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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)間設定為1979-2010年。在變量選取上,可以從金融機構貸款額、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。考慮到數(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)的實際國內生產(chǎn)總值總和的比重為權重,計算得到加權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)定關系。
三、VAR模型及脈沖響應函數(shù)分析
(一)VAR模型估計結果
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)濟結構與宏觀經(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模型估計結果注:估計結果下方的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系。因此本文主要考慮后兩個方程的估計結果。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)脈沖響應函數(shù)及累計脈沖響應函數(shù)的分析結果
在各VAR模型中,分別考慮狹義貨幣供應量(M1)及中央財政支出(CZ)變動在未來10年內對東部、東北部、中部、西部等4大區(qū)域人均GDP實際值、關于貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟效應,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值,而西部則第一年已達到最大累計響應值,分別為0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累計響應值大小來排序,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因果檢驗的結果是吻合的。關于貨幣政策區(qū)域物價效應,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系。而從脈沖響應分析結果來看,四大區(qū)域均在第二年達到響應峰值,分別為2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按響應大小來排序,為“東部>東北部>中部>西部”。雖然貨幣政策區(qū)域價格效應也存在地區(qū)差異性效應,但是其區(qū)域價格效應差異遠遠小于區(qū)域經(jīng)濟效應。從上述脈沖響應分析結果可見,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峰值時間也屬西部是最快的。不僅如此,財政政策累計效應也得到了“西部>中部>東北>東部”的同樣結果??梢娕c貨幣政策類似,財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應的地區(qū)差異性也未隨時間而起大的變化。綜合來看,上述關于貨幣政策、財政政策區(qū)域經(jīng)濟效應的地區(qū)差異性結果,為我們構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。這一結論和格蘭杰檢驗結果具有相互印證性6。關于貨幣政策的時差,在整個區(qū)域貨幣政策實施第一年達到效應峰值,除了西部區(qū)域之外,第二年累計效應達到峰值,第三年開始起效應變?yōu)樨?。財政政策效應在西部第一年、在中部第二年、在東北第三年、在東部第四年達到效應峰值。不難發(fā)現(xiàn),雖然從財政政策效應的大小來看,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;財政政策實施初期主要投入在基礎實施建設上,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、結論
本文利用Granger檢驗、VAR和脈沖響應分析等方法,對中國1979-2010年的財政和貨幣政策的“區(qū)域經(jīng)濟效應”、“區(qū)域物價效應”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單一政策和組合性政策效力的不同,尤其強調組合性政策對相關的產(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)濟結構的惡化。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系,其對區(qū)域物價效應的排序為“東部>東北部>中部>西部”,但是其區(qū)域價格效應差異遠遠小于區(qū)域經(jīng)濟效應。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設施建設和城鎮(zhèn)化建設上,會通過促進生產(chǎn)而導致總供給移動,最終導致了物價下降7。總之,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。應綜合考慮兩個政策在區(qū)域經(jīng)濟效應與區(qū)域物價效應上的地區(qū)差異性,從而構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控效力。
作者:玄相伯 吳詩鋒 單位:北京大學經(jīng)濟學院 北京工業(yè)大學經(jīng)濟管理學阮