关键词：通货膨胀；财政赤字；格兰杰因果检验
中图分类号：F12文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）11-0078-02
1 理论回顾
有多种理论来解释通货膨胀和赤字之间关系的传导机制，主要包括以下几种：
一是Barro(1976)在讨论李嘉图理论体系中持续赤字是否导致通货膨胀的问题时认为，一旦政府债务存量的增长率超过了产出增长率，持续赤字就会通过货币化的形式引起通货膨胀。
二是Sargent和Wallce(1981)就时间、利率对财政赤字的影响进行了详实的论证，指出对于给定现值的财政赤字，如果现在较少地采用铸币税（也即货币发行）弥补，即一部分财政赤字由国债发行弥补，则将来势必要用比原本更多的铸币去弥补。
三是Dornbusch(1998)等提出的分析框架，认为通货膨胀对债务存量的实际价值和实际利息率具有显著影响。
四是Wray(1997)等提出的成本效应理论，认为赤字影响总供给。
五是阎坤（2000）认为由于中国中央银行可以在公开业务中收购国债，加之过大的外汇储备，从而形成巨大的货币扩张压力。
这些理论研究表明了通货膨胀和财政赤字之间的理论关系，并为实证检验提供了理论根据。当然不同的学者在不同的国家背景进行的不同时期的观察与研究，在运用不同的研究方法后，得出的结果必然有差异。但是至少能说明的一点便是通货膨胀与财政赤字之间的相关性值得研究与探讨。
2 财政赤字与通货膨胀的实证分析
2.1 研究方法
2.1.1 单位根检验法
单位根检验是检验时间序列平稳性的一种正式方法，在序列存在单位根的零假设下，对参数估计值进行显著性检验的t统计量不服从常规的t分布，Dickey和Fuller于1979年给出了检验用的模拟的临界值，所以称该检验为Dickey-Fuller检验，简称DF检验。后MacKinnon又改进了单位根临界值。但在DF检验中，常常因为序列存在高阶滞后相关而破坏是误差值的假设。Augmented Dickey-Fuller(ADF)检验对此做了改进。
（1）无漂浮项且无趋势项：
Δyt=δyt-1+∑pt=1αtΔyt-1+εt（1）
（2）含漂浮项但无趋势项：
Δyt=α+δyt-1+∑pt=1αtΔyt-1+εt（2）
(3)含漂浮项与趋势项：
Δyt=α+γt+δyt-1+∑pt=1αtΔyt-1+εt（3）
对数据进行单位根检验，得到一组稳定的时间序列资料。假设数据是一组非稳定的时间序列资料，如果序列的ADF检验t统计量大于使用者要求的显著性水平下的临界值，则不能拒绝原假设，表明序列存在单位根，是一非平稳序列。反之，如果检验t统计量小于使用者要求的显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，序列是稳定的。最终的数据资料需要具有稳定性，以符合Granger因果关系检验的要求。
2.1.2 Granger因果关系检验法
Granger因果关系检验是考察序列x是否是序列y产生的原因的一种方法。先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度，然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度。如果是，则称为序列x是y的Granger Cause,此时x的滞后期系数具有统计显著性。通常还要考虑序列y是否是x的Granger Cause。其检验模型为：
yt=c+∑pi=1αiyt-i+∑pj=1βjxt-j+εt（4）
检验零假设为：X是Y的非Granger因，即H0∶β1=β2=^=βα=0。由于Granger因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，通常可以依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。Granger因果检验同时要求数据资料具有稳定性，非稳定的数据资料进行Granger因果检验会出现“伪相关”问题。所以本文要对数据二阶差分，以确保数据资料具有稳定性。
2.2 数据搜集与整理
本文以各年的国家统计年鉴为依据，收集了1990年到2006年17年间的数据，我们选取以各年的零售物价指数减去100代表通货膨胀率变量(GRTI),以各年的财政赤字占GDP的比重代表财政赤字变量(DDEF)。全部数据均来源于有关各年的《中国财政年鉴》和《中国金融年鉴》(见表1)。
本文对这两部分数据取自然对数后进行单位根检验,说明数据是非稳定的。在对其二阶差分的数据再次检验,则拒绝假设,显示二阶差分数据是稳定的,符合GrangerCausality检验的要求。表1为ADF检验结果。表1的检验结果显示,经过二阶差分的数据是稳定的数据资料,符合Granger因果关系检验对数据的要求。
2.3 1990-2006年财政赤字与通货膨胀的格兰杰因果关系检验
（1）模型设定及样本数据选择。财政赤字引起货币供给量的增加只是导致通货膨胀的一个必要条件,只有当财政赤字引起的货币供给增加量超过经济增长要求的货币需求量时,超过的部分才会引起货币的非经济发行,即成为没有物质保证的空头票子。财政用这部分借款安排支出,无疑会造成社会需求总量的膨胀导致通货膨胀,物价上涨。为此,本文拟通过格兰杰(Granger)因果关系检验,对1990-2006年财政赤字与通货膨胀之间是否存在因果关系进行实证分析。相应构建的向量自回归(VAR)模型有:
其中:yt和xt为自回归变量向量,i和j为自回归滞后阶数,εt为白噪声序列向量。在进行格兰杰因果检验时,先对上述VAR模型进行回归,然后就回归的结果进行检验:如果接受H01:b11=b12=…=b1q=0,就说明xt不是yt的Granger因,反之则称xt是yt的Granger因;如果接受H02:a21=a22=…=a2s=0,就说明yt不是xt的Granger因,反之则称yt是xt的Granger因。以上偏回归系数为零的联合检验可以通过F检验来实现。
因果分析及结果解释。利用Eviews4.0软件,对上构建的VAR模型进行格兰杰因果检验。其中,由于因果关系检验涉及到滞后阶数的选取,本文按照AIC信息准则来确定滞后阶数(见表2)。
由表3可见,对于财政赤字不是通货膨胀的格兰杰成因的原假设,拒绝它犯第一类错误的概率是0.61205,不能拒绝原假设,表明财政赤字不是通货膨胀的格兰杰成因。第二个检验的相伴概率为0.39958,说明通货膨胀也不是财政赤字的格兰杰成因。可见,财政赤字与通货膨胀不存在紧密的因果关系。通过对表1的观察,我们也可进一步证实上述结论,例如,1996年和1997年财政赤字率为这一时期最低,但1996年通货膨胀率却达到6.1%;而2002年财政赤字率为这一期间最高,为2.64%,但1991年的通货膨胀率却仅为-1.3%。笔者认为,虽然这期间财政赤字在一定程度上导致了货币供给量的增加,但并没有导致通货膨胀的原因主要在于:财政赤字引起的货币供给量增加幅度还远没有超过由经济增长所要求的货币需求的增加幅度。根据我国在此期间的实际经济情况,我们可以进行一个简单的测算:(1)1990-2006年我国的经济增长率平均在10%左右,而货币流通速度(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,在此期间,我国由于经济增长以及经济货币化所要求的货币需求量的平均增加幅度为ΔY/Y-ΔV/V=10%+4%=14%。(2)1990-2006年我国的货币乘数平均为2左右,而财政赤字占货币供给量的比重平均在1%左右,因此由财政赤字所引起的货币供给量的增加幅度为M(Dgc-Dgc-1)/M=2*1%=2%。(3)综上所述,财政赤字所引起的货币供给量的增加幅度2%远远小于经济所要求的货币需求量的增加幅度14%,因此,在此期间财政赤字并不会导致通货膨胀的发生。
3 结论与政策建议
本文在构建财政赤字与通货膨胀联系机制的理论框架基础上,对我国财政赤字的通货膨胀风险进行了实证分析。根据实证研究结果,至少可以得出如下结论:第一,利用VAR模型,我们进一步对财政赤字与通货膨胀的格兰杰因果关系进行了检验,发现这个时期财政赤字虽然对货币供给量都有一定的扩张性作用,但由于无论从财政赤字率或是财政赤字占货币供给量的比重来看,我国财政赤字的规模仍然被控制在适度的范围内,财政赤字所引起的货币供给量增加的幅度还远远小于经济增长所要求的货币需求量增加的幅度,因此,这个时期中财政赤字没有导致通货膨胀的发生。
虽然从现阶段看,我国财政赤字与通货膨胀之间似乎并不存在紧密的联系机制。但随着今后我国利率市场化改革的深入以及国债市场的逐步成熟,财政赤字规模的增长有可能与利率上升建立必然联系。如果此时政府仍然任由赤字与国债规模的进一步扩大,那么由此引起的利率的持续上升必将迫使央行通过公开市场业务买进国债以维持利率水平,而这种做法的最终结果将使货币供给量不断增加,最终导致通货膨胀的发生。此外,当财政赤字与国债规模累积到一定的程度后,政府信用的可持续条件将会被打破,一旦政府通过国债实现不了预期的结果,那么就只有靠铸币税来弥补所有的财政赤字,那么同样最终会导致恶性通货膨胀的发生。因此,今后我国政府至少应从以下两方面做好对财政赤字通货膨胀风险的防范工作:第一,加强中央银行的独立性,明确中央银行的货币政策目标。对中央银行独立性给予法律的保证将有利于割断财政赤字与货币供给量的内在联系,从而限制政府直接通过向央行透支来弥补赤字的可能性。同时,中央银行将“币值稳定”作为首要的货币政策目标将可以有效控制财政赤字所引起的货币间接发行。第二,加强财政收支管理,以有效控制财政赤字规模作为今后我国财政政策的一个基本目标。即使有财政赤字化的情况出现,如果财政赤字能够控制在较小的规模内,其对通货膨胀的影响也非常小。因此,我国政府应以目前实行的稳健的财政政策为契机,通过建立健全现代税收征管体制、优化政府支出结构以及加快预算管理制度改革等手段,为逐步缩减财政赤字创造条件。
参考文献
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摘要：采用施加符号约束的SVAR方法，分别在两种价格主导区制下对经济周期冲击、货币政策冲击和财政政策冲击进行识别。研究发现：在长期，政府往往通过利率渠道而非数量渠道为赤字融资；在短期，由于财政政策和货币政策是替代的，当政府承诺低通胀而紧缩货币后，财政赤字扩张的倾向将会对“低通胀承诺”构成威胁；从政策搭配效果来看，当通胀较为严重时采取“双紧”的政策对抑制通货膨胀是合理的，有利于减弱财政赤字自发扩张对货币紧缩政策产生的抵消作用。
关键词：SVAR；符号约束；财政政策冲击；货币政策冲击
中图分类号：F015文献标识码：A
收稿日期：2016-07-31
作者简介：黄晶（1981-），女，河南洛阳人，浙江工业大学经贸管理学院讲师，经济学博士，研究方向：经济周期及宏观经济政策。
基金项目：教育部人文社会科学研究青年基金项目“增长转型如何帮助中国经济跨越‘中等收入陷阱’”，项目编号：15YJC790031；杭州市哲学社会科学规划项目，项目编号：Z15YD013。
一、引言及文献综述
早在1993年中共十四届三中全会我国就已确立“综合运用货币政策与财政政策，调节社会总需求与总供给的基本平衡”这一宏观经济调控基本框架。央行不久前宣布双降、多次逆回购+SLO操作、地方债务限额管理落地及置换扩容等措施，更是财政货币政策同发力的表现。在增长“新常态”与温和通胀压力的双重挑战下，中共十八届五中全会提出要“加强和创新宏观调控，有效化解各种风险和挑战，保持经济平稳较快发展和社会和谐稳定”。财政部也多次表示“将更加精准有效地实施定向调控和相机调控，及时进行预调微调，以促进经济持续健康发展”。“精准”就是必须精确地描述经济究竟是什么态势、需要什么样的政策、两种政策配合起来结果是什么样的态势（李扬，2013）。这不仅要求相机抉择财政政策和货币政策，同时还要求提高财政货币政策的协调配合力度，进一步加强财政政策与货币政策的职能分配（方红生和朱保华，2008）。多年来我国的财政政策和货币政策的配合常常出现“一边倒”的调整模式。一些学者提出，这导致了财政货币政策同时发挥效力不足、搭配模式不完善，不仅限制了其作用空间（周任，2011），也造成了社会福利损失（类承曜和谢觐，2007）。由于财政政策冲击会引致货币政策的内生变化，货币政策冲击亦然。因此，创新货币政策与财政政策调控及其配合，首先要了解二者的互动关系和配合效果。
财政与货币政策互动的理论研究由来已久。早期的货币主义者认为由于央行具有独立性，价格水平由货币供给决定，不受财政当局影响。20世纪80年代兴起的财政主义学派则提出财政政策和货币政策受到一个统一的跨时政府预算方程约束，不可能完全独立。由于政府财政赤字不具有持续性，因此最终的解决方案依然是由央行发行货币来弥补赤字（Sargent & Wallace，1981）。其后，Leeper（1991）、Woodford（1994）、Dupor（2000）、Cochrane（2001）和Daniel（2001）等人在此基础上提出“价格水平决定的财政理论（FTPL）”，认为财政当局通过名义债券、税收等财政政策变量来决定价格时，通货膨胀主要是一种财政现象。Woodford（1994）将这种财政规则称为“非李嘉图财政政策”。在非李嘉图规则下，政府通过锁定当期和未来剩余现值将政府收入及支出外生化，政府赤字通过发行债券来解决。赤字越大，负债随之上升，价格水平越容易上升并导致通货膨胀。现代财政主义者还强调：政府如果采用非李嘉图财政政策，以稳定价格为己任的中央银行就不能无视财政政策的选择。而我国政府执行的财政政策并不能排除非李嘉图规则的可能性（郭庆旺等，2003），中国的赤字水平与通货膨胀互为因果关系，通货膨胀既是一个货币现象，也是一个财政现象（许雄奇和张宗益，2004）。
关于中国财政与货币政策对宏观经济的影响方式及政策有效性的研究较多，而对财政与货币政策的互动以及这种互动的宏观效果分析仍相对薄弱。目前，该问题已经引起越来越多学者的关注。赵丽芬和李玉山（2006）研究发现我国扩张的货币政策通常伴随着收缩或稳健的财政政策，而扩张的财政政策导致被动扩张的货币政策。黄金竹（2005）、王文甫（2011）的研究也得出相似结论：我国货币政策在很大程度上被动适应于财政政策，货币政策制定在一定程度上缺乏独立性；晏露蓉等（2008）通过分析我国货币当局的资产负债表，提出财政收支活动客观上构成货币投放与回笼的主体，国债政策会加大货币创造效应，加剧资金流动性过剩；袁卓群等（2014）的实证研究显示，我国财政与货币政策之间存在相互促进的互补关系，并且财政政策对货币政策的影响效果要大于货币政策对财政政策的影响效果。
受限于数据，晏露蓉等（2008）采用统计描述方法，仅提出了财政政策影响货币政策的一种渠道；黄金竹（2005）仅分析了M1作为货币政策工具的情形，在当前央行灵活运用多种货币政策工具的大背景下，有必要从其他政策工具（特别是利率）的角度进行扩展；袁卓群等（2014）仅采用财政预算收支和M2指标建立VAR模型，作为两大调控政策目标――产出和价格――并未引入实证模型，因而对政策及其搭配的宏观效果分析不足。更重要的是，上述研究采用的方法都隐含地假设财政政策和货币政策对经济（尤其是对通货膨胀）的影响是对等的。诚如赵丽芬和李玉山（2006）指出：“随着国内改革的深入，财政部门与货币当局权力的分离要求不断提高，转向分析目标分离后的财政、货币政策的相互影响关系，特别是财政斟酌裁量权是否是对货币政策承诺责任的一种威胁显得更为重要”。
如前所述，财政政策与货币政策不仅通过价格渠道和信贷渠道相互影响。作为宏观调控的两大政策工具，二者同时也对经济周期冲击做出调整。经济衰退时，财政政策和货币政策会主动做出反应，之后货币政策和财政政策还会通过政府预算约束的联系相互做出反应。为此，真正意义上研究政策互动还需要区分政策变量对经济周期冲击的反应以及对其他政策变量冲击的反应。然而，受到研究方法的限制，前述文献均未对这两种反应途径进行分离。此外，对SVAR模型的经济解释会受到内生变量排序的影响，例如采用 Cholesy分解方法识别冲击时，通常将政府支出排在SVAR方程组的第一位，即假设其他内生冲击不影响当期的政府支出决策，这显然未能体现财政政策作为宏观调控手段的职能，无法分离主动熨平经济的财政措施和财政的自动稳定功能。
图12显示，当政府增加M2供给时，对产出的影响存在一定时滞，大约经历10个月的调整，产出才会从向下偏离稳态逐渐变为向上偏离稳态。对比图5，当价格由财政政策主导时，M2政策对经济的刺激作用从实施到起效所需时间更长。原因可能在于，M2增长率上升后，财政政策的变化与M2政策是替代的，赤字下降会抵消扩张性货币政策效果；而当价格由货币政策主导时，财政赤字的变化在短期与M2政策是互补的，会强化扩张性货币政策效果，刺激经济更快复苏。
五、冲击拟合结果及稳健性分析
本节在前述两种价格主导区制下，分别对两类不同的货币政策工具情形中的三种冲击进行了识别。结果显示，首先，两种价格决定区制下的冲击识别结果较为接近，价格决定机制对冲击识别结果的影响不大⑥；计算冲击的标准差（表3），用M2增长率度量的货币政策冲击比用利率度量的货币政策冲击的波动性更大，验证了脉冲响应分析中发现的“数量型货币政策比价格型货币政策具有介入快、退出快”的结论。
其次，将识别出的冲击与现实经济中代表相应冲击的变量进行对比⑦。分别采用人均产出增长率的一阶差分、财政赤字的一阶差分、M2增长率的一阶差分表示现实中的经济周期冲击、财政政策冲击、货币政策冲击。从冲击发生的时点和冲击方向来看，模型识别出的冲击与现实经济中的冲击拟合效果较好（图13至图16）。
最后，王文甫等（2015）的研究采用混合货币政策定义货币冲击。本文也分析了价格型与数量型货币政策混合情形下变量的脉冲响应。建立VAR模型包含6个内生变量：产出、利率、M2增长率、财政赤字、通货膨胀、工资。根据两种不同的价格决定机制，做出如下符号约束假设：
假设323（货币政策主导价格、混合型货币政策情形）扩张性货币政策冲击的脉冲向量满足：M2增长率对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非负的，并且利率对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非正的；通货膨胀对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非负的。
假设433（财政政策主导价格、混合型货币政策情形）扩张性货币政策冲击的脉冲向量满足：M2增长率对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非负的，并且利率对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非正的。
结果表明，在混合型货币政策情形下，变量对三种冲击的反应方式与价格型货币政策情形、数量型货币政策情形下的反应方式基本相同，表明这两种政策工具之间可能是没有互动的，只要政策的“松-紧”方向相同，不影响前文的主要结论。此外，王文甫等（2015）在VAR模型中还引入了消费和投资变量。本文验证发现，是否引入消费和投资，并不会对产出、通胀和工资对冲击的反应方式产生显著影响。
六、主要结论
本文采用符号约束的SVAR方法，分别在两种价格主导区制下，对经济周期冲击、货币政策冲击和财政政策冲击进行识别，并分析了不同类型的货币政策与财政政策的互动及其搭配对产出、通胀和工资的影响：
首先，从冲击识别结果来看，模型识别出的冲击与现实经济中的冲击拟合效果较好。数量型货币政策比价格型货币政策具有“介入快、退出快”的特点。财政政策在短期具有自动稳定功能，其影响传导快但持效短，最终受经济下滑的拖累财政支出会趋于紧缩；并且当搭配利率工具使用时，财政政策的自动稳定功能消失更快。通过稳健性分析发现，使用货币工具组合识别货币政策冲击对研究结论的影响微乎其微。
其次，从政策互动情况来看，在短期政府可能会采取利率渠道也可能会采取数量渠道为赤字融资，在长期政府往往通过利率渠道而非数量渠道来为赤字融资。财政政策与货币政策独立时，政府考虑到财政赤字配合增发货币会快速推高通货膨胀，可能会采取相反的操作，财政与货币政策的独立性也为反向操作提供了可能；而当货币政策非独立时，增发货币可能正是为了满足政府赤字融资的需要。即使价格由货币政策主导，由于在短期财政政策和货币政策是替代的，当政府承诺为维持低通胀而减少货币供给，货币紧缩后财政政策扩张的倾向将会对低通胀承诺构成威胁。
最后，从政策搭配效果来看，当存在财政赤字融资需求时，积极财政政策与利率的组合搭配比与M2的组合搭配刺激经济的持久性更强、缓解劳动力市场萧条的效果更好。当价格由财政政策主导时，财政赤字持续向上偏离稳态会推高通货膨胀，但推高通货膨胀的程度不及价格由货币政策主导时积极性货币政策推高通货膨胀的程度，表明在我国较高的通胀可能仍主要是一种货币现象。尽管有学者提出“松-松”、“紧-紧”的搭配模式存在缺陷，但就其对均衡工资的综合作用的结果来看，不会造成均衡工资长期偏离稳态，对稳定就业具有积极作用。此外，当通胀较为严重时，采取“双紧”的政策对抑制通货膨胀是合理的，有利于减弱货币供给紧缩后财政赤字自发扩张带来的抵消作用。
注释：
①国内失业率数据在样本期内基本没有波动，大致稳定在4%上下。为此，借鉴Mountford & Uhlig（2009）和王文甫等（2015）的研究，采用工资数据间接反映劳动力市场状况。
②月度数据不仅可以合理的规避掉简化式残差中的“系统性的相机抉择反应”（systematic discretionary response），还能够很好地回避Perotti（2005）提出的5个异议。
③该冲击等同于模型中的经济周期冲击。
④由于人口数据没有季度值，因此在计算人均数据时，同一年份内的季度数据均用当年的人口数进行调整。
⑤限于篇幅，文中未给出不施加财政赤字对经济周期冲击符号约束的脉冲响应结果，需要的读者可以向作者索取。
⑥后文中仅给出了部分冲击识别结果，其他结果可以向作者索取。
⑦限于篇幅，文中只给出货币政策主导价格情形下的冲击拟合结果。
参考文献：
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关键词：主观货币函数；传统货币函数；货币幻觉；显性数字；隐性数字；最优化分析；价格粘性
中图分类号：F015 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2014）01-0023-05
一、文献回顾
传统经济学将其理论建立在一系列严格的假设之上，其中理性人假设处于核心地位。理性人具备高超的计算能力，可以准确、快速地完成数字计算，而不受备选项外在形式的迷惑。然而货币幻觉的存在却对理性人在计算能力方面的假设形成了挑战。费雪（1928）认为货币幻觉源于行为者忽视购买力变化的心理错觉；Haberler（1941）则认为货币幻觉是选择行为违反了里昂惕夫“齐次性假设”的结果；Marschak（1943）利用多元回归方法构造了需求函数，验证了货币幻觉的存在。Richard Dusansky和Peter J. Kalman（1974，1980）则把名义收入和价格同时引入效用函数，证明了需求函数的非齐次性；Ernst Fehr和Jean R Tyran（2001，2005）认为在给定的博弈中，即使行为者能够通过不断学习消除货币幻觉，但只要其他对手行为存在不确定性，那么货币幻觉仍将对均衡结果产生影响。在行为经济学领域中，Shafir，Diamond和Tversky（1997）认为人们脑中的 “决策框架”使其在选择时关注更加明显、简单的备选项。Gamble等（2002）则通过实验发现消费者普遍倾向于认为以大单位小数字货币计价的商品看上去更加便宜，以小单位大数字货币计价的收入看上去更丰厚。Raghubir和Srivastava（2002）发现，人们在对以外国货币标价的商品进行估值时，往往无法充分考虑汇率的影响。Desmet P和Jonas等经济学家（2002）通过实验发现，由于欧元的价值高于马克的价值，当商品价格用欧元来标识的时候，人们认为商品变得更便宜了。Mishra et al（2006）发现，相对于持有少量大面值的购物票，消费者在持有总额相等但数量更多的小面值购物票时的购物意愿更强。
尽管行为经济学家的实证结果表明货币幻觉源于人们固有的认知偏差，但缺乏相关的数理分析使其一直没有被纳入到经典的经济学分析框架中。本文通过构建“主观货币函数”，运用约束条件下求最优解的方法，实现了对这类认知偏差行为的数理化分析，为货币幻觉奠定了微观基础。
二、显性数字与隐性数字
在主观货币函数中，自变量不再是数量本身，而是表达数量的数字符号，它由显性数字和隐性数字两个部分组成，它们的不同组合构成了任意货币备选项。显性数字是指相对容易辨认的数字符号形式。例如：价格标签10.00美元中的“10.00”，购销合同20 000欧元中的“20 000”等。隐性数字则是指相对较难辨认的数字符号。例如：对于10.00美元和69.00元人民币的两种货币形式，隐性数字就是它们的汇率，其需要通过计算才能得到。如果假设美元兑人民币的汇率恰好为6.9∶1，那么隐性数字值分别是6.9和1（或1和1/6.9）。显性数字和隐性数字并不是两个绝对的概念，在某种货币形式中是隐性数字，在另一种形式中则可能变成了显性数字。两者的区分依赖于给定的表达形式是否便于行为者的理解和计算。如图1所示：22L中的“L”，在这里是隐性数字，因为它表达的数字含义不如“22”明显。但是，如果写成“贰拾贰L”时，L就成了相对容易识别的显性数字。
三、主观货币函数
六、行为实验检验
1. 行为实验的目的。第一，人们对于显性数字部分和隐性数字部分的弹性随着消费值的增大而递减；第二，对数量相等的备选项，人们对显性数字形式的敏感度大于对隐性数字形式的敏感度。
2. 行为实验的方法。有90名18～22岁的学生参加了该项实验。实验要求每个被试者都把自己设想成一个日用品零售商。一位知名洗涤液公司的营销人员来到他们的店里，告知被试者正在为公司的新产品进行容量定价调研。在调研的过程中，被试者了解到，该洗涤液公司将产品的容量设定在500毫升～3 750毫升，并且公司已经为500毫升的产品定价为10元人民币。他们需要做的就是为剩下的容量确定建议出售价格。问卷共分为2个类型：第一类问卷的数值用隐性数字来表达，即所有容量的表达形式都是以中国汉字的形式显示出来的，如200ml表示成“二百毫升”，2L表示成“二升”等；第二类问卷的数值则用显性数字来表达，即所有容量的表达形式都是以阿拉伯数字的形式显示出来的，如200ml、2L等。
此外，实验规定了以下4个方面：第一，90人分成两组各45人分别填写这两类问卷。第二，要求每个人在阅读完实验材料后，必须在规定的6分钟内填完。由于每份问卷一共包含12个子项，因此要求每个选项平均在30秒的时间内被填写完毕。第三，问卷里容量的数据是随机设定的，即容量不一定是按照从小到大或者从大到小等有规律的顺序列示的。第四，主观货币的弹性用价格变化的百分比除以容量变化的百分比近似表示。
3. 行为实验的结果。根据实验数据计算显性数字和隐性数字的弹性，图3呈现出明显的弹性下降趋势，并且大部分显性数字弹性高于隐性数字弹性。通过计算，显性数字平均弹性值为1.36，隐性数字平均弹性值为0.82。
分别对容量值和价格进行对数换算，以价格的对数作为因变量，容量的对数作为自变量，利用SPSS进行一元线性回归，得到线性回归后的系数，如表1所示。显性数字问卷的自变量系数为0.743，t=11.46，而隐性数字问卷的自变量系数为0.711，t=28.67。显然，回归得到的结果也表明，人们对显性数字的敏感度高于对隐性数字的敏感度。
运用方差分析，比较显性数字形式和隐性数字形式下被试者对各个容量设定的平均价格结果（如表2所示）。显性数字的洗涤液价格明显大于隐性数字的洗涤液价格（F（2，21）=7.488，p
七、结论与展望
本文通过建立主观货币函数并进行约束条件下最优化分析得出以下结论：第一，货币备选项的不同表现形式会对人们的选择行为产生影响，对于实际值相同的不同收入形式，行为者偏爱显性数字较大的形式；第二，货币幻觉的程度取决于人们对显性数字和隐性数字敏感性的差异，当隐性数字弹性绝对值大于显性数字弹性绝对值时，差异越大，货币幻觉越明显。
未来的研究可以在以下几个方面进行进一步扩展：首先，当选择者面对表现形式更加复杂的备选项时，如复合货币形式？姿n1u1+（1-？姿）n2u2，？姿？塬∈（0，1），他们的行为将会表现出何种特征？其次，经济计量工作可以被用来估计特定环境下的主观货币函数参数，从而有针对性地定量分析人们在该环境下的行为。最后，主观货币函数也可以被纳入到现代宏观经济学的框架中，从而为价格粘性现象进行新的解释。
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关键词：金融稳定；财政赤字；货币供应；向量自回归模型(VAR)
中图分类号：F820.5 文献标识码：A 文章编号：1006―1428(2009)02―0013―05
本文以已有的理论和实证文献为基础，探讨1978～2007年中国财政赤字影响金融稳定的传导路径，并运用时间序列计量技术进行实证分析，为有关政策的制订和实施提供理论依据和实证支持。
一、中国财政赤字影响金融稳定的机理分析
为拉动经济的发展，刺激国内需求，国家的财政支出日益扩大，在财政收入不足以应对支出的情况下，必然导致财政赤字的出现。财政采用扩张性的赤字、债务政策，固然拉动了经济的增长，但这种拉动经济增长的方式不可能长期使用，否则将直接形成财政风险，从而造成通胀压力，并传导至宏观金融稳定层面，加大了潜在的金融风险。根据已有的文献，财政危机影响金融稳定机制的传导路径可以简单描述为：“财政赤字－货币供应量－物价－金融不稳定”。具体到我国的实际情况而言，其主要理论依据在于：
(一)中国财政与金融制度安排的交错关系决定了财政赤字影响金融稳定
资金作为社会经济中的一种特殊的资源同样面临着有效率的配置问题，不同的资金配置方式对社会经济发展会产生不同的效果。财政和金融是国民经济宏观调控的两大手段，它们主导着全社会资金的流动和资源的配置，决定着社会经济结构和产业结构的发展走向。在现代市场经济体系中，财政机制与金融机制的具体定位是：财政机制事实上提供了一个无偿向社会成员征收税收和无偿配置资金的机制，金融则是为经济主体提供有偿配置资金的机制；金融机制是市场层面的资金配置机制，财政机制则是非市场层面或者说是市场失灵时的资金配置机制。简单地讲，银行资金主要以市场经济中的微观经济主体―企业、个人为作用范围，而财政资金则更注重在宏观领域发挥作用。
虽然从理论上讲财政资金和银行资金在社会经济生活当中扮演着各自的角色，各自有着不同的运行机制。两者资金之间也确实存在着一个科学合理的分工，在社会总资金中保持合理的比例，在经济调控中各司其职。然而由于我国长期处于经济转轨时期，历史上和体制上的种种原因使得我国现阶段财政资金和银行资金运行中存在着种种不合理的现象，资金运用的不规范导致了两种资金运行的矛盾、摩擦不断。由于金融机构高度国有化和利率市场化改革进程缓慢，长期的金融压制造成偏低的资金使用效率，金融体系只能在政府的控制下，以“配给”方式提供信贷，这种资金集聚困难和使用浪费的状态严重阻碍了经济的发展，反过来又限制了资金的积累和对金融服务的需求，制约着金融业的扩展，形成金融与经济发展相互掣肘的恶性循环。长期的金融压制加剧了金融风险，阻滞了社会金融深化，实际上强化了政府与银行之间的非规范关系，导致财政金融风险内生化。
虽然我国经济运行格局已经由财政主导型转为金融主导型，金融的作用日益增强，但很多基础项目仍由财政负担，由于财政财力不足，而不得不用信贷资金弥补。信贷资金财政化增加了银行不良资产，而且财政软约束导致金融软约束，最终使经济运行中的各种矛盾集金融于一身，加剧了金融风险。理论和实证分析表明，财政和金融的体制环境、政策选择和制度安排相互作用和相互影响，具有复杂的资金渗透性和高度的政策关联性，存在着转嫁风险的机制和微观基础。
(二)中国财政赤字的融资方式决定了财政赤字影响金融稳定
在一个社会里，赤字财政由于创造了新货币，导致货币需求总量的增加，而现存的产品和劳务的供给却没有以相同比例增加，这必然要使经济产生一种通货膨胀缺口，引起价格水平提高。Sargent和Wallace(1981)等人提出了“价格水平决定的财政理论”，从理论上说明了政府的财政政策在决定价格水平和通货膨胀时起着很重要的作用。在财政当局和货币当局的博弈中，若财政当局先动，货币当局被迫面临平衡跨期预算约束的困难选择，央行的货币供给是财政政策的函数(Bassetto，2002)。在财政占优的经济体制中，央行被迫货币化财政赤字而引发通货膨胀，因此存在从财政赤字到通货膨胀的因果关系。由于我国金融市场的不发达，央行的非独立性和征税机制的不完善，政府更倾向于用货币创造来为其财政赤字融资，财政赤字引发通货膨胀的可能性更大。
从中国的实际情况来看，计划经济体制下，国家财政在某种程度上占据了货币金融体系的支配地位，在财政出现赤字时，可通过财政直接向中央银行透支。以铸币税去弥补财政赤字，这成为1994前我国通货膨胀的成因之一。1995年通过的《中国人民银行法》规定政府赤字必须从社会融资渠道弥补，央行不得向中央和地方政府透支和借款，且央行不得直接购买和包销政府债券，从而切断了央行与财政之间的直接融资渠道。
从财政赤字的融资方式来看，中国财政赤字增加货币供给的机理在于：如认债主体为商业银行，在商业银行动用在中央银行的超额准备金认购政府债券的情况下，不会增加流通中的货币供应量，相反，若商业银行在中央银行无超额准备金，采用减少在中央银行准备金来认购政府债券，那么商业银行就必须相应地压缩其贷款规模，一旦贷款规模无法压缩，商业银行将债券出售给中央银行或者向中央银行抵押贷款，那么其效应等同于中央银行认购政府债券，也将增加流通中的货币供应量，导致通货膨胀的出现。在认债主体为居民个人的情况下，从静态的角度看，这种认债方式的实质是购买力的转移，没有相应地扩大社会总需求，不会引发通货膨胀；但从动态的视角看，政府通过发债的方式来弥补财政赤字，加大了国家财政的债务负担。财政债务规模的不断扩大以及利息支出的不断增加，将进一步使财政的风险加大，陷入“债务一赤字”的陷阱，同时财政投资也会产生对私人投资的“挤出”效应，导致经济增长乏力，相应减少财政收入，使削减财政赤字的难度增加，一旦政府出现债务危机，则势必通过债务货币化的办法来解决债务问题，造成通货膨胀，使财政风险转嫁为金融风险。
(三)中国体制转轨的经济现实决定了财政赤字影响金融稳定
我国改革以来，一直实行财政分权。地方政府积极发展经济，就有较多的税收，同时地方政府官员也就有更多提升的机会。由此导致政府总是想方设法要求国有商业银行去实现政府的经济职能。例如，政府经常指示银行对其优先发展的行业或“形象工程”大力投资，而这些行业往往是规模大、回收期长、回报率
低、风险高，很少符合贷款条件，在没有实质性担保和抵押的情况下，这些投资风险都由银行承担了。另外，政府也可能为维护社会稳定而强迫银行发放本应由财政弥补的国有企业亏损和安定团结贷款，导致银行的大量信贷资金“财政化”，产生巨额的不良贷款，出现支付危机。
财政支出缺口形成的隐性负债大多会由商业银行以不良资产名义承担，如粮食企业(政策性)亏损补贴，财政的应补未补，导致这些企业的日常经营资金几乎全部靠银行贷款，而由于一些政策性原因，其亏损又几乎是铁定的。一些本应由财政投资的公共工程项目，如教育系统投资、卫生机构投资等，财政又因为资金紧张，将大量的出资责任转嫁给了商业银行，而这些项目法定的非盈利性，使银行所放资金具有极大的风险性。乡镇财政大部分因预算不足而形成的隐性债务，大多转化为银行贷款，这些缺口性的支出多年积累下来就成为银行账上的风险资产。如此恶性循环，势必造成大批银行贷款逾期、呆滞或坏账。
二、实证分析
(一)样本及其说明
为有效检验中国财政赤字与金融稳定之间的关系，考虑到衡量我国金融脆弱性的技术处理难度及数据采集途径，本文采用金融机构不良资产比率、财政赤字、货币供应量、GDP和通货膨胀率5个变量来构建系统计量模型。分别用NPLt表示金融机构不良资产比率，DEFt表示财政收支变量，为实际财政支出的自然对数减去实际财政收入的自然对数，RMt表示实际货币供应量(M1)的自然对数，Pt表示以CPI衡量的通货膨胀率，GDPt表示实际国内生产总值。样本区间为1978-2007年，除部分NPL取自有关研究文献外。其余数据均来自历年的《中国统计年鉴》和《中国金融统计年鉴》。用定基CPI指数(1978=100)对其进行价格平减，将有关变量的名义值换算为实际值。
令z=[NPLt，DEFt，Rit，Pt，GDPt]，z包含了具有不同单整阶数(最高为d)的变量，这些变量之间或存在或不存在协整关系。若zt服从于VAR(L)，则可以运用基于扩展VAR模型的因臬关系检验方法进行变量之间的因果关系检验。本文所有的计量分析均使用EViews5.，0软件进行。
(二)单位根检验
ADE单位根检验最佳滞后阶数根据SIC准则确定，SIC值越小，则滞后阶数越佳。检验形式(C，T，L)中，C、T、L分别代表常数项、时间趋势项和滞后阶数。由表1可见，均为I(1)过程。
(三)协整检验
1、根据无约束(unrestricted)水平VAR模型确定协整阶数L。确定水平VAR模型的最佳滞后阶数的方法是从一般到特殊，从较大的滞后阶数开始，通过对应的LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等确定。考虑到样本区间的限制，我们从最大滞后阶数L=2开始，利用EViews软件进行Log Length Criteria检验，选择最佳滞后阶数为1。
2、协整向量个数r的检验。使用Johansen的特征根协整检验，检验时假设含截距项，不含时间趋势项。根协整关系检验结果，检验的5个变量之间在1％显著性水平上存在1个协整关系，即r=1。
3、协整方程。标准化协整向量为(1.－138.3448，96.1412，0.7277,-111.1953，C)，对应的协整方程(括号内的数值为标准差)为：NIL=-138.3448DEF+96.1412RM+0.7277P-111.1953GDP+C(26.7571)(15，5137)(0.2169)(23.4429)
协整方程的估计系数都通过显著性检验，因此1978～2007年，中国的金融机构不良资产比率、财政赤字、货币供应量、通货膨胀率和GDP等5个变量之间存在长期均衡的协整关系。
(四)误差修正模型(VECM)及其诊断检验
本文主要检验财政赤字和不良贷款比率之间的关系，因此我们仅给出了关于ANPLt和ADEFt的误差修正模型。
在误差修正模型得出Granger因果关系检验及脉冲响应函数的结果之前，需要进行必要的诊断检验。根据稳定性检验，有4个根为1(因为VECM的模型设定包含4个单位根)，落在单位圆上，其他均在单位圆以内，因此VECM的稳定性条件得以满足；LM自相关检验显示，LMl=20.0389，P值=0.7448，LM2=32.9787，P值=0.1316，故不存在自相关；White异方差(无交叉项)检验显示，x2值=185.5556，P值=0.3726，故不存在异方差；联合正态性检验结果显示，Jaroue-Bera值=13.5958，P值=0.1922，符合正态分布。
因此，VECM模型稳定且不存在设定偏差，根据VECM得出的因果关系和脉冲响应是稳健、可靠的。表明，ANPh误差修正模型的误差修正项的估计系数显著为负(－0.3670)，调整方向符合误差修正机制。
(五)Granger因果关系检验
以VECM模型为基础的Granger因果关系检验结果，在5％显著性水平上，财政赤字对金融机构不良资产比率具有单向Granger影响，其余变量无Granger影响。
(六)脉冲响应函数
由于VECM模型的估计系数难以解释，我们根据脉冲响应函数得出结论。Pesaran和Shin(1998)提出的广义(generalized)脉冲响应函数，可以不考虑变量的排序问题而得出唯一的脉冲响应函数曲线，在最近的经验研究中被广泛使用。基于误差修正模型的广义脉冲响应函数曲线，横轴代表滞后阶数，纵轴代表不良贷款比例变量受各变量冲击的响应程度，上部曲线表示金融机构不良资产比率受财政赤字变量冲击的广义脉冲响应函数，下部曲线表示金融机构不良资产比率受GDP冲击的广义脉冲响应函数，可见广义脉冲响应函数曲线都收敛于某一个固定值。
根据图1的广义脉冲响应函数曲线，在滞后1―10期内，金融机构不良资产比率在受到一个单位正向标准差的财政赤字水平的冲击后，冲击效应为正，财政赤字的增加导致金融机构不良资产比率上升；金融机构不良资产比率在受到一个单位正向标准差的财政赤字水平的冲击后，冲击效应为负，GDP的增加导致金融机构不良资产比率下降。
三、结论与政策含义
1、除货币政策变量影响金融稳定以外，财政赤字与金融机构不良资产比率具有单向因果关系。金融机构不良资产比率在受到一个单位正向标准差的财政赤字水平的冲击后，冲击效应为正，财政赤字的增加导致金融机构不良资产比率上升。因此可以说中国的金融稳定不仅受货币政策影响，也要受到财政政策影响。
柬埔寨扶南时期的珍罕金币
公元484年间，扶南陈如耶登基上台，对货币进行了改革，把称量货币改变为单个计量货币，这是扶南王朝货币产生以来最重要的转折点，反映了扶南王朝的商品贸易和货币经济已发展到较高水平。这个时期制造了“五金宝座金币”、普“五金”宝座银币、“金五”宝座银币、“五五”宝座银币、中“五金”宝座银币、大“五金”宝座银币等6种金、银货币，经过对这些货币的观察和分析，发现钱面上印的“五”字，与中国“五铢”钱的“五”字无论造型或笔画都显得十分相似，反映了陈如耶跋摩王朝的“五金”或“五五”钱文是模仿中国的“五铢”钱文而制。这是迄今为止，世界上最早模仿中国汉字钱文作为该国金属货币铭文的例证。扶南王朝的“五金”宝座金币比公元708年日本人模仿中国钱币铸造的“和同开珍”铜钱早了200多年，这枚金币不仅填补了扶南王国历史货币的空白，也反映了扶南王国对中国货币文化的认同，显示了中国货币文化对东南亚的深远影响。“五金”宝座金币是广西钱币博物馆馆藏最珍稀货币之一。
古代印尼亚齐王国珍稀金币
2005年6月，广西钱币博物馆在各地搜寻东南亚货币时，发现并购得一枚古代印度尼西亚亚齐王朝时期的金币。为了进一步研究，博物馆组织钱币专家查阅了有关历史资料，并请教了一些资深的专家学者，发现这正是我们多年来一直追寻的古代亚齐王朝珍罕的金币。它为我们研究古代印尼使用贵金属作货币的历史提供了重要依据。亚齐古金币已经有三百多年的历史，是较为古老的传统钱币，币形、币值和币文，都很有自己的特色，特别是古钱钱文上所铸的伊斯兰铭文，不仅向我们提供了它本身确切的年代，而且真实记录了古代亚齐人民的经济活动，有助于我们研究古印尼亚齐王国的社会历史和经济发展史。
由于古代亚齐存世金币数量少之又少，因此金币价值罕之又罕，成为屈指可数的稀罕钱币珍品，是相关学科研究不可缺少的实物，更是广西钱币博物馆馆藏珍罕货币之一。
马来西亚珍罕
“吏丹利宝”汉字锡钱
2007年4月6日，亚洲饯币学会黄汉森会长、第一副会长郭成发、顾问刘嘉斌一行参观访问广西钱币博物馆，并赠送一批印尼群岛历史货币。这些珍贵文物中除了古代印尼群岛的货币外，还有一些令人瞩目的汉字方孔圆钱。其中有开平元宝、正平元宝、太平大丰等锡铅钱。收到这些珍贵文物后，我馆展开了对古代印尼群岛历史货币的收集、研究工作。通过深入而严谨的探讨及翔实的论证工作，揭开了充满神秘色彩的古代印尼钱币的面纱，反映了中国货币文化对海外的传播及影响。
明属安南“通行会宝”钞版
明属安南“通行会宝”钞版是目前为止发现的第一块珍贵的明式安南时期的钞版，它为研究古代中越经贸关系提供了实物资料，也弥补了越南货币史的空白，是广西钱币博物馆馆藏珍罕货币之一。这枚珍贵货币的发现，还有一段有趣的小故事呢。
2008年，在越南河内文物收藏圈内小有名气的阮氏，购得一块久经碰撞，“伤痕”遍体，中下段有横向断裂，长约90毫米，上面纵向裂痕约63毫米的长方形青铜牌。他一眼就看出这块青铜牌非同平凡，铜牌上铸有依稀可辨的四个楷书汉字“通行会宝”，还有一些看不清楚的文字及图案。他自认为是古代越南印刷书籍的印刷之类印版，在市内加林路一小茶社以两兆多越南盾（约千元人民币）转卖给一位做成衣生意的华裔老板。几经辗转后，该件物品到了广西首府南宁市唐山路古玩城郑学风先生手中。郑老是广西钱币学会德高望重的钱币专家，他随即邀请其他钱币专家一起研究，发现这块青铜版并不是什么印书牌，而是一块古代印钞版。但究竟是什么时候、什么朝代的钞版，钞版上的文字究竟写的什么，一时也没有定论。这件物品最后被广西钱币博物馆收藏。自收藏这块“通行会宝”钞版后，博物馆组成了钞版课题组，专家们查阅了大量的文史资料，并利用各种方法对“通行会宝”钞版实物反复进行详细鉴别，最终确定这就是明属安南“通行会宝”钞版。“通行会宝”钞版的发现引起了文博界、金融界的关注，它为研究古代中越关系史提供了实物资料。
南宁最早铸造的钱币
南宁地处我国南疆边陲，有着悠久的历史文化遗产，我馆收藏有一枚珍贵的银锭——商税银，这铤税银的发现，弥补了南宁最早使用金银作货币的历史空白，是不可多得的唐代银铤，为研究我国南方经贸交流及互市贸易提供了实物，是我们研究古代南宁钱币、经贸活动等都堪称罕见的实物证据。
这块在中国货币史上独一无二的“邕”字钱，以货币实物论证了广西首府南宁市最早流通的钱币，它承载、蕴涵与传达着古代丰富的货币文化、人文信息，对进一步研究古代南宁的经济贸易、赋税状况、社会生活都具有极为重大的意义。
关键词：人民币国际化 通货膨胀 铸币税
铸币税的基本理论模型
当通货膨胀率特别高，尤其是通货膨胀率达到三位数的时候，通货膨胀的成本确实是巨大的，同时货币变化的真实效应几乎是很低的。此时政府往往拥有大量的预算赤字，投资者将对政府偿还债务的承诺失去信心，从而不去购买政府发行的债券，而政府为弥补巨大的财政赤字就不得不选择从印发货币当中获得收益，也就是所谓的“铸币税”收入（戴维・罗默，2003）。
由凯恩斯货币需求理论可知，真实的货币需求与名义利率成反比，与真实的收入成正比，即：
Li0 （1）
其中，M为高能货币，也就是指政府发行的货币和储蓄。P为价格水平，i为名义利率，r为真实利率，πe为预期的通货膨胀率，Y为产出水平。假定真实利率与产出不受货币增长率的影响，实际的通货膨胀率等于预期的通货膨胀率。此时忽略产出的增长，稳态的状态下真实的货币余额不变，这也就意味着通货膨胀率等于货币的增长率，因此（1）式可以写成：
其中，r是真实的利率，Y是真实的产出，gM为货币的增长率，即gM=M/M。稳定状态中，真实的铸币税等于货币存量的增长率与真实货币余额的乘积。也就可以概述为，铸币税是政府为了弥补财政赤字，对真实的货币余额所征收的税率为π与税基为M/P的乘积。从这个意义上讲，铸币税收入也就是通常所说的通货膨胀税收益。铸币税收入函数为：
为了研究货币增长率gM的增加对铸币税收入的影响，可求铸币税收入函数对货币增长率的一阶导数：
其中，L（r+gM，Y）>0，L1（r+gM，Y）
本文采用卡甘（1956）提出的货币需求函数作为个人期望的货币持有量，即：
（b>0） （2）
由于S=gM，所以式（2）又可以写成：
（3）
对式（3）方程两边取指数，以及i=r+gM和Y=Y，整理得：
（4）
最大化的条件为：=0且
，
令=0，求得，。由于恒为正整数，以及b>0，因此要满足最大化的条件就必须使得bgM-2
综上所述，政府通过发行货币而获得的铸币税收入会随着货币增长率的变动呈现出“拉弗曲线”的状态。国际货币的发行国可以通过发行国际货币从国际市场上获得更大的铸币税收入，但其国际货币的增长率必须控制在一定的范围内，否则会直接导致国际货币购买力的下降，非居民持有该国际货币的实际量将会减少，影响其国际货币在国际上的地位和影响力。
我国铸币税的实证检验
本文中实证检验的数据选自《中国统计年鉴》、世界银行的《世界发展指标》和国际货币基金组织（IMF）的《国际金融统计年鉴》，时间跨度为1978-2012年的年度数据。
（一）模型估计
本文通过建立向量自回归模型（VAR）来分析变量之间的关系，之后用脉冲响应分析研究各变量的波动对人民币实际货币需求量的影响。依据最小SC信息准则确定VAR模型的滞后阶数为3阶，为保证VAR模型的稳定性，有必要先对各变量进行平稳性检验，本文选用ADF检验的方法，其检验的结果如表1所示。从表1中可以看出，所有变量的原序列在5%的显著性水平下都是显著的，说明各变量的原序列都是非平稳的序列；所有变量的原序列取差分之后形成的一阶差分的序列在5%的显著性水平都是显著地，说明各变量的一阶差分序列都是平稳的序列，这就意味着所有的变量都是一阶单整序列，即I（1）。在各变量都满足相同阶数的条件下，建立VAR（3）模型：
其中，m为实际货币需求量的对数，y为实际国内生产总值的对数，r为实际利率，π为通货膨胀率，e为官方的汇率。εit为随机误差项，服从均值为零，方差为常数的白噪声过程。由于只有VAR模型为稳定的条件下，才可以利用VAR模型进行Johansen协整分析以及脉冲响应分析，因此首先对VAR模型的稳定性进行检验。模型的所有特征根都在单位圆内，这说明VAR（3）模型是一个平稳的模型。在此基础上，对各变量之间进行Johansen协整分析，协整检验结果如表2所示。
从协整分析的检验结果可知，依据特征方程所求出的特征根的趋势值和最大值，在5%的显著性水平下都存在4个协整关系。这说明模型中各变量之间存在着长期的均衡关系。也就是说，即使经济当中某一变量发生冲击对其他各变量产生一定的影响，那么各变量在长期内还是会回到长期趋势上。在模型为稳定的以及各变量间存在着协整关系的条件下，本文从脉冲效应的角度分析研究当各变量遭受冲击时，对实际人民币需求量的影响。因此，本文的冲击源是所有的变量，反应源为人民币的实际需求量，选择滞后期为10期。脉冲响应分析的结果如图1所示。
从脉冲效应分析的结果可知，当给通货膨胀率一个标准差的冲击时，对人民币实际需求量的整体影响呈现出减少的趋势，人民币的实际需求量在当期没有变化，而在第二期和第三期对其影响明显为负并且减少的幅度相对来说比较大，在第四期为正但影响的幅度很小，第五期之后影响为负但影响明显的变小，有逐渐趋于零的趋势，这说明通货膨胀率对人民币实际需求量最大的负影响主要集中于第二期和第三期；当实际利率遭受一单位标准差的冲击时，当期人民币的实际需求量不会受到影响，之后期人民币的实际需求量会受到正的影响，在第五期时正影响为最大，之后逐渐的减少，有逐渐的趋于零的趋势；当汇率受到一单位标准差的冲击时，当期人民币的实际需求量并不会受到影响，对第二期会有一个负向的影响，对第三期之后的影响为正，并有逐渐的增强的趋势但其增加的幅度比较小。
（二）我国铸币税的预测
根据模型估计的结果，可以得到真实货币余额的增长率的均值为21.48%，最大化铸币税收入的真实货币余额的增长率为22.99%。通货膨胀率的均值为5.25%，最大化铸币税的通货膨胀率为24.24%。这说明我国的真实货币余额的增长率的均值要远远的大于通货膨胀率的均值，但是最大化铸币税的货币增长率和通货膨胀率相差不大。也就是说，当铸币税收入达到最大值的时候，货币增长率和通货膨胀率几乎相同。通过货币增长率，测算出我国的最大化的铸币税收入为2310亿元，进而测算出铸币税收入占我国GDP比重的均值大概为6.74%。根据一般的估算，铸币税收入占GDP比重的2%，而当一国货币是国际化货币时，该国的铸币税收入将会远远大于2%的水平。当前我国的铸币税收入占GDP的6.74%，这说明随着我国经济的发展和国际地位和影响力的逐渐增加，以及最近几年来人民币不断的升值，这些都使得人民币在一定的范围内实现了局部的国际化，也就是所谓的货币区域化（王进杰等，2004）。
货币国际化与铸币税的关系
当人民币实现国际化的时候，我国的铸币税收入将会增加，因为人民币的持有人还包括国外的居民，并且我国也可以从外国对人民币的储备中获得收益，这都会增加我国的铸币税收益。
据有关人士预测，到2020年，我国可以获得国际铸币税收入为7132亿元，通过外国对人民币的储备进行投资的净收益约为307亿元。若考虑到通货膨胀率，我国将获得更大的铸币税收入。外国居民持有的人民币资产，可以说是我国国币当局的负债，当人民币贬值时，这些负债的实际价值就会减少，也就相当于我国对别国征收了通货膨胀税，这样我国的铸币税收入会更大（李华民，2002）。但是征收通货膨胀税不是没有成本的，它会影响我国的经济和人民币的国际化的地位。
综上所述，本文通过理论推导和实证检验分析，阐述了铸币税收入与通货膨胀率之间呈现出的“拉弗曲线”的关系，即通货膨胀率与铸币税收入之间存在着最优的状态。在人民币国际化的过程中，我国政府可以通过发行国际货币获得国际铸币税收入来弥补国内的财政赤字，平衡赤字以促进经济发展。但是高通货膨胀率、汇率、货币需求量等的波动，将会对人民币的实际货币需求量受到一定程度的影响，使得非居民减少对其货币的持有量，从而反过来影响了人民币国际化的进程。因此，在人民币的国际化进程中，我国政府应正确处理铸币税收入和通货膨胀率之间的关系，最大化地发挥人民币的铸币税收入，降低通货膨胀率和汇率等波动对人民币需求量的影响，不断地增加非居民对人民币的需求量，加快人民币国际化的步伐。
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【关键词】 会计账户;自然语言符号;人工语言符号
“会计是国际通用的商业语言”。
自有文字、数字以来,可观察的会计记录和会计计算均采用语言符号形式。
19世纪末,弗雷格(G・Frege)把语言问题提到了哲学研究的首要地位,甚至把全部哲学问题都归结为逻辑―语言问题,引发了西方哲学的“语言学转向”(陈波2000)。无独有偶,20世纪60年代,以法国结构主义为代表的后现代人文主义思潮,将符号学引入人文学科并发展成为人文学科流行的方法论,形成了人文学科的符号学转向(张斌峰 黄华新,2004)。人文学科的符号学转向是西方哲学语言学转向的逻辑发展。
会计记录和会计计算的语言符号形式,西方哲学的语言学转向,人文学科的符号学转向,这些给当代会计学的启示是,传统会计抑或可以从语言学角度加以研究。为此,本文对现代会计系统的构造基础――会计账户作语言学分析,以提供一个基于语言学视角的会计研究新视野。
一、基于语言学视角的会计账户性质
会计账户的基本结构,可以用T形账户简约表征。
T形账户――会计账户基本结构简约表征
需要注意的是,会计账户自其初始构造迄今,所有会计账户均为T形,无一例外。
以T形为基本结构的会计账户,其结构构件是“符号”。对构造会计账户的结构构件――符号进行分类,可以分为三种类型:文字符号;数字符号;T形符号。
从语言学角度看,语言分为自然语言和人工语言。自然语言也称日常语言,是人们进行和表达日常思维的语言。人工语言是人类为特定目的,通过严格定义的方式专门创立的语言(陈慕泽余俊伟2003)。例如,数学语言是一种典型的人工语言。人工语言区别于自然语言的重要特征是前者排除歧义。基于“自然语言”、“人工语言”观点,考察会计账户的构造符号:构成会计账户的文字符号和数字符号,属于自然语言符号;构成会计账户的T形符号,属于人工语言符号。就整体而言,会计账户是一个以人工语言符号T形为架构,内含自然语言符号的一个语言符号串,称其为会计账户语言符号串。
着眼会计账户体系,一个会计账户语言符号串是整个会计账户体系的构成个体,因此,可以认为会计账户个体是会计账户体系的一个语言符号单位。
对照语言学人工语言定义,作为一个语言符号单位的会计账户:文字符号是为簿记特定目的专门构造;数字符号有其严格的定义并为会计界认同和遵守;T形符号其运用约定俗成,排除歧义。因此,会计账户符合人工语言符号特征。由此可以得出结论:作为语言符号串的会计账户,其符号串整体是一个人工语言符号整体。简单地说,会计账户是一个人工语言符号,是为基于语言学的会计账户新定义。
二、基于人工语言符号定义的会计账户功能
语言学认为,语言是一个符号系统,语言反映客观对象。
会计账户是一个人工语言符号。会计账户体系是由会计账户人工语言符号个体构造的一个人工语言符号系统。会计账户、会计账户体系反映客观对象。会计账户、会计账户体系反映的客观对象是“会计对象”。会计账户、会计账户体系与 “会计对象”之间是反映与被反映关系。由此,即可逻辑推出:会计账户、会计账户体系具有“反映”功能。与当代会计学认为的会计的基本职能之一“会计反映”相契合。
基于会计账户是一个人工语言符号,还可以从语言符号的“语形”角度对会计账户加以研究。从语形角度看,所有会计账户均为T形。会计账户所构造的T形,将会计账户分为左方和右方。在采用印度计数制度和十进制下,会计账户左方、右方的数据在纵向上是分别可以直接相加的一个计算“式”。同时,左方与右方相加后的总量可以相减,可以计算左右两方的“净量”。受计算式的制约,计算式中的量必须统一计量单位,经验地,会计选择了货币计量单位,即使选择其他计量单位,在同一账户(计算式)下,也需是口径相同的计量单位并同时记录货币计量单位。由此,会计账户T形结构构造了一个主要以货币计量的可以连续记录和连续计算的“式”,且连续不受限制。在持续经营前提下,会计账户的连续记录和连续计算,则形成了永续货币记录和永续货币计算。由此,会计账户具有“永续货币反映”和“永续货币计算”两种基本功能。会计账户的“永续货币反映”和“永续货币计算”功能,与当代会计学的“永续盘存制”相契合。
综上所述,以语言学为基础理论,可以得出会计账户的性质是一个人工语言符号。由会计账户是一个人工语言符号的性质可以逻辑推出会计账户的基本功能是“永续货币反映”和“永续货币计算”。这是本文的直接结论。不仅如此,基于会计账户的基本功能是“永续货币反映”和“永续货币计算”,因会计账户是会计账户的个体,其整体是会计账户体系,因此,可以得出会计账户体系同样具有“永续货币反映”和“永续货币计算”功能;又因会计账户体系是现代会计的基础,由此可以得出现代会计的基本职能是“永续货币反映”和“永续货币计算”。现代会计“永续货币反映”和“永续货币计算”基本职能,是会计反映和会计计算区别于其他反映和其他计算的本质特征。
【参考文献】
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关键词:财政主导型制度；价格水平决定的财政理论；自主性货币政策；货币主导型的李嘉图制度
中图分类号：F015；F822.5文献标识码：A文章编号：1001-6260（2008）06-0008-06
一、引言
1995年3月18日《中国人民银行法》的颁布和实施，是中国改革开放以来最重要的一次货币制度改革。其改革动力源于对中国通货膨胀周期的深刻反思和向国外货币政策理论和实践的学习。当时，研究中国通货膨胀和产出增长周期的经济学家一致认为，货币创造的变动是通货膨胀周期的直接原因，而货币创造的变动是源于弥补财政赤字的需要（Deng，1994;Leroy，1994;Shahid，1994;World bank,1995）。因此，根据上述理论逻辑，似乎必有如下政策建议：若要保持价格水平稳定，中国人民银行必须实施独立的货币政策。我们认为，尽管理论逻辑没错，但是综观对制度变革前通货膨胀周期的经验研究，我们发现，他们并不是以一个充分体现该逻辑并有着丰富内涵的跨期理论框架――财政主导型制度为基础的。
二、经过修正的财政主导型制度及其检验框架
（一） Brandt等的基本逻辑及局限
Brandt等(2000)认为，非充分的经济分权和中央政府对国有企业就业增长的承诺之间的矛盾是导致通货膨胀周期的制度根源。他们的理由是：一方面，市场化改革允许非国有企业进入。但由于没有承诺的硬预算约束下的非国有企业相比有承诺的软预算约束下的国有企业有着明显的效率优势，因此，享有金融分权的国有银行就有激励把贷款贷给非国有企业，从而放大了非国有企业和国有企业之间的产出增长率缺口。这样，为了维持对国有企业就业增长的承诺，中央政府就必须给予国有企业转移支付。但是，由于财政分权导致中央政府财政收入下降，而金融分权又剥夺了中央政府分配信贷资金给国有企业的权力，因此，中央政府不得不求助于货币创造。正是货币创造直接导致了通货膨胀的增加。另一方面，通货膨胀之所以下降而出现通货膨胀周期，是因为对货币创造存在最大值的考虑和出于对恶性通货膨胀的担忧，中央政府不得不重新收回控制信贷资金配置的权力。货币创造减少，通货膨胀下降。我们认为：这个解释框架的最大局限在于没有意识到中央政府发行国债也是弥补转移支付的一种有效方式，因而也就忽视了中央政府在国债、信贷、财政收入、财政支出和货币创造之间进行跨期选择的可能以及这种选择对通货膨胀周期的含义。另一个不可忽略的局限在于，没有对引起货币创造的因素进行彻底的分析就不能充分地解释通货膨胀周期。因为，除了给国有企业的转移支付会导致财政赤字外，还存在其它导致财政赤字的因素，这些因素都有可能导致货币创造。综合以上考虑，我们认为，政府跨期预算方程才是解释通货膨胀周期的最有效工具。
（二）经过修正的财政主导型制度及其检验框架
财政主导型制度首先由Sargent等(1981)提出，他们展示该制度的工具是政府跨期预算方程。经过简单推导，就有了如下有用的等式：政府上期期末的负债实际值等于基本盈余的现值和铸币税的现值之和。 其含义是，给定政府上期期末的负债实际值，跨期预算方程展示了如果基本盈余的现值减少，那么，铸币税的现值就必须增加以保证跨期预算方程成立。或者说，给定基本盈余的现值，如果货币当局试图降低今天的通货膨胀和铸币税，那么未来的通货膨胀和铸币税肯定要上升。但是，在解释中国通货膨胀周期时，为什么还需要对跨期预算方程进行修正呢？理由是前面所讨论的制度背景赋予了银行信贷作为弥补财政赤字的一种方式的合理性。经过变换，我们容易得出如下的经过修正的跨期预算方程：政府上期期末的负债实际值等于基本盈余加银行信贷的现值和铸币税的现值之和。 其含义是，给定政府上期期末的负债实际值，如果基本盈余和银行信贷的现值减少，那么，铸币税的现值就必须增加以保证跨期预算方程成立。或者说，给定基本盈余和银行信贷的现值，如果货币当局试图降低今天的通货膨胀和铸币税，那么未来的通货膨胀和铸币税肯定要上升。
从历史上看，通货膨胀是否是赤字的后果？既有文献专注于对赤字对货币增长的影响做经验估计。但是否存在财政主导性，正反两方面的证据都有（沃升，2004）。有一种反对此类实证文献的观点认为，将货币增长对赤字做简单回归，或者使用不加限制的VAR分析来评估格兰杰因果关系（即赤字是否含有对未来货币增长的预测信息），这都忽视了跨期预算平衡所蕴涵的关于税收、债务和铸币税长期行为的信息。跨期预算平衡表明，基本赤字和债务存量之间存在协整关系。赤字成分和债务存量之间的这种联系限制了开支、税收和铸币税的时间序列行为，而这表明对这些变量行为的实证建模应当采用向量误差纠正模型（VECM）。一个可借鉴的文献有Bohn(1991)。不过该文献考虑的是政府支出、政府收入（政府税收和铸币税之和）和上期期末实际债务之间而非赤字、铸币税和上期期末实际债务之间的协整关系，因此，就不能直接显示政府赤字和铸币税或通货膨胀的关系。考虑到实际需要，我们认为，只要构造经过银行信贷修正的赤字、铸币税和上期期末实际债务三变量向量误差修正模型，即VECM，并在此基础上进行Granger因果关系检验，就可以检验经过修正的财政主导型制度对中国1981―1994年期间通货膨胀周期的解释力。需要指出的是，之所以选择1981年作为考察期的始点，是因为这一年是中央政府恢复发行国债年。
三、FTPL的经验合意性、检验策略及其制度变革的方向
（一）价格水平决定的财政理论（FTPL）及其相关概念界定
第一种：Leeper意义上的FTPL
Leeper（1991，1993）认为，通货膨胀永远只是一种货币现象只在特定的条件下才成立，这个条件就是积极型货币政策与被动型财政政策的组合（简称为AM/PF）。在近期，Davig等（2006a）对Leeper中的政策性质作出了如下具体的定义：积极型货币政策（active monetary policy）是指名义利率对通货膨胀的反应系数超过1，否则是被动型货币政策（passive monetary policy）;[JP]积极型财政政策（active fiscal policy）是指税收对债务的反应力度不足以支付实际利息成本，否则为被动型财政政策（passive fiscal policy）。值得注意的是，这个定义取决于Leeper的模型结构，对于不同的模型，政策性质的具体定义将会有所区别。在上述组合下，财政政策只是起到平衡政府现值预算约束的作用，对价格水平的决定不起任何作用；但是若是被动型货币政策与积极型财政政策的组合（简称为PM/AF），则通货膨胀不完全是一种货币现象。其中财政政策在价格水平的决定中起着重要作用,而货币政策以非传统理论所预期的结果在起作用指紧缩性\扩张性货币政策所导致的未来高\低通货膨胀现象。这是一种传统理论所无法解释的“价格之迷”（Price Puzzle）（Davig ，et al，2006b）。，这就是Leeper意义上的FTPL。以上两个组合是在可使一个模型经济获得局部惟一理性预期稳定均衡的意义上定义的，又常被称为“政策诱导性均衡”（policyinduced equilibria）（Favero,et al，2005）。或许正是从这个意义上讲，第一定义比下面的第二定义更加适用于政策分析。值得一提的是，还存在一种更为激进的观点，Creel等（2006）认为即使货币政策是积极的，积极型财政政策依然影响着价格水平，只不过是以爆炸性的方式在起作用。因此，我们可以获得一个经过扩展的Leeper意义上的FTPL：只要财政政策是积极的，它都将在价格水平决定中起着重要作用。
第二种：基于政府现值预算约束的定义
若认为政府现值预算约束不是约束，而是均衡条件常被表示成政府债务或政府负债（政府债务加基础货币存量）期初的名义值与价格水平的比值等于政府实际基本盈余加铸币税的现值。，则该理论就是FTPL或被称为非李嘉图制度（Woodford，1995；Canzoneri,et al,2001）。需要指出的是，FTPL成立的一个隐含前提是货币政策必须是自主的。Woodford（1996）认为，所谓自主的货币政策就是不直接对财量作出反应，而是直接对非财量作出反应。否则，货币政策就从属于财政政策，这样，现值预算约束完全可以通过当前或未来的铸币税来平衡，这就意味着通货膨胀依旧是一种货币现象Sargent 等（1981）曾对此情形加以探讨。。因此，沃升（2004）依然把它归为李嘉图制度的范畴即上文中的财政主导型制度和下文中的货币主导型的李嘉图制度都属于李嘉图制度。。基于以上考虑，FTPL所探讨的正是自主性货币政策下的财政政策决定价格水平的机制（Woodford，1996， 2001）。当实际基本盈余外生变动时，政府现值预算约束得以实现的机制有三（Woodford,1996; Davig,et al,2006a）必须指出的是，他们仅在上述Leeper被动型货币政策的意义上给出FTPL的三个机制。我们给出的机制更具一般性。即也可在积极型货币政策意义上来探讨FTPL的三个机制。或许，从这个角度也可以看出第二定义比第一定义更具一般性。更详细的比较参见Woodford (1995)的注脚12和30。：其一，货币政策内生变动货币存量―创造铸币税，以使货币供给等于货币需求尽管在自主性货币政策的隐含假定下，Woodford(1996)量化了每个机制的相对重要性，并发现了第一机制不重要的证据。然而，我们不应试图以比较三个机制的相对重要性来怀疑财政政策在价格水平决定中的重要性，因为第一机制只是内生于由财政扰动所影响的价格水平，而不是相反，这一点受启发于Woodford(1995,2001)。；其二，财政冲击导致的不可预期性通货膨胀（或通货紧缩）可以减少（或增加）未清偿的政府负债的实际值；其三，政府债务应付实际利息成本的变动。
若认为政府现值预算约束是个必须满足的约束，则价格水平由自主性货币政策决定，而财政政策只是被动地满足这个约束，这种情形常被称为货币主导型的李嘉图制度（Woodford，1995；Canzoneri,et al,2001）。
若从Leeper(1991,1993)政策搭配的角度理解，则上述的FTPL或非李嘉图制度可由两类搭配构成，第一类是被动型货币政策与积极型财政政策的搭配，第二类是积极型货币政策与积极型财政政策的搭配。它们将分别实现惟一理性预期稳定均衡解和爆炸性理性预期均衡解。同样，货币主导型的李嘉图制度也可由两类搭配构成，第一类是积极型货币政策与被动型财政政策的搭配，第二类是被动型货币政策与被动型财政政策的搭配。它们将分别实现惟一理性预期稳定均衡解和不可决定性理性预期均衡解（Leeper，1991，1993）。
经验上，只要真实世界中出现被动型货币政策与积极型财政政策的搭配和积极型货币政策与积极型财政政策的搭配中的一种，则FTPL将被证实，否则被证伪，此时货币主导型的李嘉图制度将被证实。
（二）FTPL的经验合意性
之所以认为FTPL而不是货币主导型的李嘉图制度具有经验合意性，是基于如下事实的逻辑推理：第一，1995―2006年是中央银行实行自主性货币政策时期，而FTPL所探讨的正是自主性货币政策下的财政政策决定价格水平的机制。这是FTPL成立的基本前提（Woodford，1996）。第二，1995―2006年是中央银行执行被动型货币政策时期，而使具有惟一理性预期稳定均衡解的FTPL成立的一个必要条件，就是中央银行执行被动型货币政策（Leeper,1993;Woodford,1996）。1995―2006年是中央银行执行被动型货币政策时期的正式依据为：谢平等（2002）和蔡辉明（2005）认为在1992―2001年间中央银行执行的是被动型货币政策；樊明太（2004）给出了1992―2003年间以三大利率工具（银行间拆借利率、存款利率和贷款利率）估计的货币政策反应函数为被动型货币政策。第三，张茵等（2005）通过1985―2000年真实工业产出增长率和通货膨胀两变量的SVAR发现，总需求的一个正向冲击也生成了通货紧缩现象。这与Kim(2003)识别FTPL的条件完全一致。下面将给出Kim的识别条件。第四，与制度成熟的美国相比，用FTPL解释中国宏观经济现象风险最小。Woodford（2001）、Cochrane（2006）和Davig等（2006a）认为，美国1979年之前的不稳定性通货膨胀，可以不用太阳黑子均衡来解释，建议用FTPL来解释。因为在积极型财政政策和被动型货币政策搭配下，可以实现惟一理性预期均衡解，而不必通过太阳黑子均衡去获取一个自我实现性预期均衡。其中用太阳黑子均衡（被动型货币政策与被动型财政政策搭配的结果）解释那段历史的典型学者是Clarida等(2000)、Lubik等 (2004)。就中国而言，在主要以经济增长速度指标作为考核地方官员业绩的政治激励模式下，中国地方政府行为自然更多地表现为扩张冲动，进而倾向于选择积极型财政政策，而这正好满足Cochrane（2006）、Davig等（2006a）所期望FTPL成立的另一个极为重要的必要条件。再结合被动型货币政策，可以实现惟一理性预期均衡解，借以解释我们所观察到的宏观经济现象。但遗憾的是，中国学术界至今还没有进行过这方面的努力。
若以上基于事实的逻辑推理还不足以令人信服的话，下面基于正式检验策略所给出的正式经验证据，将强化我们的信念。
（三）检验策略与正式经验证据
方红生（2008b）认为局部制度模拟的视角是现有检验策略中最好的一种，这方面的代表性论文还有Sala(2004)和Kim(2003)。Sala（2004）的识别条件是，若在一个系统中一单位正向税收冲击造成了实际利率的显著正向反应，则该系统所依赖的政策搭配是积极型财政政策和被动型货币政策的搭配， FTPL从而被证实；若为显著负向反应或不显著反应，则该系统所依赖的的政策搭配是积极型货币政策与被动型财政政策的搭配，货币主导型的李嘉图制度从而被证实。他所采用的实证方法是五变量VAR，其变量分别是实际GDP、实际财政收入、实际政府支出、实际联邦基金利率和实际政府债务；所用样本为美国1960年第1季度―2003年第2季度的季度数据。实证发现FTPL在1960―1979年具有适用性，而货币主导型的李嘉图制度在1990―2003年具有适用性。Kim(2003)的识别条件是，若一单位总需求的正向冲击或一单位总供给的负向冲击造成通货膨胀的逆转现象（reversal）（指先高于稳态然后低于稳态的现象），即先为通货膨胀时期后为通货紧缩时期。则该系统所依赖的政策搭配是积极型财政政策和被动型货币政策的搭配， FTPL从而被证实，否则为以积极型货币政策与被动型财政政策搭配为基础的货币主导型的李嘉图制度。他所采用的实证方法是两变量结构向量自回归（SVAR），其变量分别是产出增长率和通货膨胀率；所用样本是美国1947年第1季度―2000年第4季度的季度数据。实证发现是，FTPL在20世纪40年代和50年代最具有适用性，而货币主导型的李嘉图制度在1960―1982年和1983―2000年两个样本期间最具有适用性。虽然上述两位学者在他们共同的考察期内的发现并不完全相同，但是他们基本肯定了20世纪90年代是货币主导型的李嘉图制度最可能存在的时期。因此，同时采用以上两种方法是锁定制度类型所在时期最稳健的方法。
基于上述Sala（2004）的五变量VAR和Kim（2003）的两变量SVAR方法，方红生（2008a）发现了以下从不同角度支持价格水平决定的财政理论在中国适用的正式经验证据：（1）在绝大部分时间里，实际利率对于一单位的实际税收正向冲击的反应为正；（2）不仅显著存在通货膨胀和通货紧缩的交替脉冲反应过程，而且还显著存在产出扩张和衰退的交替脉冲反应过程。由于数据限制，我们的考察期间仅为1996年1月至2006年10月。
（四）第二次制度变革的方向
基于以下三点理由，我们认为，中国第二次制度变革方向是基于积极型货币政策与被动型财政政策搭配的货币主导型李嘉图制度：第一，根据Kim(2003)的研究，在生成惟一理性预期稳定均衡解的政策搭配中，只有被动型货币政策与积极型财政政策的搭配才生成通货膨胀和通货紧缩并存的现象；第二，Woodford(2003)通过严密论证后发现，只有货币主导型李嘉图制度指积极型货币政策与被动型财政政策的搭配。才可实现价格水平稳定；第三，我们在经验上证实，中国现有的政策搭配模式是被动型货币政策与积极型财政政策的搭配。
四、结论与政策建议
本文认为，经过修正的财政主导型制度和价格水平决定的财政理论可以分别对1981―1994年和1995―2006年两个时期的通货膨胀史进行解释，其中前者源于对既有经济学文献的综合分析，后者源于以事实为基础的逻辑推理和最新正式经验研究。本文的一个重要现实政策含义是，要实现价格稳定和可持续经济增长，中国务必要进行第二次制度变革，其方向是以积极型货币政策与被动型财政政策搭配为基础的货币主导型的李嘉图制度。
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FANG Hongsheng
(Economics and International Trade School,
Zhejiang University of Finance & Economics, Hangzhou 310018)
