財政政策效應論文范文

　　財政政策效應論文范文篇2

　　淺析我國財政政策的非對稱效應

　　一、引　　言

　　改革開放以來，我國一直在把財政政策作為一種常用的宏觀調(diào)控手段，根據(jù)各時期經(jīng)濟形勢的不同，采取了不同類型的財政政策，在實際運行過程中效果顯著。目前，財政政策已經(jīng)成為了我國間接調(diào)控經(jīng)濟的重要手段。1998年亞洲金融危機重創(chuàng)了我國經(jīng)濟，為應對危機，我國從1998 - 2004年一直采取積極的財政政策，而后轉(zhuǎn)化成穩(wěn)健的財政政策。2008年金融危機后，我國政府又醞釀了新一輪的積極財政政策，再次成功消除了我國經(jīng)濟可能陷入衰退的風險，該政策一直延續(xù)至今。為什么每當經(jīng)濟面臨危機時，或者經(jīng)濟增長處于下滑階段，我國都采取積極的財政政策進行應對，其背后的依據(jù)和原理值得我們深思和探索。

　　國內(nèi)外學者對財政政策與經(jīng)濟周期之間的關(guān)系進行過大量的研究。Sorensen B E和Yosha 0(2001)證實了財政政策存在非對稱效應，而這種效應主要是由政府部門需要遵循預算平衡所導致的。Tagkalakis A(2008)利用面板數(shù)據(jù)驗證了財政政策在經(jīng)濟下滑階段和繁榮階段對個人消費效應的非對稱性，且財政政策在經(jīng)濟下滑階段刺激效果更好。蔡江南(1990)通過對我國20世紀50年代到80年代的數(shù)據(jù)進行研究(赤字情況)發(fā)現(xiàn)，我國財政收入對國民收入的作用效果要小于財政支出對國民收入的作用效果，政府若想達到增加國民收入的效果，擴大支出甚至增加赤字的辦法要優(yōu)于調(diào)節(jié)稅收等方法。

　　劉金全和梁冰(2005)通過VAR模型檢驗財政政策的非對稱效應后得出結(jié)論：當經(jīng)濟處于低潮時期，財政政策的反經(jīng)濟周期性質(zhì)更加突出。郭慶旺等(2006)利用面板模型分析了積極財政政策轉(zhuǎn)向穩(wěn)健財政政策對宏觀經(jīng)濟的影響，進而利用增長核算法探討了我國應采取何種方式的穩(wěn)健財政政策以確保政策具有可持續(xù)性，他們認為，由于我國財政收入政策存在顯著的“非凱恩斯效應”，因此，實施以增收為主要方式的穩(wěn)健財政政策不會對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生負面效應，所以應實施增加財政收入為主，且盡量保持財政收支同步增長的財政政策。王立勇和李富強(2009)也提出，由于我國緊縮性財政政策在緩解經(jīng)濟過熱方面效果沒那么顯著，所以在采取緊縮性財政政策過程中要謹慎把握緊縮程度。卞志村等(2012)通過構(gòu)建多變量馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸(MS-VAR)模型，分析了后金融危機時期，認為財政政策在低通貨膨脹時期對產(chǎn)出和價格的拉動效果明顯。

　　一般來說，緊縮性財政政策會降低經(jīng)濟增長速度，擴張性財政政策會提高經(jīng)濟增長速度。值得注意的是，如果以財政支出作為財政政策指標，那么，實際上等幅度的擴大開支和縮減開支政策對經(jīng)濟增長的作用程度不等。經(jīng)濟衰退時期的擴張性財政政策對經(jīng)濟的刺激效果，優(yōu)于在經(jīng)濟繁榮時期緊縮性財政政策對經(jīng)濟的抑制效果。這種作用的差別，除了由于財政政策的應用方向和力度不同所導致，也源于政策出臺時所處經(jīng)濟周期的不同階段，這就是財政政策的非對稱效應。

　　綜上所述，財政政策對于調(diào)控經(jīng)濟增長是不可或缺的，而在不同的經(jīng)濟周期階段選擇與之匹配的財政政策又是調(diào)控效果是否理想的關(guān)鍵。為此，本文以最新的數(shù)據(jù)為支撐，通過經(jīng)典的數(shù)學工具，進一步挖掘財政政策發(fā)揮作用的規(guī)律、條件和機理，對財政政策的出臺時機、力度大小和結(jié)構(gòu)形式等決策具有一定的指導意義。本文采用財政支出和國民生產(chǎn)總值等相關(guān)數(shù)據(jù)，通過TARCH、EGARCH、C-ARCH等模型驗證了財政政策對經(jīng)濟增長作用的非對稱效應，而后通過劃分經(jīng)濟高波動區(qū)制和低波動區(qū)制，進一步探索不同的經(jīng)濟周期特征中應該采取怎樣的財政政策，以期為財政政策的選擇和制定尋找更廣泛的理論支撐和實證依據(jù)。

　　二、基于非對稱ARCH模型的財政政策非對稱效應檢驗

　　1.數(shù)據(jù)描述與數(shù)據(jù)處理

　　本文統(tǒng)計檢驗利用的主要數(shù)據(jù)為1996年第一季度到2013年第三季度的實際GDP和財政支出季度同比增長率(數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng))，選擇季度同比數(shù)據(jù)可以縮小量綱，且能夠剔除季節(jié)成分和不規(guī)則因素的干擾。文中用 代表實際GDP季度同比增長率，用GCZ代表財政支出季度同比增長率。而后用H-P濾波來提取GDP和財政支出季度同比增長率的趨勢成分。

　　對于時間序列 ，通過H-P濾波使下面的損失函數(shù)最小：

　　(I)式中的第一部分是對波動成分的度量，第二部分是對趨勢成分“平滑程度”的度量。序列當中對應的周期成分是) 。其中，A的最優(yōu)選取是 ，這里 和 ，分別是時間序列當中趨勢成分和周期成分的標準差。

　　將GDP和財政支出季度同比增長率的波動成分分別表示為 ，;那么，其波動成分則為(變量前加符號C)： 。具體計算GDP和財政支出季度同比增長率序列的趨勢成分(HPGY、HP(GCZ)t)和波動成分(CGYt、C(GCZ)t)，結(jié)果如圖1和圖2所示。

　　觀察圖1和圖2，我們發(fā)現(xiàn)GDP出現(xiàn)了一定程度的周期波動的聚類現(xiàn)象(在某段時間里有幅度相似的波動)。圖中的柱狀圖代表了波動成分(CGYt、C(GCZ)t)，這是我們接下來應用模型的重要參數(shù)，也是判別我國經(jīng)濟增長階段和財政政策狀態(tài)的主要依據(jù)。

　　2.非對稱ARCH模型簡介

　　對CGYt和C(GCZ)t建立下述回歸方程，其中C(GCZ)t為回歸因子：

　　在殘差序列中存在條件異方差的情況下，條件方差為如下形式：

　　上述均值方程(2)和條件異方差模型(3)被稱為ARMA-GARCH(p，q)模型。在條件方差模型(3)中，無條件殘差 為ARCH項，條件方差被稱為模型的GARCH項。

　　非對稱ARCH模型需要在ARCH模型中引入能夠描述某種變量的杠桿作用(某種程度的非對稱性)的條件，或者在條件方差方程當中引入了非對稱性的度量。如果條件方差過程中引入了門限變量、指數(shù)變化或示性變量等，GARCH模型就分別被擴展成為TCARCH、EGARCH和C-ARCH模型，我們將分別使用上述三種非對稱ARCH模型，全面地檢驗 財政政策作用的非對稱效應。本文采用最為簡單的GARCH(1，1)模型，估計方法采用極大似然估計，具體估計通過Eview8.0軟件的程序命令實現(xiàn)。

　　3.CARCH模型的檢驗結(jié)果

　　首先，CARCH模型中的條件方差方程為 ，我們可以得到模型的方差估計模型的參數(shù)，見表l。

　　非對稱效應系數(shù) 顯著不為零，說明財政支出的波動具有非對稱效應。具體來說，就是“好消息”比“壞消息”能產(chǎn)生更大的波動。當出現(xiàn)“好消息”( )時，這里等于擴張性財政政策對 經(jīng)濟的刺激效應，體現(xiàn)為對實際GDP增長率的正向沖擊，“好消息”會對時間序列有一個 倍的沖擊，這里，即給GDP的波動帶來0.5130倍的沖擊。出現(xiàn)“壞消息”( )時，這里等于緊縮性財政政策對經(jīng)濟的抑制效應，體現(xiàn)為對實際GDP增長率的反向沖擊，會給GDP的波動帶來( )倍的沖擊，即0.3632倍的沖擊。所以說“好消息”比“壞消息”會給GDP帶來更大的影響，即擴張性財政政策對經(jīng)濟的刺激作用要大于緊縮性財政政策對經(jīng)濟的抑制作用。總的來說，當出現(xiàn)“實際產(chǎn)出的反向沖擊”時，將導致波動的方差減少0.1498，是正常延續(xù)水平0.5130的0.3倍左右。

　　其次，采用EGARCH模型進行非對稱效應檢驗，其條件方差方程為： ，計算得到ECARCH模型的方差估計參數(shù)見表2。 在CARCH模型中，非對稱效應系數(shù) 估計值顯著不為零，模型有非對稱效應。當出現(xiàn)“好消息”( )時，該信息沖擊會對條件異方差有一個( )倍的沖擊，即0.6527倍的沖擊。當出現(xiàn)“壞消息”( )時，該信息沖擊會對條件異方差有一個a倍，即0.6181倍的沖擊;與GARCH模型估計類似，條件異方差中也存在著非對稱性，出現(xiàn)“實際產(chǎn)出的相對沖擊”能夠?qū)е轮笖?shù)方差變化0.0346。

　　最后，可以利用成分ARCH模型(c-ARCH)進一步分析條件方差當中的持久趨勢和暫時趨勢，

　　，如果 ，說明實際產(chǎn)出中的沖擊對于暫時波動的影響是非對稱的。估計得到C - ARCH模型中參數(shù)的結(jié)果如表3所示。

　　非對稱系數(shù) 為-0.1582，模型具有非對稱效應。本模型中，p=0. 8871，緩慢地收斂于穩(wěn)態(tài)。其中虛擬變量 表示負的沖擊，可以解釋為負的沖擊比正的沖擊帶來的波動要小，但是這種非對稱效應只出現(xiàn)在暫時方程當中，即這種非對稱效應是暫時的。持久趨勢的一階差分系數(shù)為0.8871，這意味著長期趨勢收斂到穩(wěn)定狀態(tài)的過程是比較緩慢的。

　　為了更為直觀地分析非對稱性效果，可以基于GARCH模型的條件方差方程： ，繪制估計的信息沖擊曲線，相對于絕對沖擊 和相對沖擊 (選取范圍為-3到3)得到圖3中的曲線。

　　從圖3中可以看出，財政政策對于實際產(chǎn)出波動性的影響是非對稱的。曲線在信息沖擊小于0時，也就是有負向沖擊出現(xiàn)時，比較平緩，而在正沖擊出現(xiàn)時比較陡峭。如果財政政策對GDP的相對沖擊均為1，在橫抽上對應著-1.0和1.0兩點，正向沖擊和反向沖擊導致產(chǎn)出波動的標準差分別為 =1.39和 =1.20。由此可見，正沖擊使得波動性的變化更大，即收縮性財政政策的效果確實小于擴張性財政政策的效果。

　　三、財政政策與經(jīng)濟增長區(qū)制關(guān)聯(lián)性分析

　　1.馬爾可夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換的自回歸模型

　　馬爾可夫狀態(tài)轉(zhuǎn)換的自回歸模型，即MS-AR模型，模型中用 代表不可觀測的狀態(tài)變量，表示不同條件下的經(jīng)濟狀態(tài);用 代表可觀測的時間序列向量。MS-AR模型的主要理念為s，決定了 。對于最一般的MS-AR模型，所有的參數(shù)條件依賴于馬爾科夫鏈狀態(tài)( )，我們用M來表示不可觀測狀態(tài)的數(shù)量，就是說 ，那么，yt的條件概率為：

　　其中， 。為可觀測的時間序列向量 過去的信息， 為外生變量， 為和狀態(tài)M相關(guān)的參數(shù)向量。MS - AR模型根據(jù)狀態(tài)轉(zhuǎn)換概率來實現(xiàn)，狀態(tài)轉(zhuǎn)換概率即當經(jīng)濟為某種狀態(tài)i時，下一期會從狀態(tài)i轉(zhuǎn)化到狀態(tài)j的概率的大小?？梢詫憺椋?/p>

　　轉(zhuǎn)換矩陣(M種狀態(tài))可表示如下：

　　所以，t時刻的條件概率取決于t-l時期的狀態(tài)，即

　　2.財政政策在不同區(qū)制下的作用機制

　　將財政支出季度同比增長率滯后一期(GCZ)t-1作為解釋變量(如果選擇財政支出當期值，結(jié)果不顯著，這源于財政政策的傳導和作用效果有滯后性)，并將其作為區(qū)制轉(zhuǎn)移變量;將經(jīng)濟增長GY，作為被解釋變量，而M2，CPI季度同比增長率為控制變量，通過不同區(qū)制的系數(shù)和殘差波動的差別，將經(jīng)濟劃分為高波動區(qū)制和低波動區(qū)制，由此可以在兩個區(qū)制下分別更有針對性地探討需要采取什么樣的財政政策。具體估計通過Oxmetrics6.0軟件的程序命令實現(xiàn)，模型參數(shù)的估計結(jié)果列在表4中。

　　根據(jù)表4的估計結(jié)果，經(jīng)濟按照波動率可以劃分為高波動區(qū)制和低波動區(qū)制，如圖4和圖5所示。(GCZ)t-1-(0)代表區(qū)制l，標準差為2.357，(GCZ)t-1-(l)代表區(qū)制2，標準差為5.247。由于(GCZ)t-1-(1)的標準差大于(GCZ)t-1-(0)的標準差，所以區(qū)制2為高波動區(qū)制，對應于圖5的灰色區(qū)域;區(qū)制l為低波動區(qū)制，對應于圖4的灰色區(qū)域。(GCZ)t-1-(0)的p值為0.581，(GCZ)t-1-(1)的p值為0.001，即財政政策在區(qū)制1(低波動時期)不顯著，在區(qū)制2(高波動時期)中顯著。這說明在經(jīng)濟增長波動率較低的時候，財政政策對經(jīng)濟的調(diào)節(jié)能力較弱，而經(jīng)濟增長波動較大的時候，財政調(diào)控較有效。p-i010}的值為0.9557，p-{011}的值為0.0941，p-{010}顯著大于p-{011}，且大于0.9，說明模

　　型在高波動區(qū)制的穩(wěn)定性較差，容易向低波動區(qū)制轉(zhuǎn)化，所以，這個階段財政政策作用效果的持續(xù)性弱;這就是說，雖然財政政策刺激效果良好，但長期內(nèi)無效，這可能源于財政政策導致了一定程度的通脹。

　　繼續(xù)檢驗通貨膨脹與財政政策的區(qū)制關(guān)聯(lián)性。同樣，本文將財政支出季度同比增長率滯后一期(GCZ)t-1作為區(qū)制轉(zhuǎn)移變量;將CPI季度同比增長率作為被解釋變量，而M2季度同比增長率和GY，作為為控制變量，模型參數(shù)的估計結(jié)果如表5所示。

　　根據(jù)表5的結(jié)果，我們把經(jīng)濟同樣劃分為高波動區(qū)制和低波動區(qū)制。(GCZ)t-1-(0)代表區(qū)制l，其標準差為0.01906;(GCZ)t-1-(1)代表區(qū)制2，其標準差為0.05533。區(qū)制2為高波動區(qū)制，即圖7的灰色區(qū)域;而區(qū)制1為低波動區(qū)制，即圖6的灰色區(qū)域。(GCZ)t-1-(0)的p值為0.174，(GCZ)t-1-(1)的p值為0.014，說明財政政策在區(qū)制1(低波動階段)中不顯著，在區(qū)制2(高波動階段)中顯著。說明在高波動區(qū)制實行財政政策可能會導致一定程度的通貨膨脹。p-{010}的值為0.925410，p-{011}的值為0.0941，p-{010}明顯大于p-{011}，即模型在高波動區(qū)制不穩(wěn)定，容易向低波動區(qū)制轉(zhuǎn)化。說明高波動階段，財政政策所導致的通貨膨脹為短期效應，長期趨于無效;所以，不需要過多地顧慮積極財政政策帶來的通貨膨脹效應。

　　當經(jīng)濟受到某種沖擊處于收縮階段時，經(jīng)濟無法平穩(wěn)運行，則經(jīng)濟增長的波動率就會較高;而當經(jīng)濟運行不受干擾，處于平穩(wěn)或者相對繁榮階段時，其增長的波動率就會較低。我國的實際情況也確實如此：1998-2002年經(jīng)濟受到?jīng)_擊，下行壓力較大，所以這段時間我國經(jīng)濟增長波動較大，為高波動區(qū)制，這期間我國一直采取積極的財政政策，收效良好。2003-2008年經(jīng)濟逐漸恢復平穩(wěn)，處于相對繁榮的階段，且經(jīng)濟增長波動率較低，為低波動區(qū)制，政策也就隨之轉(zhuǎn)化成穩(wěn)健的財政政策。2008-2010年，美國“次貸危機”席卷全球，中國經(jīng)濟受挫，經(jīng)濟增長大幅度波動，我國及時出臺了積極的財政政策應對危機。2011至今，中國經(jīng)濟從危機中走出，下行壓力仍然存在，按照分析結(jié)果顯示，應該配合以積極的財政政策。

　　四、財政政策作用非對稱性的成因

　　如本文實證結(jié)果顯示的那樣，擴張性財政政策在經(jīng)濟衰退階段可以推動經(jīng)濟增長且效果顯著。相比較來說，緊縮性財政政策不能夠很好地給過熱的經(jīng)濟降溫。但是，為什么會出現(xiàn)財政政策非對稱效應，通過分析可以把其成因歸納為如下四種：

　　第一，源于差異個體在經(jīng)濟周期的不同階段所產(chǎn)生的預期不一樣。一般處于經(jīng)濟蕭條或者衰退時期，家庭部門會預期自己可能有減少稅收或政府擴大開支的福利，于是，就會支出這部分額外收入，消費刺激了經(jīng)濟的復蘇;而在經(jīng)濟過熱時期，家庭部門一般不會主動減少消費，這就加劇了經(jīng)濟過熱，由此就導致了財政政策實施前的非對稱效應。擴張性財政政策和緊縮性財政政策給家庭的預期是不同的，人們更容易受到擴張性財政政策的鼓舞，不容易受到緊縮性財政政策的約束;從政府部門來看，他們企圖刺激經(jīng)濟復蘇的愿望一般要比在經(jīng)濟穩(wěn)定時期維持繁榮的需求更加急切。上述兩個角度都導致了財政政策實施后的非對稱效應。綜上所述，財政政策在經(jīng)濟蕭條或衰退時期拉動消費的能力高于經(jīng)濟繁榮時期控制消費的能力。

　　第二，源于資本市場上存在利率的擠出效應。一般來說，政府支出對居民消費也可能產(chǎn)生引致效應(互補效應)，即政府支出的增加會刺激居民消費。但是，政府支出對居民消費也會產(chǎn)生擠出效應(替代效應)，即政府一旦擴大開支，就會抑制居民消費以及投資的增長。就是說，盡管擴張性財政政策可以很好地刺激需求，但它也會把原有的資金從本來的預算中擠出，流向其他的領(lǐng)域，從而導致利率上漲，惡化私人投資狀況，進而影響財政政策效應的發(fā)揮;而緊縮性財政政策不存在擠出效應。從這個角度也加劇了非對稱性。

　　第三，源于現(xiàn)實經(jīng)濟中存在價格粘性和工資剛性。一般來說，大多數(shù)企業(yè)都有工會組織，工資水平短時間內(nèi)很難向下變化，因為向下激勵會引起員工的消極情緒和悲觀預期，所以，工會等部門通常都是向上激勵。這就使工資水平在經(jīng)濟繁榮時期更容易隨之上漲，而在經(jīng)濟衰退時期沒有相應的靈活性，即在蕭條時期，工資水平很難隨之下調(diào)，這就使得擴張性財政政策的效果不會被抵消，而使政策的效果充分發(fā)揮作用。綜上所述，工資水平對擴張性財政政策更敏感。

　　第四，源于政府方面的約束。首先，當經(jīng)濟穩(wěn)定在增長階段，政府通常會使稅率以很慢的速度增加，在這種情況下，雖然財政收入在初始階段隨GDP的增加而增加，但隨后會漸漸恢復初始水平;而在經(jīng)濟收縮期，稅率是基本保持不變的。其次，大多數(shù)國家和地區(qū)的政府部門在經(jīng)濟形勢不樂觀時期也要遵守平衡預算原則，這就使得政府不能夠輕易通過發(fā)行國債等方式緩解壓力，就是說政府難以從市場上借款和融資，從而限制了這個時期消費的增長;這就要求政府在經(jīng)濟繁榮時期積累一定的盈余為蕭條時期做準備，否則，蕭條時期政府部門的財政擴張效應會被削弱。我國政府在這一方面與其他國家相比要更為謹慎，加之我國政府在融資方面的限制較少，所以，我國在經(jīng)濟蕭條階段具備刺激經(jīng)濟增長的條件和實力。在上述兩種因素的作用下，財政政策在經(jīng)濟蕭條時期的張力更大。

　　五、結(jié)論與政策建議

　　第一，本文通過對GDP和財政支出的趨勢分解，以及運用TARCH，EGARCH，C-ARCH模型分析證實了經(jīng)濟運行過程中財政政策的作用非對稱效應的存在，并且緊縮性財政政策對經(jīng)濟的抑制作用小于擴張性財政政策對經(jīng)濟的刺激作用。所以，當經(jīng)濟處于蕭條或衰退時期，積極的財政政策效果良好;在經(jīng)濟繁榮階段，緊縮性財政政策效果欠佳。自金融危機以后，我國的經(jīng)濟增長速度一直處于回落的狀態(tài)，這使得我國本來比較完整的經(jīng)濟周期模式出現(xiàn)了改變。從增長速度這一方面來看，由于出口量下降、消費需求不足和產(chǎn)能過剩，存在輕微的通貨緊縮現(xiàn)象，增長速度在緩慢下降，可以把我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟增長視為一種微收縮階段，所以，可以優(yōu)先考慮積極的財政政策，并輔以其他政策。

　　第二，本文把導致財政政策作用的非對稱效應的因素歸結(jié)為人們預期形成的非對稱性、擠出效應的非對稱性、價格調(diào)整和政府決策的非對稱性，但到底是哪種原因占了主要地位，在目前的研究中找不到清晰的答案和市場標準。當然，由于財政政策非對稱效應的確存在，表明導致這種非對稱效應的四類因素也在現(xiàn)實經(jīng)濟中發(fā)生了作用。根據(jù)我國目前的經(jīng)濟形勢，工資水平隨之下調(diào)的可能性很小、我國政府部門與發(fā)達國家相比更容易舉債，且政府部門刺激經(jīng)濟復蘇的愿望很迫切，這就導致了財政政策傳導機制比較暢通，這樣，財政政策更容易對實際產(chǎn)出產(chǎn)生作用。所以，現(xiàn)階段采取擴張性財政政策是合適的。

　　第三，本文基于MS-AR模型劃分了高波動和低波動區(qū)制，發(fā)現(xiàn)高波動區(qū)制對應的時期恰好為經(jīng)濟低迷的階段，而低波動區(qū)制對應的階段恰好為經(jīng)濟運行良好的時期，這與趨勢分解的結(jié)果相一致。我國在經(jīng)濟增長波動率較高的階段適合使用積極的財政政策，但要注意不宜

　　長期使用;在 經(jīng)濟增長波動率較低的階段應使用穩(wěn)健性 財政政策。但兩種財政政策之間的轉(zhuǎn)化并非易事，問題的關(guān)鍵在于，對宏觀經(jīng)濟形勢的判斷和對轉(zhuǎn)變速度的把握。首先，需要分辨當前經(jīng)濟是處于高波動階段還是低波動階段，如果市場的內(nèi)生動力已經(jīng)不再依賴擴張性的政策刺激，那么就可以將財政政策轉(zhuǎn)為穩(wěn)健型。其次，需要把握轉(zhuǎn)變速度。如果政策轉(zhuǎn)變太快，則不夠柔和，可能會引起其他經(jīng)濟變量的波動，反而會妨礙經(jīng)濟的復蘇;而如果政策轉(zhuǎn)變得不夠快，過于拖沓，那么擴張性財政政策的副作用就會被釋放出來，增加了通貨膨脹風險，甚至可能會使經(jīng)濟再次回落，陷入蕭條。