貨幣政策與財政政策的區(qū)域效應(yīng)研究——基于中國31個省級面板數(shù)據(jù)的PVAR模型分析

馬 理，巫慧玲，張 卓

（武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072）＊

一、引言

早期關(guān)于宏觀政策的區(qū)域效應(yīng)研究主要集中在歐美等發(fā)達國家，近年來隨著統(tǒng)計技術(shù)的發(fā)展，經(jīng)濟學(xué)家們對此進行了更深入的研究。Carlino和Defina（1999）運用結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型以貨幣政策的傳導(dǎo)機制為切入點，證實聯(lián)邦利率對各州實際人均收入有重大影響且影響效果有差異，各州產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與脈沖響應(yīng)的大小顯著相關(guān)［1］。Georgopoulos（2001）研究發(fā)現(xiàn)加拿大同樣存在貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，并從利率渠道、信貸渠道和匯率渠道三個方面尋找原因［2］。Arnold和Vrugt（2002）運用地區(qū)與行業(yè)結(jié)合的方法考察了荷蘭1973～1993年的狀況，發(fā)現(xiàn)存在顯著的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，且高利率敏感性行業(yè)集中的地區(qū)對貨幣政策的反應(yīng)較大［3］。Weber（2006）通過對澳大利亞的地區(qū)經(jīng)濟差異研究，認為匯率渠道是澳大利亞貨幣政策區(qū)域非對稱效應(yīng)的原因［4］。Bruneau等（1999）運用結(jié)構(gòu)向量自回歸的方法針對歐元區(qū)內(nèi)財政政策傳導(dǎo)機制的可能差異進行了探討［5］。Bas等（2003）對貨幣政策與財政政策在歐元區(qū)內(nèi)不同國家之間所發(fā)揮的差異性作用效果進行了分析［6］。Adam Elbourne等（2009）證實了統(tǒng)一貨幣政策對歐元區(qū)中10個國家的差異效果，但認為金融結(jié)構(gòu)的差異不是產(chǎn)生此效應(yīng)的重要原因［7］。此外，Cortes和Kong（2007）對中國貨幣政策區(qū)域非對稱效應(yīng)的實證研究發(fā)現(xiàn)，沿海省份對貨幣政策的反應(yīng)比內(nèi)地省份的反應(yīng)更強烈，這種不同省份的反應(yīng)差異與第一產(chǎn)業(yè)的GDP占比和各省份工業(yè)企業(yè)貸款占比正相關(guān)［8］。近年來國內(nèi)的學(xué)者也開始關(guān)注貨幣政策和財政政策在異質(zhì)性經(jīng)濟區(qū)域中的實施效果。宋旺和鐘正生（2006）運用VAR模型和IRF檢驗證實了貨幣政策存在顯著的區(qū)域效應(yīng)，并從貨幣政策傳導(dǎo)機制的角度發(fā)現(xiàn)信貸渠道和利率渠道是導(dǎo)致我國貨幣政策存在區(qū)域效應(yīng)的主要原因［9］。張晶（2006）對我國貨幣政策和財政政策在東部和中西部的政策效力進行了比較，發(fā)現(xiàn)兩者均存在區(qū)域效應(yīng)，特別是貨幣政策具有明顯的區(qū)域影響［10］。陳安平（2007）發(fā)現(xiàn)，與貨幣政策相比財政政策對區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展作用更大［11］。董秀良等人（2011）運用SVAR模型對財政政策區(qū)域效應(yīng)進行了研究，發(fā)現(xiàn)我國財政支出政策存在較為顯著的區(qū)域非均衡效應(yīng)，而稅收政策的區(qū)域效應(yīng)并不明顯［12］。郭曄（2011）使用動態(tài)面板模型發(fā)現(xiàn)貨幣財政政策對東部和中部的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)明顯，西部不理想，同時貨幣財政政策對第三產(chǎn)業(yè)的效應(yīng)存在明顯區(qū)域性［13］。姚德權(quán)等（2011）從城鄉(xiāng)收入角度考察并指出貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模均是城鄉(xiāng)收入變動的原因，其中對城鎮(zhèn)收入的影響更顯著［14］。熊啟躍與張依茹（2012）對貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)進行了檢驗，認為相同的貨幣政策對異質(zhì)型區(qū)域會產(chǎn)生不同的影響效果［5］。

以往學(xué)者的研究成果不容忽視，但也存在著一些不足，例如大多數(shù)學(xué)者是分別就貨幣政策或者財政政策的某一個方面對宏觀經(jīng)濟的沖擊進行研究，而忽略了貨幣政策與財政政策會構(gòu)成一個政策體系對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生影響；而且不少學(xué)者在研究中采用常見的VAR或者SVAR方法進行分析，從而可能遺漏掉了相關(guān)數(shù)據(jù)可能具有的面板數(shù)據(jù)的特征，導(dǎo)致一些經(jīng)濟學(xué)規(guī)律的丟失。本文嘗試對以往學(xué)者的研究局限進行改進，創(chuàng)新之處體現(xiàn)在：首先在分析思路上，綜合考慮了貨幣政策和財政政策組成的宏觀政策體系的區(qū)域影響效應(yīng)；其次在研究方法上，考慮中國省級數(shù)據(jù)的面板特征，針對經(jīng)濟發(fā)達、經(jīng)濟次發(fā)達、經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)進行PVAR模型分析，以研究貨幣政策與財政政策的政策組合對異質(zhì)型區(qū)域經(jīng)濟的影響。

二、計量模型與樣本空間劃分

為了揭示宏觀政策在不同經(jīng)濟區(qū)域間的效果的差異性，本文參考Love ＆Zicchino（2006）［16］研究中使用的面板向量自回歸模型（Panel Vector Auto Regression）來考察我國宏觀政策的經(jīng)濟區(qū)域效應(yīng)：

其中，Zit＝（DRRt，CBBt，F(xiàn)ISCt，TAXt，GDPit，CPIit）’。模型的自變量分為貨幣政策與財政政策兩類，共有四個指標。貨幣政策包括法定存款準備金比率與央票操作，其中DRRt是t月份法定存款準備金率，CBBt是t月份中央銀行票據(jù)發(fā)行余額的同比增速；財政政策包括財政支出與稅收調(diào)節(jié)，其中FISCt表示t月份國家財政支出同比增速，TAXt表示t月份國家財政收入中的個人所得稅的同比增速。模型的因變量分為經(jīng)濟增長與物價水平，其中GDPit表示t月份i省的工業(yè)增加值同比增速，CPIit表示t月份i省的CPI同比增速。因此，建立的是一個四自變量，兩層級的PVAR模型，研究的是貨幣政策（以法定存款準備金比率與央票操作）與財政政策（以財政支出與稅收調(diào)節(jié)為代表）組成的宏觀政策體系對不同地區(qū)的經(jīng)濟增長與物價水平的影響。Γp是待估計的參數(shù)矩陣，fi表示各地域的截距效應(yīng)，該效應(yīng)可以通過向前差分Hermlet轉(zhuǎn)換方法進行消除，et表示時間效應(yīng)。數(shù)據(jù)樣本期為2004年1月～2012年9月我國31個省、自治區(qū)、直轄市的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為2003～2011年中央銀行票據(jù)發(fā)行公告、中國人民銀行和國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。其中央票余額數(shù)據(jù)由2003～2011年中央銀行票據(jù)發(fā)行公告整理計算得出，財政支出、個人所得稅、工業(yè)增加值增速及CPI數(shù)據(jù)由中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫整理并與統(tǒng)計局網(wǎng)站核對相互補充得出，所有變量均采用同比數(shù)值，以消除季節(jié)性因素的影響。

為研究宏觀政策的區(qū)域效應(yīng)，參考樊綱等2010年編制的《中國市場化指數(shù)》與熊啟躍、張依茹（2012）的相關(guān)結(jié)果，將樣本中各省份根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展的程度劃分為三個區(qū)域：經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)、經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)和經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)①。

三、數(shù)據(jù)檢驗

（一）平穩(wěn)性檢驗

在進行參數(shù)估計之前，為防止偽回歸出現(xiàn)，要對各變量的平穩(wěn)性進行檢驗，變量GDPit、CPIit為面板數(shù)據(jù)，本文采用同質(zhì)單位根的LLC檢驗和異質(zhì)單位根 的IPS檢 驗；變 量CBBt、DRRt、FISCt、TAXt為時間序列數(shù)據(jù)，則采用ADF檢驗。檢驗過程中，DRRt和CPIit序列無法拒絕存在單位根的零假設(shè)，因此對DRRt、CPIit進行一階差分得到序列△DRRt和△CPIit對原變量進行替換，檢驗結(jié)果如表1。從表1可以看出，各序列均至少在1%的置信水平上拒絕了各檢驗存在單位根的零假設(shè)，表明各序列為平穩(wěn)序列。

表1 各面板、時間序列平穩(wěn)性檢驗

（二）因果關(guān)系檢驗

采用AIC和SC信息準則對各區(qū)域進行判斷，最終確定三個經(jīng)濟區(qū)域的模型最優(yōu)滯后階數(shù)依次為5、6、7階，并在此基礎(chǔ)上對模型各序列進行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表2。

從格蘭杰因果檢驗中可以發(fā)現(xiàn)，CBB、FISC、TAX、DRR基本上是各經(jīng)濟區(qū)域GDP和CPI的格蘭杰原因，因此，在建立Panel－VAR模型時，將6個變量放入模型進行估計。對于面板向量自回歸模型的估計，采用連玉君（2010）提供的PVAR2程序包，該方法先對各序列進行向前差分以消除固定效應(yīng)，得到對應(yīng)的差分的序列后再對其參數(shù)運用GMM方法進行估計，而引進的時間虛擬變量可以通過對每一期各截面數(shù)據(jù)進行均值差分來消除?？紤]到向量中內(nèi)生變量的先后次序可能對脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文采用PVAR模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)以消除變量次序帶來的影響，所有程序運行都基于Stata12.0軟件。

表2 不同經(jīng)濟區(qū)域各序列的格蘭杰檢驗結(jié)果

四、實證結(jié)果

（一）區(qū)域效應(yīng)

1.各區(qū)域經(jīng)濟增長對貨幣政策的脈沖響應(yīng)函數(shù)。目前我國中央銀行進行貨幣政策調(diào)控運用的主要工具之一是法定存款準備金比率，例如從2003年至今我國的存準率調(diào)整已達39次；而公開市場業(yè)務(wù)上，自央行從2003年4月正式開始發(fā)行中央銀行票據(jù)，2003～2011年間以每周1～2次的頻率進行常態(tài)動態(tài)發(fā)行，央票在過去數(shù)年中已成為央行公開市場業(yè)務(wù)操作中調(diào)節(jié)流動性的重要工具?；诖耍x擇“存準率（DRR）”與“央票（CBB）”作為貨幣政策的替代指標。

圖1是經(jīng)濟增長對央票發(fā)行余額和存準率的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖?？梢钥闯觯煌瑓^(qū)域的經(jīng)濟增長均對貨幣政策沖擊有明顯的非對稱效應(yīng)，其中對于1單位標準差存準率的沖擊，在第5期會使經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)產(chǎn)出增長下降0.65個單位；而對經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)，1標準差存準率沖擊的效果要延后一些，在第6期使產(chǎn)出增長下降0.5個單位，在第11期使產(chǎn)出增長下降0.7個單位；對于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，1標準差存準率沖擊在第2期會使產(chǎn)出增長上升0.6個單位，而在第11期使產(chǎn)出增長下降0.5個單位。而對于1單位標準差央票發(fā)行余額的沖擊，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)第1和第3期產(chǎn)出增長會上升0.4個單位；經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)第2期產(chǎn)出增長會下降0.2個單位，第3期卻上升0.3個單位；而對經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，1單位標準差央票發(fā)行余額沖擊會使產(chǎn)出增長在第2期下降約0.75個單位。

比較各區(qū)域經(jīng)濟增長對央票和存準率沖擊效果可以看出，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)和經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)對存準率的變化更為敏感，經(jīng)濟越發(fā)達對存準率變化的反應(yīng)越快，這可能與經(jīng)濟越發(fā)達地區(qū)金融結(jié)構(gòu)越為成熟有關(guān)；經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)則對央票余額的變化更加敏感，而經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對央票發(fā)行余額沖擊的反映是流動性減小，產(chǎn)出增長并沒有下降，反而有小幅的上升，說明央票余額的調(diào)節(jié)并不能有效影響經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟增長。顯然，存準率和央票同時作為央行調(diào)控貨幣供應(yīng)量、調(diào)節(jié)商業(yè)銀行流動性水平的政策工具，在對各區(qū)域經(jīng)濟增長的影響上卻存在著效果差異，央行應(yīng)注意到這些差異，以期在宏觀經(jīng)濟調(diào)控中達到更理想的效果。

圖1 分區(qū)域的經(jīng)濟增長對貨幣政策（公開市場操作與存準率）的脈沖響應(yīng)

圖2 分區(qū)域的經(jīng)濟增長對財政政策（財政支出與稅收）的脈沖響應(yīng)

2.各區(qū)域經(jīng)濟增長對財政政策的脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖2為區(qū)域經(jīng)濟增長對財政支出和稅收的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。具體來看，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對稅收的響應(yīng)更大，而對財政支出的響應(yīng)較小，且財政支出并沒有達到有效拉動發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的效果；經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長對財政支出和稅收沖擊都有較大的響應(yīng)，且財政支出的影響后勁強勁，在第10期之后達到最大響應(yīng)值；經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，財政支出也并沒有較好地實現(xiàn)拉動次發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的作用，在初期甚至對經(jīng)濟增長有負向的影響。各區(qū)域中稅收對經(jīng)濟增長的影響均基本為正，說明稅收因素對經(jīng)濟增長有較強的影響。

結(jié)合圖1與圖2，整體來看經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長對宏觀政策變動的反應(yīng)較快，但反應(yīng)程度相對較?。唤?jīng)濟次發(fā)達地區(qū)對宏觀政策沖擊的反應(yīng)時間較為延后，但反應(yīng)程度更大；而經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)對宏觀政策的反應(yīng)在初期程度較大，但持續(xù)時間要比次發(fā)達地區(qū)短。這是因為經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的金融發(fā)展較為成熟，信息更加靈敏，宏觀政策的傳導(dǎo)渠道更為通暢，因而對宏觀政策的響應(yīng)較快，同時也因為經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟基礎(chǔ)更加牢固，因而對宏觀政策變動的反應(yīng)程度不大。而經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)已有一定的工業(yè)基礎(chǔ)，但金融結(jié)構(gòu)還不成熟，因此，宏觀政策的實施對次發(fā)達地區(qū)的影響相對滯后。經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)由于工業(yè)和金融基礎(chǔ)還都不夠牢固，對宏觀政策工具的實施能實現(xiàn)較快的響應(yīng)，但持續(xù)的時間不長。

3.各區(qū)域物價水平對貨幣政策的脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖3是物價水平增長對央票發(fā)行余額和存準率的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。數(shù)據(jù)顯示，對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)來說，央票余額1標準差的變動會使物價水平增長在第1期下降0.0015個單位，在第2期上升0.002個單位；而1標準差存準率的變動對物價水平增長的貢獻在第5期為－0.0015個單位。對經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)，1單位標準差存準率的沖擊對于物價水平增長的影響更大，在第7期其貢獻能達到－0.007個單位；央票的沖擊在第2期達到最大，達到0.0015個單位，隨后逐漸收斂為0。而對經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，央票余額變動所帶來的沖擊很小，而存準率變動所帶來的對物價水平增長的貢獻在第6、7期能達到將近－0.002個單位。由此可看出，央票發(fā)行余額的變動對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的物價水平增長的波動影響更大，對其他區(qū)域影響相對較小；而存準率沖擊對經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)的物價水平增長的負向影響較為顯著，對經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)影響其次。

圖3 分區(qū)域物價水平對貨幣政策（公開市場操作與存準率）的脈沖響應(yīng)

圖4 分區(qū)域的物價水平對財政政策（財政支出與稅收）的脈沖響應(yīng)

4.各區(qū)域物價水平對財政政策的脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖4是物價水平增長對財政支出和稅收的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。對比三個經(jīng)濟區(qū)域的沖擊效應(yīng)，經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)的物價水平增長對財政政策變動的響應(yīng)程度最大，經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)其次，而經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)響應(yīng)程度相對較小，綜合貨幣政策來看也是如此：經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)物價水平增長對存準率的響應(yīng)為－0.003個單位，為各政策中響應(yīng)最為明顯的；經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)物價水平增長對各政策沖擊所帶來的變動基本在0.002個單位以內(nèi)，并且在第9期之后，各個政策沖擊帶來的影響都逐漸收斂于0；而經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)物價水平增長對財政支出和稅收沖擊的響應(yīng)更大，而對存準率和央票沖擊的響應(yīng)稍小。因此，對經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)，物價水平增長短期對財政支出和稅收響應(yīng)更為顯著，而中期對存準率的響應(yīng)更為顯著；經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)物價水平增長對財政政策的響應(yīng)更快且更為顯著，而經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對財政政策和貨幣政策的響應(yīng)較快，顯著性不如其他兩個地區(qū)，且響應(yīng)時間較短。對于財政政策中的財政支出和稅收，經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)和經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)的敏感性更大，而經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的敏感性相對較小。因此，當財政支出擴張時，更易引起經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)和經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)的物價水平的上漲，帶來通脹壓力。

表3 分區(qū)域經(jīng)濟增長的方差分解結(jié)果

（二）方差分解

表3顯示的是三個經(jīng)濟區(qū)域的經(jīng)濟增長對央票發(fā)行余額、財政支出、稅收和存款準備金率的方差分解結(jié)果。從對經(jīng)濟增速1單位波動的貢獻程度來看，在第10期存準率對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長最有解釋力度；對經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)和經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，則是稅收影響更大。在第20和第30期，央票對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的解釋力最強；對經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)則是財政支出的解釋力最強；對經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，存準率的影響在第20期和30期較大。

表4為三個經(jīng)濟區(qū)域的物價水平增長對央票發(fā)行余額、財政支出、稅收和存款準備金率的方差分解結(jié)果。結(jié)果顯示，財政支出對三個區(qū)域在第10、20、30期的物價水平增長的解釋力度都為最大，對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)解釋力其次的是央票發(fā)行余額和稅收，對經(jīng)濟次發(fā)達和不發(fā)達地區(qū)來說，影響力次于財政支出因素的則為稅收和存款準備金比率。

表4 三區(qū)域物價水平的方差分解結(jié)果

五、結(jié)論及政策建議

以上選取中國31個省2004年1月～2012年9月的宏觀月度數(shù)據(jù)，在對31個省級面板數(shù)據(jù)按經(jīng)濟發(fā)展程度進行經(jīng)濟區(qū)域劃分后，運用面板向量自回歸模型（PVAR）對貨幣政策和財政政策的區(qū)域非對稱性進行了考察。研究結(jié)果表明：宏觀政策對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟增長影響較小，而對經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的影響更大且更為深遠；對于宏觀政策中的貨幣政策，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對存準率更加敏感，而經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)對央票發(fā)行余額的變動更為敏感；財政政策對經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)物價水平增長的影響更大，且財政支出的增長容易引發(fā)這兩個區(qū)域的通貨膨脹。

由此不難看出，宏觀政策不論是貨幣政策還是財政政策均具有著明顯的區(qū)域非對稱效應(yīng)。而在具體的政策實施中，宏觀調(diào)控應(yīng)該更加注重這種區(qū)域非對稱性，認清各政策在不同區(qū)域所能達到的政策效果，采用差異化的宏觀政策，合理運用各種政策工具適時適度進行調(diào)控，避免經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟差距進一步擴大和區(qū)域性通貨膨脹的產(chǎn)生。

注釋：

①經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)：北京、天津、上海、江蘇、浙江、山東、廣東；欠發(fā)達地區(qū)：河北、遼寧、安徽、福建、江西、河南、湖北、湖南、廣西、四川、新疆、山西、重慶；不發(fā)達地區(qū)：內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、海南、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏。

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