地方政府财政支出对中国通货膨胀的冲击效应研究

　　一、引言及相关文献回顾进入新世纪以来，中国经济逐步摆脱亚洲金融危机的影响，价格由负转正后进人上涨通道。2003年l1月至2004年10月，通货膨胀率连续12个月上扬；2007年3月至2008年l0月，通货膨胀率连续l9个月上扬。从CPI的八大分类指数看，这两轮CPI上扬都表现为食品、居住类价格上涨。因此，这两轮通货膨胀率上扬只是结构性物价上涨，而不是全面通胀。2008年金融危机后，中国政府推出4万亿人民币的财政刺激方案，带动了地方18万亿元的投资，进而推动投资进入快速上涨周期，并于2009年第三季度达到顶峰。虽然2009年以来，中国开始退出经济刺激计划，由宽松货币政策和扩张性财政政策转向适度紧缩的经济政策。2010年底召开的中央经济工作会议提出，保持物价总水平基本稳定是当前和今后一个时期宏观调控最紧迫的任务，要“把稳定价格总水平放在更加突出的位置”。在2011年3月5日的《政府工作报告》中进一步提出，“要把稳定物价总水平作为宏观调控的首要任务。”但由于各国经济政策的不协调和外部经济环境的不确定性，中国紧缩经济政策的效果尚不明显。据国家统计局显示，进入2010年后，中国通货膨胀率却在不断提高，2010年5月突破3％的容忍度，11月又创过去两年多以来的新高5．1％ ，甚至在2011年7月达到近三年以来的最大值6．5％ ，在经历了一系列的财政货币双双收紧之后，2011年年末到2012年年初的通胀率仍在4％ 以上。值得注意的是，最新一轮的通货膨胀从2010年下半年特别是四季度开始明显加速，物价涨势之猛、范围之广、影响之大，已经不再是结构性物价上涨，也不是单纯的通胀预期，而是现实的、全面的、比较严重的通胀。在2011年12月建立拐点之后，通货膨胀率仍处于高位，并于2012年1月重新回到4．5％ ，可见中期的通货膨胀压力仍不能低估。那么，中国近年来通货膨胀率逐渐提高，究竟是由哪些因素所引起?财政货币政策是否是其中的关键性变量?政府是否能够运用合理的经济政策手段抑制当前严重的通货膨胀?这些都已成为当前亟待研究和解决的重大问题。

　　而要追溯通货膨胀的影响因素，则需要回顾学术界的相关研究动态。当前大多数学者都认为通货膨胀纯粹只是一种货币现象，因此只有货币政策的选择才会决定通货膨胀水平；而另一方面，着名的“李嘉图均衡”表明，只要消费者有理性预期，财政支出都不会影响到总需求，因此不会影响到通货膨胀(Woodford，2001)。Mishkin(2004)指出，无论是财政政策，还是供给方面的因素，都只可能导致物价水平的暂时性波动，而不可能导致物价水平的持续上涨，只有货币供给量持续增加时才会出现物价水平持续、大规模的向上运动。因此，货币政策尤其是货币供给和通货膨胀的相关关系得到了国外经济学家广泛而深人的研究，其中具有代表性的包括Taylor(1993)、McCandless和Weber(1995)、Martin和Milas(2004)、Nelson(2008)、McCallum和Nelson(2010)、Diego等(2011)等。国内经济学家郑耀东(1998)认为，通货膨胀的加剧一般对应着货币流通速度的加快；过度的货币供给不仅会造成持续性通货膨胀，同时产生的货币流通速度加快也为通货膨胀推波助澜；国际比较和中国的例证说明，货币流通速度VV，、V 同时出现持续性绝对加速效应，将诱致螺旋式或恶性通货膨胀，通货膨胀率与V卟V 、V：均存在稳定的正相关关系。赵进文和黄彦(2006)利用前瞻性经济结构和非二次福利函数方式设定的目标函数，测定了中国的最优非线性货币政策反馈规则，认为在1993年至2005年间，央行存在非对称性政策偏好，货币政策反馈规则存在显着的非线性特征，实际造成了中国存在通货膨胀的明显倾向。张鹤等(2009)基于信息不对称性研究了货币政策透明度与反通货膨胀之间的关系，发现提高货币政策透明度不仅有利于减小通货膨胀偏差，而且会降低通货膨胀波动。王君斌等(201 1)基于动态新凯恩斯主义视角，运用中国宏观季度数据讨论了货币政策冲击对产出、消费和通货膨胀的动态效应和传导机制，研究表明，在投资效率低下、产能严重过剩的经济条件下，扩张性货币供给冲击在短期内迅速增加产出的同时，倾向于抑制消费、提高通货膨胀率。

　　事实上，财政支出不仅可以影响经济增长，而且可能导致通货膨胀，尤其是当地方政府问出现财政支出竞争时，总体财政支出可能膨胀，从而产生通货膨胀。Woodford(2001)、Sims(1997)、Cochrane(2005)等认为，即便是没有货币存在，财政政策依然能够决定价格水平。Carls~om和Fue~t(2000)指出，如果央行是被动的，而财政当局占统治地位，则财政政策对价格水平有着巨大的影响。Davig和Leeper(2009)认为，当价格是粘性的，增加政府的购买水平就会逐渐抬高价格水平，从而提高预期路径的通货膨胀。

　　财政政策影响通货膨胀的观点较早见于Sargent和Wallace(1981)的“非合意的货币主义者计算”

　　(some unpleasant monetarist arithmetic)理论。该理论认为，如果财政当局占优于货币当局，过度的财政赤字水平就会导致政府发行货币进行融资，当债券利率超过经济增长速度时，货币当局就再也无法控制货币的供给，进而导致通货膨胀。Leeper(1991)提倡利用消极货币政策和积极财政政策的组合来稳定宏观经济，在这种情况下，价格水平则由财政政策决定；但是在积极货币政策和财政政策组合下，价格水平就会呈现出爆炸性增长。Leeper(1991)与Sargent和Wallace(1981)的共同点在于，财政政策影响或决定价格水平需要货币政策同时起作用。除此之外，众多经济学家主要针对“物价水平的财政决定理论”(The Fiscal Theory of the Price Level，简称FI’PL)做出了深人研究，其观点主要存在以下分歧：支持物价水平的财政决定理论有I~eper和Sims(1984)、Sims(1994)、Leeper(1991)、Sehmitt-Grohi~和Uribe(I997)、Woodford(2001)、Cochrane(2005)、Creel和Bihan(2006)、B6nassy(2008)、13~jo．Rubio等(2009)；但也有不少学者对其持反对意见，他们认为物价水平的财政决定理论并不完全成立，即使该理论存在成立的可能性，但对模型施加的限制条件也非常苛刻，而这些条件在现实中很难得到满足，如Canzoneri等(2001)、McCallum(2003)、Niepelt(2004)、McCallum 和Nelson(2006)、Fan和Minford(2009)、Sproul(2011)。

　　因此，维持价格的稳定不仅仅需要一个适当的货币政策规则，同样更需要一个适当的财政政策规则(Woodford，2001)，也即是说，稳定物价需要财政货币政策的协调配合使用，两者缺一不可。但目前的相关研究却忽略了财政支出引起通货膨胀的产生机理，而过多地关注货币政策与通货膨胀的相关关系，那么，财政支出在稳定物价过程中会起到一个什么样的作用?它与货币政策又是如何协调的?货币政策和财政政策在稳定物价过程中的相互制约以及配合表现在哪些方面?在中国特殊的分权改革以及金融危机对中国经济产生剧烈冲击的背景下，为刺激国内经济而受到积极支持的地方政府投融资平台有效地成为地方政府的“第三只财政之手”，中央和地方财政支出与通货膨胀又存在何种关系?这些都是需要深入研究的问题。虽然物价水平的财政决定理论在理论研究方面已较为成熟，但是在实证检验方面仅仅是针对美国的研究较为多见。为了弥补当前国内对财政政策与通货膨胀的关系研究的相对缺乏，本文同时将中央政府财政支出和地方政府财政支出作为解释变量，并分别考虑不同层次的货币供应量以考察其对中国整体通胀膨胀水平的影响效应。三、变量的选取、数据来源及其说明和实证模型(一)变量的选取本文充分考虑到模型的简化原则，按照上述的分析且根据数据的可获得性，选取了以下变量：

　　被解释变量：通货膨胀，以居民消费价格指数(CPI)表示，各年指数均以1952年为基期(价格指数1952：100)的定期指数表示，所使用的样本区间为1952年到2010年(下同)。

　　解释变量：(1)中央政府财政支出(ZG)和地方财政支出(LG)。鉴于政府支出通过“铸币税效应”

　　和“财富效应”进一步扩展到“生产效应”和“内部需求效应”这四种效应影响通货膨胀，政府间支出竞争与政府规模的关系暗示，政府问策略互动会通过支出规模的膨胀而对通货膨胀产生潜在的影响(赵文哲和周业安，2009)。本文主要讨论地方政府与中央间的“纵向互动”对整体价格水平的影响，以明确考察中央和地方财政支出对通货膨胀的影响效应。(2)三种不同层次的货币供应量(流通中的现金：

　　M。；狭义货币供应量：M ；广义货币供应量：M：)。在日常生活中，M0数值高，证明老百姓手头宽裕、富足，流动性最强；M 反映的是居民和企业资金松紧变化，是经济周期波动的先行指标，流动性仅次于M。，若M，增速较快，则消费和终端市场活跃；M 流动性偏弱，其不仅反映现实的购买力，还反映潜在的购买力，是社会总需求的变化和未来通货膨胀的压力状况，若M 增速较快，则投资和中间市场活跃。

　　M：过高而M 过低，表明投资过热、需求不旺，有危机风险；M 过高而M：过低，表明需求强劲、投资不足，有涨价风险。(3)汇率(E)。本文的汇率采用的是直接标价法，即1个单位的美元作为基准，折算为一定数额的人民币。汇率上升(也即是人民币贬值)表示相对美国商品而言，中国商品价格下降，贸易顺差将会扩大；汇率下降，表示中国商品价格上涨，贸易顺差将会被缩小。(4)资本形成总额(ZB)。为了考察资本形成与通货膨胀的关系。

　　(二)数据来源与描述性统计本文实证分析采用的是1952-2010年中国的宏观数据，均来自于《中国统计年鉴》(2010、2011年)、《中国财政年鉴》(2000-2009年)、《新中国五十年统计资料汇编》、《新中国六十年统计资料汇编》、中国人民银行网站。

　　(三)研究方法及模型构建在考虑变量关系时，传统的经济计量方法最常用的是OLS法，但由于OLS法是建立在变量平稳的基础之上，当考察的变量为非平稳的时间序列变量时，使用OLS法容易出现伪回归现象，导致其推断的结果往往是错误的。因此，为了避免这种现象，本文运用向量自回归模型(VAR)，VAR模型不是以经济理论为基础的，而是在模型的每一个方程中用当期内生变量对模型中的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量之间的动态关系，估计过程中不带有任何事先约束条件。

　　VECM本质是一个有约束的VAR模型，在解释变量中含有协整约束关系，当出现一个大范围的短期波动时，VECM会使内生变量收敛于它们的长期协整关系。短期部分调整可以修正长期均衡的偏离，因此协整项也被称为误差项。在估计VECM的基础上，可以进行格兰杰因果关系检验，这也是VAR(VECM)模型一个的重要应用。在VAR和VECM的估计中，可以通过AIC、SC、LR、Q统计量等联合确定合适的滞后期。

　　VAR(VECM)模型另一个重要的应用是可以利用脉冲响应函数和方差分解来研究模型的动态特征。所谓脉冲响应是指系统对其某一变量的一个冲击(Shock)或新生(Innovation)变量所作出的反应，即在随机误差项加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响，脉冲响应函数就是用于衡量这种影响的变动轨迹，它能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用。方差分解则是通过将一个变量冲击的均方误差分解成系统中各个变量的随机冲击所做的贡献，然后计算出每一个变量冲击的相对重要性，即变量冲击的贡献占总贡献的比重，定量地把握模型中变量间的影响关系。

　　根据前述理论分析，为了勾勒出财政支出、资本形成总额、}[率以及货币供应量的变动对中国居民消费价格指数的传递程度及方向，同时为了减少模型以外的波动性，本文采取对较大的绝对数值取对数的形式。为了检验不同性质的财政支出对中国居民消费价格指数的冲击效应，本文同时运用地方财政支出与中央财政支出作为两个不同的变量。为了更清楚地分析不同层次的货币供给量对居民消费价格指数波动的影响，结合前文设计的相关变量，在此先分别设计三种不同的模型对其影响程度进行检验。

　　四、实证结果分析(一)单位根检验本文利用ADF单位根检验法对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性。通过检验发现，lnCPI InLG InZG、InM 、InMj InM 1InZB、E都是非平稳变量。于是，我们对非平稳变量的处理采取差分法，其结果如表1所示。从中可以看出，经过处理后所有数据序列在1％的显着水平下都是平稳的，所以各变量都是一阶单整的。

　　(二)协整检验由于上述各指标都是一阶单整序列，这些指标可能存在某种平稳的线性组合，从而反映变量问可能存在长期稳定的协整关系，因此，可以利用检验来判断他们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。而Johan．sen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，检验之前必须确定VAR模型的结构。根据AIC、sC、LR、Q统计量等联合确定最优滞后阶数为3。在此基础之上做协整检验，结果发现，模型一、二、三均存在协整关系，根据向量误差修正模型，我们可以得到的具体协整方程结果如表2所示。表2说明了在1952---2010年上述各变量之间均存在长期均衡关系，具体情况如下：(1)由实证分析的三个模型可以看出，货币供给对通货膨胀的影响并不显着。虽然ln M 和ln M 对通货膨胀存在正向影响，lnM 对通货膨胀存在负向影响，但是其影响均未通过显着性检验。说明长期内中国各个层次的货币供给并不是导致通货膨胀的最主要原因。可能的解释是，或许中国并不存在“货币过多”的情形(除了1993-1994年①和2009-2010年②)，笔耕文化推荐期刊，高货币化率仅仅意味着中国经济发展中存在着深层次的问题，在快速推进工业化、城镇化的过程中，为维持经济平稳较快增长，保有这样高的货币化率或许是一种“理性的选择”。(2)地方财政支出在三个模型中的回归结果均表现为显着，且与通货膨胀呈正相关关系，说明长期内地方财政支出的扩张是导致中国通货膨胀的主要因素，也即是财政支出对通货膨胀的影响具有持续性。可能的解释是，地方政府普遍将中央政府的财政支出视为“公共池”，因而导致地方政府财政支出的膨胀和中央政府转移支付的增加，进而导致总体政府支出和赤字规模增加，因此产生更高的通货膨胀(赵文哲和周业安，2009)。目前，地方政府税收收人的大部分都缴纳中央，因此中央政府占有较高比重的财政收入，而中央在对财政收人进行分配时占据一定的优势地位，这样就会较为明确地进行转移支付，进而起到降低通货膨胀的作用。(3)中央政府财政支出在三个模型中的回归结果表现为显着，且与通货膨胀呈负相关关系，说明长期内中央政府扩大财政支出有利于控制通货膨胀。(4)资本形成总额对通货膨胀的影响不显着。(5)汇率的变化与通货膨胀之间呈正相关关系，说明长期内人民币升值有利于控制通货膨胀。

　　利用协整检验确定了各变量之间的长期均衡关系以后，我们以误差修正模型来反映各变量之间的短期动态关系：(1)模型一的误差修正模型中，误差修正项的系数在显着水平下能够通过检验；地方财政支出(In LG)滞后1期变量在1％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为负向拉动作用；中央财政支出(InZC)滞后3期变量在1％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为负向拉动作用；广义货币供应量(1nM )滞后l期和3期在l％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为正向拉动作用；资本形成总额(1nzB)滞后1期变量在l％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为正向拉动作用的系数不显着，说明短期内中国的汇率变化并不能对通货膨胀造成影响。(2)模型二的误差修正模型中，误差修正项的系数在1％显着水平下能够通过检验；地方财政支出(InLG)滞后l期变量在10％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为负向拉动作用；中央财政支出(InZG)滞后3期变量在1％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为负向拉动作用；狭义货币供应量(1nM )滞后3期在10％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为正向拉动作用；资本形成总额(InZB)滞后l期变量在1％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为正向拉动作用；汇率(E)的系数不显着，说明短期内中国的汇率变化并不能对通货膨胀波动造成影响。(3)模型三的误差修正模型中，误差修正项的系数在1％显着水平下能够通过检验；地方财政支出(InLG)滞后1期变量在1％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为负向拉动作用；中央财政支出(InZG)滞后3期变量在1％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为负向拉动作用；流通中的现金(1nM。)滞后1期变量在l％的显着水平上能够通过检验，滞后3期在1％的显着水平上能够通过检验，且均对通货膨胀表现为正向拉动作用；资本形成总额(InZB)滞后1期变量在1％的显着水平上能够通过检验，且对通货膨胀表现为正向拉动作用；汇率(E)的系数不显着，说明短期内中国的汇率变化并不能对通货膨胀造成影响。