唐 毅，黎 明，許 璞

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引 言

改革開放以來，我國財(cái)政赤字的方式逐漸由以前的決算赤字 (事后赤字)改變?yōu)轭A(yù)算赤字(事前赤字)。1998年為應(yīng)對當(dāng)時(shí)的東南亞金融危機(jī)和特大自然災(zāi)害，國家實(shí)施了大規(guī)模、主動的財(cái)政政策，導(dǎo)致1998—2003年間我國財(cái)政赤字的總額達(dá)到了空前的水平。2003—2007年間，為防止通脹，之前的財(cái)政擴(kuò)張力度有所收緊，加上財(cái)政收入的上升，赤字規(guī)模逐年減少，并于2007年首次實(shí)現(xiàn)了財(cái)政盈余。2008年則是轉(zhuǎn)折性的一年，上半年財(cái)政還有所盈余，到了下半年，受國際金融危機(jī)的影響，出口增速大幅下降，為保增長、促就業(yè)，政府緊急出臺“4萬億投資”的積極財(cái)政政策，最終致使全年的財(cái)政重新出現(xiàn)了赤字。2009年財(cái)政支出延續(xù)了上一年的勢頭，使我國較短時(shí)間內(nèi)扭轉(zhuǎn)了經(jīng)濟(jì)增速下滑的趨勢，在世界率先實(shí)現(xiàn)回升。2011年，我國在平穩(wěn)渡過國際金融危機(jī)后，7月份召開的中央水利工作會議上又提出未來10年內(nèi)將投資4萬億元用于水利建設(shè)的方案。由此可見，財(cái)政赤字政策已經(jīng)逐漸成為市場經(jīng)濟(jì)條件下我國政府調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)的一種必要手段。

財(cái)政赤字政策是否有效?長期以來各大經(jīng)濟(jì)學(xué)流派對該問題展開了激烈的爭論，直到今天仍然存在著分歧。Gale和Orszag把各種流派的觀點(diǎn)歸納為:傳統(tǒng)凱恩斯學(xué)派財(cái)政赤字有益論、新古典宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)學(xué)派財(cái)政赤字有害論、李嘉圖的財(cái)政赤字中性論。在這三大流派中，李嘉圖的赤字中性論是評價(jià)財(cái)政赤字政策有效性的基準(zhǔn)理論模型，驗(yàn)證該定理是否成立相當(dāng)于證明財(cái)政赤字政策是否有效［1］。國外的學(xué)者 Feldstein［2］和 Perotti［3］和國內(nèi)的學(xué)者類承曜［4］和郭慶旺等［5］基于李嘉圖等價(jià)定理并從消費(fèi)的視角對財(cái)政赤字政策的有效性進(jìn)行過驗(yàn)證。

二、理論模型

Barro分析了200年前李嘉圖提出的財(cái)政赤字等價(jià)理論，即預(yù)算赤字中性論［6］。本文以該模型為作為實(shí)證檢驗(yàn)的理論基礎(chǔ)。

1.家庭效用最大化模型

假設(shè)一個(gè)無限期界的典型家庭，其效用的最大化表示為:

其中，ct是t時(shí)間個(gè)人的消費(fèi)量，nt是勞動供給量，ρ是對效用的時(shí)間偏好率。家庭效用函數(shù)滿足凹函數(shù)條件。為簡化分析，假定勞動供給量是給定的 (nt=1)，實(shí)際收入為wt，如果令家庭初始擁有的財(cái)富為K0，在t期末為Kt，rt－1為t－1時(shí)期的實(shí)際收益率，則家庭在t時(shí)期的預(yù)算約束是:

將dt定義為貼現(xiàn)因子:

根據(jù) (2)式和 (3)式得到t=1時(shí)期初的總預(yù)算約束的現(xiàn)值:

其中，T代表時(shí)間，表示個(gè)人壽命，T≥1。

假定家庭中父母不給后代留有遺產(chǎn)，同時(shí)也不會為子女留下債務(wù)，家庭效用最大化的條件就是KT=0，將其代人 (4)式，則有

因此，家庭效用最優(yōu)化問題變?yōu)樵?(5)式的約束條件下，實(shí)現(xiàn)效應(yīng)最大化。其一階條件為:

2.加入政府跨期預(yù)算約束

假設(shè)政府支出G的來源是計(jì)息的國債和稅收。國債期限為一年而且政府利率與私人利率相同。那么政府預(yù)算約束是:

(7)式中，Gt是政府購買支出，Bt－1是 t－1期末未償還的實(shí)際債務(wù)余額，rt－1是債務(wù)的實(shí)際利率，Tt是t期的實(shí)際稅收收入。用債券B0代表家庭的初始財(cái)富，那么家庭的財(cái)富就等于:

已知d0=1，將 (3)和 (7)代人 (8)，整理可得:

根據(jù)家庭最優(yōu)化模型，H為有限界限時(shí)，當(dāng)dHBH=0，家庭效用最大。對 (9)式，(dHBH)=0是家庭效用最大化的條件。于是(9)式變形為:

(10)式表明，政府的全部支出最終都由稅收支付，追求效用最大化的理性經(jīng)濟(jì)人，其財(cái)富不隨預(yù)算赤字的路徑發(fā)生變化。

由上面的分析不難發(fā)現(xiàn)，可以分別從消費(fèi)和儲蓄兩個(gè)角度驗(yàn)證李嘉圖定理是否能夠成立。已有大量文獻(xiàn)從消費(fèi)的角度進(jìn)行過驗(yàn)證，這里不再贅述。從儲蓄的角度而言，李嘉圖等價(jià)定理即認(rèn)為由預(yù)算赤字增加導(dǎo)致的政府儲蓄的減少會被私人儲蓄的增加所抵消，總的國民儲蓄并不會因政府是借債還是征稅而變化。所以，對李嘉圖等價(jià)定理是否成立的驗(yàn)證也可以從總的國民儲蓄(政府儲蓄和私人儲蓄此消彼減)是否變化的角度進(jìn)行。

三、我國的財(cái)政赤字和國民儲蓄情況

1.財(cái)政赤字情況

我國的財(cái)政政策在改革開放以前采取的是“平衡預(yù)算”，之后為了加快改革和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的步伐，基本上實(shí)施的是“赤字預(yù)算”(除1978、1981、1985和2007年國家財(cái)政有少量節(jié)余外，32年間有28年是赤字)。

2.國民儲蓄情況

我國的總國民儲蓄率較高，并且近十幾年來還一直處于上升趨勢，截止2009年超過了50%。與許多西方國家的情況相反，中國近年來大規(guī)模的財(cái)政赤字的增加并未導(dǎo)致國民儲蓄下降，這與本文第二部分李嘉圖等價(jià)定理和新古典主義所描述的情形并不相符，似乎更符合傳統(tǒng)的凱恩斯主義觀點(diǎn)。為此，我們有必要在下文中利用計(jì)量方法深入分析中國財(cái)政赤字與國民儲蓄之間的關(guān)系。

具體到各項(xiàng)儲蓄指標(biāo)上，由圖1可以看出，中國的住戶 (居民)儲蓄與GDP之比實(shí)際上相當(dāng)穩(wěn)定。1992年為20.3%，2008年為22.9%，期間有些波動，低的時(shí)候到17%，但基本保持在20%上下;企業(yè)儲蓄占GDP比1992年為11.3%，2008年達(dá)21.9%，增長了近1倍;同期，由于經(jīng)濟(jì)運(yùn)作良好，再加上政府開源節(jié)流，使得其儲蓄占總GDP的比重從1992年的4.4%提高2008年的8.3%，上升了近1倍。但從圖2來看，政府儲蓄基數(shù)相比較而言較小 (歷年只占到總儲蓄的10%—15%)，因而企業(yè)儲蓄的大幅增長對總國民儲蓄增長的貢獻(xiàn)更大。

圖1 1992—2008年企業(yè)、政府和住戶儲蓄占GDP比

圖2 1992—2008年企業(yè)、政府和住戶儲蓄占總儲蓄比

四、實(shí)證檢驗(yàn)

1.研究方法

本文擬采用VECM(可認(rèn)為是含有協(xié)整約束的VAR模型)進(jìn)行實(shí)證研究。在方法論上需要進(jìn)一步說明的是:在以往對政策工具傳導(dǎo)的有效性及相互間動態(tài)關(guān)系的研究中，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用Granger因果檢驗(yàn)與預(yù)測方差分解方法進(jìn)行分析，但這些研究方法存在著一定的局限性。首先，Granger因果檢驗(yàn)的定義是基于時(shí)間次序的“先后”，并不考慮變量間的同期因果關(guān)系;其次，Granger因果檢驗(yàn)對滯后項(xiàng)的選擇十分敏感。然而最近，Spirtes 等［7］和 Pearl［8］在 VAR 研究領(lǐng)域里取得了新的進(jìn)展，他們提出了“有向無環(huán)圖”(DAG)的分析方法，即通過分析擾動項(xiàng)之間的 (條件)相關(guān)系數(shù)，以正確識別擾動項(xiàng)之間的同期因果關(guān)系，進(jìn)而為正確設(shè)定VAR擾動項(xiàng)的結(jié)構(gòu)關(guān)系提供客觀的依據(jù)，從而避免了上述傳統(tǒng)研究方法存在的局限性［9］。

DAG(有向無環(huán)圖)技術(shù)是用圖形的形式來表示變量間同期因果關(guān)系的依賴性和指向性。具體來說，就是在對擾動項(xiàng)之間的相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，對變量之間的同期因果關(guān)系進(jìn)行識別。在實(shí)際分析中，我們可用DAG直觀地描繪出變量間的同期因果關(guān)系。運(yùn)用軟件 TETRAD4.3，利用 PC算法 (algorithm)［10］，通過“擾動相關(guān)系數(shù)矩陣”對各變量之間的無條件相關(guān)系數(shù)以及偏相關(guān)系數(shù) (條件相關(guān)系數(shù))進(jìn)行分析，得出各變量間同期因果關(guān)系的依賴性以及因果關(guān)系的指向性。

2.變量和數(shù)據(jù)的選取

本文樣本區(qū)間為1978—2009年，數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。國民儲蓄 (NS)=GNP－最終消費(fèi)=GNP－(居民消費(fèi)+政府消費(fèi))，NSt表示經(jīng)過CPI指數(shù)消減后的實(shí)際國民儲蓄額，經(jīng)驗(yàn)上為消除異方差性取其自然對數(shù)為LNNSt;Yt表示經(jīng)過GDP平減指數(shù)消減后的實(shí)際GDP，取其自然對數(shù)LNY;CZ表示財(cái)政赤字，為實(shí)際財(cái)政支出減去實(shí)際財(cái)政收入后再取自然對數(shù)，正值表示財(cái)政赤字;MRt表示名義利率。

3.ADF單位根檢驗(yàn)

對原始數(shù)據(jù)取一階差分后，由于序列在零值附近隨機(jī)波動，故用不包含截距項(xiàng)的檢驗(yàn)回歸模型對序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。由計(jì)算結(jié)果表1可以看出，變量LNGDP、LNNS、LNCZ、MR的序列均為非平穩(wěn)I(1)過程，而其一階差分項(xiàng)均平穩(wěn)，均為I(1)過程。

表1 原始數(shù)據(jù)取對數(shù)后的ADF檢驗(yàn)和對數(shù)一階差分后的ADF檢驗(yàn)

4.協(xié)整檢驗(yàn)

由于變量LNGDP、LNNS、LNCZ、MR都是I(1)序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的先決條件。對多變量的協(xié)整檢驗(yàn)，我們采用Johansen檢驗(yàn)法 (E－G兩步法多用于單變量檢驗(yàn))。首先要確定模型的最優(yōu)滯后期，這里通用的方法是先建立無約束VAR模型，并根據(jù)AIC準(zhǔn)則找出其最優(yōu)滯后期，而VECM是以一階差分形式進(jìn)行的，滯后階數(shù)比VAR小一個(gè)，在這里協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階為1階。表2中，LogL為對數(shù)似然函數(shù)、LR為似然比、FPE為最終預(yù)報(bào)誤差準(zhǔn)則、AIC為赤信準(zhǔn)則、SC為施瓦茨準(zhǔn)則，HQ為 Hannan－Quinn準(zhǔn)則。

表2 VAR模型的最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

在協(xié)整檢驗(yàn)選項(xiàng)中選擇列出5種協(xié)整方式的綜合檢驗(yàn)選項(xiàng)，并定義滯后區(qū)間為 (11)，可得到在5%的置信水平下，模型設(shè)定DSP選取無截距無趨勢的模式進(jìn)行Trace的協(xié)整檢驗(yàn)，如表3所示。

表3 Trace(特征值)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由Trace檢驗(yàn)可以看出，*表示數(shù)據(jù)在5%的置信水平下，存在著兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。

5.同期因果關(guān)系的DAG分析及識別

表4 各變量之間“擾動相關(guān)矩陣”

我們以各變量“擾動相關(guān)系數(shù)矩陣”為出發(fā)點(diǎn)，對變量之間的同期因果關(guān)系進(jìn)行DAG分析，DAG分析的結(jié)果也將是我們進(jìn)行識別、分析的重要前提。研究表明在5%的顯著性水平下，LNNS、LNCZ、LNGDP和MR之間同期間因果指向如圖3、圖4所示。

圖3 無向完全圖

圖4 在5%置信水平下同期因果關(guān)系DAG

如圖3所示，各個(gè)變量均與其它變量有著無方向的連線，以表示各變量之間有可能存在的同期因果關(guān)系，該圖為“無向完全圖”;如圖4所示，利用TETRAD軟件的PC算法，我們認(rèn)為若兩兩變量之間偏相關(guān)系數(shù)p值①如需相關(guān)數(shù)據(jù)請與作者本人聯(lián)系。過大，則為同期獨(dú)立關(guān)系，它們之間就不存在同期的因果關(guān)系。逐個(gè)檢驗(yàn)后把不存在同期因果關(guān)系的連線去除，于是在開始建立的無向完全圖中只剩下LNNS、LNCZ、LNGDP之間有連線，且根據(jù)相應(yīng)的方向判別準(zhǔn)則分析，可知三者的同期因果關(guān)系為LNCZ→LNNS，LNCZ→LNGDP，LNNS—LNGDP。由此可得，可能存在從實(shí)際財(cái)政赤字到實(shí)際國民儲蓄和實(shí)際GDP的同期因果關(guān)系;實(shí)際國民儲蓄和實(shí)際GDP之間存在著同期因果關(guān)系，但具體的因果指向不明確。

6.向量誤差修正VECM模型

基于上文對我國財(cái)政赤字和國民儲蓄情況的分析和DAG因果檢驗(yàn)結(jié)果，可以在經(jīng)濟(jì)理論和數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)上對VECM模型施加先驗(yàn)約束。在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系中，我們可以分別設(shè)定實(shí)際GDP和實(shí)際的國民儲蓄為因變量，得到實(shí)際GDP方程和實(shí)際國民儲蓄方程。

首先，建立VECM模型:

其中 yt=(LNNS，LNGDP，LNCZ，MR)'，β是4×2的矩陣，其每一列所表示的各變量的線性組合是一種協(xié)整形式，即有一種長期的均衡關(guān)系，因此β稱為協(xié)整向量矩陣，2為協(xié)整向量的個(gè)數(shù)。α也是4×2的矩陣，其每一行元素是出現(xiàn)在第i個(gè)方程中的對應(yīng)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)，即調(diào)整系數(shù)，故稱為調(diào)整系數(shù)矩陣，表明了對短時(shí)間內(nèi)偏離長期均衡關(guān)系的修正速度。協(xié)整向量的估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 協(xié)整向量的估計(jì)結(jié)果

經(jīng)檢驗(yàn)，表中的協(xié)整向量分別得到的兩個(gè)線性組合序列都是平穩(wěn)的，即都是I(0)的。表5中取值為1或0的變量系數(shù)是本文施加的約束，如協(xié)整方程 (1)表示實(shí)際國民儲蓄方程，假設(shè)實(shí)際國民儲蓄與實(shí)際赤字、名義利率之間存在長期的均衡關(guān)系，而約束實(shí)際GDP的系數(shù)為0，即:

(12)式中ecm1t表示回歸方程的殘差項(xiàng)，也即誤差修正模型中的誤差修正項(xiàng)，實(shí)際國民儲蓄方程中的系數(shù)表示:在其他條件不變的情況下，實(shí)際財(cái)政赤字每增加1個(gè)百分點(diǎn)，實(shí)際國民儲蓄提高0.03個(gè)百分點(diǎn);而在其他條件不變的情況下，名義利率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，實(shí)際國民儲蓄減少0.23個(gè)百分點(diǎn)。

協(xié)整方程 (2)表示實(shí)際GDP方程，假設(shè)實(shí)際GDP和實(shí)際財(cái)政赤字，名義利率之間存在長期的均衡關(guān)系，而實(shí)際國民儲蓄變量系數(shù)為0，即:

(13)式中ecm2t也表示回歸方程的殘差項(xiàng)，方程中的系數(shù)分別表示:在其他條件不變的情況下，實(shí)際財(cái)政赤字每提高一個(gè)百分點(diǎn)，實(shí)際GDP上升0.24個(gè)百分點(diǎn);名義利率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，實(shí)際GDP下降0.17個(gè)百分點(diǎn)。

在 (12)、(13)式的基礎(chǔ)上討論變量之間的短期關(guān)系，可以建立下面的VECM模型:

其中，ecmt－1=(ecm1t－1，ecm2t－1)'。

式中的每一個(gè)方程都是一個(gè)誤差修正模型。需要指出的是，由于本文的VECM模型非平穩(wěn)，不能用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來進(jìn)行解釋。

五、分析與結(jié)論

本文前述檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在實(shí)際國民儲蓄方程中，財(cái)政赤字和國民儲蓄存在正相關(guān)的關(guān)系。原因如本文前面分析，我國近年來實(shí)施積極的財(cái)政赤字政策后，政府儲蓄雖有所下降，但私人儲蓄 (包括住戶和企業(yè))卻快速上升，以至于總的國民儲蓄逐年增長，說明李嘉圖等價(jià)定理在中國并不適用;在實(shí)際GDP方程中，財(cái)政赤字和我國GDP存在正相關(guān)的關(guān)系，這個(gè)結(jié)論與國內(nèi)大多數(shù)文獻(xiàn)分析類似［12－13］，即積極財(cái)政政策對拉動經(jīng)濟(jì)增長起到了應(yīng)有的作用。

結(jié)合我國的具體國情，更深入地對儲蓄方面分析可以發(fā)現(xiàn)，在私人儲蓄 (分為住戶和企業(yè)兩部門)的增長中，企業(yè)的貢獻(xiàn)度最大，而我國居民儲蓄占GDP之比一直穩(wěn)定在20%左右。應(yīng)當(dāng)看到，中國企業(yè)儲蓄高，和農(nóng)村勞動力富余有密切關(guān)系。農(nóng)村富余勞動力尋找提高勞動生產(chǎn)率的機(jī)會，并逐漸在沿海和城鎮(zhèn)、在工業(yè)化和服務(wù)業(yè)發(fā)展的環(huán)節(jié)就業(yè)。這實(shí)質(zhì)上是一個(gè)城鎮(zhèn)化的過程。在這一過程結(jié)束之前，勞動力成本始終是相對較低的。顯然，中國具有潛力的投資領(lǐng)域(新經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn))是城鎮(zhèn)化發(fā)展;另外，公司部門的利潤較高，還緣于我國特殊的股權(quán)分布結(jié)構(gòu)致使廣大勞動者只分享到較少的公司利潤，以上兩個(gè)原因?qū)е铝私陙砥髽I(yè)儲蓄不論是基數(shù)上還是比例上都過高。所以，私人儲蓄高，根本原因是由于企業(yè)部門的儲蓄高，而企業(yè)部門的高儲蓄并不是由于預(yù)期到政府赤字所帶來的未來稅收所導(dǎo)致的預(yù)防性儲蓄的增多，而是由于中國經(jīng)濟(jì)高速增長的結(jié)果。因此，李嘉圖等價(jià)定理的解釋在中國的實(shí)情下并不合理。

回顧本文第三部分描述的我國1998—2003年的財(cái)政赤字狀況，當(dāng)時(shí)中國積極的財(cái)政政策，都投資在基礎(chǔ)設(shè)施上面，高速公路、港口、電網(wǎng)改造，結(jié)果我國平均每年的經(jīng)濟(jì)增長率是9.6%，持續(xù)了20余年。國內(nèi)外的經(jīng)濟(jì)學(xué)家當(dāng)時(shí)的普遍看法是不可能再繼續(xù)以9%的速度增長下去。但是我們現(xiàn)在來看，2003—2009年，我國的平均增長率不僅沒有下滑，反而超過了10%，原因何在?最有可能的就是我國靠前一段時(shí)間的積極財(cái)政政策，把增長的瓶頸解決了。我國20世紀(jì)90年代時(shí)，政府的財(cái)政赤字、公債占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重是30%。到了2007年則減低為20%，為什么能這樣?可能是因?yàn)榍耙欢螘r(shí)間的這些財(cái)政刺激政策，使增長率提高了，導(dǎo)致政府的稅收增加了，增加的財(cái)政稅收，不僅可以償還在前階段時(shí)間的投入，甚至還有剩余用來儲蓄。根據(jù)前文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果以及對中國實(shí)情的分析，本文得出的結(jié)論是:并非如李嘉圖定理所述，理性人會意識到政府的赤字最終是由未來的征稅予以償還，所以盡管當(dāng)期征稅額減少，理性人的消費(fèi)也不會增加，反而會未雨綢繆事先進(jìn)行預(yù)防性的儲蓄，而在該預(yù)期下的行為導(dǎo)致了儲蓄的增長。而是因?yàn)槲覈?cái)政赤字政策與投資刺激經(jīng)濟(jì)，確實(shí)創(chuàng)造了經(jīng)濟(jì)的新的增長點(diǎn)，最終導(dǎo)致了儲蓄的增長。

從政策層面上來進(jìn)一步探討，在各國利率水平趨零，貨幣政策操作空間較小的情況下，如果希望采取財(cái)政赤字政策來振興世界經(jīng)濟(jì)，怎樣能打破可能的李嘉圖等價(jià)?答案如前述所分析，即是需要找世界的新增長點(diǎn)。怎么實(shí)現(xiàn)呢?要看增長的瓶頸在什么地方?眾所周知，全球的經(jīng)濟(jì)增長更多的會在發(fā)展中國家，包括像中國、非洲、南亞等收入比較低的發(fā)展中國家。當(dāng)前全球性的經(jīng)濟(jì)衰退，問題不是單個(gè)國家的能力能解決的，更需要一個(gè)全球范圍的努力。這種狀況之下，較好的辦法是有一個(gè)全球協(xié)同的財(cái)政刺激政策，這樣就能夠同時(shí)解決兩個(gè)方面的問題［15］。

［1］Gale，W.G.，Orszag，P.R.Economic Effects of Sustained Budget Deficits［J］.National Tax Journal，2003，(7):1－39.

［2］Feldstein，M.S.Budget Deficits，Tax Rules，and Real Interest Rates［R］.NBER Working Paper，1986.

［3］Perotti，R.Estimating the Effects of Fiscal Policy in OECD Countries［C］.ISOM Conference，F(xiàn)rankfurt，2002.

［4］類承曜.李嘉圖等價(jià)定理的理論回顧和實(shí)證研究［J］. 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2003，(2):9－13.

［5］郭慶旺，呂冰洋，何乘材.李嘉圖等價(jià)定理的實(shí)證分析:協(xié)整方法［J］. 財(cái)政研究，2003，(9).11－13.

［6］Barro，R.J.The Ricardian Approach to Budget Deficits［J］.Journal of Economic Perspectives，1989，(3):37－54.

［7］Spirtes，P.，Glymour， C.， Scheines， R.Causation，Prediction and Search［M］.Cambridge:MIT Press，MA，2000.

［8］Pearl，J.Causality［M］.Cambridge:Cambridge University Press，2000.

［9］楊子暉.財(cái)政政策與貨幣政策對私人投資的影響研究——基于有向無環(huán)圖的應(yīng)用分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2008，(3):81－91.

［10］Scheines，R.， Spirtes， P.， Glymour， C.Meek，C.TETRAD II Tools for Causal Modeling:User's Manual and Software［M］.New Jersey:Lawrence Erlbaum Associates，Inc，1994.

［11］郭慶旺，賈俊雪.財(cái)政投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng):實(shí)證分析［J］. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2005，(4):41－45.

［12］劉溶滄，馬拴友.赤字、國債與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析——兼評積極財(cái)政政策是否有擠出效應(yīng)［J］. 經(jīng)濟(jì)研究，2001，(2):13－19.

［13］周小川.關(guān)于儲蓄率問題的若干觀察與分析［R］.馬來西亞央行高級研討會報(bào)告，2009.

［14］林毅夫.積極財(cái)政政策可助經(jīng)濟(jì)重新快速增長［N］. 上海證券報(bào)，2010－06－08.

［15］孫健夫，楊文杰，張維.從平衡財(cái)政到擴(kuò)張性財(cái)政——評我國宏觀財(cái)政政策的轉(zhuǎn)變［J］.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010，(6).