王張銘，梁巧轉(zhuǎn)，侯繼磊

(1.西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710049；2.中國銀河證券，北京 100033)

一、 引言及文獻綜述

二十一世紀以來，我國經(jīng)濟得到快速發(fā)展，并經(jīng)歷巨大變化。然而，由于我國區(qū)域稟賦間較大的差異和早期的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略等多種因素，我國的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距越來越大。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入“新常態(tài)”和十八大以來對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型提出的硬性要求，區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型成為中國經(jīng)濟發(fā)展的重大任務(wù)。作為宏觀經(jīng)濟調(diào)節(jié)政策的貨幣政策所產(chǎn)生效果是實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中需要考慮的重要政策因素，而統(tǒng)一性的貨幣政策將產(chǎn)生一定的貨幣政策區(qū)域差異性并將加劇區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差距，這些已在政府和學(xué)術(shù)界達成共識。因此，如何有效地避免貨幣政策所釋放的流動性造成區(qū)域結(jié)構(gòu)矛盾加劇問題，成為貨幣金融研究領(lǐng)域較為熱門的議題。2014年以來，央行所推出的結(jié)構(gòu)性貨幣政策確實在一定程度上緩解了“粗放型”貨幣政策區(qū)域結(jié)構(gòu)效應(yīng)，但結(jié)構(gòu)性貨幣政策畢竟屬于短期性金融措施，無法長期有效地解決問題(侯繼磊，2017)[1]。

回顧貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的相關(guān)理論，可以發(fā)現(xiàn)早在蒙代爾(1961)就提出要素的不完全流動是一個地區(qū)無法建立最優(yōu)貨幣區(qū)的重要因素[2]。國內(nèi)的學(xué)者柯冬梅(2001)、宋旺等(2006)認為蒙代爾(1961)提出的最優(yōu)貨幣區(qū)理論適用于我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的分析[2-4]。Rehman(1997)進一步將最優(yōu)貨幣區(qū)標準擴展為：(1)勞動力和資本等要素的流動性；(2)經(jīng)濟規(guī)模較小，開放程度較高；(3)價格調(diào)整速度較快；(4)商品市場一體化；(5)財政一體化[5]?；谝夭煌耆鲃有耘c我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的理論聯(lián)系，本文將以資本品市場分割指數(shù)與勞動力市場分割指數(shù)作為度量資本勞動要素不完全流動的程度，通過實證檢驗要素市場分割對我國貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)的影響。在“地方分權(quán)”的制度下，地方政府為了實現(xiàn)本地的經(jīng)濟高速增長，往往采取相關(guān)的政策對本地產(chǎn)業(yè)和企業(yè)采取支持性措施，形成對本地經(jīng)濟的保護政策，另外地理、交通等因素使得地方經(jīng)濟聯(lián)系不暢。綜合作用下，我國的要素未能實現(xiàn)充分地跨省流動。在這樣的經(jīng)濟環(huán)境下，采取統(tǒng)一性的貨幣政策之有效性將會受到一定的影響。

國內(nèi)關(guān)于市場分割的研究多數(shù)集中于市場分割對經(jīng)濟增長的影響以及市場分割產(chǎn)生的原因等方面。如陸銘和陳釗(2009)認為地方政府采取政府保護措施雖然加劇了省際經(jīng)濟間的割裂程度，但經(jīng)濟增長卻因地方經(jīng)濟保護政策而受益，他們指出其中的原因是地方政府間存在一定的博弈，地方保護是博弈后的“囚徒困境”[6]。劉小勇(2013)推進了有關(guān)市場分割對經(jīng)濟增長影響的研究[7]。宋冬林等(2014)則將全國劃分區(qū)域研究，對比分析了不同區(qū)域市場分割對經(jīng)濟增長影響的差異性[8]。關(guān)于貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究則主要集中于對貨幣政策區(qū)域非對稱性的驗證和分析貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生的原因等方面。宋旺和鐘正生(2006)使用VAR模型驗證了我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性，并以最優(yōu)貨幣區(qū)理論為理論基礎(chǔ)，通過統(tǒng)計性數(shù)據(jù)分析探究了貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生的原因[4]。劉東坡(2018)使用TVP-SV-SFAVAR模型探究了我國貨幣政策的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，認為貨幣政策不僅會對區(qū)域的總體經(jīng)濟產(chǎn)生差異性的影響，同時對不同區(qū)域三次產(chǎn)業(yè)的作用效果也有所不同[9]。常海濱和徐成賢(2007)認為地區(qū)金融資源外流迫使該地區(qū)金融結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整反過來也會影響金融資源的流動，兩者相互作用是貨幣政策產(chǎn)生區(qū)域差異性的主要原因[10]。卞志村和楊全年(2010)進一步分析提出信貸配給限制了金融資源的跨區(qū)域自由流動[11]。耿識博等(2005)構(gòu)建了區(qū)域間不對稱效應(yīng)模型分析：由于地區(qū)經(jīng)濟的非均質(zhì)性，貨幣政策對不同地區(qū)經(jīng)濟的產(chǎn)出乘數(shù)不盡相同，從而引發(fā)區(qū)域間貨幣政策調(diào)整速度的不同[12]。前述的研究并未將市場分割與貨幣政策區(qū)域效應(yīng)聯(lián)系在一起，直至侯繼磊和周國慶(2017)將市場分割與貨幣政策有效性聯(lián)系在一起，認為市場分割是影響貨幣政策有效性的因素[13]。但其忽略一個重要論點：市場分割是貨幣政策產(chǎn)生區(qū)域效果差異的重要原因之一;并且其另一不足之處在于使用商品市場分割指數(shù)作為度量商品要素等市場分割程度的統(tǒng)一性指標過于武斷，存在一定的非合理性。

本文將基于蒙代爾有關(guān)最優(yōu)貨幣區(qū)理論的重要論點，提出要素市場分割是影響貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效果的重要因素。文章框架安排如下：本節(jié)對研究背景進行了闡述，并對相關(guān)的文獻進行了梳理；第二節(jié)為要素市場分割指數(shù)的測度和對數(shù)據(jù)的處理，以及模型設(shè)定；第三節(jié)從資本、勞動要素市場分割分別進行實證分析，一方面從全國樣本回歸得出要素分割程度對貨幣政策效果的影響，另一方面將全國劃分為東中西三大地區(qū)，進行比較分析要素市場分割影響貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效果的差異性，探索勞動力市場分割、資本品市場分割與貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)之間的關(guān)系；第四節(jié)是結(jié)論總結(jié)。

二、 數(shù)據(jù)變量處理和計量模型的設(shè)定

(一) 資本品市場和勞動力市場分割指數(shù)的測度

在測度方法的選取上，我們沿用趙奇?zhèn)ズ托苄悦?2009)的有關(guān)資本品市場分割和勞動力市場分割指數(shù)的測度方法[14]。在基本指標的選取上：資本市場分割指數(shù)的測度，本文選取了三類固定資產(chǎn)投資品價格指數(shù)，分別是建筑安裝工程、設(shè)備工器具購置和其他費用；勞動力市場分割指數(shù)，則選取了國有單位、集體單位和其他單位三類城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資。在樣本的選取上，我們沿用了以往有關(guān)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究和市場分割測度的研究(如：劉東坡，2018[9]；侯繼磊和周國慶，2017[13])的做法，剔除西藏而僅選取全國30個省份的省際數(shù)據(jù)，具體原因是西藏的統(tǒng)計數(shù)據(jù)失真程度較大。

(二) 變量選擇和模型設(shè)定

1.變量選擇及數(shù)據(jù)來源。本文選取除西藏外的全國30個省(直轄市)的2003年至2015年數(shù)據(jù)作為樣本，使用面板數(shù)據(jù)進行實證研究。在地區(qū)的劃分上，我們按照大多數(shù)文獻所采用的東中西三個區(qū)域的劃分標準。東部地區(qū)省市11個，分別是：北京、福建、廣東、海南、河北、江蘇、遼寧、山東、上海、天津、浙江；中部地區(qū)省市8個，分別為：安徽、河南、湖北、湖南、黑龍江、吉林、江西、山西；西部地區(qū)省市11個重慶、甘肅、廣西、貴州、內(nèi)蒙古、寧夏、青海、陜西、四川、云南、新疆。

被解釋變量：實際產(chǎn)出增長率，以各省GDP指數(shù)數(shù)據(jù)計算出增長數(shù)。解釋變量和控制變量：M2增長率，由廣義貨幣供應(yīng)量M2年度絕對數(shù)計算出增長率；資本品市場分割指數(shù)和勞動力市場分割指數(shù)，對應(yīng)的30個省際市場分割指數(shù)；本文選取了地方政府支出和地方經(jīng)濟開放度作為控制變量，其中財政政策使用地方財政支出年增長率，地方經(jīng)濟開放度使用進出口總額與名義GDP之比。數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和國研數(shù)據(jù)庫。

2.模型設(shè)定。本文使用個體固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型進行回歸，分別分析資本品市場分割程度、勞動力市場分割程度與貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)之間的關(guān)系，故而設(shè)定模型如下：

gdpit=α0+α1mt+α2ksrt+α3mt×ksit+Xt+at+vi+uit

(1)

gdpit=α0+α1mt+α2lsrt+α3mt×lsit+Xt+at+vi+uit

(2)

其中，(1)(2)式分別用于分析資本品市場分割和勞動力市場分割;gdpit為被解釋變量，意為i省t時期的實際GDP增長率，mt為t時期M2增長率，ksit、lsit是資本品和勞動力市場分割指數(shù);mt×ksit、mt×lsit為貨幣政策與分割指數(shù)的交互項;Xt為控制變量：地方經(jīng)濟開放度和地方財政政策;vi和at分別是個體固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)。

依據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論，短期內(nèi)貨幣政策對經(jīng)濟增長將產(chǎn)生一定的影響，當實施寬松的貨幣政策時，當年M2增長率將會增加，此時由于政策刺激作用，就業(yè)得到提升，經(jīng)濟實際產(chǎn)出有所增長。反之，M2增長率下降，實際產(chǎn)出增長率相應(yīng)下降。而地方將因要素市場分割而影響其貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)，即當交互項系數(shù)為負時，意味著要素市場分割將抵消貨幣政策對地方經(jīng)濟的刺激作用。

由于貨幣政策的滯后作用，貨幣政策及市場分割對下一期實際產(chǎn)出增長產(chǎn)生影響，所以取貨幣政策和市場分割變量的滯后一期作為解釋變量，模型設(shè)定如下：

gdpit=α0+α1mt-1+α2ksrt-1+α3mt-1×ksit-1+at+vi+uit

(3)

gdpit=α0+α1mt-1+α2lsrt-1+α3mt-1×lsit-1+at+vi+uit

(4)

三、 市場分割對貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)影響的實證分析

本節(jié)將通過實證分別分析我國資本品市場和勞動力市場分割程度對貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)的影響。

(一) 資本品市場分割程度對貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)的影響

從表1的模型(1)貨幣政策M2系數(shù)為0.138，資本品市場分割指數(shù)系數(shù)為0.296，可知貨幣政策對當期經(jīng)濟產(chǎn)出具有一定的促進作用，資本品市場的分割對經(jīng)濟增長也是有利的，原因分別是：貨幣政策能夠改變市場流動性的供給和價格，從而引導(dǎo)和改變經(jīng)濟中微觀經(jīng)濟主體的投資和消費行為；短期內(nèi)地方政府對本地資本品的輸出限制、對本地資本品市場的保護政策，將增大地方產(chǎn)能，促進本地經(jīng)濟增長。模型(2)加入資本品市場分割指數(shù)和貨幣政策的交互項，實證結(jié)果顯示加入交互項以后貨幣政策與資本品市場分割的系數(shù)皆有所增大，分別為0.291和2.048，而兩者交互項系數(shù)為-8.231。具體分析兩個方面：首先，貨幣政策和資本品市場分割系數(shù)增大的原因是：在提取出兩者交互作用之后，貨幣政策和資本品市場分割對經(jīng)濟的促進作用較大；其次，提取出的交互項系數(shù)為負說明了資本品市場的分割現(xiàn)象即資本的不完全流動不利于貨幣政策效果的發(fā)揮。為了得到更加穩(wěn)健的結(jié)果，模型(3)逐步加入所選取的控制變量財政政策和經(jīng)濟開放度，實證結(jié)果顯示貨幣政策和資本品市場分割指數(shù)的系數(shù)皆有所減少，資本品市場分割指數(shù)對貨幣政策效果的抵消作用也有所減少，分別為0.212、1.437、-6.042。其中，財政支出變量和經(jīng)濟開放度變量的系數(shù)為0.256和0.104，說明了財政支出能夠促進產(chǎn)出的增長，經(jīng)濟開放程度越高對經(jīng)濟增長越有利。

表1 資本品市場分割對貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)的影響：全國樣本

注：1.(1)(2)(3)為當期；(4)(5)(6)為滯后一期。2.RE代表隨機效應(yīng)模型，F(xiàn)E代表固定效應(yīng)模型；個體固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型采用豪斯曼檢驗進行選擇；以下各表同。3.*，**，***分別表示在10%，5%，1%顯著性水平下顯著;以下各表同

由于貨幣政策具有一定的滯后效應(yīng)，因此對當期產(chǎn)出和滯后一階的貨幣政策和滯后一階的資本品市場分割進行回歸。實證結(jié)果顯示，模型(4)(5)(6)各主要解釋變量系數(shù)的變化情況與模型(1)(2)(3)的情形相近。具體地：觀察模型(4)，滯后一階貨幣政策的系數(shù)為0.272，相較于模型(1)貨幣政策系數(shù)要大，說明了貨幣政策的滯后效應(yīng)強于當期效應(yīng)；模型(4)中滯后一階資本品市場分割指數(shù)的系數(shù)為0.192，較模型(1)小且不顯著，說明了地方政府所采取的主動性資本品市場分割對經(jīng)濟增長的作用，短期效應(yīng)更大；模型(5)(6)滯后一階的貨幣政策與資本品市場分割指數(shù)的交互項系數(shù)分別為-7.033和-4.718，其絕對值較模型(2)(3)有所減小，說明資本品市場分割對貨幣政策的抵消作用在滯后一期有所降低。

表2 資本品市場分割對貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)的影響：東中西

注：(7)(8)為東部地區(qū)；(9)(10)為中部地區(qū)；(11)(12)為西部地區(qū)。其中，(8)(10)(12)為滯后一期

表2是筆者分析的重點，針對東中、西、部地區(qū)我們分別呈現(xiàn)出兩類模型設(shè)定的實證結(jié)果：當期主要解釋變量和控制變量回歸；滯后一期的貨幣政策、滯后一期資本品市場分割、兩者交互項及控制變量回歸。

首先，對比分析東、中、西部地區(qū)的當期模型(7)(9)(11)：東部地區(qū)貨幣政策系數(shù)最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小(不顯著)，分別為0.66、0.46、0.11，說明了在提取出資本品市場分割抵消作用后的貨幣政策效果在東部地區(qū)更加有效，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小。資本品市場分割指數(shù)的系數(shù)東部地區(qū)最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小(不顯著)，分別為4.79、2.73、0.59，說明了資本品市場分割對東部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用最大，西部地區(qū)次之。觀察資本品市場分割指數(shù)與貨幣政策交互項系數(shù)，東、中、西部地區(qū)分別為-26.36、-2.42和-16.85，說明了東部地區(qū)資本品市場分割對貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)的抵消作用最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小。東部和西部地區(qū)系數(shù)絕對值之所以較大的具體原因：國家對東部和西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的政策傾向性，促使兩地區(qū)的資本收益率相較于西部地區(qū)而言更具優(yōu)勢(肖亞成和韓曉亮，2011)[15]，由此廠商的利潤能夠得到更大可能性的保障，較大的利潤空間強化了對資本品生產(chǎn)要素的需求，形成東、西部地區(qū)資本形成的動力。加之，西部地區(qū)資源依賴型的經(jīng)濟發(fā)展模式，使得資本對經(jīng)濟增長的貢獻度相對較高，進一步加強其對資本的需求(趙康杰和景普秋，2014)[16]。因此，在寬松的貨幣政策所引致的資本投資機會成本下降和資本投資額大幅增加的情況下，源于東、西部地區(qū)更高額的資本需求，使得東、西部地區(qū)投資額變化幅度更高。進一步地造成東、西部地區(qū)投資額對資本市場分割程度的變動產(chǎn)生更敏感的負向反應(yīng)，即是資本市場分割對貨幣政策產(chǎn)出效果的抵消作用更大。東、西部地區(qū)交互項系數(shù)對比，東部地區(qū)系數(shù)絕對值更大，即東部地區(qū)資本品市場分割對其貨幣政策產(chǎn)出效果的抵消作用更大，其原因顯而易見，東部地區(qū)經(jīng)濟對資本具有更強的吸引力。

其次，對比分析東中、西部地區(qū)的滯后一期模型(8)(10)(12)：滯后一期的貨幣政策對東部地區(qū)產(chǎn)出的效果最高，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小，分別為0.77、0.41、0.28。滯后一期資本品市場分割指數(shù)系數(shù)東部地區(qū)最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小，分別為4.33、2.05、0.29(不顯著)，說明了資本品市場分割對經(jīng)濟增長有利作用具有一定的滯后效應(yīng)和長期效應(yīng)。滯后一期貨幣政策和資本品市場分割指數(shù)交互項系數(shù)絕對值東部地區(qū)最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小，分別為-24.99、-10.73和-1.43。情形與當期模型是一致的，但交互項系數(shù)的絕對值即資本品市場分割對貨幣政策產(chǎn)出效果的抵消作用皆有所減少。

(二) 勞動力市場分割程度對貨幣產(chǎn)出效應(yīng)的影響

表3呈現(xiàn)了基于全國樣本的勞動力市場分割對貨幣政策產(chǎn)出效果的影響。模型(13)是僅將貨幣政策和勞動力市場分割指數(shù)作為解釋變量，回歸結(jié)果顯示勞動力市場分割指數(shù)的系數(shù)為0.030，說明了勞動力市場分割對經(jīng)濟增長具有一定的促進作用，但效果較為微弱。當以滯后一期勞動力市場分割進行回歸時，系數(shù)減小為0.003，并且不顯著，說明了勞動力市場分割對經(jīng)濟增長的促進作用不具有長期效應(yīng)。模型(14)和(17)將貨幣政策與勞動力市場分割指數(shù)的交互項引入模型進行回歸：引入交互項后的模型(14)實證結(jié)果顯示，交互項系數(shù)為0.064，不顯著且與現(xiàn)實相悖；引入交互項后的模型(17)實證結(jié)果顯示，交互項系數(shù)為-0.080，不顯著，與現(xiàn)實意義相符。進一步將控制變量引入模型，當期模型仍不顯著；滯后一期的貨幣政策、勞動力市場分割系數(shù)及交互項系數(shù)皆顯著，分別為0.265、0.068和-0.432。交互項系數(shù)之所以出現(xiàn)上述當期不顯著而滯后一期顯著的情形，是因為當央行向市場釋放流動性時，不同經(jīng)濟部門勞動需求量和工資出現(xiàn)不同程度的變化，勞動市場供需重新配置，而勞動力跨區(qū)域流動具有一定的滯后性。其中，勞動力對市場信息變化反應(yīng)較為遲鈍導(dǎo)致響應(yīng)存在一定遲滯，勞動力重新搜尋工作具有一定的交通和時間成本?？傊瑒趧恿κ袌龇指顚ω泿耪弋a(chǎn)出效應(yīng)產(chǎn)生一定的抵消作用，但存在一定的時滯性。

注：(13)(14)(15)為當期；(16)(17)(18)為滯后一期

對比分析，東、中、西地區(qū)勞動力市場分割對貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)的影響(表4)。與全國樣本面板回歸分析一致，當期東、中、西部模型主要解釋變量系數(shù)皆不顯著，如表4模型(19)(21)(23)。模型(20)(22)(24)分別為滯后一期的貨幣政策和勞動力市場分割指數(shù)東、中、西部地區(qū)回歸結(jié)果，實證結(jié)果顯示：剔除勞動力市場分割對貨幣政策效果的負向效應(yīng)后，擴張性貨幣政策對東部地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出的影響最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小，系數(shù)分別為0.28、0.27、0.21；勞動力市場分割對經(jīng)濟增長的促進作用在東部地區(qū)最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小，系數(shù)分別為0.09、0.06、0.05，但中、西部地區(qū)勞動力市場分割系數(shù)不顯著，本文認為其中的原因是中、西部地區(qū)勞動力市場市場化程度較低，工資變化頻率和幅度都相對較小，導(dǎo)致其與經(jīng)濟增長的相關(guān)性不強。

表4 勞動力市場分割對貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)的影響：東中西

注：(19)(20)為東部地區(qū)；(21)(22)為中部地區(qū)；(23)(24)為西部地區(qū)；(20)(22)(24)為滯后一期

著重對比分析模型(20)(22)(24)中，貨幣政策與勞動力市場分割指數(shù)交互項系數(shù)，東部地區(qū)勞動力市場分割對貨幣政策產(chǎn)出效果的抵消作用最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小，系數(shù)分別為-0.55、-0.31、-0.24，其中，中、西部地區(qū)交互項系數(shù)不顯著。其中的原因在于我國勞動力人口主要流向東部地區(qū)，在采取寬松性的貨幣政策時，市場化程度更高的東部地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)受到了更大的影響，與前述的邏輯一致，勞動力市場存在再配置空間，跨區(qū)域流動性增強，導(dǎo)致東部地區(qū)貨幣政策產(chǎn)出效果對勞動力市場分割指數(shù)變化更加敏感，即是勞動力市場分割對東部地區(qū)貨幣政策效果的抵消作用最大。而中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對較弱，所提供的勞動崗位有限并且工資水平往往相較于東部地區(qū)較低，在擴張性的貨幣政策下，企業(yè)投資規(guī)模擴張對勞動力的再配置效應(yīng)有限，加之東部地區(qū)對中、西部地區(qū)勞動力的虹吸作用導(dǎo)致勞動力多在東部地區(qū)省市間流轉(zhuǎn)，使得勞動力市場分割指數(shù)與貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)的相關(guān)性較差。

四、 結(jié) 論

本文基于我國除西藏以外的30個省際的2003至2015年年度數(shù)據(jù)，使用靜態(tài)面板回歸方法，研究了要素市場分割與我國貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)之間的關(guān)系，主要得到了以下結(jié)論：

第一，資本品市場分割對貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)的影響?；谌珖鴺颖净貧w分析認為資本品市場分割現(xiàn)象即資本的不完全流動不利于貨幣政策效果的發(fā)揮，并且該不利效應(yīng)具有一定的長期效應(yīng)?；跂|、中、西區(qū)域?qū)Ρ刃苑治霭l(fā)現(xiàn)由于資本品需求規(guī)模和收益率的區(qū)域差異性，資本品市場分割對貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)的抵消作用存在一定差異，其中資本規(guī)模和收益更高的東部地區(qū)抵消作用最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小。

第二，勞動力市場分割對貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)的影響?；谌珖鴺颖净貧w分析認為勞動力市場分割現(xiàn)象即勞動力跨區(qū)流動阻滯對貨幣政策有效性的發(fā)揮是不利的。但由于勞動力市場供需再配置和跨區(qū)域流通以及勞動力對市場信息反映的遲滯性等原因，勞動力市場分割對貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)的抵消作用存在一定的時滯性，短期效應(yīng)不明顯。基于東、中、西區(qū)域?qū)Ρ刃苑治觯捎跂|部地區(qū)勞動力市場再配置空間較大、跨區(qū)域流動性較強，使得勞動力市場分割對貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)的抵消作用更大，而中、西部地區(qū)則因勞動力供需波動性較小、工資水平相對較低，使得勞動力市場分割與貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)的相關(guān)性較弱。

總結(jié)來看，由于我國資本和勞動流動的不完全性，造成了資源要素跨區(qū)域配置的非對稱性，進而對我國貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)產(chǎn)生了不利影響。在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)改革的背景下，要素資源的跨區(qū)域配置的非對稱性是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距和貨幣政策產(chǎn)生區(qū)域非對稱效應(yīng)的根源，因此我國應(yīng)促進要素資源均衡性分配及其跨區(qū)域的流通性，進而降低要素市場分割對貨幣政策效果的不利影響。