王成進(jìn)
(十堰市非稅收入管理局,湖北 十堰 442000)
近年來,財(cái)政政策、貨幣政策的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)和區(qū)域效應(yīng)的差異化已為理論分析和實(shí)證研究[1]-[5]所證實(shí)。財(cái)政政策、貨幣政策作為宏觀調(diào)控的兩大手段,在我國(guó)這樣以發(fā)展為主題的發(fā)展中國(guó)家,中央和地方兩個(gè)層面有著不同的政策工具和操作空間。特別是1994年分稅制改革以來,財(cái)力向中央集中,加之近年來財(cái)稅管理制度日趨規(guī)范,地方調(diào)整財(cái)政收入的自主空間不斷減小。與國(guó)家層面掌握貨幣發(fā)行、銀行存貸款基準(zhǔn)利率、存款準(zhǔn)備金率、公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)、信貸總量控制等手段不同的是,地方政府在貨幣政策方面可操作的空間也僅僅剩下通過間接手段“誘使”、“爭(zhēng)取”商業(yè)銀行增加對(duì)本地區(qū)的信貸投放。因而,在區(qū)域?qū)用嫔涎芯控?cái)政政策、貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系應(yīng)重點(diǎn)從財(cái)政支出、銀行信貸兩個(gè)角度加以分析。研究財(cái)政支出、銀行信貸與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系不僅可以揭示在既定財(cái)政政策、貨幣政策的整體基調(diào)下地方政府如何“微觀”、“被動(dòng)”地運(yùn)用相應(yīng)手段促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在機(jī)理,豐富和發(fā)展財(cái)政政策和貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論,還可以為中央和地方政府在促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和區(qū)域平衡方面提供決策依據(jù)。
十堰作為東風(fēng)公司的搖籃,因車而建、因車而興,汽車產(chǎn)業(yè)一業(yè)獨(dú)大、東風(fēng)公司一企獨(dú)大。同時(shí),十堰作為南水北調(diào)中線工程核心水源區(qū)、國(guó)家重要生態(tài)功能區(qū)、限制開發(fā)區(qū)和秦巴生物多樣性保育區(qū),為確保庫區(qū)水質(zhì)安全和國(guó)家生態(tài)安全,與國(guó)內(nèi)其他城市相比,經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式選擇的空間相對(duì)較小。對(duì)其財(cái)政收支、銀行信貸與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的研究對(duì)于“限制開發(fā)區(qū)”的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、探索在堅(jiān)持環(huán)境和環(huán)保高要求的前提下如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展有著重要的現(xiàn)實(shí)意義,這正是本文研究的要義。
財(cái)政收支與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系在理論和實(shí)證上都存在分歧。凱恩斯主義基于乘數(shù)效應(yīng)、菲利普斯曲線、價(jià)格剛性等假設(shè),認(rèn)為財(cái)政支出和稅收的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的效應(yīng);而古典經(jīng)濟(jì)學(xué)和新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)則從財(cái)政政策的擠出效應(yīng)、理性預(yù)期效應(yīng)、“李嘉圖等價(jià)”、財(cái)政政策的非凱恩斯效應(yīng)等出發(fā),認(rèn)為財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)干預(yù)會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響,而且是無效的。Blanchard and Perotti[6]、Perotti[7]、Baxter & King[8]等人的實(shí)證研究得出財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)完全相反的效應(yīng)。國(guó)內(nèi)的實(shí)證研究則多傾向于支持財(cái)政政策是有效的[9][10][11],王文甫[12]的研究證明了我國(guó)財(cái)政政策只具有短期效應(yīng),長(zhǎng)期是中性的。
對(duì)于貨幣政策如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),盡管存在凱恩斯主義學(xué)派和貨幣學(xué)派對(duì)貨幣“中性”與“非中性”之爭(zhēng),但McCandless & Weber[13]對(duì)長(zhǎng)期貨幣關(guān)系的經(jīng)典實(shí)證分析似乎為貨幣“中性”與“非中性”之爭(zhēng)畫上了一個(gè)句號(hào),貨幣長(zhǎng)期“中性”、短期“非中性”已成為貨幣經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的共識(shí)[14],貨幣政策對(duì)實(shí)際產(chǎn)出的影響主要體現(xiàn)在利率渠道上,即貨幣政策主要通過影響短期利率實(shí)現(xiàn)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。但在發(fā)展中國(guó)家,由于信貸配給(credit rationing)[15]的存在,貨幣政策通過銀行信貸渠道影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)在發(fā)展中國(guó)家成為分析貨幣政策影響的主要考量。在國(guó)內(nèi)的實(shí)證研究中,銀行信貸對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響作用已為實(shí)證所證實(shí)[5][16]。
無論財(cái)政、貨幣政策有效論、無效論、“中性論”、“非中性論”,其結(jié)論和政策建議都強(qiáng)烈依存于其前提假設(shè):資源充分利用、充分就業(yè)、價(jià)格剛性、理性預(yù)期等。相關(guān)的實(shí)證研究因其研究樣本的特殊性、樣本區(qū)間的選擇以及不同計(jì)量方法的使用,因而其結(jié)論不具有一般性和普遍的參考意義。我國(guó)作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家,成熟市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中“充分就業(yè)”、“資源充分利用”等假設(shè)不適用,財(cái)政政策、貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響效果已為實(shí)證分析所證實(shí)[12][10][9]。1994年分稅制改革確立了中央與地方關(guān)系的新格局[17]:財(cái)力不斷向中央集中,而中央又以轉(zhuǎn)移支付的形式將財(cái)政資金“返還”給地方。在此過程中,以“項(xiàng)目制”為主要形式的專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付占主導(dǎo)地位,對(duì)于地方政府而言,通過向上爭(zhēng)取各種項(xiàng)目資金,用增加財(cái)政支出的方式促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),其動(dòng)力和空間遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過通過稅收、非稅收入等財(cái)政收入手段調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)。從貨幣政策的角度看,由于貨幣發(fā)行、公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)、存款準(zhǔn)備金率調(diào)整、基準(zhǔn)利率調(diào)整等工具掌握在中央一級(jí),在1994年國(guó)有商業(yè)銀行專業(yè)化改革完成后,地方政府的操作空間被擠壓在通過間接手段誘使商業(yè)銀行增加對(duì)本地區(qū)的信貸投放上,通過借助上級(jí)的項(xiàng)目平臺(tái)、項(xiàng)目資金以及對(duì)土地等核心資源的壟斷權(quán)力,地方層面上更多地呈現(xiàn)為土地、財(cái)政和金融(銀行貸款)相結(jié)合的“三位一體”的發(fā)展模式[18],銀行信貸就成為與財(cái)政支出相伴的地方促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的又一主要手段。
鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性、財(cái)政收支統(tǒng)計(jì)口徑的變動(dòng),以及中部崛起戰(zhàn)略的實(shí)施,本文選擇十堰市2002-2013之間的年度數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象。
財(cái)政收支指標(biāo),本文選擇公共財(cái)政預(yù)算收入作為財(cái)政收入的衡量指標(biāo),記為CZSR,選擇公共財(cái)政預(yù)算支出作為財(cái)政支出的衡量指標(biāo),記為CZZC;經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo),本文分別選取GDP、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)民純收入作為衡量指標(biāo),分別記為GDP、DYCY、DECY、DSCY、CZJMSR、NMSR;銀行存貸款情況分別選擇年度存款余額、貸款余額、中長(zhǎng)期貸款余額、短期貸款余額作為衡量指標(biāo),分別記為CKZE、DKZE、ZCQDK、DQDK。數(shù)據(jù)來源于《十堰統(tǒng)計(jì)年鑒》(2012-2013),計(jì)量軟件使用EVIEWS 6.0。
對(duì)于時(shí)間序列的實(shí)證分析,首先需要檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性,運(yùn)用ADF檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性,結(jié)果各變量都是一階差分平穩(wěn),服從I(1)過程,結(jié)果如表1:
表1 各變量一階差分平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果
1.首先以GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的衡量指標(biāo)檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與財(cái)政收支、銀行信貸之間的關(guān)系。由于各變量都是一階差分平穩(wěn)的,非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)只有在存在協(xié)整關(guān)系的前提下格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果才是有效的。使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)各變量之間的協(xié)整關(guān)系,發(fā)現(xiàn)各變量之間存在協(xié)整關(guān)系,使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)CZZC、ZCQDK、DKZE是GDP的格蘭杰因果原因,為區(qū)別貸款和中長(zhǎng)期貸款對(duì)GDP效果的不同,分別建立如下兩個(gè)三變量VAR模型:
通過對(duì)比(1)和(2)模型的實(shí)證結(jié)果,觀察GDP作為因變量的方程回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)(見表2),滯后一期CZZC、DKZE、ZCQDK都對(duì)GDP產(chǎn)生了正向的影響,其中,財(cái)政支出對(duì)GDP的影響系數(shù)較大,相比較而言,滯后一期的中長(zhǎng)期貸款對(duì)GDP的影響系數(shù)大于貸款總額對(duì)GDP的影響系數(shù)。
表2 GDP作為因變量回歸結(jié)果
通過脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)財(cái)政支出、貸款總額、中長(zhǎng)期貸款的沖擊對(duì)GDP的影響,結(jié)果見下圖:
圖1 模型(1)中CZZC對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖2 模型(1)中DKZE對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng)
圖3 模型(2)中CZZC對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖4 模型(2)中ZCQDK對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng)
在兩個(gè)VAR模型中,財(cái)政支出、貸款總額、中長(zhǎng)期貸款的沖擊都對(duì)GDP產(chǎn)生了持久的正向影響,貸款總額的影響系數(shù)稍大于財(cái)政支出。相對(duì)而言,中長(zhǎng)期貸款的沖擊比貸款總額的沖擊對(duì)GDP的影響相對(duì)穩(wěn)定一些。
再通過方差分解分析檢驗(yàn)財(cái)政支出、貸款總額、中長(zhǎng)期貸款對(duì)GDP預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度,結(jié)果見下圖:
圖5 模型(1)中GDP方差分解 圖6 模型(2)中GDP方差分解
結(jié)果表明,在兩個(gè)模型中,財(cái)政支出對(duì)GDP預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度要顯著大于貸款總額和中長(zhǎng)期貸款,中長(zhǎng)期貸款和貸款總額對(duì)GDP預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)可以忽略不計(jì)。
2.分別檢驗(yàn)第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)與財(cái)政收支、銀行信貸之間的關(guān)系。
(1)對(duì)于第一產(chǎn)業(yè),首先運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)第一產(chǎn)業(yè)與財(cái)政收支、銀行信貸之間存在協(xié)整關(guān)系,由于只有財(cái)政支出、中長(zhǎng)期貸款是第一產(chǎn)業(yè)的格蘭杰因果原因,故建立DYCY、CZZC、ZCQDK三變量的VAR模型,結(jié)果見表3:
表3 DYCY作為因變量回歸結(jié)果
顯然,滯后一期的財(cái)政支出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了顯著的正向效應(yīng),而中長(zhǎng)期貸款對(duì)第一產(chǎn)業(yè)對(duì)的影響非常小。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),來自財(cái)政支出和中長(zhǎng)期貸款都對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了正向影響,三期之后,來自中長(zhǎng)期貸款的沖擊大于來自財(cái)政支出的沖擊(見圖7)。
通過對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的方差分解分析發(fā)現(xiàn)(見圖8),財(cái)政支出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)預(yù)測(cè)殘差貢獻(xiàn)最大,且從第一期開始后逐漸增大,三期之后維持在90%以上;中長(zhǎng)期貸款對(duì)第一產(chǎn)業(yè)預(yù)測(cè)殘差的貢獻(xiàn)從第一期開始迅速下降,到第三期后逐漸下降到10%以下。
圖7 CZZC和ZCQDQ對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖8 DYCY的方差分解
(2)對(duì)于第二產(chǎn)業(yè),首先運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)與財(cái)政收支、銀行信貸之間存在協(xié)整關(guān)系;通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),財(cái)政支出、中長(zhǎng)期貸款是第二產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的格蘭杰因果原因,因而建立第二產(chǎn)業(yè)與財(cái)政支出、貸款總額、中長(zhǎng)期貸款之間的VAR模型,模型檢驗(yàn)結(jié)果見表4:
表4 DECY作為因變量回歸結(jié)果
結(jié)果表明,財(cái)政支出對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了較大的正向影響,而中長(zhǎng)期貸款對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響較小。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析發(fā)現(xiàn),中長(zhǎng)期貸款的沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響波動(dòng)較大,而財(cái)政支出對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響較小,且較為平穩(wěn)(見圖9)。
方差分解分析發(fā)現(xiàn),財(cái)政支出對(duì)第二產(chǎn)業(yè)預(yù)測(cè)殘差的貢獻(xiàn)較大,除了在第一期小于中長(zhǎng)期貸款的貢獻(xiàn)外,在第二期后,其對(duì)第二產(chǎn)業(yè)預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)在90%左右,而中長(zhǎng)期貸款對(duì)第二產(chǎn)業(yè)預(yù)測(cè)殘差的貢獻(xiàn)除了在第一期較大(60%左右)外,在第二期后,基本上穩(wěn)定在10%左右(見圖10)。
圖9 CZZC和ZCQDQ對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖10 DECY的方差分解
(3)對(duì)于第三產(chǎn)業(yè),首先運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)與財(cái)政收支、銀行信貸之間存在協(xié)整關(guān)系,但格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),只有財(cái)政收入和中長(zhǎng)期貸款是第三產(chǎn)業(yè)的格蘭杰因果原因,故建立DSCY與CZZC、ZCQDK三變量VAR模型,模型檢驗(yàn)結(jié)果見表5:
表5 DSYC作為因變量回歸結(jié)果
VAR模型結(jié)果表明,財(cái)政支出對(duì)第三產(chǎn)業(yè)有負(fù)向的影響,而滯后一期的中長(zhǎng)期貸款對(duì)第三產(chǎn)業(yè)有正向的影響,滯后兩期的中長(zhǎng)期貸款對(duì)第三產(chǎn)業(yè)有較小的負(fù)向影響,滯后一期的財(cái)政支出和滯后一期的中長(zhǎng)期貸款對(duì)第三產(chǎn)業(yè)方向相反的影響幾乎可以抵消。
使用脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)分別來自CZZC和ZCQDK的沖擊對(duì)DSCY產(chǎn)生的影響,結(jié)果表明(見圖11、圖12),在前三期,中長(zhǎng)期貸款和財(cái)政支出的沖擊都對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了負(fù)向的影響,但在三期之后,中長(zhǎng)期貸款和財(cái)政支出都對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了正向的影響,相對(duì)而言,中長(zhǎng)期貸款對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的沖擊比財(cái)政支出要大一些。方差分解分析表明,中長(zhǎng)期貸款對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)一直大于財(cái)政支出,在第三期后有約40%左右由中長(zhǎng)期貸款貢獻(xiàn)。
圖11 ZCQDK對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖12 CZZC對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖13 DSCY的方差分解
3.分別檢驗(yàn)居民收入與財(cái)政收支、銀行信貸之間的關(guān)系。
1.檢驗(yàn)城鎮(zhèn)居民可支配收入與財(cái)政收支、銀行信貸之間的關(guān)系。首先運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民可支配收入與財(cái)政收支、銀行信貸之間存在協(xié)整關(guān)系,格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明,財(cái)政支出、貸款總額是城鎮(zhèn)居民可支配收入的格蘭杰因果原因,建立CZJMSR、CZZC、DKZE三變量VAR模型。實(shí)證結(jié)果表明,滯后一期的財(cái)政支出和貸款總額都對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入有較大的正向影響,滯后一期的財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入的影響稍大于滯后一期的貸款總額對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入的影響(見表6)。
表6 CZJMSR、CZZC、DKZE三變量VAR模型結(jié)果
脈沖響應(yīng)函數(shù)分析表明,財(cái)政支出的沖擊對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入產(chǎn)生了持續(xù)顯著的正向影響,而貸款總額的沖擊除第一期對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入產(chǎn)生了負(fù)向影響,在后面各期對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入都產(chǎn)生了正向影響,且影響要大于財(cái)政支出(見圖14、圖15)。對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入的預(yù)測(cè)方差分解分析表明,財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)較大,而貸款總額對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)幾乎為零(見圖16)。
圖14 CZZC對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖15 DKZE對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖16 CZJMSR的方差分解
(2)檢驗(yàn)農(nóng)民純收入與財(cái)政收支、銀行信貸之間的關(guān)系。首先運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)農(nóng)民純收入與財(cái)政收支、銀行信貸之間存在協(xié)整關(guān)系,格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明,財(cái)政支出、貸款總額是農(nóng)民純收入的格蘭杰因果原因,建立NMSR、CZZC、DKZE三變量VAR模型。
結(jié)果表明,滯后一期的貸款總額對(duì)農(nóng)民純收入有較大的正向影響,而滯后一期的財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民純收入的影響很小(見表7)。
表7 NMSR、CZZC、DKZE三變量VAR模型結(jié)果
圖17 CZZC對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖18 DKZE對(duì)沖擊的脈沖響應(yīng) 圖19 NMSR的方差分解
脈沖響應(yīng)函數(shù)分析表明,財(cái)政支出和貸款總額的沖擊都對(duì)農(nóng)民純收入產(chǎn)生了較大的正向影響。除了在第二期,貸款總額的沖擊對(duì)農(nóng)民純收入產(chǎn)生了負(fù)向影響,兩期之后,貸款總額的沖擊對(duì)農(nóng)民純收入的影響要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于財(cái)政支出的沖擊對(duì)農(nóng)民純收入的影響(見圖17、圖18)。
對(duì)NMSR進(jìn)行預(yù)測(cè)方差分解分析表明,貸款總額對(duì)農(nóng)民純收入預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)要遠(yuǎn)大于財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民純收入的貢獻(xiàn)(見圖19)。
本文通過實(shí)證檢驗(yàn)十堰市2002-2013年度數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn):
1.財(cái)政支出、貸款總額、中長(zhǎng)期貸款都對(duì)GDP產(chǎn)生了顯著的正向影響,但財(cái)政支出的影響系數(shù)要大于貸款總額和中長(zhǎng)期貸款,中長(zhǎng)期貸款對(duì)GDP的影響系數(shù)要大于貸款總額。中長(zhǎng)期貸款、貸款總額的沖擊對(duì)GDP的影響要大于財(cái)政支出的沖擊。財(cái)政支出對(duì)GDP預(yù)測(cè)方差有一定的貢獻(xiàn),而貸款總額和中長(zhǎng)期貸款對(duì)GDP的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)幾乎可以忽略不計(jì)。
這表明,財(cái)政支出實(shí)際上已經(jīng)對(duì)GDP產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用,但貸款、特別是中長(zhǎng)期貸款似乎對(duì)GDP影響的潛力更大一些,但銀行信貸對(duì)GDP潛在的促進(jìn)作用并沒有顯現(xiàn)出來。
2.財(cái)政支出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了正向影響,但影響系數(shù)不大,銀行信貸對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的影響系數(shù)幾乎可以忽略不計(jì)。財(cái)政支出和中長(zhǎng)期貸款的沖擊對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生較大的正向影響,其中,中長(zhǎng)期貸款的沖擊影響要大于財(cái)政支出的沖擊影響。財(cái)政支出對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響系數(shù)較大,沖擊響應(yīng)較小,對(duì)第二產(chǎn)業(yè)預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)較大,中長(zhǎng)期貸款對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響系數(shù)較小,沖擊響應(yīng)波動(dòng)較大,對(duì)第二產(chǎn)業(yè)預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)除在第一期較大外,其他時(shí)期較小。財(cái)政支出、中長(zhǎng)期貸款對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了較小、不穩(wěn)定的影響,但相對(duì)財(cái)政支出而言、中長(zhǎng)期貸款對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)更大一些。
這表明財(cái)政支出已經(jīng)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了促進(jìn)作用,盡管這種作用不是很大,但已經(jīng)成為解釋第一產(chǎn)業(yè)變動(dòng)的主要因素,盡管銀行信貸對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的實(shí)際影響非常小,但潛力很大。財(cái)政支出、銀行信貸對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響與十堰的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相吻合,盡管財(cái)政支出、銀行信貸能夠?qū)Φ诙a(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響,但第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展似乎更遵循自身的行業(yè)發(fā)展周期性波動(dòng)規(guī)律,財(cái)政支出、銀行信貸對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響更多地表現(xiàn)為一次性的影響。財(cái)政支出、銀行信貸對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用都很小,但相對(duì)而言銀行信貸對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用要更大一些。
3.財(cái)政支出、貸款總額對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的影響系數(shù)都比較大,但貸款總額的沖擊對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的影響更大一些,財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)較大而貸款總額對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的預(yù)測(cè)方向貢獻(xiàn)幾乎為零。財(cái)政支出對(duì)農(nóng)民純收入的影響系數(shù)較小而貸款總額對(duì)農(nóng)民純收入的影響系數(shù)較大,脈沖響應(yīng)分析也表明貸款總額對(duì)農(nóng)民純收入的沖擊要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于財(cái)政支出,貸款總額對(duì)農(nóng)民純收入的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于財(cái)政支出。
這表明,在提高居民收入水平上,財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民的收入有較大促進(jìn)作用,而對(duì)農(nóng)村居民的作用非常有限;銀行信貸對(duì)城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民的收入增長(zhǎng)都有顯著的促進(jìn)作用,但其潛在的促進(jìn)作用有待進(jìn)一步發(fā)揮。
十堰作為南水北調(diào)中線工程核心水源區(qū)、國(guó)家重要生態(tài)功能區(qū)、限制開發(fā)區(qū)和秦巴生物多樣性保育區(qū),環(huán)境要求高、經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨諸多限制、選擇空間小,同時(shí),經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中汽車產(chǎn)業(yè)一業(yè)獨(dú)大、東風(fēng)公司一企獨(dú)大。在地方層面上,經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展更需要財(cái)政支出政策和銀行信貸政策的針對(duì)性支持。
1.積極爭(zhēng)取中央轉(zhuǎn)移支付,盡可能增加商業(yè)銀行對(duì)本區(qū)域的信貸投放,特別是中長(zhǎng)期貸款的投放。十堰下轄的五縣一市都是國(guó)家級(jí)貧困縣,作為南水北調(diào)中線工程核心水源區(qū),積極爭(zhēng)取中央轉(zhuǎn)移支付才能為財(cái)政支出支持地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)創(chuàng)造出更大的空間。對(duì)比全國(guó)各地區(qū)的銀行存貸比可以發(fā)現(xiàn),地方經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、銀行存貸比越高,而銀行信貸中,中長(zhǎng)期貸款對(duì)地方經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用更大,但十堰目前的銀行存貸比一直在50%左右,遠(yuǎn)低于省內(nèi)如襄陽、宜昌等城市。因而,政府部門通過各種方式為銀企牽線搭橋,增加商業(yè)銀行對(duì)本區(qū)域的信貸、特別是中長(zhǎng)期貸款的投放,充分發(fā)揮銀行信貸對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。
2.繼續(xù)加大財(cái)政支出對(duì)第一、第三產(chǎn)業(yè)的支持力度,引導(dǎo)銀行信貸增加對(duì)第一、第三產(chǎn)業(yè)的支持力度。第一產(chǎn)業(yè)是弱質(zhì)產(chǎn)業(yè),不僅需要財(cái)政支出的持續(xù)支持,更需要銀行信貸的支持,可以通過設(shè)立農(nóng)業(yè)發(fā)展基金對(duì)涉農(nóng)貸款進(jìn)行擔(dān)保、貼息等方式引導(dǎo)商業(yè)銀行增加對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的支持。增加財(cái)政支出對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的支持力度,形成“財(cái)政支出——第三產(chǎn)業(yè)——財(cái)政收入——財(cái)政支出”的良性互動(dòng),通過設(shè)立擔(dān)保基金、完善社會(huì)信用體系建設(shè),為銀行信貸支持第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展做好鋪墊。
3.繼續(xù)發(fā)揮財(cái)政支出對(duì)增加居民收入的促進(jìn)作用,引導(dǎo)銀行信貸向居民傾斜?!耙匀藶楸尽钡陌l(fā)展理念反映在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中最終應(yīng)表現(xiàn)為居民收入水平的不斷提高,近年來政府財(cái)政支出已經(jīng)對(duì)居民收入產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用,但限于政府、特別是地方政府財(cái)力有限,政府部門不僅需要通過財(cái)政支出的手段來增加居民收入,更應(yīng)借助現(xiàn)代金融手段,通過制定優(yōu)惠政策、建立擔(dān)?;?、建立健全個(gè)人征信體系,積極引導(dǎo)銀行增加對(duì)個(gè)人的信貸服務(wù),通過財(cái)政、銀行信貸“雙輪驅(qū)動(dòng)”促進(jìn)個(gè)人收入的增加。
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湖北工業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)2014年5期