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擴張的貨幣財政政策范文第1篇

一、動態“新凱恩斯主義”的理論模型

(一)基本假設假定在一個包含中間廠商和最終廠商的摩擦經濟中，經濟行為的主體包括代表性消費者、廠商和政策主體。各自的經濟問題如下:1．消費者的經濟問題對于經濟系統中的代表性消費者，假定其效用函數為:其中:Ct代表消費者的實際消費，Nt代表勞動供給量，Mt/Pt代表持有貨幣給消費者帶來的經濟效用(Mt為名義貨幣供應量，Pt為總物價水平)。參數項中，σ為消費的風險厭惡系數，ψ為費里希勞動供給彈性的倒數，ξ為貨幣余額的替代彈性。此處的效用函數為可分離的形式。此時代表消費者的經濟問題為:2．廠商的經濟問題本文以動態“新凱恩斯主義”常用的Dixit和Stiglitz(1977)［23］壟斷競爭模型為基礎，將廠商分為中間廠商和最終廠商，其中中間廠商在壟斷競爭市場中面臨價格調整的壓力。對于最終產品廠商而言，其最終產品Yt需要通過中間產品Yt(j)形成。最終產品的生產過程為完全競爭的市場，參照Dixit和Stiglitz的基本設定，假定生產函數為:3．政策主體問題對于政策主體而言，假定其為一個多功能的“復合政府”，其經濟政策分為三個方面。一是貨幣政策的政策規則，具體規則可以分為兩大類。規則之一是擴展的Taylor(1993)利率規則。目前多數文獻認為該規則可以更好地刻畫中國貨幣政策實踐(如謝平和羅雄，2002;張屹山和張代強，2007;李成等，2010;鄭挺國和劉金全，2010;等)［26－29］，本文綜合相關文獻的研究，設定我國的貨幣政策規則如下:二是對“財政政策”規則的考慮。綜合各國政府的實踐，財政政策規則主要存在于表1所列示的幾種情形:由于我國中央地方財政關系尚未完全理順，因而各級政府主體的財政支出“決策運行模式”存在縱向、橫向間的差異性和政策實踐的復雜性，從而導致財政政策在經濟發展的不同階段定位也不盡相同。表1中gt為政府總公共支出Gt的對數化形式，后文線性化系統中的小寫形式同樣為其大寫形式的對數化表達。表1中“規則一”是較多文獻都會考慮的規則，如張杰平(2012)［4］、王文甫(2010)［7］;“規則二”是政府采取“相機抉擇”的形式;“規則三”是政府綜合“相機抉擇”與盯住“通貨膨脹”的形式，對此，張宇麟和昌忠澤(2008)［34］認為治理通貨膨脹應該重視財政政策的作用①亦即政府的總支出(包括總公共開支、當期債務還本付息支出和當期公眾持有的貨幣形式)等于政府的總收入，收入項目為政府發行的債務收入、總稅收收入和發行貨幣的收入。符號變量的含義同預算約束(2)中的結果。

(二)系統均衡問題對代表性消費者的基本問題進行優化求解，獲得消費者優化問題的一階條件。將具體的一階條件進行線性化。對于中間廠商而言，根據成本最小化的問題可以獲得廠商“價格總水平”的變動方程。其結果為:根據上述經濟系統的設定，可以對不同貨幣政策規則下的財政政策效應進行比較。

二、參數估計

(一)初步參數校準整個經濟系統中的內生變量包括:yt、bt、ct、kt、nt、πt、wt、pt、mt、it、Rkt、Tkt、at、gt、vt(替代變量包括t、zt)。該經濟系統中需要進行校準的參數包括:β、θ、σ、ψ、ξ、η、α、e、δ、εp、ρr、1、2、3、ρv、ρa、ρg、ρtk(替代參數包括Γ1、Γ2、Γ3、ρ)。對于系統的相關參數，根據歷年的名義利率水平設定主觀的貼現因子β為0.947;設定價格粘性程度θ為0.75;考慮到消費效應的對數形式并參考張衛平(2012)［3］的估計結論，本文對消費風險厭惡系數估計為1。對于費里希勞動供給彈性的倒數，同樣估計為1;將貨幣余額的替代彈性ξ取值為1;對于貨幣需求對利率的半彈性，借鑒張杰平(2012)［4］的結果估計為2.58;基于歷年《中國統計年鑒》中的基礎數據，在對原始數據進行GDP價格指數調整、H－P濾波(獲得趨勢項)及時間序列回歸后，估計出資本的產出彈性α和政府支出的產出彈性e，取值為0.627和0.50。本文借鑒賈俊雪和郭慶旺(2012)的生產函數模式將政府支出直接納入產出函數估計相應的參數。進而本文資本的產出彈性α和政府支出的產出彈性e根據受約束的回歸方程(產出函數的對數化形式)進行計量回歸獲得;參考王文甫(2010)的估計結論，將不同商品的替代需求彈性εp取值為4.61。對于不同貨幣規則的估計系數，參照Zhang(2009)［36］采用GMM估計方法的結論以及張杰平(2012)［4］的結論，將貨幣政策規則的相關參數分別估計為0.75、2.6、0.4、0.6、0.51、0.8、1.5、0.75。對于非結構參數———技術進步、政府支出與收入稅的一階自回歸系數ρa、ρg和ρtk，在同一樣本數據下將其估計為0.60、0.61和0.556。具體參數的估計結果見表2。對于貨幣政策規則二中的參數選擇，同Zhang(2009)［36］GMM估計方法的結論和張杰平(2012)［4］的校準考慮，初步校準見表3。對于上述系統的線性化結果，還需估計的穩態值有:Tk、R、C/Y、K/Y、G/Y、b/Y、m/Y。對于宏觀稅負Tk，根據歷年總稅收數據和GDP數據估計出“平均稅負”，其他參數則通過一階系統的穩態值并結合初步的參數校準進行估計。

(二)“貝葉斯”參數估計對于上述參數校準的初步結果，本文采取不同于張佐敏(2013)、胡永剛和郭長林(2013)等的參數校準方法，而是對非結構參數通過“貝葉斯”估計方法進行再估計。在估計的過程中，采用馬爾科夫－蒙特卡洛模擬方法(MarkovChainMonteCarlo，MCMC)，基于MH算法隨機抽樣2萬次，并去掉前1萬次①。具體抽樣時，對每一個參數選擇一個標準的概率分布函數，然后根據參數的初始值和抽樣設定的次數進行統計抽樣，最后根據設定的接受概率(一般在0.2～0.5之間)獲得后驗的結果。而標準概率分布的選擇是根據參數的性質、取值范圍綜合判斷形成，方法參見Griffoli(2010)［37］的分析。在進行“貝葉斯”估計之后獲得檢驗多變量“收斂性”的統計量，結果如圖1所示。由圖1中的結果可知:在后期1萬次以后，曲線擬合較好，說明參數的“貝葉斯”估計結果整體性能較好。基于貝葉斯估計結果，可以比較不同貨幣政策規則下的財政政策效應，下文將分“同一”貨幣政策規則和“不同”貨幣政策規則兩種情況分別進行研究。

三、搭配型財政政策與貨幣政策配合的經濟效應

基于上述“貝葉斯”估計的參數結果，本文通過Matlab的嵌套軟件包Dynare4．2．5進行數值分析。假定財政政策規則形成一個標準單位的沖擊(即假定財政支出增加1%)，其對于產出的影響結果如表4所示②。由表4中的結果可知:在貨幣“利率規則”之內，除規則四之外，不同的財政政策規則對于“經濟總產出”具有相似的經濟效應。政府增加公共開支在短期內會使總產出增加，并且在第二期旋即到達最大化。當然，財政支出增加1%，即期(隨后的第一期)的正向“擴張效應”相對較小，“規則一”下僅為0.0177%。這一結論不同于Christiano等(2011)財政政策乘數大于1的結論(名義利率的零約束下)。當然，從整個觀察期內的累計效應來看，就貨幣利率規則而言，財政政策“規則一”對于經濟產出的總彈性為0.3426，而其他規則二、三、五對于經濟產出的總彈性分別為0.2587、0.3120和0.3505，差距相對較小。在貨幣供應量規則之內，不同財政政策規則對于“經濟總產出”也具有相似的經濟效應，只是考慮“盯住債務”的“規則四”與其他略有不同。財政政策“規則四”對于宏觀經濟具有凱恩斯主義的“非線性”影響。由于貨幣政策規則組內的財政政策差異較小，此處以財政政策“規則三”為對象比較不同貨幣政策規則中的政策差異。限于篇幅，以經濟總產出Y、私人消費C、通貨膨脹效應π和債務水平B的響應為分析對象。四個宏觀變量的響應過程如圖2所示。在財政政策搭配貨幣“利率”規則時，財政政策的波動效應要小于其與“貨幣供應量規則”的搭配結果。在貨幣政策的利率規則下，財政支出增加1%，隨后其在第一期的產出“擴張效應”為0.0269%;而在貨幣供應量規則下，財政政策的即期正向“擴張效應”為0.0531%;在貨幣政策的利率規則下，財政政策“規則三”在觀察期內的總產出彈性為0.312，而在貨幣供應量規則中，財政政策“規則三”在觀察期內的總產出彈性為0.286。對于代表性消費者的消費而言，財政政策在不同的貨幣政策規則下對其影響過程存在差異，但均對私人消費產生了一定的“擠出效應”，并且擠出效應趨于穩態的時間遠遠大于產出，效應也較大。貨幣利率規則之下，財政政策的波動要小于其與“貨幣供應量規則”的搭配結果。在貨幣利率規則下，財政政策的總擠出效應為1.476%。就通貨膨脹而言，不同的貨幣政策規則之下，財政政策對其的影響過程與對私人消費的影響相似。貨幣利率規則下，財政政策的波動小于其與“貨幣供應量規則”的搭配結果。對于債務而言，不同的貨幣政策規則之下，財政政策對其的影響過程有很大差異。其中，在貨幣政策的利率規則中，財政政策開始擴張政府債務，但第三期之后債務水平開始逐漸下降并低于穩態水平，最后趨于穩定。在這一規則下財政政策使政府債務膨脹的最高水平達2.1688%(財政支出水平增加1%)。而在貨幣供應量規則中，擴張性財政政策在初期降低債務，但隨后即產生擴張效應，財政政策使得政府債務擴張的最高水平達3.743%。而結合貨幣政策的脈沖響應結果可發現，“利率沖擊”對于政府債務的控制影響比貨幣供應量規則更為顯著。針對上述不同“沖擊源”對于宏觀經濟波動的沖擊影響，表5將不同的財政搭配政策和貨幣政策對照進行討論。由表5的結果可知:(1)無論是在“利率政策規則”還是在“貨幣供應量規則”之下，貨幣政策沖擊對于我國宏觀經濟的波動貢獻較大;(2)在同一貨幣政策規則下，財政政策是影響宏觀經濟波動的第三個主要貢獻源;(3)貨幣供應量規則與不同的財政政策搭配時，財政政策的經濟波動效應較大。這說明為降低公共支出對產出的波動影響，考慮由利率規則搭配財政政策較好。

四、結論

擴張的貨幣財政政策范文第2篇

關 鍵 詞：財政政策；貨幣政策；宏觀經濟；融合效應

中圖分類號：F830.31 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544（2013）03-0040-05

一、引言

財政政策和貨幣政策是實施宏觀調控的主要工具，政府支出能夠影響貨幣政策的微觀基礎， 進而改變貨幣政策效率。中國在2008年金融危機后實施了大規模的政府支出計劃，短期內巨大的政府支出增量形成了較強的財政支出沖擊，對貨幣供應量的波動影響巨大。2010年以來，宏觀經濟政策更加強調連續性和穩定性，也更加注意財政政策和貨幣政策的相互配合與協調實施，積極的財政政策和穩健的貨幣政策保證了中國經濟的穩定增長。但是財政政策和貨幣政策之間存在著相互作用，從而影響了兩種政策的獨立性。因此，在復雜的經濟形勢下， 財政政策和貨幣政策在維持經濟增長、穩定物價等方面是否有效，兩種政策如何配合以達到宏觀調控的目標等成為亟需探討的問題。特別是在我國市場經濟基礎較弱、金融體制尚未完善的背景下，財政政策相較于貨幣政策發揮了更大的作用， 其對貨幣政策的影響也更為顯著，而貨幣政策對于財政政策的影響并不為人們所關注，甚至被忽略。本文試圖通過建立一個開放經濟條件下的動態隨機均衡模型來考察中國財政政策、貨幣政策與經濟波動以及兩種政策間的相互影響，并就如何加強宏觀經濟政策的協調性、完善宏觀經濟調控的穩定性提出相關政策建議。

二、文獻綜述

國內外學者對政府支出對貨幣政策的影響渠道和實際沖擊進行了大量研究。一般認為，政府支出主要通過兩條渠道影響貨幣政策。一是直接渠道：如果家庭部門和企業根據短期情況決定自己的支出水平，那么當前稅收就會影響總需求，從而影響貨幣政策的有效性；擴張性的財政政策還會形成投資性支出，改變貨幣供應量，進而影響貨幣政策有效性。二是間接渠道：財政政策會影響利率變動，從而間接影響貨幣政策效率。Alonso（1996）等通過研究歐盟國家財政政策對貨幣供給的影響，發現財政支出擴張和赤字增加對貨幣供給具有顯著的正向影響，財政赤字越大，貨幣供給量也越多，貨幣政策目標和有效性將受到沖擊。Dixit & Lambertini（2001）分析了財政部門和中央銀行之間的關系，發現中央銀行只能部分地影響通貨膨脹，財政部門對通貨膨脹的作用不可忽視。在均衡狀態下，兩項政策應當互相補充。Eusepi，S. & Preston，B.（2008）通過研究美國的經濟數據發現，如果貨幣政策的實施缺乏財政政策的配合，那么單純的泰勒規則型貨幣政策難以奏效，在公共預期的作用下，會形成預期驅動的經濟波動。

另外，部分研究顯示，政府支出對貨幣政策有效性的影響是有條件的。Buti，Roeger and in’t Veld（2001）認為，財政政策與貨幣政策的相互影響機制是不確定的，這取決于實際經濟沖擊的類型：如果是供給沖擊，那么兩項政策是相互沖突的；如果是需求沖擊，那么兩項政策就會存在互補關系。Evans，G.W & Honkapohjs，S（2002）認為，物價水平并不惟一地由貨幣政策決定，在特定的公共預期形成機制下，政府支出決定了物價水平進而影響貨幣政策效果，短期內財政赤字與貨幣需求正相關。

國內學者普遍在中國經濟背景條件下分析財政政策和貨幣政策對經濟波動的影響以及兩種政策的配合效應。趙麗芬、李玉山（2006）對中國財政政策與貨幣政策的相互作用及其動態性進行的實證分析表明，中國不存在簡單的財政政策和貨幣政策的互補或替代關系，而是存在一種非對稱性的關系，即擴張的貨幣政策伴隨著收縮或穩健的財政政策，而擴張的財政政策導致被動擴張的貨幣政策，表現形式取決于具體宏觀經濟環境和經濟沖擊形式。張龍、白永秀（2010）通過建立財政政策和貨幣政策效應分析的聯立方程模型發現，財政政策對消費的影響遠大于貨幣政策的影響，財政政策有可能通過影響消費、投資進而影響貨幣政策的有效性。王彬（2010）建立了一個包含金融加速器的新凱恩斯主義壟斷競爭框架，指出財政政策對貨幣政策具有明顯的正向沖擊，而貨幣政策對財政政策的影響相比于財政政策對貨幣政策的沖擊，其效果非常有限。張志棟、靳玉英（2011）基于價格決定的宏觀經濟政策作用視角，利用MS-VAR模型檢驗了中國財政政策和貨幣政策在價格決定中的作用機制，結果顯示，物價水平的決定因素是不確定的，當物價由財政政策決定時，貨幣政策有效性將受到很大影響。而當物價由貨幣政策決定時，僅僅調整貨幣供應量等工具即可進行調控，財政政策作用有限。

已有文獻研究基本上探討的是封閉經濟體系，對于開放經濟條件下財政貨幣政策的相互作用研究尚有較大空間。本文試圖在現有研究基礎上， 應用動態隨機一般均衡（DSGE）模型，對開放經濟條件下財政貨幣政策相互作用及其與經濟波動的關系進行實證分析。

三、模型分析

根據Jesus Fernandez-Villaverde所構建的DSGE模型，在傳統的實際經濟周期模型包含的技術沖擊基礎上，加上政府支出沖擊和國際貿易沖擊，本文構建了開放經濟條件下包含家庭、廠商、外國和政府等四個部門的動態隨機一般均衡模型，來研究開放經濟條件下財政政策與貨幣政策的相互影響。

1. 家庭部門

家庭部門的典型行為是向廠商提供勞動，以獲得工資進行消費。效用和消費正相關，和勞動負相關，隨著消費的增加，邊際效用遞減。因此，家庭部門的決策行為是決定勞動與消費的組合，進而實現效用最大化。家庭部門的效用函數：

■E0■？茁t-1[log（ct）+？鬃·log（1-lt）] （1）

其中，ct為消費，lt為標準化處理后的勞動供給，滿足0

家庭部門所擁有的資源是有限的，其可支配資源包括當期收入和新增貨幣供給，二者之和應當等于消費、投資、政府支出以及凈出口之和。因此，預算約束為：

yt+mst-mst-1=ct+it+gt+ext （2）

其中，yt，ct，it，gt以及ext分別表示收入、消費、投資和凈出口，mst表示貨幣供應。（2）式說明在總收入和貨幣供給穩定或者按照穩定路徑增長的情況下，擴張性的財政政策對投資和消費的擠出效應將會非常明顯。

2. 廠商

假設廠商的生產函數為柯布-道格拉斯生產函數。 如果廠商存在規模經濟，為了降低生產成本，廠商必然擴大生產規模，直到規模經濟消失。因此，我們假設在均衡狀態下，廠商不存在規模經濟。廠商生產函數為：

yt=k■■·（e■·lt）1-a （3）

其中，zt表示技術進步。資本積累方程為：

kt+1=it+（1-？啄）·kt （4）

其中，？啄表示資本折舊率。（4）式反映了資本和投資之間的動態關系，投資越多、折舊越少，資本積累就越快。投資it由自主投資和實際利率決定的部分組成，具體形式為：

it=i0 ·t-d·rt （5）

其中，i0 ·t，rt分別表示自主性投資和實際利率，d為投資對實際利率的敏感系數，且d>0。

根據實際經濟周期模型，模型中引入廠商面臨的技術沖擊，假設技術進步服從一階自回歸過程：

zt= ？籽·zt-1+et （6）

其中， ？籽為技術進步的自相關系數，et為技術沖擊，且et～N（0，？滓■■）。（6）式說明在某一時期技術進步具有自相關性，并且受技術沖擊決定，技術沖擊可能來源于企業的創新或者其他重大的科技進步。

3. 政府部門

政府部門的支出包括為維持政府部門正常運行的一般性支出，以及進行基礎設施建設和向國有企業注資的投資性支出。如果政府沒有調節財政政策，政府支出將維持穩定，與上一年的支出存在自相關關系。如果政府調整財政政策，政府支出將發生預期外的變動，即出現政府支出沖擊。同時，對于貨幣政策沖擊，政府支出有可能做出相應變動，因此本文假定政府支出由上年支出和政府支出沖擊共同決定，并受貨幣政策沖擊的影響，其過程為：

gt=v·gt-1+p·emst+egt （7）

其中，v表示本期與上期政府支出的相關系數，egt為政府支出沖擊，且egt～N（0，？滓■■）。egt可視為政府支出對均衡路徑的偏離。p為政府支出對貨幣沖擊的反應系數。

4. 貨幣市場

由于中國市場經濟尚未完善，金融體制尚不成熟，因此貨幣政策不能完全獨立，貨幣政策的實施及其效果受政府支出的影響較大。同時受制于現行外匯制度，貨幣政策尚無完全獨立的操作空間，貿易順差對貨幣供給具有較大影響，因此實際貨幣供給過程為：

mst=b·mst-1+u·egt+w·eft+emst （8）

其中，b，u，w分別為本期貨幣供應對上期貨幣供應量、政府支出沖擊、國際貿易沖擊的敏感系數，emst為貨幣政策調整引起的貨幣供應沖擊。（8）式表明貨幣政策同時受到財政政策和國際貿易變動的影響，u可反映財政政策對貨幣政策的影響程度。

根據凱恩斯貨幣需求理論，貨幣需求可表示為：

mdt=q·yt-n·rt （9）

其中，q，n分別表示貨幣需求對收入和實際利率的敏感系數。貨幣市場均衡條件為：

mst=mdt （10）

5. 國外部門

中國對國際資本的流動實行一定的限制，在資本不完全流動的情況下， 假設國際經濟波動僅僅通過貿易渠道傳導，即國外部門行為僅僅表現在進口和出口。在不考慮外部沖擊的情況下，國際貿易規模受國家競爭力影響，而國家競爭力具有一定的連續性和穩定性，因此，進出口行為可由預期部分和沖擊部分構成，凈出口可表示為：

ext=s·ext-1+f·eft （11）

其中f為凈出口對外部沖擊的敏感系數，eft為凈出口沖擊，且eft～N（0，？滓■■）。

6. 經濟系統均衡

由最優化條件，我們可以從（1）式和（2）式得出消費者效用最大化的跨期歐拉條件：

■=？茁·Et■·？琢·■+1- ？啄 （12）

同時，勞動力市場均衡條件為：

？鬃·■=（1-？琢）·e■·k■■·l■■ （13）

（3）式～（13）式構成了完整的經濟系統。通過計算均衡解，我們可以得到各變量的穩態值和實際值，并進而估計模型。

四、數據選取與模型參數估計

1. 估計方法與數據選取說明

對DSGE模型的估計有校準法和估計法兩種，本文采用Bayesian估計方法。 估計法的優勢在于所估計的參數可以根據實際經濟情況和模型參數的特點施加相關約束條件，可以通過脈沖響應函數分析參數不確定性問題，而且利用歷史數據所估計得到的參數值更能反映經濟的實際情況。

由于中國貨幣政策真正發揮作用的時間是在1998年之后，因此我們選取了1999年1月至2012年7月中國的消費品零售總額、貨幣供應量、進出口數據作為輸入數據，以此研究財政政策與貨幣政策的相互影響。數據先期處理過程為先對變量進行去勢處理，利用X12方法對上述四個變量進行季節調整，然后使用H-P濾波得到變量的波動部分，最后對波動項求差分。

2. 參數設定

首先對參數的分布情況進行事先界定，再利用事先界定參數運用Bayesian方法估計實際的參數值。隨著樣本容量的增加，估計結果會最終收斂于實際值，因此設定值并不影響模型估計的可靠性。

我們參照國內學者已有的研究成果對參數進行事先設定。其中，資本對產出的貢獻度？琢設為0.355（李浩等，2007），貼現因子？籽設定為0.988，資本折舊率？啄為0.05（吳利學，2009）。閑暇對效用的貢獻度？鬃設定為2.2，反映了居民對當前消費的重視。技術進步的自相關系數？籽設定為0.95，即本期與上期技術進步存在高度正自相關關系。貨幣供應量、政府支出和國際貿易的自相關系數（b，v，s）分別為0.98， 0.68，0.67，將貨幣供應對政府支出沖擊和國際貿易沖擊的敏感度設為0.8和2。

3. 參數估計結果

表1顯示了運用Bayesian方法進行估計所得到的模型參數值。

表1中，政府支出沖擊對貨幣供應量的影響系數為0.7221，說明政府支出沖擊1%的正向變動將會引起貨幣供應量增長0.7221%，對貨幣政策的影響非常明顯。此外，國際貿易沖擊對貨幣供應量的影響系數為1.9471，說明以美元計的國際貿易規模增長1個百分點，以人民幣計的貨幣供應量將增長近2個百分點。在財政支出保持擴張性預算和赤字規模持續擴大的條件下，貨幣政策的作用必然受其影響，其政策走勢必然走向擴張，形成配合財政政策的形勢。而在國際貿易順差和收支盈余持續擴大的條件下，貨幣供給的被動和受支配的特性十分明顯，這對于貨幣政策的緊縮以及反通脹政策具有相當的抵消作用。值得注意的是，相比于國內學者的研究，國際貿易正向沖擊對貨幣供應量的影響程度出現了一定的下降，這主要是由于金融危機后中國出口增幅放緩，貿易順差下降所致。此外，貨幣沖擊對財政政策的影響系數僅為0.0011，影響程度很小，這反映了當今中國支配性財政體制下，貨幣政策的從屬地位。

4. 脈沖響應與方差分解分析

圖1顯示了政府支出沖擊對主要經濟變量的脈沖響應。政府支出沖擊對消費和投資都具有負向影響，在政府支出沖擊后的一段時期內，投資和消費都下降，政府支出具有一定的擠出效應，擴張性的財政政策對消費并沒有起到明顯的刺激作用。但是政府支出對產出的拉動作用非常明顯，但影響時間較短，7個月后即回歸均衡水平。值得注意的是，政府支出沖擊對投資的長期影響：政府支出沖擊13個月之后，其對投資產生正向影響，這是由于盡管政府支出主要通過國有或國有控股企業擴張完成，初期對民間投資產生較大的擠出效應，但長期內，國有企業的擴張效應傳導到私有企業，從而對民間投資產生了間接的帶動作用。財政政策擴張對貨幣供應量的影響是明顯的，短期內使得貨幣供應量增加0.15%，這是由于政府支出中包含的巨額投資性支出產生了較強的貨幣擴張效應，并且這種影響力度較大，由圖1可知其對貨幣供應量的影響期限延伸至40個月。

圖2反映了各變量對貨幣政策沖擊的脈沖反應。一個單位的貨幣政策沖擊對消費和投資產生了一定的正向影響，二者分別增加了0.05%和0.5%。在對產出的影響方面，由于貨幣政策具有的時滯性，因此其對產出的影響相對政府支出要緩慢，并且影響程度也較小，但其影響期限要比政府支出長，直至40個月后仍然具有較為明顯的影響。可見我國財政政策的短期效應比貨幣政策強，但貨幣政策的影響更為長遠。從圖2可以看出貨幣政策沖擊對政府支出的影響較小，遠不如政府支出沖擊對貨幣政策的影響。這進一步反映了我國支配性財政體制下，財政政策為主，貨幣政策為輔的基本特征。

表2為各經濟變量在政府支出沖擊、貨幣政策沖擊、國際貿易沖擊和技術沖擊下的方差分解結果。可以看出政府支出沖擊對產出、消費和資本積累的影響要遠大于貨幣政策。國際貿易沖擊對貨幣供應量的影響巨大，在特定外匯制度下， 大量的國際收支順差使中央銀行不斷被動購入外匯，投放人民幣基礎貨幣，直接形成了大量的貨幣供應。財政政策與貨幣政策相互作用方面，政府支出沖擊對貨幣供應量的影響達到貨幣政策本身影響的60%，顯示了財政政策對貨幣政策的影響較強；反觀政府支出對貨幣政策的反應，則非常微弱，表明是現有條件下貨幣政策在調整宏觀經濟方面獨立性較弱。

由上述分析可以看出， 目前在我國宏觀調控體系中，財政政策發揮著主要的作用， 貨幣政策作為配合政策出現。在經濟出現下滑態勢時，財政政策能夠在短期內增加產出，帶動經濟增長，但同時應該看到的是，由于政府支出多用于國有企業，其對民間投資和消費的擠出效應是很明顯的，因此單純依靠政府支出并不能帶來經濟持續長期的增長，經濟的長期增長主要依靠民間投資增長以及消費的增加。上述分析同樣表明， 貨幣政策能夠在較長的時期內帶動產出的增加，同時寬松的貨幣政策帶來的利率下降，能夠有效刺激民間投資的增長。因此，宏觀調控應該更加注重兩種政策的協調配合。

在現有的經濟體制下，財政政策對貨幣政策具有非常明顯的影響，相應的，貨幣政策的有效性和獨立性都大大降低；相反，貨幣政策變動對財政政策的影響則相對微弱得多。這既反映了我國財政支配體制的主要特征，也同時表明增強貨幣政策獨立性已非常必要。

五、結論與政策建議

本文構建了一個包含家庭、廠商、政府、貨幣當局以及國外部門的動態隨機一般均衡模型，模型中包含了影響我國宏觀經濟波動的四種主要沖擊，即技術沖擊、政府支出沖擊、貨幣政策沖擊和國際貿易沖擊。采用脈沖響應函數和方差分析重點分析了其中的財政政策和貨幣政策沖擊對我國產出、消費、投資等方面的影響程度，以及兩種宏觀經濟政策的相互影響，模型揭示了財政、貨幣政策對于穩定經濟增長的重要作用。后危機時代，在國際經濟形勢普遍低迷、我國外貿出口受阻的大背景下，加強貨幣政策有效性、提高貨幣政策獨立操作空間以及加強財政、貨幣政策協調配合顯得尤為關鍵。

通過模型和數據分析，我們認為從中長期以及經濟結構調整的角度看，要保證我國宏觀經濟增長的持久性，僅僅依靠政府主導行為顯然是不夠的。雖然擴大政府支出是短期內避免經濟下滑的必然選擇，但這種短期內強力拉動經濟增長的政策具有不可持續性。 而隨著我國資本市場的進一步發展，金融體制的不斷完善，貨幣政策在影響總需求方面的作用日益明顯，并且金融國際化步伐加快、國際貿易和國際資金進出規模增長迅速，也要求我國必須重新審視貨幣政策的地位和作用，以適應新的國際經濟環境和中國經濟面臨的全球化問題。

為此，我國一方面要完善宏觀調控體系，從政策制定、實施等方面入手，提高貨幣政策獨立性，減輕財政政策對貨幣政策的影響。應當創造一個穩定的金融環境，進一步完善市場經濟，加快利率的市場化改革步伐，避免為追求短期利益而犧牲貨幣政策獨立性的行為，達到穩定物價水平，促進經濟持續、健康、穩定增長的最終目標。應當從體制上完善貨幣政策體系，消除事實上存在的外匯占款、財政直接投資行為對貨幣供給的倒逼機制，降低貨幣供給的內生性，提高貨幣政策有效性。另一方面，貨幣當局必須重視政策協調，充分估計到財政政策對主要經濟變量的影響，合理制定貨幣政策，維持經濟穩定增長。在當前條件下，如果忽視財政政策的影響，貨幣當局就難以調節貨幣供應量，無法實現貨幣政策目標。應當適時、適度地提高人民幣匯率制度的彈性，阻隔國際貿易順差對我國貨幣供應量的影響，提高貨幣政策獨立運作的空間。

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擴張的貨幣財政政策范文第3篇

關鍵詞:IS-LM模型; 財政政策; 擠出效應; 乘數效應

中圖分類號:F812.0文獻標識碼:A文章編號:1003-4161(2009)04-0093-03

當前,中央政府為應對日益加深的金融危機對國內實體經濟運行的負面影響,及時將財政政策從“穩健”轉為“積極”,貨幣政策從“從緊”轉為“適度寬松”,同時推出了總值達4萬億人民幣的拉動內需政府投資計劃,這其中還不包括各地方政府適時推出的地方投資計劃。

按照凱恩斯主義的觀點,實施這樣大規模的積極財政政策必將刺激社會的私人投資、私人消費,增加有效需求,使經濟在短期內回到高速增長的快車道;而按照貨幣主義的觀點,政府支出與私人投資、私人消費之間存在著競爭性、對抗性的關系,政府支出的增加會引起市場利率的上升,擠出部分私人投資和消費,從而不能起到預期應有的效果。那么,這次大規模的政府財政投資擴張能否帶來預期的效果,社會需求能否恢復到危機前的高漲狀態,國民經濟能否保證8%以上的增長速度?短期看,所有這些問題的答案都與財政政策效果緊密關聯,而財政政策效果的大小,又在很大程度上取決于其與貨幣政策配合優化的程度及其擠出效應的大小。有鑒于此,本文嘗試分析我國現階段積極財政政策產生擠出效應的可能性,并結合現階段特殊的經濟形勢和具體國情提出相應的措施建議。

1.擠出效應的作用機理

我們拋開兩個學派的理論之爭,從大家熟知的宏觀經濟學IS-LM模型出發,推導財政政策產生擠出效應的基本過程,以理解財政政策的擠出效應的作用機制。為了分析的簡便,不妨設想一個線性的IS-LM模型。

在簡單的IS-LM模型中,IS曲線由一個消費函數、一個投資函數以及一個收入支出等式組成。在三部門經濟中,當商品市場均衡,即收入等于計劃支出時,如果政府同時征收定量稅與比例稅時,則IS可寫成:

y=11-β+βt(a+e+g-βT0+βTR)-d1-β+βtr

令 T0=0,TR=0,有y=11-β+βt(a+e+g)-d1-β+βtr(1)

現在轉向貨幣市場,LM曲線由貨幣的真實需求和貨幣供給均衡推導得到。真實的貨幣余額需求隨著真實收入水平提高與利率的降低而增加,即L=LT(Y)+Ls(r)=kY-hr。根據貨幣市場均衡條件,即貨幣供給等于真實貨幣余額需求,推導得到LM曲線:

r=khY-mh(2)

將方程(2)代入(1)式,得:

y=h(a+e)h(1-β+βt)+dk+hgh(1-β+βt)+dk

+dmh(1-β+βt)+dk(3)

上式實際上就是產品市場和貨幣市場同時均衡的國民收入表達式。

對方程(1)的G求一階導數,得財政政策乘數為:

dYdG=11-β(1-t)(4)

(4)式是不考慮財政政策對貨幣市場的影響時,財政支出擴張政策帶來的效應,顯然這是高估了財政政策的效果,因為它沒有考慮財政政策實施后貨幣市場的變化會反作用于國民收入;對方程(3)求G的一階導數得,財政政策乘數:

dYdG=hh(1-β+βt)+dk(5)

這是考慮了貨幣市場反應后的財政支出政策效果,(4)、(5)兩式的差即為財政政策的擠出效應:政府支出的增加導致貨幣市場的貨幣需求量增加,利率因而提高,高利率對私人投資產生了抑制作用,從而使國民收入增長幅度減少。擠出效應的幅度大小取決于(5)式中四個參數值的大小,其中最主要取決于h,k,即貨幣真實余額需求對收入和利率的敏感程度。

顯然,給定β,t,d,k時,h值越大,即貨幣需求對利率變動越敏感,kh越小,LM曲線越平坦,財政政策的效果就越大,反之亦然;另外,k越大,kh越大,LM曲線越陡,財政政策乘數越小,政策效果越小,反之亦然。正常情況下,LM曲線是一條向右上方傾斜的正斜率曲線,擴張性財政政策的乘數效應必然有一部分被擠出效應所抵消,這是一種常態的情況也是分析的關鍵。

2.當前財政政策擠出效應的可能性

經濟學界對于我國財政政策是否存在擠出效應有不同的看法。大部分學者傾向認為,在我國由于經濟運行體制和環境與西方經濟學分析的作用機制存在較大差別,因此擴張性的財政政策是必要的,效果也是比較好的。而中國利率尚未市場化和政府支出的公共性是支持中國積極的財政政策擠出效應不明顯的主要依據。尤其1997年亞洲金融危機后,政府實施的擴張性財政政策效果顯著,更為其提供了堅實的現實依據。

但是,考慮到2008年爆發的全球性的經濟危機和1997年的亞洲金融危機的危害程度不可相提并論,加之政府投資效益的低下(存在盲目投資、重復投資、權力尋租等問題),中國民間投資的困境,利率市場化傾向,匯率制度的逐漸放開等因素,我國為應對全球性經濟危機已經開始實施的擴張性財政政策不僅確實存在傳統IS-LM模型分析的直接擠出效應,更可能由于我國獨有的金融體制、財政體制、國民消費傾向、產業政策和國有企業制度等特殊性,存在間接擠占民間投資機會的“泛擠出效應”可能性,表現在:

2.1 利率市場化趨向將引起中國積極的財政政策擠出效應日益明顯

雖然我國利率尚未完全市場化,基準利率主要由中央銀行制定和管制,但隨著金融體制改革的不斷深入,特別是國有銀行完成股份制改革、各股份制銀行紛紛發展壯大、外資銀行進入人民幣市場業務、國家對于民間融資借貸的放松管制和合理引導,利率市場化進程在不斷推進。到目前為止,在同業拆借市場、證券市場以及其他有價證券市場的利率、國債招標發行方法中利率的確定已經市場化。這樣隨著股票、企業債券、金融債券等有價證券發行量的不斷增加,實行擴張性財政政策所發行的國債規模及利率水平肯定會影響到同業拆借市場和其他有價證券市場的利率水平,影響到私人的投資成本,影響民間投資規模。同時,相對于1997年之后的企業融資狀況,目前企業的融資手段往往更加分散,不局限于傳統的銀行貸款,尤其是各中小企業的融資渠道大大拓寬至銀行貸款之外,如金融租賃、典當融資、票據貼現融資等,尤其是近幾年興起的私募基金,這些融資手段具有更加敏感的投資回報率的變動性,一旦政府擴大財政支出,經濟形勢出現扭轉趨勢,各證券市場產品的投資回報率就會水漲船高,當然企業融資方式的利率將以更大的幅度增加(通常除銀行貸款之外的其他融資手段,由于出借人承擔了更大的風險,索要的回報率也會更加高),企業的投資能力將進一步受到限制,尤其是對于目前處于困境中的中小企業。

2.2 經濟危機背景下,消費者信心指數的滑落,邊際消費傾向有滑落趨勢,進一步阻礙了財政政策發揮乘數效應

邊際消費傾向越小,財政政策的乘數效應就越小。政府支出的擴大,在目前經濟危機的背景下,很難充分達到拉動消費者增加消費的預期。據國家統計局網站提供的數據,從2007年9月至2008年10月,消費者預期指數、滿意指數、信心指數都呈下降趨勢,見表1。

表1 2007.9-2008.10消費者預期指數、滿意指數、信心指數

日期消費者預期指數消費者滿意指數消費者信心指數

2007.0999.6 92.9 96.9 2007.1099.2 92.4 96.5

2007.1198.7 92.0 96.0 2007.1299.5 93.1 96.9

2008.0198.6 91.2 95.6 2008.0296.8 90.5 94.3

2008.0397.1 90.7 94.5 2008.0496.6 90.1 94.0

2008.0597.0 90.2 94.3 2008.0696.5 90.6 94.1

2008.0796.9 90.8 94.5 2008.0896.0 90.2 93.7

2008.0995.6 90.0 93.4 2008.1094.2 89.8 92.4

資料來源:國家統計局網站

顯然,在這樣的消費者信心不足的大環境下,政府大規模的財政支出在短期迅速刺激私人消費,拉動國民收入提高方面的收效可能不會很明顯。同時,市場經濟改革推進到目前的階段,醫療體制改革、養老體制改革遲遲沒有突破性的進展,子女的教育經費又在逐年增加,這些現實都意味著人們對未來消費的預期上升,決策的結果是減少現期的消費,邊際消費傾向由此下降,直接影響財政政策的乘數效應。

2.3 政府投資對民間資本在投資機會方面的擠出

國有銀行的商業化改革使商業銀行的風險意識增強,尤其在現階段的經濟危機期,銀行更加關注資金的安全性,此時,面對積極的財政政策,出于安全的考慮,銀行更愿意以政府債券的形式而非貸款的形式持有其資產,由此企業(尤其是民營中小企業)將由于銀行的惜貸而更加缺乏投資資金。其次在現階段中央出臺的4萬億投資計劃決策時間較短,尤其對于地方政府來說,投資項目有限或者說是準備不足,這很可能造成地方政府搶項目的狀況,擠出了一部分外資、私人資本準備投資的項目。

2.4 政府投資的低效率

政府投資先天低效,大量的政府支出涉及的主體不僅有中央政府,還包括省、地市、縣級政府和國有商業銀行,造成財政支出權責不統一,投資項目審查不力,倉促上馬建設,甚至邊建邊審。同時財政政策執行過程中的非程序化操作還會引發不可避免的尋租行為以及責任主體缺位。另外目前的財政支出主要用于基礎設施建設,投資周期較長,投資回報率也較低,對于復蘇國民經濟作用時間較長。

2.5 企業供給方面的制約,使財政政策的結果有可能是價格上漲而不是產出的增加

由于我國的企業還大多處于發展的階段,企業和企業家潛力和活力不足,很多企業缺乏核心競爭力,在政府推行擴張性財政政策帶來的投資需求上升,使整個社會的總需求超過總供給,面對超額的需求,廠商試圖擴大產量來滿足需求,但最終由于企業自主創新能力的不足,最后只能以價格上升而告終,一直等到超額需求消失價格上漲才會停止。

3.應對擠出效應的措施建議

在目前經濟危機的背景下,無論是傳統意義的擠出效應還是符合我國特殊國情的“泛擠出效應”,都可能降低積極財政政策的乘數效應。如不考慮貨幣市場,只考慮開放的產品市場,則財政支出乘數為KG=dYdG=11-β+y。從2000―2006年的宏觀數據看,我國的財政支出乘數一直在下滑,見表2。

表2 我國宏觀經濟乘數理論數值

年份β 值γ 值乘數值20000.52 0.19 1.49 20010.33 0.18 1.17

20020.30 0.20 1.10 20030.27 0.25 1.02 20040.29 0.29 1.00

20050.26 0.29 0.97 20060.27 0.29 0.99

資料來源:根據2007年《中國統計年鑒》宏觀經濟數據整理計算得出。

上表中,GDP數值為支出法計算的數值;邊際進口傾向受國家政策和匯率變化等因素影響而變化非常劇烈,故在計算乘數值時γ值取平均進口傾向。具體計算方法為:邊際消費傾向=當年居民消費總額的增量/同期GDP 的增量;邊際進口傾向=當年進口的增量/同期GDP的增量;平均進口傾向=當年進口總額/同期GDP的總額。

毫無疑問,這次金融危機可能會使得這種下滑趨勢更加嚴峻。因為邊際消費傾向β的降低會使乘數效應減小,而全球金融危機只可能使得我國的邊際進口傾向增大,其共同作用的結果是使財政支出的乘數效應大幅度降低,從而使得財政政策的效果受到“擠出效應”和“乘數效應減小”的雙重減弱,如何化解這種潛在的沖擊應該是各項財政政策努力的方向。

第一,重視財政貨幣政策的相機抉擇。要通過積極的貨幣政策增加貨幣供應量從而降低名義利率應對擠出,尤其在當前通貨膨脹使實際利率下降的趨勢下,更要適時地推出寬松的貨幣政策,控制利率上漲。央行應及時根據貨幣市場供求情況調整利率,從長期看,尊重利率的內生性,繼續推行利率市場化改革。

第二,加大對中小企業的扶持力度,加大對商業銀行的政策引導使其加大對中小民營企業的貸款,同時放寬對民營企業投資的限制,逐步開放對民營資本投資領域的限制,減少企業間的制度性歧視。同時,增加對企業自主研發能力的政策性支持,提高企業的創新能力和核心競爭力,在面對政府支出增加帶來的需求增加時能夠及時增加產出。配合適當的減稅政策,減輕企業的稅收負擔,充分調動企業的投資積極性。

第三,明確劃分中央政府和地方政府的投資范圍。要進一步劃分中央政府、地方政府和企業的投資范圍。中央政府要逐步從那些已經基本能夠通過市場配置資源的投資領域退出,集中資金用于必須由中央政府承擔的投資任務。即使在基礎設施領域,也要盡量引進市場機制,吸引各類社會投資者參與。同時加強對政府投資資金的管理,加強資金使用的審計,可以借鑒發達國家的經驗,注重財政投資的量化分析,實現財政資金的精細化,化解財政風險,達到政策的預期目標。

第四,盡快推進醫療體制改革,完善養老體制,減輕消費者的后顧之憂,增加其當期消費的欲望,使國內市場的需求盡快被發掘出來。同時繼續配合教育體制、住房體制等關系民生的經濟體制改革。

綜上所述,要使4萬億擴大內需的計劃在當前經濟危機的背景下發揮最大的作用,關鍵之處在于貨幣政策的配合,使利率能夠維持在一個較低的水平,使企業和私人的投資成本逐步降低,同時,也采取改善民生、促進國內消費的措施,使擴張性的財政政策能夠通過消費、投資兩大經濟拉動器,推進國民經濟盡快走出經濟低迷。

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擴張的貨幣財政政策范文第4篇

半個多世紀的宏觀經濟理論的爭論和發展，主要圍繞著政府是否應對經濟進行干預、干預的有效性以及如何干預的問題展開的。眾所周知，凱恩斯主義主張政府對經濟的積極干預，并主要實施需求管理，突出了政府赤字支出對總需求的擴張作用，認為在總需求不足，即經濟陷入產出水平遠遠低于潛在產出水平的狀況下，如果政府增加其購買量，總需求就會增加。古典主義、新古典主義和貨幣主義強調市場的作用，一般強調長期經濟增長，主張放棄穩定商業周期的政策，尤其是貨幣主義明確主張政府應實行固定規則，政府對經濟不宜實施相機抉擇的政策。供給學派承認并強調財政政策在決定經濟增長和供給方面的刺激作用，認為政府過多地運用稅收政策增加收入或刺激需求，而忽視了稅收負擔對企業和個人的激勵影響，高稅收會使得人們減少勞動和資本供給，從而影響經濟的中長期增長，因此主張政府應更多地通過減稅政策，實行供給管理。

目前我國實行的積極財政政策屬于典型的凱恩斯主義的需求管理，對于這種宏觀調控政策的有效性和有限性至今還缺乏深入而有說服力的研究。從以下的分析中，將提出支持前面判斷的論據。

二、從政策出臺的背景認識和理解積極財政政策

許多文章認為，積極財政政策出臺的背景是亞洲金融危機對我國經濟形成沖擊之后，為了防止國內經濟衰退而采取的政策措施。這個論點是正確無疑的，但是需要進一步的細化分析。眾所周知的事實是，80年代中期到1998年這一期間我國支撐經濟增長的因素中，除去對外貿易因素外，主要是金融業的間接和直接投資發揮了重要的作用。社會財力的80％左右集中在金融領域，政府財政預算內資金只占gdp比重的10％多一點，財政對經濟的影響和控制力已弱化到極點。在啟動積極財政政策之前，政府主要以貨幣政策為主，財政政策為輔來調控經濟。在1993—1995年間，政府主要實施適度從緊的財政和貨幣政策來抑制通貨膨脹。在經濟成功地實現“軟著陸”以后，從1996—1998年初，銀行連續7次降息，事實上貨幣政策已經由“適度從緊”轉變為“適度從松”。但此時的財政依然實行以壓縮財政赤字為主要特征的“適度從緊”政策。在連續降息之后，受到亞洲金融危機沖擊的中國經濟，仍然呈現下滑趨勢，“適度從緊”的財政政策必須進行調整的建議被提出。

更為重要的事實是，在受到亞洲金融危機沖擊后，我國銀行的不良資產狀況受到高度關注，在防范金融危機、化解金融風險為主要任務的情況下，貨幣政策的發揮受到了金融業自身不健康和外部金融危機沖機的約束，在經濟運行中難以發揮對經濟增長的重要支撐作用，財政政策不得不但當起對經濟穩定增長的主要重任。從這個意義上講，積極財政政策的表述，是含有財政政策更為主動和主要發揮對經濟增長的調控作用含義的。

三、從宏觀政策戰略思路上認識和理解積極財政政策

從“穩定、安全”的宏觀政策戰略思路考慮，積極財政政策的重要作用之一就是保障金融的安全。一些比較典型的例子是，財政發行2700億元特別國債補充國有銀行資本金；地方政府財政采取措施解決農村基金會的清算問題；財政撥款100億元啟動和支持“債轉股”，以剝離國有企業在國有銀行的不良資產，化解銀行風險等等。積極財政政策的另一個重要作用，就是“穩定”和發展經濟的作用，如國債建設資金進行大規模基礎設施建設，利用國債貼息進行企業的技術改造，這些已廣為宣傳，為人所知。

從宏觀政策的總體組合和搭配上看，“積極”的財政政策和“穩健”的貨幣政策的搭配，包括的總體政策含義是，在主要保證金融穩定和安全的同時，相對更多地發揮財政政策在擴大內需、支持經濟增長中的作用，當然也要發揮貨幣政策支持經濟增長的作用。

從上述分析看，對積極財政政策僅從“松”“緊”角度和層次上考慮，可能難以描述其政策的更高或更深的含義。

四、從實際操作措施來認識和理解積極財政政策

完整理解財政政策措施，要對收入和支出以及收支平衡、赤字狀況進行全面分析。

1．從收入政策來看，1988年以來我國沒有采取減稅的政策。官方認為，我國現階段不宜通過減稅刺激經濟，而應適時適度地擴大財政舉債規模和財政支出，增加投資，刺激消費，擴大出口，通過改革克服制約有效需求的體制和政策因素，促進國民經濟增長。另一方面，在收入政策取向上，也沒有明確提出增稅政策。在實際操作的措施中，既有增稅的措施，例如恢復開征利息稅，清理和停止到期的稅收優惠政策，加強稅收征管等。也有減稅措施，如恢復或提高出口退稅率，逐漸降低銀行業的營業稅稅率，減輕農民的稅費負擔，對西部地區和某些高科技行業實行稅收優惠政策等。從上述情況看，我們似乎難以判定財政收入政策的特點。

從1998年以來財政收入增長情況看，財政收入的增長幅度大大高于經濟增長幅度，財政收入的彈性系數之比達到1：1．5—1：2以上(見圖1)。由于gdp是按照可比價格計算，而財政收入是按照當年價格計算，兩者之間仍存在不可比因素，如果將gdp也按照當年價格計算，那么財政收入的彈性更高(安體富，2002年)。實際執行的情況表明，財政收入執行結果是明顯的增稅政策。

2．從支出政策來看，財政支出規模基本上呈現持續擴張的態勢。支出的增長速度高于 gdp的增長，1998—2000三年也高于財政收入的增長，但在2001年有所不同，財政收入增長高于支出增長(見圖1)。對于2001年財政收入增長高于財政支出增長應做何種解釋，在下文中將結合其他內容進行判斷。

3.對財政赤字進行考察和分析。1998年一2000年赤字的絕對量逐年擴大，2001年赤字比2000年有所縮小。考慮到2000年開始，對赤字的口徑做了調整，即把當年國債的付息額列入經常性預算支出，并體現為當年財政赤字。按照同比口徑，2001年的赤字則比上年的赤字有較大幅度的減少。從當年赤字與上年赤字比較的變化率來看，赤字擴大的速度明顯降低，由1999年的89．1％降低到2001年的負增長4.8％，如果按照同比口徑，2001年財政赤字的增長率為負9．2％。

4．對國債規模進行考察和分析。與赤字的走勢有所不同，1998—2001年國債的絕對規模逐年擴大，債務擴張的速度也明顯提高。1999年為3．2％，2000年為9．1％，2001年為19．7％(見圖2)。

2001年以來，出現了這樣一種觀點，認為 2001年的積極財政政策的力度有所控制或減弱，主要論據是，財政在中央銀行的凈債權數額比較以前年度有明顯增加(李揚，2001年)，政府發行的長期建設國債規模控制在1500億元，國債投資力度沒有增加(張立群，2001年)。這種觀點有一定道理，但仍需要做進一步的分析和研究。值得說明的是，從2002年的財政預算案來看，積極財政政策的擴張力度又有明顯的加大。

以上的實證分析表明，財政支出表現出明顯的擴張性政策特征；而從財政收入政策看，按照目前的宏觀經濟理論，并不具有擴張性政策的特征，反而具有一定“緊”的政策特征。因此直接對表象的描述應為：積極財政政策是赤字和國債規模的擴張性支出政策與緊的收入政策的共同組合。有些經濟學家將其形象地比喻為：一腳踩油門，一腳踩剎車。但要作出更為確切的判斷，關鍵問題在于對這樣兩種政策的作用合力需要進行比較分析。

現有的宏觀經濟經濟理論認為，政府支出的擴張(即赤字和國債的擴大)會對社會總投資需求產生兩方面的效應。一方面是，當國債主要用于建設投資時，會產生擴大社會總投資的作用；另一方面，赤字的擴大，也即政府部門的國債投資又會在一定程度上擠出私人部門的投資。在我們受本文主題的限制，不可能對這兩方面效應進行量化的分析時，我們暫時推論這兩種效應對社會總投資量的影響是持平的。更為重要的是需要考慮財政收入政策——實際的增稅效應。增稅也會產生對私人部門投資的擠出效應，那么增加的稅收收入會用于抵補政府的財政支出，這樣對社會總需求的影響就取決于，對私人部門的擠出數量與政府赤字規模的大小。如果擠出數量大于政府赤字，那么增稅的效應就是相對縮小了社會總需求；反之，政府赤字大于擠出數量，增稅的效應可能就是擴大了社會總需求。這樣看來，赤字成為了一個擴張與收縮的“閘口”。

總地來看，在總需求中，國債和增稅都對私人部門的投資和消費是在做“減法”，政府的國債投資和消費支出，是在做“加法”。從總量上觀察“加”和“減”的結果，粗略的量化分析是，對政府資金投入資源配置的凈增量(投資的增加)和政府從微觀企業資源配置中取得的收入增量(資金轉移到政府手中，從而使企業資金減少)進行比較，這可以大致推斷兩者對總的加減結果。從1998—2001年政府投入的支出增量來看，債務增量總額約為9248億元，同期的財政收入增量總額約為7062億元，兩者相比的結果是，政府的投入量大致為2186億元。結論基本上是加數大于減數。

如果上述分析是成立的，我們對積極財政政策的基本判斷是，它總體上(中期內)具有擴張政策的特性。但是政府根據短期經濟形勢變化，通過對財政支出與稅收增量的控制，適時在調整擴張的力度。

如果我們再考慮到財政政策的乘數效應，由于支出乘數大于稅收乘數，在擴張性支出政策與稅收增收政策的相互作用之下，支出擴張的乘數可能大于稅收增收的乘數，所以更可以支持以上作出的積極財政政策在總體和本質上是擴張性的結論。綜合考慮到存在著收入的從緊對支出擴張的緩沖，所以準確的概括是，積極財政政策是一種適度擴張性的政策。

擴張的貨幣財政政策范文第5篇

關鍵詞：貨幣政策　財政政策　歐洲經貨聯盟　協調

歐洲經貨聯盟的建立，使國際宏觀經濟政策協調的理論范疇、內容體系和工具方法，在借鑒了其他學科和經濟學領域的研究成果后，獲得了前所未有的發展。最近20多年，經濟學家開始更多地注意貨幣和財政政策的協調，尤其是在醞釀歐洲經貨聯盟過程中。歐洲經貨聯盟的政策協調逐漸成為國際宏觀經濟政策協調的焦點。下面對經貨聯盟貨幣政策和財政政策協調的理論進行簡要回顧。

一、經貨聯盟建立前關于政策協調理論的研究

1.關于財政紀律（fiscal discipline）。對財政紀律研究起源于薩金特和華萊士（sargent，wallace，1981），他們強調政府財政赤字的程度是預先確定的，并具有非持續性，貨幣政策和價格水平不是外生的。然而，他們都沒有明確制定財政政策的目標，尤其是沒有包括宏觀穩定的目標。不過薩金特和華萊士所分析的方案在強調財政紀律是貨幣穩定的先決條件方面起到積極作用，經貨聯盟設計者將這一思想加以吸收，并寫入《馬斯特利赫特條約》（簡稱《馬約》）中的關于經貨聯盟第三階段標準的有關條款。

2.關于貨幣政策和財政政策的協調。tabehini（1986）是最早運用微分博弈模型來分析單一國家貨幣政策和財政政策協調的。他證明，與非合作博弈結果相比，政策協調加快了經濟向穩定狀態演進并趨同的速度，從而使經濟向預定的目標更加靠近。

3.關于貨幣政策協調。tumovski和d‘orey（1986）分析了跨國間貨幣政策協調問題。他們的模型以兩個相同的開放的經濟為特征，并受到總供給和總需求的沖擊。中央銀行在產出和通貨膨脹方面具有同一的線性二次參數選擇。在靜態框架下，他們比較了納什均衡、斯坦克爾伯格均衡和合作均衡，他們發現，合作收益可能很小。這個結論后來被turnovsky，basar和d’orey （1988）所校正，他們分析了同一模型的動態情況，證明合作收益可能變得正相關。

二、經貨聯盟框架確立后關于貨幣政策和財政政策協調研究的新發展

隨著經貨聯盟框架的確立，《馬斯特利赫特條約》的通過及1999年歐元的問世和經貨聯盟的正式成立，宏觀經濟政策協調的理論研究也進入了空前發展階段。大量文獻直接以歐洲經貨聯盟為研究對象，通常是在一個集中的貨幣當局（centralized monetary authority）和多個分散的財政當局（decentralized fiscal authorities），即幾個主權國家共同擁有同一貨幣政策的框架下進行研究的。經貨聯盟后貨幣和財政政策協調理論的研究總結如下：

1.關于動態不一致性問題。這一問題實際上也是共同貨幣當局及分散的財政當局的信譽問題。mourmouras和su（1995）建立了成員國債務不確定前提下的共同貨幣當局和成員國政府之間的博弈模型。如果共同貨幣當局能夠保證其獨立性和信守物價穩定的承諾，那么就會有助于貨幣政策主導體制的形成，從而嚴肅財政紀律，防止無約束的財政政策對經濟產生的負面效應。beetsma和bovenberg（1995），beetsma和uhlig（1997）對稅收發生扭曲情況進行研究時發現，如果央行缺乏信守承諾的能力，政府就會進行赤字融資，最終將迫使央行放棄物價穩定的目標，導致更高的通貨膨脹；而一個獨立的信守承諾的中央銀行，則能夠起到對財政紀律約束的作用。beetsma和uhlig（1999）認為財政政策會誘導實際產出和自然產出的缺口，從而誘導中央銀行（希望將產出穩定在自然水平）采取通貨膨脹政策（動態不一致）。banerjee（2001）分析了中央銀行采取動態不一致的行為時歐洲經貨聯盟政策制定者之間的協調。dixit和iatmbertini （2001）分析了財政政策的反周期作用。他們考察了中央銀行和政府在產出和通脹目標相矛盾時，有和沒有貨幣承諾時的均衡，包括納什均衡和先行者均衡。他們的結論是：中央銀行和財政當局之間非合作的相互作用導致財政政策和貨幣政策的競爭，擴張性的財政政策以增加產出為目的，而緊縮的貨幣政策以降低通脹為目的。對財政政策的制度限制，如《穩定與增長公約》，在改變財政反應函數和影響產出——通脹結果方面可能是有效的。dixit和lambertini（2003）假設中央銀行產出和通脹目標都低于財政當局的目標值，建立了兩政策之間競爭模型。在這種博弈下，中央銀行受規則約束，而財政當局有權視情況決定其財政政策，財政當局很可能會破壞中央銀行的承諾。博弈結束時，貨幣政策過于緊縮，財政政策又不夠擴張。他們的結論是：如果貨幣和財政當局保持政策動態一致時，他們應當具有相同的產出和價格目標，這些目標與社會最優目標相一致。當存在動態不一致時，通貨膨脹目標應當降低，但是至關重要的是，兩當局的產出和通脹目標應當一致（目標偏好的權重可以不同）。

2.關于分散的財政當局問題（decentralized fiscal authorities）。這類分析對不同當局的目標函數進行了假設。bane-jee（2001）分析了兩國具有各自的財政政策，并擁有共同的貨幣政策的情況。他分別假設了政策制定者自由選擇政策工具和選擇政策工具時受到約束的兩種情況，然后對不同假設條件下的產出和通貨膨脹結果進行了比較。beetsma，xavier debrun和frank klaassen（2001）也對此進行了分析并得出相似的結論。torben andersen（2002）發現，在出現對稱沖擊和政策參與者增加的時候，非合作的財政政策的成本很大。相反，在特殊沖擊和政策參與者減少的情況下成本很小。uhlig（2002）假設，中央銀行致力于將產出偏離自然水平和通脹偏離其目標水平最小化。在這種情況下，如果財政當局只關心產出，會導致無效率，對產出穩定會造成壓力，產生通貨膨脹的傾向，從而誘導中央銀行提高利率。在他的模型中，中央銀行沒有對利率水平附加任何成本。在這種情況下，財政當局間的協調將是有利的，有助于保持利率下降。

3.財政約束（fiscal restraint）和協調問題（楊照東，王勁松，2004）。由于財政政策對貨幣政策具有制度外溢性，因此需要財政約束。bliss和nalebuff（1984），alesina和drazen（1991）提出，在貨幣聯盟中如果其他國家主動控制債務和赤字，提供財政紀律公共產品的話，則每個國家都會存在一種放松自身預算的動機，從共同預算穩定中“搭便車”，最終導致共同財政紀律松弛，危及共同貨幣的信譽和貨幣聯盟的穩定；而《馬斯特里赫特條約》和《穩定與增長公約》則可以作為一種成員國財政協調的外在約束機制，減少各國財政的溢出（allsopp和vinesl996）。

giovannini（1994）也指出，對財政預算硬約束的規定，可以阻止成員國將內部財政困難輸出，危及整個聯盟的利益，在缺乏“共同聯邦預算”約束的情況下，關于財政約束的條約規定無疑是最好的選擇。當然也存在著與上述相沖突的觀點，如dombusch（1997）認為，財政約束雖然在理論上是合理的，但在實際中，如果共同貨幣當局信守承諾的話，這樣的約束反而會束縛財政政策穩定經濟功能的發揮。

財政協調源自成員國財政政策的相互溢出。laursell和metzler（1950）在一個傳統的凱恩斯主義模型中分析認為，一國財政支出的擴張，將增加本國產出水平，但通過對世界利率的溢出效應，將使其他國家的產出下降，其國內開支增加，最終對其他國家產生負面影響。masson和talor（1993）發現了財政協調的重要性。歐洲匯率機制（erm）體制下，德國財政擴張在增加產出時，傾向于降低其他成員國的國內產出，形成外部溢出的負效應。也有一些學者反對財政政策協調，如eichengreen（1996）認為，在經貨聯盟中財政政策的跨界溢出的負效應并不顯著，從而使超過《馬約》規定之外的財政政策協調的經濟收益十分微小。beetsma和bovenberg（1998），uhlig（1999）進一步指出，如果在成員國層次上有足夠的空間讓市場機制和財政“自動穩定器”發揮作用的話，財政政策的跨區溢出效應也許很有限，因而不必進行財政政策協調。

4.關于貨幣政策和財政政策的相互作用。sibert（1992），levine和brocine（1994），beetsma和bovenberg（1998）等人的研究發現，在一個由分散的財政政策和共同的貨幣當局組成的貨幣聯盟中，如果貨幣當局對于貨幣政策控制不嚴格，容易產生通貨膨脹傾向和公共產品的過度供給；當存在財政合作或財政先行時，則可以嚴格財政和貨幣政策紀律，避免上述情況發生。

macro buti，werner roeger和ian int veld（2001）分析了貨幣政策和財政政策的相互作用。假定財政當局確實關心通貨膨脹，當經濟受到供給沖擊時，合作是值得的。bas van aarle，jacob engwerda和joseph plasmans（2001）分析了兩個國家具有各自的財政政策和統一的貨幣政策的情況。他們采用不同損失函數的靜態設計，包括兩國間溢出競爭。他們運用數字模擬分析了兩個財政當局和一個貨幣當局的非合作、完全合作、兩個財政當局聯合、財政當局和貨幣當局的合作的情況。他們發現，在兩國受到對稱和非對稱沖擊時，合作對于財政當局是有效率的，兩個財政當局采取共同的政策傾向，會產生帕累托改進。luca lambertini和ricccardo rovelli （2004）考察了在宏觀經濟穩定條件下貨幣政策和財政政策之間的關系。他們的分析表明，如果財政政策考慮到產出和通脹福利函數（通脹福利函數與中央銀行定義的相一致），那么，兩個當局都會從合作中獲利。kooper和kempf（2000）在兩國模型中分析了組建和不組建貨幣聯盟兩種情況下的貨幣政策和財政政策行為。當財政政策制定者和貨幣政策制定者的政策目標一致時，貨幣政策和財政政策之間便會相互作用。在他們的模型中，兩國有共同的財政限制，兩國政府盡量以較高的共同價格的形式將成本傳給另一方。他們的結論是：當貨幣當局作為先行者，貨幣聯盟會得到帕累托效率改進的結果；而如果財政當局是先行者或財政當局的赤字融通受到限制，貨幣聯盟只有在一定條件下才能取得福利改進的結果。

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