貨幣政策財政政策論文
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一、變量選取及數(shù)據(jù)處理
因為中國財政政策對不同地區(qū)的經(jīng)濟具有不亞于貨幣政策的影響，故而本文在構(gòu)建VAR模型的時候，同時采用了貨幣政策、財政政策、區(qū)域經(jīng)濟和區(qū)域物價水平等四個變量進行分析；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的貨幣政策變量?；谥袊泿耪叩膶嵺`經(jīng)驗以及數(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。財政政策變量用中央政府財政支出增長率數(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、財政政策的目標為經(jīng)濟增長和物價穩(wěn)定，所以用全國GDP和商品價格指數(shù)以及各省市GDP和商品價格指數(shù)作為貨幣、財政政策的最終目標變量?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，選取1979-2010年的全國GDP、CPI、商品價格指數(shù)及M1、中央政府財政支出、人口數(shù)等全國年度數(shù)據(jù)；選取各省區(qū)的GDP商品價格指數(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《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。對相關(guān)變量進行如下處理：首先，利用1978年為基年的定基比商品價格指數(shù)作為物價指數(shù)，將M1、省區(qū)GDP、中央政府財政支出變換為實際值。其中對區(qū)域GDP數(shù)據(jù)取自然對數(shù)并求一階差分，以得到平穩(wěn)序列。為了剔除因人口增長快慢而扭曲的貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟的影響，以各省區(qū)的人均GDP作為區(qū)域經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)2。其次，與大部分研究直接得到各省區(qū)物價指數(shù)的平均值不同，我們以各個地區(qū)的實際生產(chǎn)總值占四大地區(qū)的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值總和的比重為權(quán)重，計算得到加權(quán)平均后的各省市商品價格指數(shù)（以商品價格指數(shù)1978=100為基準來求實際值）。這一做法提高了物價指數(shù)的精確度。最后，對各變量的實際值進行平穩(wěn)化處理。
二、平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗及格蘭杰因果關(guān)系
（一）平穩(wěn)性檢驗
利用VAR模型做格蘭杰（Granger）因果檢驗以及脈沖響應(yīng)分析需滿足序列平穩(wěn)性條件，故利用ADF單位根分析檢驗各序列的平穩(wěn)性。的單位根檢驗表明，財政政策變量（CZ）、貨幣政策變量、四大地區(qū)物價變量（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
結(jié)合單位根檢驗和各個變量的圖示，確定協(xié)整分析的常數(shù)項和時間趨勢項；并利用AIC或SC最小準則確定最佳滯后階數(shù)，對各變量進行協(xié)整分析。說明，經(jīng)過對數(shù)變換后的地區(qū)人均GDP（LNGDP）、物價水平、貨幣和財政變量間只存在一個協(xié)整關(guān)系。因此初步判斷貨幣、財政政策與產(chǎn)出和物價之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。
三、VAR模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析
（一）VAR模型估計結(jié)果
對實證模型的選擇，近似主題的文獻較多采用VAR、SVAR、VECM等模型做實證分析。雖然這些計量模型均無法準確捕捉改革開放后30年中的區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟政策工具的變遷4，但考慮到研究的可行性以及參照同類文獻的做法有利于比較，故本文仍采用VAR模型做實證分析5。利用VAR（k）模型對貨幣量（M1）、財政支出（CZ）分別與東部、東北部、中部、西部等不同區(qū)域的人均GDP及價格指數(shù)進行分析。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）、財政支出（CZ）與四大區(qū)域產(chǎn)出及價格VAR模型估計結(jié)果注：估計結(jié)果下方的R-Squared值是單個方程的擬合優(yōu)度。對貨幣量（M1）、財政支出（CZ）與東部人均GDP（SI_GR_DONG）、價格指數(shù)（SI_PR_DONG）四個變量之間的VAR（3）模型估計結(jié)果表明，前二個方程擬合優(yōu)度稍小為0.72，后兩個方程的擬合優(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方程的估計結(jié)果。貨幣量（M1）、財政支出（CZ）與東北部人均GDP（SI_GR_DONGBEI）、價格指數(shù)（SI_PR_DONGBEI）四個變量之間VAR（1）模型估計結(jié)果表明，除了第四個方程擬合優(yōu)度為0.73之外，其他三個方程的擬合優(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，對東北、中部以及西部區(qū)域也進行脈沖響應(yīng)分析。貨幣量（M1）、財政支出（CZ）與中部人均GDP（SI_GR_ZHONG）、價格指數(shù)（SI_PR_ZHONG）四個變量之間VAR（1）模型估計結(jié)果表明，除了第四個方程擬合優(yōu)度為0.63之外，其他三個方程的擬合優(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）、財政支出（CZ）與西部人均GDP（SI_GR_XI）、價格指數(shù)（SI_PR_XI）四個變量之間VAR（1）模型估計結(jié)果表明，除了第四個個方程擬合優(yōu)度為0.65之外，其他三個方程的擬合優(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政政策的沖擊，對各區(qū)域人均GDP和加權(quán)平均的商品零售價格指數(shù)造成的動態(tài)影響
（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)及累計脈沖響應(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）及中央財政支出（CZ）變動在未來10年內(nèi)對東部、東北部、中部、西部等4大區(qū)域人均GDP實際值、關(guān)于貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟效應(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)濟效應(yīng)累計值來看，貨幣政策沖擊產(chǎn)生后，東部、東北部、中部區(qū)域在第二年達到最大累計響應(yīng)值，而西部則第一年已達到最大累計響應(yīng)值，分別為0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累計響應(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?？梢?，貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的地區(qū)差異性并未隨時間而有大的變化。另外，中國貨幣政策對西部區(qū)域幾乎不產(chǎn)生影響。這點和Granger因果檢驗的結(jié)果是吻合的。關(guān)于貨幣政策區(qū)域物價效應(yīng)，之前的Granger因果分析表明，在1%顯著水平下，M1與中國各個區(qū)域的物價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)域價格效應(yīng)也存在地區(qū)差異性效應(yīng)，但是其區(qū)域價格效應(yīng)差異遠遠小于區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)。從上述脈沖響應(yīng)分析結(jié)果可見，中國貨幣政策主要影響東部區(qū)域的經(jīng)濟和物價水平，其次為東北和中部區(qū)域，對西部區(qū)域的影響比較小。有意思的是，中國財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的大小排序恰好相反，為“西部>中部>東北>東部”。并且財政政策達到響應(yīng)峰值時間也屬西部是最快的。不僅如此，財政政策累計效應(yīng)也得到了“西部>中部>東北>東部”的同樣結(jié)果?？梢娕c貨幣政策類似，財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的地區(qū)差異性也未隨時間而起大的變化。綜合來看，上述關(guān)于貨幣政策、財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)的地區(qū)差異性結(jié)果，為我們構(gòu)建合理的且相互補充的財政、貨幣政策組合提供了許多的可能性。這一結(jié)論和格蘭杰檢驗結(jié)果具有相互印證性6。關(guān)于貨幣政策的時差，在整個區(qū)域貨幣政策實施第一年達到效應(yīng)峰值，除了西部區(qū)域之外，第二年累計效應(yīng)達到峰值，第三年開始起效應(yīng)變?yōu)樨?。財政政策效?yīng)在西部第一年、在中部第二年、在東北第三年、在東部第四年達到效應(yīng)峰值。不難發(fā)現(xiàn)，雖然從財政政策效應(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)域競爭優(yōu)勢較低、區(qū)域產(chǎn)業(yè)單一等原因有關(guān)；財政政策實施初期主要投入在基礎(chǔ)實施建設(shè)上，因而實行初期效果較明顯，但因缺乏強有力的產(chǎn)業(yè)支撐，其后續(xù)拉動經(jīng)濟的作用有限，導(dǎo)致了其效果保持的時間較短。因此，截至目前，通過財政政策尚無法充分彌補因貨幣政策實施所導(dǎo)致的區(qū)域經(jīng)濟差距。有效發(fā)揮財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、VAR和脈沖響應(yīng)分析等方法，對中國1979-2010年的財政和貨幣政策的“區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)”、“區(qū)域物價效應(yīng)”進行了實證研究，證實了中國貨幣政策、財政政策具有明顯的地區(qū)差異性。雖然對中國貨幣和財政政策在區(qū)域經(jīng)濟效應(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。但本文的分析更強調(diào)單一政策和組合性政策效力的不同，尤其強調(diào)組合性政策對相關(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)濟效應(yīng)的大小排序為“東部>中部>東北部>西部”；財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應(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)濟差距的擴大。這可能由貨幣政策實行之后，資金及生產(chǎn)要素主要流入到區(qū)域競爭優(yōu)勢強、投資環(huán)境良好、產(chǎn)業(yè)收益率高的東部發(fā)達區(qū)域所致。與此不同，財政政策對中西部落后區(qū)域的影響較大，緩解區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的惡化。但是財政政策對中西部區(qū)域的效果大卻短暫，無法提供該區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的根本性解決方法；故而需要產(chǎn)業(yè)政策等相關(guān)措施的配套實施。另外，貨幣政策（M1）與各區(qū)域價格指數(shù)之間存在比較明顯的雙向格蘭杰因果關(guān)系，其對區(qū)域物價效應(yīng)的排序為“東部>東北部>中部>西部”，但是其區(qū)域價格效應(yīng)差異遠遠小于區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)。從Granger檢驗看，財政政策（CZ）與區(qū)域物價指數(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，財政政策的實行會帶來整個區(qū)域的物價下降。這可能是因為財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，會通過促進生產(chǎn)而導(dǎo)致總供給移動，最終導(dǎo)致了物價下降7?？傊?，財政和貨幣政策的組合可能要比單一的財政或貨幣政策更為有效。應(yīng)綜合考慮兩個政策在區(qū)域經(jīng)濟效應(yīng)與區(qū)域物價效應(yīng)上的地區(qū)差異性，從而構(gòu)建合理的且相互補充的財政、貨幣政策組合。由于財政政策尚無法完全彌補因貨幣政策實施所導(dǎo)致的區(qū)域經(jīng)濟差距，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)濟學(xué)院 北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)阮