貨幣政策財(cái)政政策論文

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一、變量選取及數(shù)據(jù)處理

因?yàn)橹袊?guó)財(cái)政政策對(duì)不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)具有不亞于貨幣政策的影響，故而本文在構(gòu)建VAR模型的時(shí)候，同時(shí)采用了貨幣政策、財(cái)政政策、區(qū)域經(jīng)濟(jì)和區(qū)域物價(jià)水平等四個(gè)變量進(jìn)行分析；并將樣本區(qū)間設(shè)定為1979-2010年。在變量選取上，可以從金融機(jī)構(gòu)貸款額、M0、M1、M2、拆借利率等貨幣政策工具中選取適合中國(guó)的貨幣政策變量?；谥袊?guó)貨幣政策的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)以及數(shù)據(jù)的可得性，選取M1為貨幣政策變量。由于M1數(shù)據(jù)從1990年才開始公布，故而1979年至1989年的相關(guān)數(shù)據(jù)由M0代替。財(cái)政政策變量用中央政府財(cái)政支出增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)表示，并利用HP濾波處理之后得到的周期（Cycle）部分代替。由于貨幣、財(cái)政政策的目標(biāo)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)穩(wěn)定，所以用全國(guó)GDP和商品價(jià)格指數(shù)以及各省市GDP和商品價(jià)格指數(shù)作為貨幣、財(cái)政政策的最終目標(biāo)變量?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，選取1979-2010年的全國(guó)GDP、CPI、商品價(jià)格指數(shù)及M1、中央政府財(cái)政支出、人口數(shù)等全國(guó)年度數(shù)據(jù)；選取各省區(qū)的GDP商品價(jià)格指數(shù)、人口數(shù)等地區(qū)年度數(shù)據(jù)。GDP等樣本數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行如下處理：首先，利用1978年為基年的定基比商品價(jià)格指數(shù)作為物價(jià)指數(shù)，將M1、省區(qū)GDP、中央政府財(cái)政支出變換為實(shí)際值。其中對(duì)區(qū)域GDP數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)并求一階差分，以得到平穩(wěn)序列。為了剔除因人口增長(zhǎng)快慢而扭曲的貨幣政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響，以各省區(qū)的人均GDP作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)2。其次，與大部分研究直接得到各省區(qū)物價(jià)指數(shù)的平均值不同，我們以各個(gè)地區(qū)的實(shí)際生產(chǎn)總值占四大地區(qū)的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值總和的比重為權(quán)重，計(jì)算得到加權(quán)平均后的各省市商品價(jià)格指數(shù)（以商品價(jià)格指數(shù)1978=100為基準(zhǔn)來求實(shí)際值）。這一做法提高了物價(jià)指數(shù)的精確度。最后，對(duì)各變量的實(shí)際值進(jìn)行平穩(wěn)化處理。

二、平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn)及格蘭杰因果關(guān)系

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

利用VAR模型做格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)分析需滿足序列平穩(wěn)性條件，故利用ADF單位根分析檢驗(yàn)各序列的平穩(wěn)性。的單位根檢驗(yàn)表明，財(cái)政政策變量（CZ）、貨幣政策變量、四大地區(qū)物價(jià)變量（SI_PR_DONG、SI_PR_DONGBEI、SI_PR_ZHONG、SI_PR_XI）、以及四大地區(qū)產(chǎn)出變量（SI_GR_DONG、SI_GR_DONGBEI、SI_GR_ZHONG、SI_GR_XI）取自然對(duì)數(shù)后的一階差分值滿足平穩(wěn)性條件，且是一階單整的

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

結(jié)合單位根檢驗(yàn)和各個(gè)變量的圖示，確定協(xié)整分析的常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)；并利用AIC或SC最小準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù)，對(duì)各變量進(jìn)行協(xié)整分析。說明，經(jīng)過對(duì)數(shù)變換后的地區(qū)人均GDP（LNGDP）、物價(jià)水平、貨幣和財(cái)政變量間只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。因此初步判斷貨幣、財(cái)政政策與產(chǎn)出和物價(jià)之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。

三、VAR模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

（一）VAR模型估計(jì)結(jié)果

對(duì)實(shí)證模型的選擇，近似主題的文獻(xiàn)較多采用VAR、SVAR、VECM等模型做實(shí)證分析。雖然這些計(jì)量模型均無法準(zhǔn)確捕捉改革開放后30年中的區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)政策工具的變遷4，但考慮到研究的可行性以及參照同類文獻(xiàn)的做法有利于比較，故本文仍采用VAR模型做實(shí)證分析5。利用VAR（k）模型對(duì)貨幣量（M1）、財(cái)政支出（CZ）分別與東部、東北部、中部、西部等不同區(qū)域的人均GDP及價(jià)格指數(shù)進(jìn)行分析。東部、東北部、中部、西部的不同k值采用AIC或SC最小原則確定，分別為3、1、1、1。表4貨幣量（M1）、財(cái)政支出（CZ）與四大區(qū)域產(chǎn)出及價(jià)格VAR模型估計(jì)結(jié)果注：估計(jì)結(jié)果下方的R-Squared值是單個(gè)方程的擬合優(yōu)度。對(duì)貨幣量（M1）、財(cái)政支出（CZ）與東部人均GDP（SI_GR_DONG）、價(jià)格指數(shù)（SI_PR_DONG）四個(gè)變量之間的VAR（3）模型估計(jì)結(jié)果表明，前二個(gè)方程擬合優(yōu)度稍小為0.72，后兩個(gè)方程的擬合優(yōu)度均在0.8以上，表明模型能較好解釋變量之間的關(guān)系。因此本文主要考慮后兩個(gè)方程的估計(jì)結(jié)果。貨幣量（M1）、財(cái)政支出（CZ）與東北部人均GDP（SI_GR_DONGBEI）、價(jià)格指數(shù)（SI_PR_DONGBEI）四個(gè)變量之間VAR（1）模型估計(jì)結(jié)果表明，除了第四個(gè)方程擬合優(yōu)度為0.73之外，其他三個(gè)方程的擬合優(yōu)度均在0.5以下，表明模型解釋變量之間的關(guān)系比較差。為了分析完整性，對(duì)東北、中部以及西部區(qū)域也進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。貨幣量（M1）、財(cái)政支出（CZ）與中部人均GDP（SI_GR_ZHONG）、價(jià)格指數(shù)（SI_PR_ZHONG）四個(gè)變量之間VAR（1）模型估計(jì)結(jié)果表明，除了第四個(gè)方程擬合優(yōu)度為0.63之外，其他三個(gè)方程的擬合優(yōu)度均在0.37以下，表明模型解釋變量之間的關(guān)系比較差。貨幣量（M1）、財(cái)政支出（CZ）與西部人均GDP（SI_GR_XI）、價(jià)格指數(shù)（SI_PR_XI）四個(gè)變量之間VAR（1）模型估計(jì)結(jié)果表明，除了第四個(gè)個(gè)方程擬合優(yōu)度為0.65之外，其他三個(gè)方程的擬合優(yōu)度均在0.33以下，表明模型解釋變量之間的關(guān)系比較差。不過，VAR模型相對(duì)不那么在意擬合度和系數(shù)的顯著性問題。下面采用脈沖響應(yīng)函數(shù)來描述貨幣政策與財(cái)政政策的沖擊，對(duì)各區(qū)域人均GDP和加權(quán)平均的商品零售價(jià)格指數(shù)造成的動(dòng)態(tài)影響

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)及累計(jì)脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果

在各VAR模型中，分別考慮狹義貨幣供應(yīng)量（M1）及中央財(cái)政支出（CZ）變動(dòng)在未來10年內(nèi)對(duì)東部、東北部、中部、西部等4大區(qū)域人均GDP實(shí)際值、關(guān)于貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，東部、東北部、中部、西部四大區(qū)域在經(jīng)歷貨幣政策沖擊之后，在第一年達(dá)到最大響應(yīng)值，分別為0.020272、0.014757、0.014913、0.001565。從大小來看，“東部>中部>東北部>西部”。從區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)累計(jì)值來看，貨幣政策沖擊產(chǎn)生后，東部、東北部、中部區(qū)域在第二年達(dá)到最大累計(jì)響應(yīng)值，而西部則第一年已達(dá)到最大累計(jì)響應(yīng)值，分別為0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累計(jì)響應(yīng)值大小來排序，也得到了“東部>中部>東北部>西部”的類似排序。可見，貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的地區(qū)差異性并未隨時(shí)間而有大的變化。另外，中國(guó)貨幣政策對(duì)西部區(qū)域幾乎不產(chǎn)生影響。這點(diǎn)和Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果是吻合的。關(guān)于貨幣政策區(qū)域物價(jià)效應(yīng)，之前的Granger因果分析表明，在1%顯著水平下，M1與中國(guó)各個(gè)區(qū)域的物價(jià)之間具有雙向因果關(guān)系。而從脈沖響應(yīng)分析結(jié)果來看，四大區(qū)域均在第二年達(dá)到響應(yīng)峰值，分別為2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按響應(yīng)大小來排序，為“東部>東北部>中部>西部”。雖然貨幣政策區(qū)域價(jià)格效應(yīng)也存在地區(qū)差異性效應(yīng)，但是其區(qū)域價(jià)格效應(yīng)差異遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。從上述脈沖響應(yīng)分析結(jié)果可見，中國(guó)貨幣政策主要影響東部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)和物價(jià)水平，其次為東北和中部區(qū)域，對(duì)西部區(qū)域的影響比較小。有意思的是，中國(guó)財(cái)政政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的大小排序恰好相反，為“西部>中部>東北>東部”。并且財(cái)政政策達(dá)到響應(yīng)峰值時(shí)間也屬西部是最快的。不僅如此，財(cái)政政策累計(jì)效應(yīng)也得到了“西部>中部>東北>東部”的同樣結(jié)果。可見與貨幣政策類似，財(cái)政政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的地區(qū)差異性也未隨時(shí)間而起大的變化。綜合來看，上述關(guān)于貨幣政策、財(cái)政政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的地區(qū)差異性結(jié)果，為我們構(gòu)建合理的且相互補(bǔ)充的財(cái)政、貨幣政策組合提供了許多的可能性。這一結(jié)論和格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果具有相互印證性6。關(guān)于貨幣政策的時(shí)差，在整個(gè)區(qū)域貨幣政策實(shí)施第一年達(dá)到效應(yīng)峰值，除了西部區(qū)域之外，第二年累計(jì)效應(yīng)達(dá)到峰值，第三年開始起效應(yīng)變?yōu)樨?fù)。財(cái)政政策效應(yīng)在西部第一年、在中部第二年、在東北第三年、在東部第四年達(dá)到效應(yīng)峰值。不難發(fā)現(xiàn)，雖然從財(cái)政政策效應(yīng)的大小來看，西部區(qū)域效果最明顯，但其效果保持的時(shí)間較短。這可能與中西部區(qū)域支柱產(chǎn)業(yè)不足、區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)較低、區(qū)域產(chǎn)業(yè)單一等原因有關(guān)；財(cái)政政策實(shí)施初期主要投入在基礎(chǔ)實(shí)施建設(shè)上，因而實(shí)行初期效果較明顯，但因缺乏強(qiáng)有力的產(chǎn)業(yè)支撐，其后續(xù)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的作用有限，導(dǎo)致了其效果保持的時(shí)間較短。因此，截至目前，通過財(cái)政政策尚無法充分彌補(bǔ)因貨幣政策實(shí)施所導(dǎo)致的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。有效發(fā)揮財(cái)政和貨幣政策組合的效力，可能需要更為有力的產(chǎn)業(yè)政策的配合。

四、結(jié)論

本文利用Granger檢驗(yàn)、VAR和脈沖響應(yīng)分析等方法，對(duì)中國(guó)1979-2010年的財(cái)政和貨幣政策的“區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”、“區(qū)域物價(jià)效應(yīng)”進(jìn)行了實(shí)證研究，證實(shí)了中國(guó)貨幣政策、財(cái)政政策具有明顯的地區(qū)差異性。雖然對(duì)中國(guó)貨幣和財(cái)政政策在區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上具有地區(qū)差異性的發(fā)現(xiàn)，與既有研究具有一致性。但本文的分析更強(qiáng)調(diào)單一政策和組合性政策效力的不同，尤其強(qiáng)調(diào)組合性政策對(duì)相關(guān)的產(chǎn)業(yè)配套政策的可能的依賴性。具體而言，貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的大小排序?yàn)椤皷|部>中部>東北部>西部”；財(cái)政政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的排序恰好相反。貨幣政策主要影響東部區(qū)域的發(fā)展，導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大。這可能由貨幣政策實(shí)行之后，資金及生產(chǎn)要素主要流入到區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)強(qiáng)、投資環(huán)境良好、產(chǎn)業(yè)收益率高的東部發(fā)達(dá)區(qū)域所致。與此不同，財(cái)政政策對(duì)中西部落后區(qū)域的影響較大，緩解區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的惡化。但是財(cái)政政策對(duì)中西部區(qū)域的效果大卻短暫，無法提供該區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本性解決方法；故而需要產(chǎn)業(yè)政策等相關(guān)措施的配套實(shí)施。另外，貨幣政策（M1）與各區(qū)域價(jià)格指數(shù)之間存在比較明顯的雙向格蘭杰因果關(guān)系，其對(duì)區(qū)域物價(jià)效應(yīng)的排序?yàn)椤皷|部>東北部>中部>西部”，但是其區(qū)域價(jià)格效應(yīng)差異遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。從Granger檢驗(yàn)看，財(cái)政政策（CZ）與區(qū)域物價(jià)指數(shù)之間不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系。但脈沖分析則表明，財(cái)政政策的實(shí)行會(huì)帶來整個(gè)區(qū)域的物價(jià)下降。這可能是因?yàn)樨?cái)政政策主要投在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和城鎮(zhèn)化建設(shè)上，會(huì)通過促進(jìn)生產(chǎn)而導(dǎo)致總供給移動(dòng)，最終導(dǎo)致了物價(jià)下降7。總之，財(cái)政和貨幣政策的組合可能要比單一的財(cái)政或貨幣政策更為有效。應(yīng)綜合考慮兩個(gè)政策在區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與區(qū)域物價(jià)效應(yīng)上的地區(qū)差異性，從而構(gòu)建合理的且相互補(bǔ)充的財(cái)政、貨幣政策組合。由于財(cái)政政策尚無法完全彌補(bǔ)因貨幣政策實(shí)施所導(dǎo)致的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，故可能需要更為有力的產(chǎn)業(yè)政策的配合，以有效發(fā)揮財(cái)政和貨幣政策組合的調(diào)控效力。

作者：玄相伯 吳詩鋒 單位：北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)阮