OECD國家結構性赤字的通脹效應研究

滕發才

（中央財經大學經濟學院，北京100081）

OECD國家結構性赤字的通脹效應研究

滕發才

（中央財經大學經濟學院，北京100081）

本文結合當前世界經濟“四低”形勢和財政和貨幣政策的同向擴張，綜合考慮財政政策和貨幣政策對通脹的影響。將結構性赤字與通脹率作為研究對象，采用協整檢驗方法、BVAR模型和門限協整檢驗方法，對結構性赤字與通脹率之間的關系進行研究。主要結論是：結構性赤字在多數國家中對通脹率產生顯著正效應，影響通脹率的主要因素主要是結構性赤字，OECD國家是財政政策主導的非李嘉圖制度。結構性赤字的通脹效應不是由經濟增長引發的，而是債務貨幣化在推高物價水平的同時未能改變利率為零甚至負利率狀況導致的。通脹率對長短期利率和經濟增長率產生顯著的正效應，對失業率、儲蓄率、匯率產生顯著負效應。結構性赤字與通脹率之間不存在門限效應，實證分析采用的線性回歸方法和結果是可靠的。

結構性赤字；通脹率；BVAR；門限協整

一、引言

近幾年來，無論是發達國家還是發展中國家，財政赤字和通貨膨脹對宏觀經濟的長期穩定性變得越來越重要（Tiwari,Bolat，2015）。2016年全球經濟進一步放緩，原因是發達經濟體增長滯緩、大宗商品價格持續低迷、全球貿易疲軟和資本流動日減。2016年全球經濟的大格局，仍表現為“四低四分”的發展趨勢，繼續維持在低增長、低通脹、低利率、低貿易增長的軌道上。因此，無論是發達國家還是發展中國家，解決當前世界范圍內共同面臨的問題的經濟政策目標，是如何提高中期的經濟增長率，需要各國各自以及共同使用所有政策工具，以貨幣政策支持經濟活動并保持價格穩定，以靈活的財政政策促進經濟增長。

財政和貨幣政策的全球性放松，是否會共同影響價格水平，是財政政策起主導作用，還是貨幣政策導致的后果。前者涉及到FTPL理論，后者與李嘉圖制度與非李嘉圖制度有關。于現在而言，共同擴張的經濟政策是否實現低通脹、高增長的宏觀經濟政策目標，需要考慮赤字與通脹之間的關系或者說財政赤字的通脹效應，而這一直是一個備受爭議的議題。

早期許多的研究，如Niskanen(1978)、Dwyer (1982)、McMillin,Beard(1982)、Barnhart,Darrat(1988)、Landon,Reid(1990)以及其后的Abizadeh,Yousefi (1998)、Afonso(2002)等，都認為赤字對通脹沒有顯著影響。政府針對自身財政赤字狀況所采取的不同的政府融資策略和制度安排，產生了不同的價格水平決定理論。Aiyagari,Gertler（1983）提出李嘉圖制度(Ricardian Regime)與非李嘉圖制度(Non-Ricardian Regime)，李嘉圖制度下貨幣政策是主動的，財政政策具有被動性，通貨膨脹直接表現為一種貨幣現象。非李嘉圖制度下財政政策具有主動性，貨幣政策是被動的，通貨膨脹間接地表現為一種財政現象，即財政主導的貨幣現象。Leeper（1991）、Sims（1994）和Woodford(1995)提出的價格水平決定的FTPL理論，則認為價格水平是財政政策和貨幣政策共同作用的結果。對于基于FTPL理論上的相關研究，Hamburger,Zwick(1981)、Choudhary,Parai、Sims(1994)、Bergin(2000)、Canzoneri,Cumby(2001)、Woodford(2001)、Cochrane (2001)都認為財政政策對價格水平產生影響，保持物價穩定不但需要適當的貨幣政策，同樣也需要適當的財政政策，貨幣政策與財政名義赤字目標政策結合起來很是有助于穩定物價。財政政策和貨幣政策對于價格水平的影響到底是共同決定的還是分別主導的，我們根據國家或區域的差異進行下一步的綜述。

日本的財政政策在李嘉圖制度或者非李嘉圖制度之間隨機切換(Ito,Watanabe,2011)。印度基本赤字變化不大，其通脹率最終由債務占比確定(Buiter,Patel,1992)，而貨幣政策對通貨膨脹有很強的規范作用，財政赤字沒有顯著效果(Nair，2012)。巴基斯坦財政赤字與利率都是決定價格水平的決定變量(Jalil,Tariq,2014)，財政赤字與通貨膨脹和貨幣增長都具有正相關關系，但區分兩者的通脹效應較為困難，財政赤字導致通貨膨脹的國家，可以考慮減少貨幣增長的措施(Aamir,2015)。9個亞洲國家廣義貨幣供給M2與通脹顯著正相關，而財政赤字、政府支出和利率對通脹率在統計上具有重要的決定影響(Nguyen,2015)。

加納的通貨膨脹受貨幣因素的影響很大，財政赤字政策的波動影響了通貨膨脹目標(Sowa, 1994)。尼日利亞的財政赤字會導致通貨膨脹(Anayochukwu,2012),但其財政赤字和通貨膨脹之間的關系盡管是正向的但不顯著，而貨幣供應量與通脹之間存在正向的長期的關系(Dockery, Ezeabasili,2012)。西非國家經濟共同體成員國高通脹水平需要合理的貨幣和財政政策應(Adamu, 2013)。非洲51個經濟體赤字和通脹之間是非線性的，赤字每增加1個百分點通脹率會提高0.25個百分點。若赤字達到GDP的23%，兩者關系變得更為重要(Abu,Karim,2015)。

美國和英國政府的財政行為具有一致的李嘉圖政策的特點(Ito,Watanabe,2011)。希臘的財政赤字對通脹產生了溫和作用(Dogas,1992),政府預算和價格水平具有長期關系，兩者之間具有雙向因果關系(Hondroyiannis,Papapetrou,1994)。土耳其預算赤字顯著影響土耳其的通貨膨脹水平(Metin,1998)。阿爾巴尼亞預算赤字進入通脹模型后，赤字對通脹的影響較大且是負相關(Gjeci,Hysa,2015)。9個歐盟國家通貨膨脹率和預算赤字之間沒有因果關系，但法國和比利時的預算赤字對通貨膨脹具有長期的因果關系(Tiwari,Bolat,2015)。

發達和欠發達國家當央行不是獨立的，金融市場不夠發達，不足以控制通脹預期時，預算赤字會通脹化(Neyapti,2001)。高通脹的發展中國家財政赤字與高通脹具有很強的正相關關系，而低通脹的發達國家則不存在這種關系(Catao,Terrones, 2005)。發達國家通貨膨脹和赤字所引發的公共債務水平并無明顯的同期關系，而新興經濟體完全不同(Reinhart,Rogoff,2010)。

綜上所述研究結果看，財政赤字對利率通脹產生的效應在不同時期、不同國家和區域、不同方法下的差異較大。我們試圖在以下幾個方面做進一步的研究：一是結合當前世界經濟“四低”形勢和財政和貨幣政策的同向擴張，綜合考慮財政政策和貨幣政策對通脹的影響。二是結合Barth,Iden(1984)要考慮不同類型的赤字的經濟效應的觀點，以及Laubach(2009)研究赤字效應需要排除經濟周期因素的觀點，將結構性赤字替代以往常用的財政赤字作為研究對象，這一做法在以往的文獻中較為少見。三是研究方法上，綜合考慮各方面因素后，采用協整檢驗方法、BVAR模型和門限協整檢驗方法，解決有限樣本下的多變量的有效估計問題，同時兼顧結構性赤字的與通脹之間的非線性關系分析。

二、分析框架

傳統理論認為赤字的通脹效應有三個假設：赤字通過財富效應提高了價格；赤字使得央行購買債券，增加了貨幣供應量從而提高了價格；通貨膨脹預期提高赤字。李嘉圖制度或者非李嘉圖制度、FTPL理論以及其他價格水平決定理論，都表明財政赤字對通脹產生的效應，在不同的經濟學派的理論上都有不同的闡述，而結構性赤字的通脹效應更沒有相應的研究基礎。在此我們借鑒Kitchen(2002)提出了的關于貨幣政策的短期和長期利率的簡單模型來解決這一問題，其表達式為：

其中it,1為第t期內第1期的名義利率，r為第t期內的實際利率，πt為第t期內第1期的通脹率，yt為第t期內第1期的的實際產出，加“-”變量為目標均衡水平，α和β為貨幣政策關于通脹目標和增長目標的參數，其中β即為GDP缺口的參數。設若第二期通脹和產出目標都達到均衡，則有：

其中，γt,2為流動性溢價到期期限，γt,2為財政不確定性與政府預算赤字相關的風險溢價，εt,2為捕獲其他不能明確的（隨機）的因素。由此可以看出，長期利率和短期利率之間的擴張取決于當前的通脹水平、當前的產出缺口、流動性溢價、風險溢價與政府財政狀況相關的不確定性四個因素。Kitchen（2002）將結構性預算盈余引入該模型代表，但我們認為產出缺口與結構性赤字、政府收支有關，因此將結構性赤字納入該模型可能更符合我們的研究要求。

從財政赤字與經濟運行相關性角度看，財政赤字分為結構性赤字和周期性赤字。郭慶旺,賈俊雪(2004)認為結構性赤字有助于區分財政赤字的周期性和結構性變化趨勢，能夠使得決策者控制中長期的支出和稅收進程，修正政府財政狀況相關的不確定性。Anton(2014)、Camelia,Norina(2015)認為一些歐盟成員國赤字已經超過3%警戒線，需要運用結構性赤字作為財政管理的重要指標。

令Ygap=Y-Y并改寫為與GDP占比的形式，則結構性赤字表示為：

進而有：

從式（5）看，若經濟處于衰退進程，盡管收入由于自動穩定器作用下降而其占GDP的比重t不變，結構性赤字dt*增加同時也使得支出中的債務利息支出增加，GDP缺口在減小，因此式（3）中的產出缺口與政府財政狀況都可以通過結構性赤字來調節。式（3）所形成的函數關系由此可以寫成以下形式：

進而有：

從式（7）中可以看出，貨幣政策和財政政策都對通脹產生影響，而結構性赤字影響財政收支狀況進而影響產出缺口，而產出的波動相應影響了通脹水平。更進一步的由于長短期利率的變動所表示的貨幣政策除了影響通脹水平外，還影響國際收支，而結構性赤字政策除了影響產出外，還會影響就業水平。因此，將這些效應從式（7）中分離出來，進一步拓展式（7），有：

式（8）中的rinf,t為通脹率，d*t為結構性赤字，it,k為長期利率，it,j為短期利率，rune,t為失業率，rexc,t為匯率，α為長期利率的參數，β為短期利率的參數，λ為結構性赤字的參數，γ為捕捉失業率對通脹影響的參數，η為捕捉匯率對通脹產生影響的參數。

三、實證分析

根據式（8）所提供的框架，通過建立BVAR模型的方法分析結構性赤字與通脹率的相互關系。本文數據來自于OECD官方網站的數據庫，實證分析涉及的變量有：結構性赤字（x19）、通脹率（x5）、短期利率（x7）、儲蓄率（x8）、匯率（x9）、失業率（x10）、國債長期利率（x11）、經濟增長率（y）。另外針對通脹率（x5）數據缺口比較大的問題，計算了消費者價格變化率（x16）作為替代變量；有些國家的匯率（x9）變量不穩定，計算了匯率變化率（x15）作為替代變量備用。估算結構性赤字時，IMF、OECD和EU都對結構性赤字的計算提供了指南和方法，潛在產出法是其中重要的方法。本文采用OECD官方提供的GDP缺口來估算結構性赤字。

表1 BVAR模型變量確定匯總表

1.數據、變量與模型設定

首先對各變量都進行ADF平穩性檢驗，限于篇幅僅在此將檢驗結果匯總，具體見表1。其中表中的數字0表示變量為平穩序列，1表示一階單整序列，2表示二階單整數列。需要說明的是，變量y中部分國家的ADF檢驗結果是采用了Perron方法的結果。從表1提供的檢驗結果看，各國變量主要是一階單整序列，我們根據變量的一階單整屬性來確定最終進入模型的變量。其次，對各國一階單整變量進行協整分析。協整檢驗有兩種方法，一是基于殘差檢驗的E-G兩步法，如果誤差項存在單位根，表明變量之間不存在協整關系。二是基于系數檢驗的Johansen法。我們根據Johansen方法對各國一階單整變量進行系數協整檢驗，其滯后階數選擇根據BVAR模型中的AIC準則選擇的。三是，建立BVAR模型。根據變量平穩性檢驗結果和Johansen協整檢驗結果，最終對29個OECD國家建立模型，并全部通過穩定性檢驗。BVAR模型的先驗參數設定采用Minnesoda先驗參數分布。

2.實證結果分析

從表2看，22個OECD國家中，有11個國家結構性赤字對通脹率產生正效應，其中影響程度在10%以上的國家有8個。另外11個國家結構性赤字對通脹率產生負效應，其中影響程度在10%以上的國家有3個。而僅有美國的短期利率對通脹產生顯著正效應，其他21個國家的長短期利率均未對通脹率產生顯著影響。其他變量中，也僅有希臘的失業率對通脹率產生顯著的負效應，其余所有國家和其相關變量均對通脹沒有產生影響。從這個角度看，影響OECD國家通脹率的主要因素主要是結構性赤字，是財政政策主導的非李嘉圖制度。

結合結構性赤字對經濟增長的影響分析，上述11個結構性赤字與通脹率顯著正相關的國家，以及3個結構性赤字與通脹顯著負相關的國家中，其結構性赤字與經濟增長率除了日本、瑞士、韓國3個國家經濟增長率因為為平穩序列不能進入模型分析外，其余11個國家結構性赤字都與經濟增長率顯著正相關。這就帶來第一個問題：結構性赤字直接作用于通脹，還是通過經濟增長產生通脹效應。這一問題需要從經濟增長對通脹產生的效應進行考察，從模型結果看，所有國家的經濟增長均未對通脹產生顯著效應。第二個問題是：結構性赤字是否通過債務貨幣化影響了通脹率。若果如此，債務貨幣化使得利率降低從而與通脹率應為負相關關系，但從長短期利率與通脹率的關系看，只有美國的短期利率顯著正向影響了通脹率，其他國家的長短期利率均未對通脹率有顯著影響。這一點或許可以從美國、歐洲、日本等國2008年金融危機以來多次量化寬松結果來分析。歐美日多次巨量的量化寬松使得貨幣量劇增，在推高物價水平的同時未能改變利率為零甚至負利率狀況，從而使得利率和通脹率相關性不高，但美國的加息政策調整推高了通脹率。

結構性赤字產生了顯著的通脹正效應，使得通脹率與其他變量之間產生系列效應。首先對15個國家的短期利率產生顯著的正效應，對14個國家的長期利率產生顯著的正效應，表明通脹率與利率之間的關系符合費雪效應。對8個國家的失業率產生顯著負效應、1個產生顯著正效應，符合菲利普斯曲線揭示的兩者之間的關系。對4個國家的儲蓄率產生顯著負效應、1個國家產生顯著正效應，表明一定程度通脹率的提高會降低儲蓄、增加投資。對4個國家的匯率產生顯著負效應，符合購買力平價理論。對2個國家的經濟增長產生顯著正效應、1個國家產生負效應，結合當前普遍通縮的現狀表明一定程度的通脹能夠促進經濟增長。需要再次說明的是，通脹率與儲蓄率、匯率和經濟增長率之間的關系，由于有些變量屬性不能進入模型以及實證結果不顯著，不能完整反映整體狀況。

3.非線性關系檢驗

上述實證方法選擇及過程都假定變量之間是線性關系，非線性實證方法的發展需要我們在此分析實證方法和結果是否存在非線性。若只考察結構性赤字和通脹率兩個變量之間的關系，可以通過門限協整方法來完成非線性分析，但本文的分析框架是包含了多變量的。多變量非線性方法如T-SVAR和TVP-SVAR可以直接考察門限變量的存在對因變量的影響，但結構性赤字在不同的國家樣本分布差異較大，不能通過門限VAR模型對全部國家進行分析。因此本文首先考慮到多變量模型的參數的有效估計需要BVAR模型來完成，而顧及非線性因素是選擇多變量門限協整方法來完成。

線性協整理論認為，若誤差項在某個范圍內屬于隨機游走過程，則存在單位根變量不存在協整關系，但若超過某一閾值，則誤差項又會變為線性自回歸過程，此時誤差項表現為平穩序列，變量之間形成門限協整關系。Enders,Granger(1998)提出沖量門限自回歸模型(M-TAR)，用之進行門限協整分析和檢驗。此模型的門限變量不再是因變量的滯后值，而是上期因變量的變化值即其差分值。M-TAR在估計門限效應時比其他模型更具有一致性。按照E-G法求解門限變量，需要先構造變量協整向量的殘差作為門限變量的取值范圍，使得殘差平方和最小的值即為門限值，這種方法繁瑣復雜。我們根據EVIEWS 9.0的Tarcoin程序包，實現門限值的求解和檢驗。從其他文獻看，M-TAR滯后期需要根據使得AIC和SIC最小的值加以確定，Tarcoin以AIC準則默認最大滯后期為10期。所以進行變量的Johansen協整檢驗時，我們根據AIC準則選擇了其最小值對應的滯后期。有的文獻認為，使用M-TAR求解門限值過程中，可以結合Johansen協整檢驗結果，以Johansen檢驗出現協整關系的滯后期為最大滯后期，并依次向前進行試驗效果更好。我們的做法是使用M-TAR方法時直接以Johansen檢驗確定的滯后期作為M-TAR的滯后期，不再在滯后期范圍內依次進行試驗。門限值的確定，由Tarcoin的搜索程序完成，其原理仍與Andrews(1993)方法相同，分別選取排序后殘差序列的15%和85%分位數作為門限變量的取值范圍，然后基于此取值范圍求出門限值使殘差平方和最小。門限機制的選擇上，Tarcoin默認為兩區制，考慮到本文的小樣本過程，本文也選擇了兩區制。針對此兩區制M-TAR的門限協整檢驗，其原假設和備擇假設按檢驗步驟第一個原假設和備擇假設為：

門限協整檢驗的第二個原假設和備擇假設為：

表2 結構性赤字的通脹效應及通脹對其他變量的影響

Enders利用Monte Carlo實驗構造了針對上述假設的統計量的臨界值，仿真次數10000次，顯著水平選擇5%。所以可將所得統計量的值與仿真所得臨界值進行進行驗證。第一個假設用計算的F值與構造的臨界值進行比較，若大于臨界值則拒絕原假設，此時p1＜0，p2＜0，殘差序列是一個平穩序列。而若F值大于臨界值，則接受原假設，此時p1=p2=0，表明殘差序列存在單位根過程，此時需要進行第二個檢驗步驟來確定。第二個假設的檢驗用傳統F值與構造的臨界值進行比較，若F值大于仿真臨界值時原假設被拒絕，此時p1≠p2，表明變量之間盡管存在協整關系，但其調整過程是非線性的，因而存在門限協整。若F值小于仿真臨界值時原假設被接受，此時p1=p2從而表明存在線性協整關系，其調整是線性的。

從門限協整檢驗結果看，26個能夠建立M-TAR模型的OECD國家中，只有冰島和西班牙在第一步驟檢驗時拒絕原假設。而進行第二步檢驗時，所有國家的F統計量均小于仿真臨界值。結果表明所有國家的結構性赤字與其他主要宏觀經濟變量之間是線性協整的，據此建立的BVAR模型具有可靠的線性假設，因此本文所得到的線性回歸結果是可靠的。

四、結論

本文結合當前世界經濟“四低”形勢和財政和貨幣政策的同向擴張，綜合考慮財政政策和貨幣政策對通脹的影響，將結構性赤字替代以往常用的財政赤字作為研究對象，采用協整檢驗方法、BVAR模型和門限協整檢驗方法，對結構性赤字與通脹率之間的關系進行研究，主要結論是：

（1）結構性赤字在多數國家中對通脹率產生顯著正效應，影響通脹率的主要因素是結構性赤字，僅有美國的短期利率對通脹產生顯著正效應，希臘的失業率對通脹率產生顯著的負效應，其他國家的長短期利率、儲蓄率、失業率、匯率和經濟增長率均對通脹沒有產生影響，因此OECD國家是財政政策主導的非李嘉圖制度。

（2）結構性赤字與通脹率顯著正相關，結構性赤字與經濟增長率也顯著正相關。通脹效應不是由經濟增長引發的，而是債務貨幣化在推高物價水平的同時未能改變利率為零甚至負利率狀況導致的，但美國的加息政策調整推高了通脹率。

（3）結構性赤字產生了顯著的通脹正效應，使得通脹率對長短期利率產生顯著的正效應，對失業率產生顯著負效應，對儲蓄率產生顯著負效應，對匯率產生顯著負效應，對經濟增長產生顯著正效應，但對儲蓄率、匯率和經濟增長率的效應不能完整反映整體狀況。

（4）門限協整檢驗結果表明結構性赤字與通脹率之間不存在門限效應，據此建立的BVAR模型具有可靠的線性假設，實證分析采用的線性回歸方法和結果是可靠的。

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（責任編輯：羅蕾）

On the Inflationary Effects of Structural Deficit in OECD Members

TENG Fa-cai
(CentralUniversity of Financeand Economics,Beijing100081)

BIn this paperwe consider“four low”trend of the world economy and expansion situation of econom ic policies,and analyze the impact between fiscal policy and monetary policy on inflation.The structural deficitand the inflation rate are seen as the main variables,and co-integration testing method,BVAR models and threshold co-integration adjustment are app lied.The main conclusions are:Structural deficits inmostOECDmembers have a significant positive effect on the inflation rate,itmainly affects the inflation rate and so OECD members are dom inated by non-Ricardian regime.Inflationary effects of the structural deficit is not caused by the economic growth,but due to the fact that debtmonetization increases the price level at the same time but does not change the zero or even negative interest rates.The inflation rate has a significant positive effect on the short and long interest rates and economic growth,yet yields negative effects among unemployment,savings rate,and exchange rate.There are no threshold effects between structural deficit and inflation,and we get reliable empirical results by linear regression in the process.

structural deficit;inflation;BVAR;threshold co-integration adjustment

F810.4

A

1008-2107(2016)06-0005-08

2016－11－05

滕發才（1972—），男，山東濰坊人，中央財經大學經濟學院，博士后。研究方向：財政與理論經濟學。