貨幣需求\\流動性約束與減稅效應

摘 要：本文試圖考察減對中國總需求的短期影響。文中分析表明，由于流動性約束存在，因而李嘉圖等價定理不成立，暫時性減稅能夠影響總需求。通過利用中國數據進行實證研究發現，中國消費支出適合作為貨幣需求函數中的規模變量；在此基礎上的校準和計算則進一步說明，減稅可能通過增加貨幣需求而緊縮總需求。本文隱含的政策意義是，減稅在中國并不能起到“擴大內需”的作用。

關鍵詞：減稅；流動性約束；貨幣需求；李嘉圖等價

中圖分類號：F831.7 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X(2010)09-0040437

一、引言

減稅是否能夠擴張總需求?根據標準的教科書式的凱恩斯主義分析，給定貨幣供給保持不變，減稅將通過擴大居民支出而擴張總需求。這正是一些學者在金融危機期間支持減稅政策的依據。例如，袁志剛和湯玉剛認為，為保持經濟平穩增長，在減稅的同時控制財政規模、調整財政支出結構應是更為合理的政策選擇。平新喬指出，減稅救企業比增加國家投入的效果會更加明顯，企業負擔減輕了，馬上就可以生存下來。減稅在很多國外學者心目中也是應對本次金融危機的“首選”政策(Taylor；Alesina和Zingales)。這一政策主張也得到近來一些新的研究的支持。Romer和Romer的實證研究顯示，減稅有利于經濟增長，稅收每減少1美元，GDP將提高3美元。Mounfford和Uhlig則表明，刺激經濟的最好財政政策是赤字財政的減稅，通過政府支出來進行財政擴張是不可取的，因為它的長期成本可能超過短期收益。

然而，Mankiw和Summers 指出，該結論對貨幣需求函數的形式非常敏感。當消費支出比GDP中其他部分產生更多的貨幣需求，從而消費更適合作為貨幣需求函數中的規模變量時，減稅對總需求的影響就是不明確的。特別地，如果貨幣需求對利率的彈性足夠低，減稅會起到緊縮總需求的作用。既然理論并不能為減稅是否具有擴張作用提供明確的答案，那么相應的實證研究就非常必要。然而，國內在該領域的研究頗為少見，人們的一個先驗結論似乎是減稅能夠擴張總需求。

本文的檢驗則表明，消費支出適合作為貨幣需求中的規模變量。至少，這個結論意味著減稅的擴張效應小于人們普遍認為的程度。減稅能否擴張總需求取決于Is曲線和LM曲線中的參數。使用中國宏觀數據校準這些參數，本文的簡單計算表明，減稅并不能擴張總需求。本文的結論對于當前的政策操作具有直接意義：減稅即使有助于經濟復蘇，那么這種影響也是通過供給面作用實現，而非通過擴張總需求實現。

當然，上述結論的得出還需要一個條件，即李嘉圖等價定理不成立。Barro提出的李嘉圖等價定理直接否定了稅收的跨期調整對宏觀經濟的影響。因此，本文進而使用一個簡單的動態一般均衡模型論證了為什么減稅可能影響當期總需求。

二、模型

1.Is-LM模型的變形：消費作為貨幣需求中的規模變量

Hicks創立的Is－LM模型在很長時間都是宏觀經濟學的標準分析工具。Poo1e、sargent和wallace、Bemanke和Blinder等人的很多研究，都是Is-LM模型的擴展和應用；而Mankiw、B1anchard等中級宏觀經濟學教材，乃至Romer等高級宏觀經濟學教材，也花費一定篇幅介紹該模型。

考慮下面R0mer給出的Is-LM模型的變形形式：

方程(4)表明，dY/dT<0，當且僅當E₂L₁2。因此，對貨幣需求函數的簡單修改使得減稅對總需求的影響變得不明確：減稅是否能擴張總需求，取決于總需求對利率的彈性以及貨幣需求的收入彈性和利率(半)彈性。特別地，減稅會緊縮總需求，如果下式滿足：E₂L₁2

模型的作用機制可以通過圖1更清楚地顯示出來。同傳統分析一樣，減稅引起Is曲線的擴張性變化。但與此同時，與傳統分析不同的是，減稅還通過擴張貨幣需求而使得LM曲線發生緊縮性移動。因為Is、LM曲線移動方向相反，因此減稅對產出的凈效應并不明確。如果貨幣需求對消費變動的反應強烈，或貨幣需求的利率彈性很小，則如圖1所示，減稅可能導致產出下降。

2.校準和計算

考慮到產品需求可以表示為：度的該比率。1978-2008年，該比率的平均值為0.99；而在后文實證研究的樣本期內(1996-2008年)，該比率的平均值為1.19。本文在計算中將使用φ=1。

貨幣需求的數量彈性和利率半彈性的估計也相對較多，表1列出了近年來部分研究的結果以及本文在第三部分的估計。根據這些結果，本文在計算中將使用εr=3，εc=1。

投資需求的利率彈性則難以在現有文獻中獲得。因此本文利用TSLS方法估計以下方程：

logI=β₀-B₀p

(8)

其中，p為實際利率，β₁。衡量了投資需求的利率半彈性。由于實際利率在短期受貨幣政策影響，因此本文使用貨幣M、價格水平P以及產出Y作為工具變量。估計的樣本期為1996年第1季度—2008年第4季度。投資指標為固定資產投資完成額，利用CPI減縮。實際利率通過名義利率減通貨膨脹率得到，其中名義利率使用7天內銀行同業拆借利率，通貨膨脹率由CPI計算得出。計算中使用的數據詳見本文第三部分的描述。對方程(8)的估計給出B₁=14.868。因此，本文在計算中將取e，=15。

給定上述參數的取值，容易發現，方程(7)必然滿足。事實上，貨幣需求的利率半彈性取相關文獻給出的最大值5也能保證方程(7)成立。因此，即使考慮到各參數取值存在的不確定性，表達式(7)似乎也能夠滿足。這樣，如果消費支出是貨幣需求函數中正確的規模變量，那么減稅就可能是緊縮性的。

上述結論在一定程度上依賴于Is-LM模型的靜態結構。在一個動態一般均衡框架中，結論可能會有所不同。特別是，Barro提出的李嘉圖等價定理表明，稅收的跨期轉移并不影響消費者的跨期選擇，從而不影響當前消費。李嘉圖等價定理的邏輯非常直截：如果消費者能夠進行跨期最優化，那么其當期消費不是僅僅取決于當期收入，而是取決于全部未來收入的現值，或者用Friedman的話說，取決于永久收入。給定政府支出外生決定且政府的現值預算約束必須滿足，當期的暫時}生減稅意味著未來稅收現值的等量增加，從而對消費者的永久收入沒有任何影響。這樣，消費者決策不受暫時性減稅的影響，從而IS和LM曲線都不發生移動。因此，如果像前面模型假設的那樣，當期稅收變動影響當期消費，那么一定是存在某種摩擦使得李嘉圖等價定理不再成立。

總之，減稅可能緊縮總需求，而這個結論依賴于兩個關鍵假設：(1)貨幣需求函數中的規模變量是消費而非產出；(2)李嘉圖等價定理不成立。本文在下面的第三、第四部分分別對這兩點進行更詳細的檢驗或討論。

三、貨幣需求函數的規模變量：基于中國數據的檢驗

1.檢驗方法

關于貨幣需求函數的實證研究有眾多文獻。不管是較早的局部調整模型，還是近來的協整模型，這些研究中的絕大部分都把實際GDP作為規模變量。然而，這個做法并沒有強有力的理論支持。耐人尋味的是，根據現有的貨幣理論模型推導出的貨幣需求函數，似乎更應該和消費而不是產出聯系在一起。例如，根據那些通過施加CIA(cash in advance)約束而引入貨幣的模型，或者直接把貨幣引入效用函數的模型，我們可以推導出形如方程(2)的貨幣需求函數。

不過，20世紀70年代之后貨幣需求的不穩定促使經濟學家探索各種方向來改進對貨幣需求函數的估計，其中部分研究試圖考察將不同規模變量引入貨幣需求函數的效果。Goldfeld以及Enzler、Johnson和Paulus等使用加權GNP變量。他們的邏輯是，總支出中的不同組成部分產生的貨幣需求并不相同。Cramer和Spindt等認為，使用GNP作為經濟中總交易量的衡量存在很大偏差，其包含的內容要遠遠小于交易總額。因此，他們轉而建立更為全面的交易計量。而Goldfeld、Radecki和WenningerDl]、Mankiw和Summers則按照資產類型或者部門分解總量數據。Goldfeld的結論是：“在1974年以前，GNP是三個交易變量中最不適合的，而消費和個人收入則差不多。”

本文將直接檢驗消費是否適合作為貨幣需求函數中的規模變量。這也將本文同國內其他關于貨幣需求的實證研究區分開來。出于研究目的，并考慮到在GDP和消費之間存在線性相關關系，本文將基于Mankiw和Summers的方法，估計如下形式的方程：

其中，參數λ是消費的權重。λ=0表明貨幣需求由GDP中非消費部分產生，而λ=1則為另一個極端，即總消費成為規模變量，貨幣需求來自于消費支出。如果λ介于0—1之間，則說明GDP的各組成部分都產生貨幣需求，越大的λ說明消費產生的貨幣需求越多。

2.數據

本文使用1996年第1季度-即根據公布的CPI的月度同比指數和環比指數計算出月度定基指數(以2000年12月為基期)，再轉化為季度指數。②利率指標使用選擇為銀行同業拆借利率(7天)。對于利率，應該進入考察視野的至少包括三種類型：中央銀行基準利率、法定存貸款利率以及市場化利率。按照標準的貨幣傳導機制理論，貨幣政策是通過作用于基準利率，進而影響經濟中的其他短期、長期利率，最終對私人部門支出產生影響，因而基準利率無疑應該進入模型。但是，中國的利率操控有其特殊性，即銀行存款、貸款利率等絕大部分利率仍然受中央銀行的管制。中央銀行在確定法定利率結構時，首先確定1年期存款利率，然后以此為基礎推定活期和其他更長期限的定期存貸款利率。在這個意義上，1年期存款利率又發揮了基準利率的作用。本文選擇銀行間7天內同業拆借加權平均利率作為利率指標，理由主要來自于對圖2的觀察。

圖2顯示出三種利率變動具有強相關性。事實上，簡單的相關性檢驗表明，在樣本期內，銀行間7天內同業拆借加權平均利率同1年期法定存款利率、20天以內中央銀行對金融機構貸款利率各自的相關系數分別高達0.98和0.99。張屹山、張代強在討論中國的利率反應函數時，也做出了類似選擇。由于公布數據為月度數據，本文按交易量進行加權平均得到相應的季度指標。

圖2中，IR表示銀行間7天內同業拆借加權平均利率，DR表示1年期法定存款利率，LR表示20天以內中央銀行對金融機構貸款利率。部分數據由本文通過計算調整得到，計算方法說明見正文。

產出指標使用實際GDP的季度數據，后者的計算方法為：首先根據名義GDP的季度累積數據計算出名義GDP的季度數據，再利用CPI折算得到實際GDP。消費指標通過對社會消費品零售總額進行價格減縮得到，使用的價格指數為上面提到的(定基)CPI。

以上涉及的數據全部來自于中經網統計數據庫。在檢驗中，所有序列均經過季節調整。

3.實證結果

由于使用的是時間序列數據，因而本文首先對數據進行單位根檢驗，檢驗方法為ADF和PP兩種。檢驗結果表明，銀行同業拆借利率為I(0)序列，其他變量均為I(1)序列。為了修正序列相關，本文使用TSLS方法估計方程(7)，估計中使用的工具變量為所有自變量的一階滯后。

表2給出了估計結果。表2的第2、第3欄是分別使用消費和非消費支出作為規模變量的估計。單獨觀察這兩個模型并不能得出多少有用的信息：兩個模型中規模變量系數的估計值在統計上都是顯著的，甚至其數值大小也接近。表2的第1欄則是對原始方程(7)的估計。容易發現，貨幣需求中消費的權重達到0.8，這個系數在5％的顯著性水平上顯著。

λ=0.8本身并不能說明更多問題。不過，對入的Wald檢驗卻清楚地顯示，我們可以在5％的顯著性水平上拒絕λ=0的假設(F統計量的p值為0.0277)，但是不能拒絕λ=1的假設(F統計量的p值為O·5873)。因此，相對于非消費支出而言，消費支出顯然更適合作為貨幣需求函數中規模變量。

四、貨幣模型中的流動性約束與李嘉圖等價

在Barro提出李嘉圖等價定理后，很多研究討論了各種該定理不成立的情形，如扭曲性稅收、遺產動機、金融市場不完全、社會保障制度等等。本文在這一部分將把流動性約束引入一個兩期貨幣模型，從而證明：(1)減稅會增加當期消費，從而增加產品支出；(2)減稅同時會增加貨幣需求。這樣，就印證了前面第2部分的討論，并相當于把分析擴展到動態情形。之所以考慮流動性約束，除了便于分析外，更主要在于國內很多學者已經通過實證研究表明，中國的總消費行為確實體現出流動性約束特征。

考慮一個兩期的貨幣模型，其中貨幣以進入效用函數的方式進入模型。假設經濟中的代表性消費者具有如下形式的效用函數：

其中，M^R=M/P表示實際貨幣余額，0<β<1為主觀貼現因子，變量的下標表示時期。u為單期效用函數，滿足邊際效用為正且遞減。假設c和M均為正常物品。

消費者的現值預算約束可以表示為：

這樣，消費取決于當期可支配收入，從而減稅會刺激消費增加。再結合由方程(2)給出的貨幣需求，消費增加又帶來貨幣需求的增加。我們就證明在流動性約束的作用下，減稅確實可以影響當期消費并影響貨幣需求。

上面的模型還可以進一步擴展到無限期的動態一般均衡框架中，但這種擴展已經超出本文的考察范圍，在此不再贅述。

五、結論

本文試圖考察減稅對總需求的短期影響。盡管傳統分析認為減稅會擴張總需求，但Mankiw和summers指出，如果消費更適合作為貨幣需求函數中的規模變量，減稅對總需求的影響就是不明確的。本文利用中國數據的檢驗則表明，消費支出確實適合作為中國貨幣需求中的規模變量。通過對相關參數的校準和計算，本文進一步發現，減稅很可能并不能擴張總需求。為了保證結論的穩健性，本文進而考查李嘉圖等價定理是否在中國成立。Barro提出的李嘉圖等價定理直接否定了稅收的跨期調整對宏觀經濟的影響。而本文將流動性約束引入一個兩期貨幣模型，論述了為什么減稅可能影響當期總需求。

本文的結論對于當前的政策操作具有直接意義：(1)降低所得稅并非“擴大內需”的有效措施。減稅不能擴張總需求，或者至少，減稅的擴張效應要小于人們普遍認為的程度。(2)減稅如果有助于經濟復蘇，那么這種影響也是通過供給面作用實現。這意味著就刺激產出而言，對企業減稅可能比對消費者減稅的效果更好一些。當然，這還有待于進一步更仔細的論證。

本文的分析也存在一定局限。例如，本文只考察了減稅對總需求的效應，而完全忽略了供給方面的討論。更完整、深入的分析應該考慮經濟的供給方面，在一個動態一般均衡模型中分析降低所得稅的影響，這也將是我們在未來的研究目標。