀行制定貨幣政策的重要考察指標(biāo)。從刻畫物價(jià)水平的grti指標(biāo)的波動(dòng)看，gm2的波動(dòng)影響占了11%46%，ggdp和defby的波動(dòng)影響