財政貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)研究

財政貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)研究

財政政策與貨幣政策的區(qū)域差異效應(yīng)新中國成立以來，經(jīng)濟增長取得了顯著成效。1953～2004年全國GDP的年均增速高達8%。然而,與此同時地區(qū)差距卻越來越大。根據(jù)世界銀行的報告(WorldBank,1996,2000),我國消費支出的基尼系數(shù)在1992年為0.286,1995年則已上升到0.416。如此之大的差距,可能帶來嚴(yán)重的社會問題。中央政府對此保持著高度的警惕。早在1996年制定《“九五”計劃和2010年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》時,就將區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展列為主要目標(biāo)之一。在剛剛制定的“十一五”規(guī)劃中更是將其作為未來五年的一項重要任務(wù)。那么,如何才能抑制乃至縮小地區(qū)差距,形成區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展?為了回答此類問題,首先必須弄清是什么原因造成了地區(qū)差距的不斷拉大。對此,學(xué)術(shù)界已有大量的研究1。歷史文化、自然地理、政府的發(fā)展政策、FDI和對外貿(mào)易、市場化程度、要素市場的扭曲等被認(rèn)為是形成地區(qū)差距的主要因素。在這些因素中,政府政策顯的尤為重要,因為政策即是造成地區(qū)差距的一個原因,同時也是縮小差距、推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的一個主要手段。因此對政府政策的研究具有非常重要的意義。Tian(1999)、Wei(2000)、Demurger等(2002)、Lu和Wang(2002)等在增長方程中引入政府政策變量,證實政府的發(fā)展戰(zhàn)略和政策,如鼓勵東部沿海地區(qū)優(yōu)先發(fā)展而給予的傾斜政策是地區(qū)差距不斷擴大的一個主要原因。Shan(2002)建立了包含地區(qū)差距的衡量指標(biāo)變異系數(shù),以及財政支出、貨幣供應(yīng)量等宏觀變量的向量自回歸VAR模型,發(fā)現(xiàn)財政支出對地區(qū)差距的影響較大,而貨幣政策對地區(qū)差距的作用相對較小。最近的一項研究(宋旺、鐘正生,2006)在VAR框架內(nèi),模擬了貨幣供應(yīng)量沖擊對東中西三大地區(qū)實際產(chǎn)出的作用,結(jié)果證實我國的貨幣政策存在明顯的區(qū)域差異效應(yīng),貨幣供應(yīng)量沖擊對東部經(jīng)濟增長的推動作用強于中西部,其隱含的結(jié)論是貨幣政策拉大了東部和內(nèi)陸地區(qū)之間的差距。實際上,國際上對政府政策區(qū)域差異效應(yīng)的研究已有很長一段歷史。最早可以追溯到Mundell(1961),在其提出的最優(yōu)貨幣區(qū)理論中,Mundell指出對于內(nèi)部經(jīng)濟不完全同質(zhì)的國家實行單一的貨幣政策,必然存在區(qū)域差異效應(yīng)。最近涌現(xiàn)出了對該類問題的研究熱潮。Carlino和DeFina(1998,1999)、Aksoy等(2002)、Webber(2006)等分別考察了美國、歐盟和澳大利亞貨幣政策的區(qū)域差異效應(yīng)。Causen和Wohltmann(2005)以兩地區(qū)的動態(tài)宏觀模型為基礎(chǔ),分析了財政政策與貨幣政策對兩區(qū)域的不同作用以及兩種政策的協(xié)調(diào)與配合。對于我國這樣一個地域廣闊的大國,各地資源稟賦差異很大,可以預(yù)見,除了貨幣政策外,財政政策也可能存在區(qū)域差異效應(yīng)。本文試圖對此做進一步的研究。具體而言,首先建立一個包含政府投資、銀行貸款、價格指數(shù)和東中西三地區(qū)產(chǎn)出等變量在內(nèi)的結(jié)構(gòu)向量自回歸SVAR模型,然后使用1953～2004年間的數(shù)據(jù),通過脈沖響應(yīng)模擬試驗,觀察投資沖擊和貸款沖擊對東中西部產(chǎn)出的影響,分析財政政策與貨幣政策的區(qū)域差異效應(yīng),并對兩種政策效應(yīng)的大小,以及改革前后的變化進行比較。一、svar模型的識別本文采用的是Carlino和DeFina(1998,1999)和Webber(2006)等所用的結(jié)構(gòu)向量自回歸SVAR模型。為了便于說明,假設(shè)系統(tǒng)中僅有兩個變量,滯后期為1,則SVAR模型可表示如下(Enders,2004):式中,yt是平穩(wěn)序列(stationaryseries)。b12和b21為表示y1t和y2t同期關(guān)系的參數(shù),γij是表示yt與滯后yt-1關(guān)系的參數(shù),bij和γij滿足參數(shù)的穩(wěn)定性條件(stabilitycondition)。b10和b20為常數(shù)。ε1t和ε2t是互不相關(guān)的白噪音。顯然,式(1)不是簡約式(reducedform)方程,因為y2t與y1t同期之間有相互作用。但經(jīng)過轉(zhuǎn)化可以把式(1)寫成簡約式,即VAR模型形式:最小二乘法給出了式(2)的漸近一致估計,問題是如何從式(2)的估計值中求解出式(1)的結(jié)構(gòu)誤差項εt,即對SVAR模型進行識別。為此常用的方法是對表示y1t和y2t之間同期關(guān)系的參數(shù)b12和b21加上一些約束條件2,然后利用VAR模型誤差項et的估計值,由式(5)解出εt。在完成了對SVAR模型的識別后,為了計算ετ沖擊對yτ的作用,可把式(2)寫成其移動平均形式:其中,yˉ1t=[a10(1?a22)+a12a20]/??yˉ2t=[a20(1?a11)+a21a10]/???=(1?a11)(1?a22)?a12a21yˉ1t=[a10(1-a22)+a12a20]/??yˉ2t=[a20(1-a11)+a21a10]/???=(1-a11)(1-a22)-a12a21。由式(5)有把式(7)帶入式(6),得到顯然,?i表示εt沖擊對yt+i的影響,即εt的脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF),如?12(0)表示ε2t沖擊對于y1t的作用,?12(1)表示ε2t沖擊對于y1t+1的影響。把各個時期的脈沖響應(yīng)函數(shù)加總,即可得到累積脈沖響應(yīng)函數(shù)。二、資平減指數(shù)的基本概念本文選用貨幣政策、財政政策、東中西三地區(qū)的產(chǎn)出,價格等六個變量建立結(jié)構(gòu)向量自回歸模型,來研究我國政府政策的區(qū)域差異效應(yīng)。為了使用盡可能多的樣本數(shù)據(jù),保證經(jīng)驗結(jié)果的穩(wěn)健性,同時也為了比較改革前后的政策效應(yīng)是否有變化,把樣本時期選為1953～2004年,采用期間的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源是《中國國民收入歷史核算資料1952～1995》、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》各期和Wu(2004)。財政政策用投資變量(INV)來代表,因為投資一直是我國政府推動區(qū)域發(fā)展的一項重要手段。比如,在新中國成立之初,為了消除工業(yè)生產(chǎn)在空間布局上的不合理狀況,中央把全國基本建設(shè)投資的重點放在了中西部。20世紀(jì)70年代中后期,隨著沿海地區(qū)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略的實施,國家投資開始向東部傾斜。近年來,在西部大開發(fā)戰(zhàn)略提出后,國家投入到西部的資金明顯增加,以推動西部地區(qū)的快速發(fā)展。為了消除價格因素的影響,使用投資平減指數(shù)對投資數(shù)據(jù)做了消脹處理3。采用何種變量來代表貨幣政策,一直存在分歧。由于我國的利率缺乏足夠的彈性,不能反映貨幣需求和投資需求,一些研究(如宋旺、鐘正生,2006)使用貨幣供應(yīng)量M2來代表貨幣政策。但由于統(tǒng)計資料中沒有公布20世紀(jì)80年代之前的貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù),因此本文選用銀行貸款(CRE),即統(tǒng)計年鑒中的“全國金融機構(gòu)貸款”作為我國貨幣政策的代表。價格指數(shù)采用的是消費者價格指數(shù)CPI。東中西三地區(qū)的劃分沿用傳統(tǒng)方法:東部包括遼寧、北京、天津、河北、山東、上海、浙江、江蘇、廣東、海南、福建、廣西。中部包括內(nèi)蒙、黑龍江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西。西部包括新疆、甘肅、青海、寧夏、西藏、陜西、四川、重慶、云南、貴州。使用東中西部的人均實際GDP(PCO、PCE、PWE)作為衡量各地區(qū)產(chǎn)出的指標(biāo)。所有變量都取對數(shù),以消除數(shù)據(jù)中可能存在的指數(shù)趨勢。在建立SVAR模型之前,需要檢驗變量的平穩(wěn)性。如果變量是平穩(wěn)的,用變量的水平形式建模。如果是差分平穩(wěn),則要以變量的差分形式建模。由于許多研究(Li,2000;Smyth和Inder,2004;梁琪、藤建州,2006)已表明,我國的宏觀經(jīng)濟變量存在結(jié)構(gòu)變化,因此以下在標(biāo)準(zhǔn)ADF檢驗?zāi)Ｐ椭?Dick和Fuller,1979),分別加入發(fā)生在1966年和1978年的外生性結(jié)構(gòu)變化虛擬變量4,來檢驗各變量的平穩(wěn)性:Δyt=c+rt+βyt-1+δ1Δyt-1+δ2Δyt-2+…+δpΔyt-p+εt(10)Δyt=c+rt+φDT+βyt-1+δ1Δyt-1+δ2Δyt-2+…+δpΔyt-p+εt(11)Δyt=c+rt+θDU+φDT+βyt-1+δ1Δyt-1+δ2Δyt-2+…+δpΔyt-p+εt(12)其中,yt是宏觀變量,Δ表示差分,p為滯后期,c是常數(shù),t為時間趨勢項,γ、β和δ是參數(shù),εt為白噪音。DU和DT表示時刻TB(1966或1978年)發(fā)生在截距項和時間趨勢項的結(jié)構(gòu)變化虛擬變量:若t>TB,DU=1;若t≤TB,DU=0。若t>TB,DT=t-TB;若t≤TB,DT=0。式(10)是標(biāo)準(zhǔn)ADF檢驗?zāi)Ｐ?式(11)中包含了發(fā)生在趨勢項的結(jié)構(gòu)變化,式(12)中同時包含了發(fā)生在趨勢項和截距項的結(jié)構(gòu)變化。檢驗結(jié)果見表1。顯然,六個變量的標(biāo)準(zhǔn)ADF檢驗值都大于其5%水平臨界值,說明標(biāo)準(zhǔn)ADF檢驗不能拒絕這些變量是非平穩(wěn)序列的零假設(shè)。當(dāng)在標(biāo)準(zhǔn)ADF模型中加入發(fā)生在趨勢項和截距項的結(jié)構(gòu)變化虛擬變量后,結(jié)果有所變化,除消費者價格指數(shù)CPI之外,其余五個變量的ADF檢驗值至少在一種情況下顯著,因此認(rèn)為東中西部三地區(qū)的產(chǎn)出、投資、貸款是包含發(fā)生在1966或1978年結(jié)構(gòu)變化的平穩(wěn)序列。對CPI取一階差分,發(fā)現(xiàn)其標(biāo)準(zhǔn)ADF檢驗值為-3.56,在1%邊際水平上顯著5,表明CPI是差分平穩(wěn)序列。三、財政政策與貨幣政策區(qū)域效應(yīng)模型檢驗根據(jù)上文研究,東中西三地區(qū)的產(chǎn)出(PCO、PCE、PWE)、投資(INV)和銀行貸款(CRE)是包含結(jié)構(gòu)變化的平穩(wěn)序列,消費者價格指數(shù)(CPI)是差分平穩(wěn)序列,因此以PCO、PCE、PWE、INV、CRE和ΔCPI為變量建立結(jié)構(gòu)向量自回歸SVAR模型。為了捕捉樣本期間變量的向上趨勢和結(jié)構(gòu)變化,在模型中加入了常數(shù)項、時間趨勢項和結(jié)構(gòu)變化虛擬變量。Ljung-Box的Q檢驗表明兩個滯后期基本可以消除各方程中存在的自相關(guān)問題,所以令模型的滯后期為2。首先用OLS估計以上SVAR模型的簡約式(結(jié)果未列入),然后做以下假設(shè),對SVAR進行識別:沿用Carlino和DeFina(1998,1999)的做法,假設(shè)結(jié)構(gòu)誤差項εt中的元素互不相關(guān),即εt的方差協(xié)方差矩陣是三角陣;由于投資在當(dāng)年可形成GDP的一部分,而當(dāng)年的GDP會影響下一年的投資,假設(shè)投資影響當(dāng)年的產(chǎn)出,產(chǎn)出對投資的反饋作用至少存在一年的時滯;普遍認(rèn)為貨幣政策效應(yīng)存在時滯,與之對應(yīng),假設(shè)銀行貸款和產(chǎn)出之間在同期不存在相互作用;由于實際變量對價格變化的反應(yīng)存在時滯,假設(shè)CPI沖擊在當(dāng)期對其他變量沒有影響;考慮到東中西部經(jīng)濟總量的大小次序依次是東部、中部和西部6,參照Sherwood-Call(1988)和Cromwell(1992)的方法,假設(shè)同期中東部對中西部,以及中部對西部有作用,而中西部對東部及西部對中部沒有影響,即假設(shè)東中西三地區(qū)產(chǎn)出同期之間的關(guān)系矩陣為下三角陣。在完成了模型的識別后,為了探究財政貨幣政策的區(qū)域效應(yīng),讓投資(INV)和銀行貸款(CRE)分別增加10%,計算INV和CRE沖擊對東中西三地區(qū)產(chǎn)出的累積脈沖響應(yīng),結(jié)果見圖1和圖2。從圖1可看出,投資增加10%后,東中西三地區(qū)的產(chǎn)出在當(dāng)年都有明顯的增加,其中東部的人均實際GDP增長4.3%,中部增長3.8%,西部增長2.6%。到第3年,三地區(qū)的累積響應(yīng)達到了最大值,與期初相比,東中西部的人均產(chǎn)出分別增加9.0%、6.8%和4.2%,然后經(jīng)過一個回落,逐漸趨于收斂,最后穩(wěn)定在5.2%,3.5%和1.4%。顯然,不論在短期還是長期,投資沖擊對東部經(jīng)濟增長的推動作用最大,其次是中部,西部最小,表明財政政策存在明顯的區(qū)域差異效應(yīng)。圖2顯示,銀行貸款增加10%后,東中西三地區(qū)的產(chǎn)出在當(dāng)年沒有變化,這反映了貨幣政策的滯后效應(yīng)。從第2年起,三地區(qū)的產(chǎn)出都有所增加。到第3年,三地區(qū)的累積響應(yīng)達到了最大值,與沒有發(fā)生沖擊時相比,東中西部的人均GDP分別增長了8.7%、5.2%和2.5%,說明從短期看,貨幣政策也存在明顯的區(qū)域差異效應(yīng),其中對東部的作用最大,中部次之,西部最小。這與宋旺、鐘正生(2006)等的發(fā)現(xiàn)基本一致。從長期看,東中西三地區(qū)產(chǎn)出的累積響應(yīng)分別穩(wěn)定在4.4%、-0.4%和-3.5%,同樣說明貨幣政策存在明顯的區(qū)域差異效應(yīng)。但銀行貸款沖擊對中西部的長期效應(yīng)為負(fù),卻令人費解,一個可能的解釋是中西部的國企比重高,由于預(yù)算軟約束,這些企業(yè)盲目貸款,擴大生產(chǎn)規(guī)模,這在短期是提高了當(dāng)?shù)氐腉DP,但經(jīng)過一段時期后,由于企業(yè)設(shè)備老化,冗員過多,反而拖累了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展。為了比較財政政策與貨幣政策的區(qū)域效應(yīng),將以上投資沖擊和貸款沖擊的當(dāng)期響應(yīng)、最大值和穩(wěn)態(tài)值列在了表2中。顯然,不論是從短期還是長期看,投資沖擊對東中西三地區(qū)的作用都大于貸款沖擊,說明我國財政政策對各地區(qū)經(jīng)濟增長的推動作用強于貨幣政策。1978年后,我國由計劃經(jīng)濟逐漸轉(zhuǎn)為市場經(jīng)濟,一個有趣的問題,隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變遷,財政政策與貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)是否也發(fā)生了改變?為了回答此問題,使用1978～2004年間的數(shù)據(jù),重新估計模型并計算了東中西三地區(qū)對投資沖擊和貸款沖擊的累積響應(yīng)。圖3和圖4給出了模擬結(jié)果。很明顯,子樣本期間三地區(qū)的脈沖響應(yīng)有比較大的波動,投資和貸款沖擊發(fā)生后,經(jīng)過20年三地區(qū)的累積響應(yīng)還沒有收斂到其穩(wěn)態(tài)。究其原因,這可能是由于模型中各變量在1978～2004年子樣本期間是非平穩(wěn)的所引起的。盡管如此,從圖3和圖4中還可以看出,不論是投資沖擊還是貸款沖擊,都存在區(qū)域差異效應(yīng),其中東部地區(qū)對沖擊的響應(yīng)明顯強于中西部。考慮到子樣本期間變量可能是非平穩(wěn)的,對所有變量都取一階差分,即使用各變量的增長率數(shù)據(jù)7,再進行脈沖模擬,結(jié)果見圖5和圖6。與圖3和圖4相比,圖5和圖6的一個顯著特征是三地區(qū)對投資和貸款沖擊的響應(yīng)很快就收斂了,從而證實子樣本期間變量是差分平穩(wěn)序列8。東中西三地區(qū)對投資沖擊的最大響應(yīng)分別為8.5%、5.7%和5.2%,在長期中穩(wěn)定于6.7%、4.6%和3.7%。與投資沖擊相比,貸款沖擊的作用要小一些,東中西部脈沖響應(yīng)的最大值分別為4.9%、2.3%和3.4%,在穩(wěn)態(tài)時分別為4.1%、0.7%和2.0%。與全樣本時期相比,貸款沖擊對中西部的作用由負(fù)的變?yōu)檎?并且對西部的作用強于中部,說明子樣本期間,貨幣政策對中西部經(jīng)濟發(fā)展的作用更大。為了更清晰地觀察改革前后政府政策區(qū)域效應(yīng)的變化,使用增長率數(shù)據(jù)又估計了1953～1978年期間的模型和脈沖響應(yīng),結(jié)果見表3。同時把1978～2004年間的結(jié)果(見圖5和圖6)也列入表3中,以便于比較。從中可看出,對于東中西三地區(qū)而言,盡管1978年后投資沖擊的當(dāng)期響應(yīng)比改革前的小,但從最大值和穩(wěn)態(tài)值看,1978年后的響應(yīng)都明顯強于改革前9,說明財政政策的區(qū)域效應(yīng)在1978年后有所增強。對于銀行貸款沖擊,從最大響應(yīng)看,1978年前中部的響應(yīng)大于西部,但到1978年后,西部的響應(yīng)超過了中部,從穩(wěn)態(tài)值看,三地區(qū)的響應(yīng)都由改革前的負(fù)值變?yōu)檎?西部的響應(yīng)也超過了中部,表明改革后,隨著市場機制的確立,貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟的作用越來越大。總之,以上研究表明,我國的財政政策與貨幣政策都存在明顯的區(qū)域差異效應(yīng)。投資沖擊和貸款沖擊對東部的作用相對較大,對中西部的影響相對較小。由此可以得出我國的財政貨幣政策是形成地區(qū)差距的一個主要原因的推論,因為政府投資和銀行貸款沖擊使東部地區(qū)產(chǎn)出增加的幅度,即人均GDP的增速相對高于中西部內(nèi)陸地區(qū),從而拉大了東部和內(nèi)陸地區(qū)的差距。其暗含的政策意義是,如果奉行單一的財政貨幣政策,不根據(jù)各地區(qū)的資源稟賦特點,制定差異化的區(qū)域發(fā)展政策,東中西三地區(qū)之間的差距將越來越大,區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的目標(biāo)可能難以實現(xiàn)。1978年后,財政政策與貨幣政策,特別是貨幣政策,對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的作用越來越大,但與財政政策相比,貨幣政策的作用在改革前后