1、1我国货币政策与财政政策区域效应比较研究摘 要：本文利用 1985 年至 2010 年我国 31 个省市自治区的面板数据，采用面板协整检验和固定效应变系数模型实证研究我国货币政策与财政政策区域效应的差别，结果表明：货币政策和财政政策在东部地区效应最明显，货币政策与财政政策的搭配效果在西部地区表现最佳，货币政策有更大的产出效应，且区域效应更明显。建议探索货币政策区域化操作、优化政府支出结构、因地制宜加强政策协同效应。 关键词：货币政策；财政政策；区域效应；面板数据 中图分类号：F830.5 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2012（5）-0012-05 一、引言 有关统计表明，改革
2、开放以来，我国国内生产总值（GDP）年均增长高达 9%，但 20 世纪 90 年代以来，我国区域经济差异不断增大等状况已成为不争的事实，并日益成为制约我国经济可持续发展的重要因素之一。实现经济平稳递增的同时缩小区域间经济差距，一直是学界和实务界研究的重要课题。作为国家重要的宏观经济政策，货币政策和财政政策在经济发展和社会稳定中发挥重要作用。然而我国的宏观经济政策都是基于总量角度进行调节，可能忽略我国不同地区由于一些非同质因素所造成的政策反应差异，导致政策空间非对称性，抑制政策有效性。因此研究货币政策和财政政策的区域效应，比较不同地区生产总值对货币政策2和财政政策的敏感系数，探讨不同地区对不同政
3、策的需求差异，不仅关系到对宏观经济政策的正确评价，而且对于今后我国政府运用宏观经济政策缩小区域经济差异具有重要现实意义。鉴于此，本文利用 1985 至2010 年我国 31 个省市自治区的面板数据，就财政政策和货币政策对我国区域经济效应差异作定量比较，以期揭示货币政策和财政政策在区域经济发展中的表现。 二、文献综述与理论基础 （一）文献综述 国内外关于货币政策和财政政策区域效应的研究主要有以下三个角度。第一，关于货币政策区域效应的研究，主要分两个方向，一是国内统一货币政策是否会对不同区域产生不同影响，例如 Carlino 等（1999） 、Georgopoulos（2001） 、Arnold
4、等（2002） 、Owyang 等（2004） 、刘玄等（2006） 、孔丹凤等（2007） 、蒋益民等（2009） 、李宝仁等（2011） ；二是统一的货币政策是否会对不同国家产生不同效应，例如，Mundell（1961） 、Taylor（1995） 、Kashyap 等（1997） 、Dornbusch 等（1998） 、Webber 等（2006） 、Guiso 等（1999） 、丁文丽等（2004） 、贾卓鹏等（2004） 。第二，关于财政政策区域效应的研究，例如 Tian （1999） 、Wei （2000） 、胡武贤（2001） 、Demurger 等（2002） 、Lu 等 （2
5、002） 、郭庆旺等（2005） 、陈志勇（2005） 、肖育才（2010） 、董秀良等（2011） 。第三，关于财政政策和货币政策效应区域比较研究，例如Scott（1955） 、Friedman 等（1963） 、Anderson 等（1968） 、Cohen 等（1977） 、Garrison 等 （1979） 、Shan （2002） 、Dixit Lam brtini 3（2003） 、Causen 等 （2005） 。而且由于研究方法和数据选择等方面存在较大差异，结论有所不同：张晶（2006）发现我国货币、财政政策存在区域不对称效应，特别是货币政策具有更显著的区域不对称效应；而陈安平
6、（2007）发现财政政策对区域经济发展的作用更大。总体来看，国内在财政政策和货币政策区域效应实证比较研究方面， 一直没有给予足够重视，从而也提出了开展此项研究的必要性。 （二）理论基础 货币政策作为促进区域经济的重要工具，降低了财政政策可能带来的“挤出效应” ，其效应分为货币观点（利率渠道）以及信贷观点（信贷渠道） 。在我国，银行贷款对大多数企业具有不可替代性，同时对于大部分银行而言存款负债具有不可替代性，而且由于利率非市场化，我国货币政策主要传导为信贷渠道，并很可能表现为信贷配给（郭晔，2011） 。具体地，货币政策首先主要由信贷渠道影响资金供给，然后在资本转化机制作用下影响区域实体经济。但
7、是，名义上公平统一的货币政策可能导致实际地区的不公平（范祚军，2007）：第一，统一的存款准备金客观上加剧落后地区资金匮乏状况，使之难以摆脱经济发展的“低水平均衡陷阱” 。第二，统一的官方利率事实上形成双轨利率格局，发达地区实际利率基本市场化，而落后地区仍为官方利率，经济落后地区资金有向发达地区流动的冲动。第三，中央银行再贷款实行总行对总行形式，商业银行总行受经济利益驱动，减少欠发达地区资金运用。 财政政策主要通过政府支出和税收政策促进实体经济。一般在发展中国家财政支出更为重要，一是由于税收的产出效应和替代效应可能相4互抵消，二是发展中国家税收效应可能由于税制结构功能缺位不甚明显。具体地，政府
8、财政支出主要有四种效应（郭晔，2011）：一是财富效应，即政府向公众发行债券且为非李嘉图制度时，公众增加当前消费影响产出；二是生产效应，一方面财政支出对基础设施的投资作为生产函数中生产要素影响产出，另一方面由于基础设施不断完善提高私人资本收益率，促进私人投资，最终影响产出；三是内部需求效应，即基础设施投资降低交易成本刺激需求，同时政府采购直接影响总需求，最终影响产出；四是研发效应，即由内生增长理论，财政政策作用于技术进步等内生变量影响经济增长。我国优先发展东部经济的战略使中西部投资不足，同时财政支出结构不合理和使用效率较低使财政非均衡的区域影响更加明显。 基于以上理论，本文实证部分将分别以银行
9、信贷和财政支出为代表分析货币政策和财政政策的区域效应。 三、数据变量的选取和计量模型的设定 （一）数据变量的选取 由于四川省 1985 年之前的数据难以获得，实证样本选择 1985-2010年东部地区 11 个省市、中部地区 8 个省和西部地区 12 个省市自治区的面板数据。数据来源于新中国六十年统计资料汇编 （1949-2008） ，以及各省市自治区 2010 年和 2011 年统计公报，操作软件为 Eviews6.0。具体说明如下： 第一，地区的选择。参照目前多数文献的分类标准，东部地区包括 11 个省市 1，中部地区包括 8 个省 2，西部地区包括 12 个省市自治区 3。 5第二，变量
10、的设置。本文用“地区生产总值”作为被解释变量，用“银行信贷”作为解释变量以反映货币政策的状况， “财政支出”作为另一解释变量以反映财政政策的状况。为剔除通货膨胀影响，模型中所有变量都以消费价格定基指数（1978 年=100）折算成真实值；为反映变量间弹性关系，所有变量均取对数值。 （二）计量模型的设定 面板数据模型同时利用时间和横截面数据信息，反映不同时间和单元特性，明显扩大样本量，减少多重共线性可能，对于固定效应模型能够得到一致甚至有效的参数估计量，因而本文借助此模型考察区域经济是否会对货币政策和财政政策产生不同敏感性。 基于以上分析，建立如下模型： 1ngdpit=i+i1nbcit+i1
11、nfeit+it i=1，2，.，31 t=1，2，.，26 （1） 其中，下标 i 表示各省市自治区，t 表示年份；1ngdpit、1nbc 和1nfeit 表示取对数后的地区生产总值、银行信贷和财政支出；i 表示截距项，i、i 分别表示各个解释变量的系数，it 为误差项。 更进一步，由于货币政策与财政政策的时滞，为了防止出现设定偏误，在基本计量模型中解释变量均使用滞后一期项，同时动态面板模型优点还在于允许解释变量不是严格外生的（Roodman，2006） 。另外，郭晔（2011）提出的区域简约化模型发现货币政策和财政政策对区域经济的作用是相互交叉形成的，故此在基本计量模型中加入交叉项。综上
12、，修正后的计量模型如下： 61ngdpit=i+i1nbcit-1+i1nfeit-1+i1nbcit-11nfeit-1+it （2） 其中，1nbcit-1 和 1nfeit-1 分别表示银行贷款和财政支出的一阶滞后项；1nbcit-11nfeit-1 表示其交叉项，反映货币、财政政策的相互作用。 四、实证检验 （一）单位根和协整检验 首先运用 Eviews6.0 软件分别对面板数据的 1ngdp、1nbc 和 1nfe序列予以单位根检，判断这些序列的平稳性，避免伪回归。面板数据的单位根检验分为两类：相同单位根过程下的检验和不同单位根过程下的检验。考虑到各省存在非匀质性，本文对面板数据进行
13、异质单位根检验。IPS 检验、Fisher-ADF 检验和 Fisher-PP 检验用于不同单位根过程下的检验。表 1 表明所有序列均为一阶单整序列，即 I（1）序列。 基于单位根检验，为验证地区生产总值、银行信贷和财政支出是否有长期稳定关系，利用建立在 Johansen 协整检验方法基础上的面板协整检验。表 2 表明三者间有比较稳定的长期关系。 （二）变系数固定效应模型估计 以自身效应为条件推论时应使用固定效应模型；以样本推论总体效应时采用随机效应模型。本文研究区域差异，样本性质基本是全样本，故采用固定效应模型。 通过计算 F 统计量可以确定采取变截距模型还是变系数模型：如果F2 大于临界值
14、，则选用面板数据模型，反之选用混合数据模型；如果 F27大于临界值，且 F1 大于临界值，选用变系数面板数据模型，反之选用变截距面板数据模型。 F=（S-S）/（N-1） （k+1）/S/NT-N（k+1） （3） F=（S-S）/（N-1） （k+1）/S/NT-N（k+1） （4） 其中，S，S，S分别为变系数模型、变截距模型和混合数据模型的残差平方和。计算得 S=3.970089； S=9.577738；S=43.31252，运用公式得 F=10.217612，F=64.51694，均大于其相应临界值，拒绝原假设，选用变系数模型。 综上，选用变系数固定效应模型进行估计，结果如表 3 所示
15、。 （三）实证结果分析 综合表 3 发现，三个地区参数大部分显著（10%的水平上） ，虽然部分省区未通过检验，但由系统论可知，只要各种因素按一个标准放到一个系统里并按同一个技术处理方法去考察，其差异性比较是可信的。通过比较，各地区弹性系数的大小和符号差异较大，可见货币政策和财政政策都表现出不同的区域效应，具体结果如下： 第一，东部地区生产总值对银行信贷的弹性系数介于 0.2931（广东）和 1.5909（福建）之间，弹性系数均值为 0.9389，表明东部地区银行信贷每增加 1%，地区生产总值平均增加 0.93%；中部地区生产总值对银行信贷的弹性系数介于 0.2619（山西）和 1.1003（黑
16、龙江）之间，弹性系数均值为 0.5888；西部地区生产总值对银行信贷的弹性介于 0.1854（陕西）和 0.9020（四川）之间，弹性系数均值为 0.5354；各地区通过检验的弹性系数均为正。综上，各地区的银行信贷都对地区生产总值有正效8应，并且东部地区的货币政策效应最明显，中部次之，西部最弱。可能的原因是：我国货币政策的主要传导机制是信贷渠道，银行间接融资最为重要，东部地区金融体系相对较健全，银行集中度最高，是各商业银行总行所在地，信贷传导机制最为顺畅，并且银行商业性金融供给大于政策性金融供给，其逐利本质使金融制度非均衡发展成为必然。 第二，东部地区生产总值对政府支出的弹性系数介于 0.61
17、74（上海）和 1.5565（广东）之间，弹性系数均值为 0.6551；中部地区生产总值对政府支出的弹性系数介于 1.1235（湖北）和 1.4322（黑龙江）之间，弹性系数均值为 0.1544；西部地区生产总值对政府支出的弹性系数介于0.5328（云南）和 0.8216（四川）之间，弹性系数均值为 0.2430。三个地区绝大部分通过检验的弹性系数为正，特别地，辽宁生产总值对政府支出的弹性系数为-1.2711，表明政府支出每增加 1%，地区生产总值降低1.27%，同时湖北弹性系数为-1.1235，贵州弹性系数为-0.6254，并且均通过显著性检验，表明辽宁、湖北和贵州政府支出对地区生产总值有此
18、消彼长的作用，可能是由于政府支出饱和或是利用不合理。综上，大部分地区的政府支出都对地区生产总值有正效应，并且东部地区的财政政策效应最明显，西部次之，中部最弱。可能的原因是东部地区对基础设施和科学教育的投资明显高于中西部地区且不断增加，纯消耗性行政管理支出最低，中部地区基础设施投资最低，西部地区纯消耗性行政管理支出最高，综合前文理论基础分析可知，财政政策的正效应（生产效应、需求效应和研发效应）与负效应（纯消耗性行政管理支出）共同作用引起财政政策的区域效应差别。 第三，东部地区生产总值对银行信9贷与政府支出交叉项的弹性系数介于 0.0412（上海；负值）和0.2118（辽宁；正值）之间，且大都为负
19、值，弹性系数均值为-0.0369；中部地区生产总值对银行信贷与政府支出交叉项的弹性系数介于 0.1092 （山西；正值）和 0.1720（湖北；正值）之间，弹性系数均值为0.0446，但黑龙江交叉项的弹性为负值-0.1473；西部地区生产总值对银行信贷与政府支出交叉项的弹性系数介于 0.0619 （宁夏；正值）和0.1330（贵州；正值）之间，弹性系数均值为 0.1111，且交叉项弹性均为正值。某些地区生产总值对银行信贷与政府支出交叉项的弹性系数为负值，可能是由于货币政策与财政政策未达成协调效应反而相互抵消所致。综上，货币政策与财政政策的搭配协调效果在西部地区表现最佳，中部地区较弱，东部地区效
20、应最弱，甚至表现为负效应。 第四，比较三个地区货币政策与财政政策的弹性系数，发现地区生产总值对银行信贷的弹性系数介于 0.1854（陕西）和 1.5909（福建）之间，弹性系数总均值为 0.6877；地区生产总值对政府支出的弹性系数介于 0.5328（云南）和 1.5565（广东）之间，弹性系数总均值为 0.3508；地区生产总值对银行信贷与政府支出交叉项的弹性系数介于 0.0412（上海；负值）和 0.2118（辽宁；正值）之间，弹性系数总均值为 0.0396。可见全国范围内，货币政策与财政政策相比有更大的产出效应，且区域效应更明显，如陕西与福建的地区生产总值对银行信贷的弹性系数相差8 倍多
21、。但是，交叉项弹性系数总均值很小，说明政策搭配效果不理想。 第五，分别比较各地区货币政策与财政政策的效果，发现东部地区生产总值对银行信贷的弹性系数均为正且介于 0.2931 和 1.5909 之间，10弹性系数均值为 0.9389，生产总值对政府支出的弹性系数绝大部分为正且介于 0.6174 和 1.5565 之间，弹性系数均值为 0.6551，生产总值对银行信贷与政府支出交叉项的弹性系数大都为负值且介于 0.0412（负值）和 0.2118（正值）之间，弹性系数均值为-0.0369，可见东部地区货币政策的效应最佳，财政政策效应相对较弱，但政策的搭配使用效果不理想。中部地区生产总值对银行信贷的
22、弹性系数均为正且介于 0.2619 和 1.1003之间，弹性系数均值为 0.5888，生产总值对政府支出的弹性系数绝大部分为正且介于 1.1235 和 1.4322 之间，弹性系数均值为 0.1544，生产总值对银行信贷与政府支出交叉项的弹性系数绝大部分为正且介于 0.1092 （正值）和 0.1720（正值）之间，弹性系数均值为 0.0446，可见中部地区货币政策效应最佳，财政政策相对较弱，且政策的搭配有正效应。西部地区生产总值对银行信贷的弹性均为正且介于 0.1854 和 0.9020 之间，弹性系数均值为 0.5354，生产总值对政府支出的弹性系数绝大部分为正且介于 0.5328（云南）和 0.8216（四川）之间，弹性系数均值为0.2430，生产总值对银行信贷与政府支出交叉项的弹性系数均为正值且介于 0.0619 （正值）和 0.1330（正值）之间，弹性系数均值为0.1111，可见西部地区财政政策效应最佳，货币政策相对较弱，且政策的搭配效果比较理想。 五、结论和政策启示 基于 1985 年至 2010 年面板数据的实证分析，发现货币政策和财政政策都表现出不同的区域效应：第一，货币政策在东部地区效应最明显，中部次之，西部最弱；财政政策在东部地区效应最明显，西部次之，中
