我國(guó)財(cái)政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)再檢驗(yàn)
——基于2014—2018 年17 個(gè)季度省級(jí)面板數(shù)據(jù)

葉龍生 徐志倉 王 偉

(巢湖學(xué)院， 安徽 巢湖 238000）

一、引言

伴隨著進(jìn)入新時(shí)代我國(guó)社會(huì)主要矛盾轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾的深刻變革，其中本質(zhì)體現(xiàn)為人民需求同社會(huì)供給不匹配的發(fā)展不平衡的一個(gè)突出表現(xiàn)便在于區(qū)域。 聚焦于經(jīng)濟(jì)由高速發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出“東部?jī)?yōu)，中西快，東北穩(wěn)”的發(fā)展態(tài)勢(shì)。 宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展盡管在區(qū)域分化上有所收斂，但“四大板塊”間區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差距仍較為突出。 刨除資源稟賦及地區(qū)特定的歷史文化環(huán)境制度因素外，這自然要同國(guó)家宏觀調(diào)控的兩大主要手段——財(cái)政政策和貨幣政策聯(lián)系起來。 顯而易見，當(dāng)下財(cái)政分權(quán)體制下地方政府差異化財(cái)政政策勢(shì)必造成其具有區(qū)域效應(yīng)，而全國(guó)性財(cái)政政策實(shí)施效果也必然由于差異區(qū)域經(jīng)濟(jì)環(huán)境及復(fù)雜政策傳導(dǎo)機(jī)制產(chǎn)生區(qū)域不對(duì)稱現(xiàn)象。 在“最優(yōu)貨幣區(qū)理論” 所支持的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異論及金融結(jié)構(gòu)差異論的理論基礎(chǔ)上，統(tǒng)一性貨幣政策同財(cái)政政策均具有區(qū)域效應(yīng)業(yè)已證實(shí)（張晶，2006）[1]。具體來說，相同力度的財(cái)政貨幣政策對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，物價(jià)穩(wěn)定等方面政策效果存在差異，甚至正負(fù)影響不一。 然而近期以來財(cái)政貨幣政策之間的協(xié)調(diào)配合似乎出現(xiàn)諸多弊病，聚焦于財(cái)政與金融關(guān)系失衡的理論思辨更是鮮明印證（徐忠，2018）[2]。財(cái)政貨幣政策需要合理協(xié)調(diào)（張佳佳，2020）[3]，并確定彼此邊界。 （楊源源和高潔超，2020）對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)問題的思考， 要更多地從財(cái)政貨幣結(jié)合角度切入，而不是單方面用力[4]。同時(shí)注意將研究視角相應(yīng)拓展，將整體的全國(guó)層面延申到分塊的區(qū)域?qū)用?，在不同地區(qū)，財(cái)政政策和貨幣政策究竟發(fā)揮了多大程度作用，兩者之間是彼此協(xié)調(diào)配合還是相互抑制？ 基于“新常態(tài)”下的“新矛盾”，實(shí)證研究財(cái)政貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)成為本文研究的邏輯主線。 出于縮小區(qū)域差距，協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展的行文目的對(duì)財(cái)政貨幣政策的作用發(fā)揮及其協(xié)調(diào)配合在區(qū)域?qū)用嫣岢稣{(diào)整思路。

二、財(cái)政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)：理論基礎(chǔ)及文獻(xiàn)評(píng)述

（一）區(qū)域效應(yīng)的理論基礎(chǔ)

關(guān)于財(cái)政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的最早研究追溯到Scott（1955）分析美國(guó)公開市場(chǎng)操作由中心紐約向周邊地區(qū)傳導(dǎo)具有顯著的滯后效應(yīng)。

貨幣政策方面其理論基礎(chǔ)之一源自Mundell（1961）的“最優(yōu)貨幣區(qū)理論”，區(qū)分最優(yōu)貨幣區(qū)邊界主要標(biāo)準(zhǔn)是要素流動(dòng)性是否存在障礙， 其判定標(biāo)準(zhǔn)也在不斷發(fā)展豐富。 這一動(dòng)態(tài)特征決定其范圍與國(guó)界無關(guān)。 經(jīng)濟(jì)同質(zhì)性和區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)周期一致性一定程度上決定單一貨幣政策合意性[5]。 已有研究表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著區(qū)域差異，離“最優(yōu)貨幣區(qū)”差距較大（宋旺，鐘正生，2006），易見我國(guó)貨幣政策存在區(qū)域效應(yīng)[6]。 出于對(duì)“最優(yōu)貨幣區(qū)理論”理論弱點(diǎn)批判補(bǔ)充， 具有典型凱恩斯主義特征的時(shí)代局限性和判定標(biāo)準(zhǔn)之間的內(nèi)生性（祝丹濤，2005）[7]，以新凱恩斯主義關(guān)于貨幣政策區(qū)域性影響的金融結(jié)構(gòu)差異論和貨幣內(nèi)生前提下的后凱恩斯主義觀點(diǎn)更具說服力。

此外， 另一理論基礎(chǔ)是貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論，以利率和信貸渠道為主、匯率以及資產(chǎn)負(fù)債渠道為輔共同決定了貨幣政策效力，主要包括作用力度和時(shí)滯兩方面。 從利率渠道來看，產(chǎn)品需求的利率敏感性與不同區(qū)域差異化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)，譬如加拿大制造業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)對(duì)貨幣政策變動(dòng)最敏感（Georgopolos,2009）[8]。 從信貸渠道來看，根植于直接融資體系不完善所造成的非金融企業(yè)存在融資約束、受限于間接融資體系中銀行對(duì)國(guó)有和民營(yíng)企業(yè)存在的信貸歧視以及不同區(qū)域直接融資和間接融資比例差異，共同造成了貨幣政策具有區(qū)域效應(yīng)，簡(jiǎn)言之，如果一個(gè)地區(qū)存在融資難，融資貴的民營(yíng)企業(yè)規(guī)模越大，貨幣沖擊對(duì)該區(qū)域影響較大；匯率渠道則針對(duì)開放經(jīng)濟(jì)，出口部門的重要與否也在相當(dāng)程度上決定了貨幣政策對(duì)該區(qū)域的影響大小。而貨幣政策最終的作用效果則體現(xiàn)在各省的生產(chǎn)總值上。

財(cái)政政策方面，理論基礎(chǔ)是財(cái)政乘數(shù)理論以及財(cái)政政策傳導(dǎo)機(jī)制理論。乘數(shù)作為宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的概念性工具， 反映財(cái)政收支變化對(duì)國(guó)民收入的影響程度。根本源自于區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異導(dǎo)致不同地區(qū)存在不同的邊際消費(fèi)傾向及邊際投資支出傾向，進(jìn)而導(dǎo)致政府支出、轉(zhuǎn)移支付以及稅收乘數(shù)的不同，最終造成財(cái)政政策區(qū)域效應(yīng)并通過財(cái)政政策外部傳導(dǎo)機(jī)制中特定的財(cái)富效應(yīng)、生產(chǎn)效應(yīng)及內(nèi)部需求效應(yīng)表現(xiàn)出來。

無論是財(cái)政還是貨幣政策區(qū)域效應(yīng)， 其共有的理論分析框架源自于 “St.Louis 方程”（Andersen 和Jordan，1968）。其主要結(jié)論是相較于財(cái)政支出對(duì)就業(yè)影響， 貨幣沖擊對(duì)名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響要大得多。 在貨幣學(xué)派的兩部門簡(jiǎn)約化模型的基礎(chǔ)上，出于兩地區(qū)要素自由流動(dòng)和相同利率水平的前提假設(shè)，張晶（2006）和王蓓（2015）[9]對(duì)模型加以演變，分別研究了中國(guó)的貨幣政策和財(cái)政政策區(qū)域效應(yīng)， 奠定了我國(guó)財(cái)政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的模型基礎(chǔ)。

（二）相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

關(guān)于財(cái)政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究， 我們大體上可以簡(jiǎn)單分為三類：第一，單獨(dú)研究貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，第二單獨(dú)研究財(cái)政政策區(qū)域效應(yīng)，第三，兩者結(jié)合研究。

（1）貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究

貨幣政策區(qū)域效應(yīng)指的是貨幣政策效果在空間上的非對(duì)稱性。 基于“最優(yōu)貨幣區(qū)理論”，學(xué)者們得到統(tǒng)一結(jié)論：歐元區(qū)內(nèi)統(tǒng)一貨幣政策由于區(qū)域不同質(zhì)和傳導(dǎo)機(jī)制差異對(duì)歐盟國(guó)家存在顯著區(qū)域效應(yīng)（Taylor,1995；Dornbusch,1998）[10-11]。 于則（2006）、蔣益民和陳璋（2009）、彭慧和全智敏（2013）分別采用 VAR 模型和聚類分析法、SVAR、VAR 模型和多元線性回歸證實(shí)了我國(guó)貨幣政策具有區(qū)域效應(yīng)[13-14]。 在貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)上，蔣益民和陳璋（2009）對(duì)我國(guó)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生原因歸結(jié)的最為透徹，長(zhǎng)期來看根本原因在于區(qū)域生產(chǎn)力水平因素，短期來看是區(qū)域金融結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在起作用。卞志村和楊全年（2010）則從相關(guān)理論、實(shí)證模型方法、各國(guó)研究現(xiàn)狀及政策建議等展開綜述，認(rèn)為對(duì)于我國(guó)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究要立足于我國(guó)國(guó)情基礎(chǔ)上的經(jīng)濟(jì)特征分析[15]。

（2）財(cái)政政策區(qū)域效應(yīng)研究

由于沒有類似貨幣政策“最優(yōu)貨幣區(qū)理論”的基礎(chǔ)支持，對(duì)財(cái)政政策區(qū)域效應(yīng)研究起步較晚，國(guó)內(nèi)研究也相對(duì)匱乏，郭慶旺和賈俊雪（2005）采用面板和時(shí)變參數(shù)模型研究了積極財(cái)政政策的區(qū)域效應(yīng)，認(rèn)為其既促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)， 又?jǐn)U大了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距[16]。靳春平（2007）基于內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論將東西部視作經(jīng)濟(jì)差距較大的兩經(jīng)濟(jì)體，構(gòu)建VAR 模型驗(yàn)證其存在明確的區(qū)域效應(yīng)， 且其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低區(qū)域增長(zhǎng)效應(yīng)更強(qiáng)，同時(shí)短期效應(yīng)也更為明顯[17]。 劉建明，王蓓和吳金光（2012）通過構(gòu)建PVAR 模型表明我國(guó)財(cái)政政策在不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域發(fā)揮效果各異， 因此在處理各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配關(guān)系時(shí)， 應(yīng)對(duì)政策手段實(shí)行差異化動(dòng)態(tài)綜合使用。 進(jìn)一步對(duì)財(cái)政收支政策各自影響收入分配的區(qū)域差異進(jìn)行實(shí)證研究， 作用效果差異明顯，同時(shí)不存在東中西部一致性影響，因此應(yīng)該實(shí)施差異化財(cái)政政策，縮小收入差距（劉建明，王蓓和吳金光，2015）[18-19]。

（3）財(cái)政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究

對(duì)財(cái)政貨幣政策構(gòu)成的政策體系的區(qū)域效應(yīng)，學(xué)者們也進(jìn)行了相應(yīng)研究。 張晶（2006）采用動(dòng)態(tài)自回歸分布滯后模型研究表明我國(guó)貨幣財(cái)政政策具有區(qū)域不對(duì)稱效應(yīng)， 且貨幣政策區(qū)域影響差異更加明顯。 而陳安平（2007）通過構(gòu)建SVAR 模型研究表明財(cái)政政策相較于貨幣政策而言， 區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)更大，認(rèn)為為了縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距，必須改變單一的財(cái)政貨幣政策，制定差異化的區(qū)域政策[20]。馬理，巫慧玲和張卓（2013）通過PVAR 模型研究表明財(cái)政貨幣政策具有顯著的區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)， 且兩者對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度同地區(qū)發(fā)達(dá)程度反向相關(guān)[21]。

梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)， 我們能夠得出如下基本結(jié)論：我國(guó)財(cái)政貨幣政策具有區(qū)域效應(yīng)成為共識(shí)，其形成原因根本在于區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異。但實(shí)證結(jié)論并不統(tǒng)一，這固然與研究采用的模型方法、樣本時(shí)期以及區(qū)域劃分有關(guān)，但區(qū)域政策代理變量選取不當(dāng)是其中一重要原因。 以往研究主要采用利率或全國(guó)水平貨幣供應(yīng)量M2 作為統(tǒng)一貨幣政策代理變量，研究結(jié)果有偏，而少數(shù)使用各省年現(xiàn)金投放加總?cè)拷鹑跈C(jī)構(gòu)各項(xiàng)存款余額（丁文麗，2006；封思賢、任琇卿和易志高，2011）作為廣義區(qū)域貨幣供應(yīng)量成為省級(jí)層面的貨幣政策代理變量（類比貨幣供應(yīng)量之于央行），在目前“新常態(tài)”經(jīng)濟(jì)環(huán)境下M2 作為數(shù)量型中介指標(biāo)有效性遭受質(zhì)疑情形下不能全面衡量特定地區(qū)金融對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)反映力度[22-23]。 因此，本文建議使用地區(qū)社會(huì)融資規(guī)模作為省級(jí)貨幣政策代理變量，其可以準(zhǔn)確反映金融體系對(duì)特定地區(qū)的資金支持情況以及一個(gè)地區(qū)資金配置的能力（盛松成，2014），并重點(diǎn)研究產(chǎn)出作用效應(yīng)[24]。 同時(shí)本文采用固定效應(yīng)面板模型設(shè)定能克服傳統(tǒng)VAR方法由于存在多變量及多期滯后造成自由度不足引發(fā)的回歸偏誤以及SVAR 模型約束條件過強(qiáng)的弊端。另外，本文設(shè)定季度為研究頻度，并充分考慮到政策時(shí)滯的影響。 遺憾的是，受限于樣本數(shù)據(jù)過少，無法采用變系數(shù)模型對(duì)每個(gè)省份具體展開探究，在一定程度上忽略了區(qū)域內(nèi)的省際差異不同于以往的三大經(jīng)濟(jì)帶、四大板塊以及八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的分類方式，本文基于財(cái)政貨幣政策力度本身進(jìn)行區(qū)域分組 （在下文交代），所得出的結(jié)論不失一般性的同時(shí)仍具有政策含義。

三、變量選取、省級(jí)分組及模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)變量的選取

（1）變量選取及數(shù)據(jù)處理

“新常態(tài)”省際層面財(cái)政貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)穩(wěn)定效應(yīng)及其協(xié)調(diào)配合是本文研究的邏輯主線，出于我國(guó)經(jīng)濟(jì)自2013 年起進(jìn)入新常態(tài)以及地區(qū)社會(huì)融資規(guī)模數(shù)據(jù)公布的時(shí)間和頻度限制， 本文實(shí)證采用29 個(gè)省份2014:Ⅰ—2018:Ⅰ的當(dāng)季值數(shù)據(jù)①。衡量貨幣政策（M）力度變量是對(duì)應(yīng)各省地區(qū)社會(huì)融資規(guī)模（SFS），衡量財(cái)政政策力度(G)變量是地方公共財(cái)政支出(LFE)，財(cái)政貨幣政策的目標(biāo)變量是各省GDP， 相應(yīng)衡量地區(qū)產(chǎn)出效應(yīng)， 所有數(shù)據(jù)均來源于WIND 數(shù)據(jù)庫②。 值得指出的是，由于以上三個(gè)變量均存在季節(jié)趨勢(shì)， 且地區(qū)社會(huì)融資規(guī)模數(shù)據(jù)存在負(fù)值，因此實(shí)證前，利用X-12 加法模型對(duì)各變量相應(yīng)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

（2）省際組別劃分

由于區(qū)域劃分存在多種標(biāo)準(zhǔn)和分類方式， 本文不以地域?yàn)橄蓿?反而以財(cái)政貨幣政策本身作為分組依據(jù)，對(duì)在省際組別的劃分上，以樣本期內(nèi)全國(guó)社會(huì)融資規(guī)模和地方公共一般預(yù)算支出的GDP 占比作為省際分組的基準(zhǔn)和依據(jù)， 兩者相應(yīng)衡量金融體系對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支持以及政府財(cái)政政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)控力度。 具體做法如下：

將各省份 SFS/GDP（圖 1）和 LFE/GDP（圖 2）與同時(shí)期的全國(guó)水平進(jìn)行對(duì)比， 并比較17 組時(shí)點(diǎn)值中高于或低于全國(guó)水平的數(shù)目多少來相應(yīng)劃分入組。分組結(jié)果見表1，共對(duì)應(yīng)三種財(cái)政貨幣組合，相應(yīng)記為組1（SFS/GDP 低，LFE/GDP 低）、組 2（SFS/GDP 低，LFE/GDP 高）和組 3（SFS/GDP 高，LFE/GDP 高）（組合 SFS/GDP 高，LFE/GDP 低沒有對(duì)應(yīng)省份）。 以北京為例，樣本期內(nèi)，僅2017Q2 的SFS/GDP 略低于同時(shí)期全國(guó)水平， 其他季度均高于同時(shí)期全國(guó)水平； 也僅有2014Q2、2014Q4、2017Q2、2017Q4 四 個(gè) 季 度 LFE/GDP 略低于全國(guó)水平， 其他季度均高于同時(shí)期全國(guó)水平。 因此，將北京歸入組3，其他省份均按此標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組。有必要指出的是，天津的SFS/GDP 共有2014年的 1、3 和 4 季度，2015 年的 1、2 和 4 季 度以 及2016 年的3 和4 計(jì)8 個(gè)季度高于同時(shí)期全國(guó)水平，易言之，低于全國(guó)水平的時(shí)點(diǎn)數(shù)有9 個(gè)，盡管按上述標(biāo)準(zhǔn)認(rèn)為其屬于SFS/GDP 高， 但實(shí)際上其與全國(guó)水平十分接近。 相同情況還有山西，也暫時(shí)認(rèn)為其屬于SFS/GDP 高組，浙江、寧夏、陜西、新疆四省實(shí)際上與全國(guó)水平也十分接近， 其低于全國(guó)水平時(shí)點(diǎn)數(shù)略多，暫時(shí)將其歸入SFS/GDP 低組， 在后續(xù)實(shí)證環(huán)節(jié)中會(huì)將這6 個(gè)省份相應(yīng)剔除以驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健性。

圖1 2014-2018 年17 個(gè)季度全國(guó)與29 省SFS/GDP 值

圖2 2014-2018 年17 個(gè)季度全國(guó)與29 省LFE/GDP 值

表1 財(cái)政貨幣政策產(chǎn)出作用效率的各省分組結(jié)果

（二）模型設(shè)定及時(shí)滯確定

（1）計(jì)量模型設(shè)定

出于綜合時(shí)間和橫截面數(shù)據(jù)信息、 控制個(gè)體異質(zhì)性以及考慮到財(cái)政貨幣政策具有時(shí)滯和相互交叉影響③，本文計(jì)量模型設(shè)定形式如下：

其中， 下標(biāo)i 表示各省市自治區(qū)，t 表示相應(yīng)季度，y 表示被解釋變量，以GDP 相應(yīng)衡量產(chǎn)出效應(yīng)，G,M 分別表示貨幣變量和財(cái)政變量，相應(yīng)用SFS 和LFE衡量，αi表示截距項(xiàng)，βi、χi、δi相應(yīng)表示各解釋變量的系數(shù)矩陣，μit代表復(fù)合誤差項(xiàng)。 按省際組別劃分共3組面板數(shù)據(jù)，下標(biāo)lm,lg分別表示相應(yīng)貨幣和財(cái)政政策的產(chǎn)出時(shí)滯，接下來將相應(yīng)進(jìn)行測(cè)算并予以確定。

（2）財(cái)政貨幣政策時(shí)滯確定

鑒于財(cái)政貨幣政策可能存在作用時(shí)滯長(zhǎng)短差異，在模型回歸前需要對(duì)其進(jìn)行測(cè)度以相應(yīng)確定滯后階數(shù)④， 涉及到的變量是樣本期內(nèi)全國(guó)公共一般預(yù)算支出(G)、社會(huì)融資規(guī)模（SFS）和 GDP 當(dāng)季值以及 CPI環(huán)比，并同樣采用X-12 加法模型季節(jié)調(diào)整保持處理形式一致。 借鑒白戰(zhàn)偉和李樹培（2010）的做法，采取時(shí)差相關(guān)系數(shù)實(shí)證測(cè)度2014—2018 年17 個(gè)季度我國(guó)財(cái)政貨幣政策的產(chǎn)出作用時(shí)滯⑤，并借鑒白戰(zhàn)偉，李村培（2010）的做法[25]，見表 2。

表2 財(cái)政貨幣政策與GDP 的時(shí)差相關(guān)系數(shù)（絕對(duì)值）

根據(jù)時(shí)差相關(guān)系數(shù)法原理， 財(cái)政政策與產(chǎn)出相關(guān)系數(shù)最大為0.819,7，相應(yīng)延遲數(shù)為0，依據(jù)判斷標(biāo)準(zhǔn)表明財(cái)政政策產(chǎn)出作用時(shí)滯為0， 即模型中l(wèi)g=0；貨幣政策與產(chǎn)出相關(guān)系數(shù)最大為0.460,3， 相應(yīng)延遲數(shù)為1，這表明貨幣政策的產(chǎn)出作用時(shí)滯為1，模型中l(wèi)m=1。 模型最終設(shè)定形式如下：

四、財(cái)政貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)：實(shí)證檢驗(yàn)及穩(wěn)健性分析

（一）面板單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

首先對(duì)分省別的3 組面板數(shù)據(jù)[GDP SFS LFE]及SFS 的滯后1 期項(xiàng)（LSFS）進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，考慮到3 組面板數(shù)據(jù)均為平衡面板， 主要使用LLC 檢驗(yàn)（適用于同根）和IPS 檢驗(yàn)（適用于不同根）進(jìn)行檢驗(yàn)（見表 3），結(jié)果表明除組 3 關(guān)于 GDP 的 IPS 檢驗(yàn)不平穩(wěn)外，基本認(rèn)定3 組面板數(shù)據(jù)的所有序列均平穩(wěn)。

表3 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

基于單位根檢驗(yàn)結(jié)果，綜合運(yùn)用stata15 軟件提供的Kao 檢驗(yàn)和Pedroni 檢驗(yàn)進(jìn)行三組面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)，以驗(yàn)證[GDP、SFS、LFE]是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，見表4，無論Kao 檢驗(yàn)還是Pedroni 檢驗(yàn)，大多數(shù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量P 值均拒絕 “不存在協(xié)整關(guān)系” 的原假設(shè)，因此認(rèn)定 3 組[GDP、SFS、LFE]面板通過協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）變截距固定效應(yīng)估計(jì)

在此基礎(chǔ)上， 運(yùn)用基于面板數(shù)據(jù)的變截距固定效應(yīng)模型估計(jì)方法得到表4 所示的回歸估計(jì)結(jié)果， 選擇變截距固定效應(yīng)模型即是三組面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果⑥，另一方面因?yàn)槲覀冞x取的樣本性質(zhì)基本是全樣本，固定效應(yīng)模型更為適合。

表 4 3 組[GDP、SFS、LFE]面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

財(cái)政政策和貨幣政策在3 組省份間顯示出不同程度的產(chǎn)出效應(yīng)，通過比較產(chǎn)出效應(yīng)的回歸系數(shù)，第一，3 組面板數(shù)據(jù)的SFS 滯后1 階項(xiàng)系數(shù)僅在組2 顯著為負(fù)，貨幣政策在SFS/GDP 低，LFE/GDP 高的省份并未發(fā)揮出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，反而抑制；第二，LFE 項(xiàng)系數(shù)均為正， 財(cái)政政策發(fā)揮促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用，按照系數(shù)大小劃分組別，組1＞組3＞組2，即財(cái)政政策在SFS/GDP 和LFE/GDP 雙高雙低組合的省份產(chǎn)出作用效果均優(yōu)于SFS/GDP 低，LFE/GDP 高的省份；第三，交互項(xiàng)系數(shù)僅組2 顯著為正，說明財(cái)政貨幣政策在SFS/GDP 低，LFE/GDP 高組合里發(fā)揮相互協(xié)調(diào)配合作用，效果良好。 就組內(nèi)看，無論顯著與否，三組面板數(shù)據(jù)各自的LFE 項(xiàng)系數(shù)均大于SFS 滯后一階項(xiàng)，貨幣政策發(fā)揮產(chǎn)出作用效果不及財(cái)政政策。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上述省際分組中， 將由于SFS/GDP 與全國(guó)水平較為接近的6 個(gè)省份相應(yīng)從各組剔除并歸為組4（SFS/GDP 接近全國(guó)水平）后，繼而對(duì)4 組面板應(yīng)用變截距固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头€(wěn)健性，結(jié)果見表6⑦。

表6 與表5 相比， 各變量系數(shù)符號(hào)及顯著性并未發(fā)生變化，除組2 系數(shù)仍表現(xiàn)顯著非負(fù)外，貨幣政策在組1 也顯著，但系數(shù)為正，貨幣政策在SFS/GDP和LFE/GDP 雙低省份發(fā)揮促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用； 財(cái)政政策的產(chǎn)出效應(yīng)系數(shù)在3 組均顯著且有所提升，系數(shù)大小順序仍表現(xiàn)為組1＞組3＞組2， 財(cái)政高貨幣低組合效果仍然最差；另外，交互項(xiàng)系數(shù)的表現(xiàn)同未剔除前一致， 財(cái)政政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果仍優(yōu)于貨幣政策。 基本上認(rèn)為財(cái)政貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 新加入的SFS/GDP 接近全國(guó)水平的組4 檢驗(yàn)結(jié)果表明貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到顯著的抑制作用；而財(cái)政政策同前3 組一樣，一直對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮顯著促進(jìn)作用；交互項(xiàng)系數(shù)為正，在SFS/GDP 接近全國(guó)水平情形下，財(cái)政貨幣能夠協(xié)調(diào)配合。 可以認(rèn)為模型通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表5 三組面板數(shù)據(jù)產(chǎn)出效應(yīng)的變截距固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

表6 剔除相關(guān)省份后三組面板數(shù)據(jù)的變截距固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文通過對(duì)財(cái)政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的理論梳理， 定性上指出區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異是導(dǎo)致財(cái)政貨幣政策具有區(qū)域效應(yīng)的根本原因。 在以財(cái)政貨幣政策力度本身作為區(qū)域分組依據(jù)并考慮到財(cái)政貨幣政策時(shí)滯的前提下，考慮社會(huì)融資規(guī)模和財(cái)政支出，利用固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型對(duì)財(cái)政貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)展開研究，結(jié)果如下：

第一， 本文的實(shí)證結(jié)論進(jìn)一步肯定財(cái)政貨幣具有區(qū)域效應(yīng)， 而這種區(qū)域效應(yīng)除源自區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)外，同區(qū)域內(nèi)財(cái)政貨幣政策作用力度本身有關(guān)。 本文的區(qū)域分組方式也為后續(xù)涉及省際分組的研究提供了一種新的思路。 比較3 組面板數(shù)據(jù)的產(chǎn)出效應(yīng)，財(cái)政政策始終發(fā)揮顯著正向作用， 且在SFS/GDP 和LFE/GDP 雙高雙低組作用更優(yōu)， 貨幣政策似乎并未產(chǎn)生顯著效果，并且在SFS/GDP 低，LFE/GDP 高組發(fā)揮了抑制作用。 這反映出金融有效供給同現(xiàn)階段高質(zhì)量發(fā)展對(duì)金融服務(wù)需求之前存在失衡矛盾。 在SFS/GDP 高組，貨幣政策作用也不顯著，其內(nèi)在原因可能涉及到社會(huì)融資規(guī)模的“數(shù)量”同合理有效引導(dǎo)資金流向機(jī)制不匹配導(dǎo)致。 未來有必要通過對(duì)社會(huì)融資規(guī)模的組成結(jié)構(gòu)及各部分的產(chǎn)出效應(yīng)進(jìn)行更細(xì)致的研究。

第二，從反映財(cái)政貨幣政策協(xié)調(diào)配合的交互項(xiàng)來看，SFS/GDP 和LFE/GDP 雙高雙低組均不顯著，而SFS/GDP 低，LFE/GDP 高組系數(shù)顯著為正，而在彼此協(xié)調(diào)配合。這啟示我們財(cái)政貨幣共同發(fā)力過度或不足都不利于財(cái)政貨幣政策協(xié)調(diào)配合作用的發(fā)揮。兩者協(xié)調(diào)配合發(fā)揮最大效用有可能存在一個(gè)“閾值”。也為處理財(cái)政和金融關(guān)系提供了一個(gè)新的視角。即以財(cái)政貨幣政策協(xié)調(diào)配合作用最大化為目標(biāo)，，界定邊界，取長(zhǎng)補(bǔ)短，使得財(cái)政金融各自作用合理發(fā)揮的同時(shí)彼此協(xié)同，避免發(fā)生政策“缺位”或“補(bǔ)位”的現(xiàn)象。

據(jù)此提出以下建議：

第一，在存在財(cái)政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的前提下，我國(guó)政府應(yīng)充分考慮到各區(qū)域的財(cái)政貨幣政策配合，調(diào)節(jié)力度，松緊搭配，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供合力，而非發(fā)生反方向效用。

第二，對(duì)于原有的區(qū)域分組，如東中西分組，東中西， 東北分組來研究財(cái)政貨幣政策效力可能有失偏頗， 需從財(cái)政貨幣協(xié)調(diào)配合最終效果來進(jìn)行區(qū)域劃分，超越了原有的地理概念。

本文的研究為區(qū)域效應(yīng)研究的分組提供新的視角，基于總量角度的社會(huì)融資規(guī)模較M2 更清晰地解釋了貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，但后續(xù)進(jìn)一步的研究應(yīng)深入到結(jié)構(gòu)層面，對(duì)于財(cái)政政策來說，僅考慮支出也是不夠的，也有必要細(xì)化到結(jié)構(gòu)以及稅收、轉(zhuǎn)移支付等層面上。 遺憾的是，本文僅定性分析了財(cái)政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生的原因，并未對(duì)其進(jìn)行進(jìn)一步探究，且囿于數(shù)據(jù)樣本量，無法具體到每個(gè)省份，這都是后續(xù)進(jìn)一步努力的方向。

注釋：

①江蘇和西藏財(cái)政支出數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，本文實(shí)證采用涉及到的省份是其他29 省，其中，天津2017 年 12 月份和內(nèi)蒙古2014 年3 月份相應(yīng)財(cái)政支出累計(jì)值未公布，在計(jì)算其增加值時(shí)相應(yīng)用前后兩月平均值作為線性插值進(jìn)行計(jì)算代替。

②各省社會(huì)融資規(guī)模和GDP 僅公布季度累計(jì)值，地方公共財(cái)政支出僅公布月度累計(jì)值,相應(yīng)當(dāng)季值由作者計(jì)算整理得到。

③郭曄、賴章福（2011）通過理論模型構(gòu)建指出財(cái)政貨幣政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)不僅僅獨(dú)立作用，還存在特有的相互交叉影響，為本文模型設(shè)定提供支持。

④默認(rèn)各省財(cái)政貨幣政策時(shí)滯同全國(guó)保持一致。

⑤時(shí)差相關(guān)系數(shù)法認(rèn)為若干個(gè)不同延遲數(shù)的時(shí)差相關(guān)系數(shù)中絕對(duì)值最大的時(shí)差是兩個(gè)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量之間的時(shí)滯。

⑥三組[GDP、SFS、LFE]面板模型的 Sargan-Hansen 統(tǒng)計(jì)量分別為 306.698，147.493，128.123,相應(yīng) P 值均為 0，拒絕隨機(jī)效應(yīng)原假設(shè)，并且對(duì)比其普通標(biāo)準(zhǔn)誤和穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤相差較大，因此應(yīng)采用基于穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的變截距固定效應(yīng)模型。

⑦剔除相關(guān)省份后，三組[GDP、SFS、LFE]面板模型的Sargan-Hansen 統(tǒng)計(jì)量分別為 264.667，65.394，522.665, 3850.228 相應(yīng)P 值均為0，也使用基于穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的變截距固定效應(yīng)模型。