葉龍生 徐志倉 王 偉

(巢湖學(xué)院， 安徽 巢湖 238000）

一、引言

伴隨著進入新時代我國社會主要矛盾轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾的深刻變革，其中本質(zhì)體現(xiàn)為人民需求同社會供給不匹配的發(fā)展不平衡的一個突出表現(xiàn)便在于區(qū)域。 聚焦于經(jīng)濟由高速發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展的經(jīng)濟新常態(tài)時期，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出“東部優(yōu)，中西快，東北穩(wěn)”的發(fā)展態(tài)勢。 宏觀經(jīng)濟發(fā)展盡管在區(qū)域分化上有所收斂，但“四大板塊”間區(qū)域經(jīng)濟增長差距仍較為突出。 刨除資源稟賦及地區(qū)特定的歷史文化環(huán)境制度因素外，這自然要同國家宏觀調(diào)控的兩大主要手段——財政政策和貨幣政策聯(lián)系起來。 顯而易見，當(dāng)下財政分權(quán)體制下地方政府差異化財政政策勢必造成其具有區(qū)域效應(yīng)，而全國性財政政策實施效果也必然由于差異區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境及復(fù)雜政策傳導(dǎo)機制產(chǎn)生區(qū)域不對稱現(xiàn)象。 在“最優(yōu)貨幣區(qū)理論” 所支持的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)差異論及金融結(jié)構(gòu)差異論的理論基礎(chǔ)上，統(tǒng)一性貨幣政策同財政政策均具有區(qū)域效應(yīng)業(yè)已證實（張晶，2006）[1]。具體來說，相同力度的財政貨幣政策對不同區(qū)域經(jīng)濟增長，物價穩(wěn)定等方面政策效果存在差異，甚至正負影響不一。 然而近期以來財政貨幣政策之間的協(xié)調(diào)配合似乎出現(xiàn)諸多弊病，聚焦于財政與金融關(guān)系失衡的理論思辨更是鮮明印證（徐忠，2018）[2]。財政貨幣政策需要合理協(xié)調(diào)（張佳佳，2020）[3]，并確定彼此邊界。 （楊源源和高潔超，2020）對于宏觀經(jīng)濟問題的思考， 要更多地從財政貨幣結(jié)合角度切入，而不是單方面用力[4]。同時注意將研究視角相應(yīng)拓展，將整體的全國層面延申到分塊的區(qū)域?qū)用?，在不同地區(qū)，財政政策和貨幣政策究竟發(fā)揮了多大程度作用，兩者之間是彼此協(xié)調(diào)配合還是相互抑制？ 基于“新常態(tài)”下的“新矛盾”，實證研究財政貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)成為本文研究的邏輯主線。 出于縮小區(qū)域差距，協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展的行文目的對財政貨幣政策的作用發(fā)揮及其協(xié)調(diào)配合在區(qū)域?qū)用嫣岢稣{(diào)整思路。

二、財政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)：理論基礎(chǔ)及文獻評述

（一）區(qū)域效應(yīng)的理論基礎(chǔ)

關(guān)于財政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的最早研究追溯到Scott（1955）分析美國公開市場操作由中心紐約向周邊地區(qū)傳導(dǎo)具有顯著的滯后效應(yīng)。

貨幣政策方面其理論基礎(chǔ)之一源自Mundell（1961）的“最優(yōu)貨幣區(qū)理論”，區(qū)分最優(yōu)貨幣區(qū)邊界主要標準是要素流動性是否存在障礙， 其判定標準也在不斷發(fā)展豐富。 這一動態(tài)特征決定其范圍與國界無關(guān)。 經(jīng)濟同質(zhì)性和區(qū)內(nèi)經(jīng)濟周期一致性一定程度上決定單一貨幣政策合意性[5]。 已有研究表明我國經(jīng)濟發(fā)展具有顯著區(qū)域差異，離“最優(yōu)貨幣區(qū)”差距較大（宋旺，鐘正生，2006），易見我國貨幣政策存在區(qū)域效應(yīng)[6]。 出于對“最優(yōu)貨幣區(qū)理論”理論弱點批判補充， 具有典型凱恩斯主義特征的時代局限性和判定標準之間的內(nèi)生性（祝丹濤，2005）[7]，以新凱恩斯主義關(guān)于貨幣政策區(qū)域性影響的金融結(jié)構(gòu)差異論和貨幣內(nèi)生前提下的后凱恩斯主義觀點更具說服力。

此外， 另一理論基礎(chǔ)是貨幣政策傳導(dǎo)機制理論，以利率和信貸渠道為主、匯率以及資產(chǎn)負債渠道為輔共同決定了貨幣政策效力，主要包括作用力度和時滯兩方面。 從利率渠道來看，產(chǎn)品需求的利率敏感性與不同區(qū)域差異化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)，譬如加拿大制造業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)對貨幣政策變動最敏感（Georgopolos,2009）[8]。 從信貸渠道來看，根植于直接融資體系不完善所造成的非金融企業(yè)存在融資約束、受限于間接融資體系中銀行對國有和民營企業(yè)存在的信貸歧視以及不同區(qū)域直接融資和間接融資比例差異，共同造成了貨幣政策具有區(qū)域效應(yīng)，簡言之，如果一個地區(qū)存在融資難，融資貴的民營企業(yè)規(guī)模越大，貨幣沖擊對該區(qū)域影響較大；匯率渠道則針對開放經(jīng)濟，出口部門的重要與否也在相當(dāng)程度上決定了貨幣政策對該區(qū)域的影響大小。而貨幣政策最終的作用效果則體現(xiàn)在各省的生產(chǎn)總值上。

財政政策方面，理論基礎(chǔ)是財政乘數(shù)理論以及財政政策傳導(dǎo)機制理論。乘數(shù)作為宏觀經(jīng)濟效應(yīng)的概念性工具， 反映財政收支變化對國民收入的影響程度。根本源自于區(qū)域經(jīng)濟差異導(dǎo)致不同地區(qū)存在不同的邊際消費傾向及邊際投資支出傾向，進而導(dǎo)致政府支出、轉(zhuǎn)移支付以及稅收乘數(shù)的不同，最終造成財政政策區(qū)域效應(yīng)并通過財政政策外部傳導(dǎo)機制中特定的財富效應(yīng)、生產(chǎn)效應(yīng)及內(nèi)部需求效應(yīng)表現(xiàn)出來。

無論是財政還是貨幣政策區(qū)域效應(yīng)， 其共有的理論分析框架源自于 “St.Louis 方程”（Andersen 和Jordan，1968）。其主要結(jié)論是相較于財政支出對就業(yè)影響， 貨幣沖擊對名義國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響要大得多。 在貨幣學(xué)派的兩部門簡約化模型的基礎(chǔ)上，出于兩地區(qū)要素自由流動和相同利率水平的前提假設(shè)，張晶（2006）和王蓓（2015）[9]對模型加以演變，分別研究了中國的貨幣政策和財政政策區(qū)域效應(yīng)， 奠定了我國財政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的模型基礎(chǔ)。

（二）相關(guān)文獻評述

關(guān)于財政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究， 我們大體上可以簡單分為三類：第一，單獨研究貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，第二單獨研究財政政策區(qū)域效應(yīng)，第三，兩者結(jié)合研究。

（1）貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究

貨幣政策區(qū)域效應(yīng)指的是貨幣政策效果在空間上的非對稱性。 基于“最優(yōu)貨幣區(qū)理論”，學(xué)者們得到統(tǒng)一結(jié)論：歐元區(qū)內(nèi)統(tǒng)一貨幣政策由于區(qū)域不同質(zhì)和傳導(dǎo)機制差異對歐盟國家存在顯著區(qū)域效應(yīng)（Taylor,1995；Dornbusch,1998）[10-11]。 于則（2006）、蔣益民和陳璋（2009）、彭慧和全智敏（2013）分別采用 VAR 模型和聚類分析法、SVAR、VAR 模型和多元線性回歸證實了我國貨幣政策具有區(qū)域效應(yīng)[13-14]。 在貨幣經(jīng)濟學(xué)理論基礎(chǔ)上，蔣益民和陳璋（2009）對我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生原因歸結(jié)的最為透徹，長期來看根本原因在于區(qū)域生產(chǎn)力水平因素，短期來看是區(qū)域金融結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在起作用。卞志村和楊全年（2010）則從相關(guān)理論、實證模型方法、各國研究現(xiàn)狀及政策建議等展開綜述，認為對于我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究要立足于我國國情基礎(chǔ)上的經(jīng)濟特征分析[15]。

（2）財政政策區(qū)域效應(yīng)研究

由于沒有類似貨幣政策“最優(yōu)貨幣區(qū)理論”的基礎(chǔ)支持，對財政政策區(qū)域效應(yīng)研究起步較晚，國內(nèi)研究也相對匱乏，郭慶旺和賈俊雪（2005）采用面板和時變參數(shù)模型研究了積極財政政策的區(qū)域效應(yīng)，認為其既促進了區(qū)域經(jīng)濟增長， 又擴大了區(qū)域經(jīng)濟差距[16]。靳春平（2007）基于內(nèi)生經(jīng)濟增長理論將東西部視作經(jīng)濟差距較大的兩經(jīng)濟體，構(gòu)建VAR 模型驗證其存在明確的區(qū)域效應(yīng)， 且其對經(jīng)濟發(fā)展水平較低區(qū)域增長效應(yīng)更強，同時短期效應(yīng)也更為明顯[17]。 劉建明，王蓓和吳金光（2012）通過構(gòu)建PVAR 模型表明我國財政政策在不同經(jīng)濟區(qū)域發(fā)揮效果各異， 因此在處理各地區(qū)經(jīng)濟增長和收入分配關(guān)系時， 應(yīng)對政策手段實行差異化動態(tài)綜合使用。 進一步對財政收支政策各自影響收入分配的區(qū)域差異進行實證研究， 作用效果差異明顯，同時不存在東中西部一致性影響，因此應(yīng)該實施差異化財政政策，縮小收入差距（劉建明，王蓓和吳金光，2015）[18-19]。

（3）財政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究

對財政貨幣政策構(gòu)成的政策體系的區(qū)域效應(yīng)，學(xué)者們也進行了相應(yīng)研究。 張晶（2006）采用動態(tài)自回歸分布滯后模型研究表明我國貨幣財政政策具有區(qū)域不對稱效應(yīng)， 且貨幣政策區(qū)域影響差異更加明顯。 而陳安平（2007）通過構(gòu)建SVAR 模型研究表明財政政策相較于貨幣政策而言， 區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)更大，認為為了縮小地區(qū)經(jīng)濟差距，必須改變單一的財政貨幣政策，制定差異化的區(qū)域政策[20]。馬理，巫慧玲和張卓（2013）通過PVAR 模型研究表明財政貨幣政策具有顯著的區(qū)域非對稱效應(yīng)， 且兩者對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響程度同地區(qū)發(fā)達程度反向相關(guān)[21]。

梳理現(xiàn)有文獻， 我們能夠得出如下基本結(jié)論：我國財政貨幣政策具有區(qū)域效應(yīng)成為共識，其形成原因根本在于區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)差異。但實證結(jié)論并不統(tǒng)一，這固然與研究采用的模型方法、樣本時期以及區(qū)域劃分有關(guān)，但區(qū)域政策代理變量選取不當(dāng)是其中一重要原因。 以往研究主要采用利率或全國水平貨幣供應(yīng)量M2 作為統(tǒng)一貨幣政策代理變量，研究結(jié)果有偏，而少數(shù)使用各省年現(xiàn)金投放加總?cè)拷鹑跈C構(gòu)各項存款余額（丁文麗，2006；封思賢、任琇卿和易志高，2011）作為廣義區(qū)域貨幣供應(yīng)量成為省級層面的貨幣政策代理變量（類比貨幣供應(yīng)量之于央行），在目前“新常態(tài)”經(jīng)濟環(huán)境下M2 作為數(shù)量型中介指標有效性遭受質(zhì)疑情形下不能全面衡量特定地區(qū)金融對實體經(jīng)濟反映力度[22-23]。 因此，本文建議使用地區(qū)社會融資規(guī)模作為省級貨幣政策代理變量，其可以準確反映金融體系對特定地區(qū)的資金支持情況以及一個地區(qū)資金配置的能力（盛松成，2014），并重點研究產(chǎn)出作用效應(yīng)[24]。 同時本文采用固定效應(yīng)面板模型設(shè)定能克服傳統(tǒng)VAR方法由于存在多變量及多期滯后造成自由度不足引發(fā)的回歸偏誤以及SVAR 模型約束條件過強的弊端。另外，本文設(shè)定季度為研究頻度，并充分考慮到政策時滯的影響。 遺憾的是，受限于樣本數(shù)據(jù)過少，無法采用變系數(shù)模型對每個省份具體展開探究，在一定程度上忽略了區(qū)域內(nèi)的省際差異不同于以往的三大經(jīng)濟帶、四大板塊以及八大綜合經(jīng)濟區(qū)的分類方式，本文基于財政貨幣政策力度本身進行區(qū)域分組 （在下文交代），所得出的結(jié)論不失一般性的同時仍具有政策含義。

三、變量選取、省級分組及模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)變量的選取

（1）變量選取及數(shù)據(jù)處理

“新常態(tài)”省際層面財政貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟增長和物價穩(wěn)定效應(yīng)及其協(xié)調(diào)配合是本文研究的邏輯主線，出于我國經(jīng)濟自2013 年起進入新常態(tài)以及地區(qū)社會融資規(guī)模數(shù)據(jù)公布的時間和頻度限制， 本文實證采用29 個省份2014:Ⅰ—2018:Ⅰ的當(dāng)季值數(shù)據(jù)①。衡量貨幣政策（M）力度變量是對應(yīng)各省地區(qū)社會融資規(guī)模（SFS），衡量財政政策力度(G)變量是地方公共財政支出(LFE)，財政貨幣政策的目標變量是各省GDP， 相應(yīng)衡量地區(qū)產(chǎn)出效應(yīng)， 所有數(shù)據(jù)均來源于WIND 數(shù)據(jù)庫②。 值得指出的是，由于以上三個變量均存在季節(jié)趨勢， 且地區(qū)社會融資規(guī)模數(shù)據(jù)存在負值，因此實證前，利用X-12 加法模型對各變量相應(yīng)進行季節(jié)調(diào)整。

（2）省際組別劃分

由于區(qū)域劃分存在多種標準和分類方式， 本文不以地域為限， 反而以財政貨幣政策本身作為分組依據(jù)，對在省際組別的劃分上，以樣本期內(nèi)全國社會融資規(guī)模和地方公共一般預(yù)算支出的GDP 占比作為省際分組的基準和依據(jù)， 兩者相應(yīng)衡量金融體系對實體經(jīng)濟的支持以及政府財政政策對實體經(jīng)濟的宏觀調(diào)控力度。 具體做法如下：

將各省份 SFS/GDP（圖 1）和 LFE/GDP（圖 2）與同時期的全國水平進行對比， 并比較17 組時點值中高于或低于全國水平的數(shù)目多少來相應(yīng)劃分入組。分組結(jié)果見表1，共對應(yīng)三種財政貨幣組合，相應(yīng)記為組1（SFS/GDP 低，LFE/GDP 低）、組 2（SFS/GDP 低，LFE/GDP 高）和組 3（SFS/GDP 高，LFE/GDP 高）（組合 SFS/GDP 高，LFE/GDP 低沒有對應(yīng)省份）。 以北京為例，樣本期內(nèi)，僅2017Q2 的SFS/GDP 略低于同時期全國水平， 其他季度均高于同時期全國水平； 也僅有2014Q2、2014Q4、2017Q2、2017Q4 四 個 季 度 LFE/GDP 略低于全國水平， 其他季度均高于同時期全國水平。 因此，將北京歸入組3，其他省份均按此標準進行分組。有必要指出的是，天津的SFS/GDP 共有2014年的 1、3 和 4 季度，2015 年的 1、2 和 4 季 度以 及2016 年的3 和4 計8 個季度高于同時期全國水平，易言之，低于全國水平的時點數(shù)有9 個，盡管按上述標準認為其屬于SFS/GDP 高， 但實際上其與全國水平十分接近。 相同情況還有山西，也暫時認為其屬于SFS/GDP 高組，浙江、寧夏、陜西、新疆四省實際上與全國水平也十分接近， 其低于全國水平時點數(shù)略多，暫時將其歸入SFS/GDP 低組， 在后續(xù)實證環(huán)節(jié)中會將這6 個省份相應(yīng)剔除以驗證實證結(jié)果穩(wěn)健性。

圖1 2014-2018 年17 個季度全國與29 省SFS/GDP 值

圖2 2014-2018 年17 個季度全國與29 省LFE/GDP 值

表1 財政貨幣政策產(chǎn)出作用效率的各省分組結(jié)果

（二）模型設(shè)定及時滯確定

（1）計量模型設(shè)定

出于綜合時間和橫截面數(shù)據(jù)信息、 控制個體異質(zhì)性以及考慮到財政貨幣政策具有時滯和相互交叉影響③，本文計量模型設(shè)定形式如下：

其中， 下標i 表示各省市自治區(qū)，t 表示相應(yīng)季度，y 表示被解釋變量，以GDP 相應(yīng)衡量產(chǎn)出效應(yīng)，G,M 分別表示貨幣變量和財政變量，相應(yīng)用SFS 和LFE衡量，αi表示截距項，βi、χi、δi相應(yīng)表示各解釋變量的系數(shù)矩陣，μit代表復(fù)合誤差項。 按省際組別劃分共3組面板數(shù)據(jù)，下標lm,lg分別表示相應(yīng)貨幣和財政政策的產(chǎn)出時滯，接下來將相應(yīng)進行測算并予以確定。

（2）財政貨幣政策時滯確定

鑒于財政貨幣政策可能存在作用時滯長短差異，在模型回歸前需要對其進行測度以相應(yīng)確定滯后階數(shù)④， 涉及到的變量是樣本期內(nèi)全國公共一般預(yù)算支出(G)、社會融資規(guī)模（SFS）和 GDP 當(dāng)季值以及 CPI環(huán)比，并同樣采用X-12 加法模型季節(jié)調(diào)整保持處理形式一致。 借鑒白戰(zhàn)偉和李樹培（2010）的做法，采取時差相關(guān)系數(shù)實證測度2014—2018 年17 個季度我國財政貨幣政策的產(chǎn)出作用時滯⑤，并借鑒白戰(zhàn)偉，李村培（2010）的做法[25]，見表 2。

表2 財政貨幣政策與GDP 的時差相關(guān)系數(shù)（絕對值）

根據(jù)時差相關(guān)系數(shù)法原理， 財政政策與產(chǎn)出相關(guān)系數(shù)最大為0.819,7，相應(yīng)延遲數(shù)為0，依據(jù)判斷標準表明財政政策產(chǎn)出作用時滯為0， 即模型中l(wèi)g=0；貨幣政策與產(chǎn)出相關(guān)系數(shù)最大為0.460,3， 相應(yīng)延遲數(shù)為1，這表明貨幣政策的產(chǎn)出作用時滯為1，模型中l(wèi)m=1。 模型最終設(shè)定形式如下：

四、財政貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)：實證檢驗及穩(wěn)健性分析

（一）面板單位根檢驗和協(xié)整檢驗

首先對分省別的3 組面板數(shù)據(jù)[GDP SFS LFE]及SFS 的滯后1 期項（LSFS）進行面板單位根檢驗，考慮到3 組面板數(shù)據(jù)均為平衡面板， 主要使用LLC 檢驗（適用于同根）和IPS 檢驗（適用于不同根）進行檢驗（見表 3），結(jié)果表明除組 3 關(guān)于 GDP 的 IPS 檢驗不平穩(wěn)外，基本認定3 組面板數(shù)據(jù)的所有序列均平穩(wěn)。

表3 面板單位根檢驗結(jié)果

基于單位根檢驗結(jié)果，綜合運用stata15 軟件提供的Kao 檢驗和Pedroni 檢驗進行三組面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗，以驗證[GDP、SFS、LFE]是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，見表4，無論Kao 檢驗還是Pedroni 檢驗，大多數(shù)檢驗統(tǒng)計量P 值均拒絕 “不存在協(xié)整關(guān)系” 的原假設(shè)，因此認定 3 組[GDP、SFS、LFE]面板通過協(xié)整檢驗。

（二）變截距固定效應(yīng)估計

在此基礎(chǔ)上， 運用基于面板數(shù)據(jù)的變截距固定效應(yīng)模型估計方法得到表4 所示的回歸估計結(jié)果， 選擇變截距固定效應(yīng)模型即是三組面板數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果⑥，另一方面因為我們選取的樣本性質(zhì)基本是全樣本，固定效應(yīng)模型更為適合。

表 4 3 組[GDP、SFS、LFE]面板協(xié)整檢驗結(jié)果

財政政策和貨幣政策在3 組省份間顯示出不同程度的產(chǎn)出效應(yīng)，通過比較產(chǎn)出效應(yīng)的回歸系數(shù)，第一，3 組面板數(shù)據(jù)的SFS 滯后1 階項系數(shù)僅在組2 顯著為負，貨幣政策在SFS/GDP 低，LFE/GDP 高的省份并未發(fā)揮出促進經(jīng)濟增長的作用，反而抑制；第二，LFE 項系數(shù)均為正， 財政政策發(fā)揮促進經(jīng)濟增長作用，按照系數(shù)大小劃分組別，組1＞組3＞組2，即財政政策在SFS/GDP 和LFE/GDP 雙高雙低組合的省份產(chǎn)出作用效果均優(yōu)于SFS/GDP 低，LFE/GDP 高的省份；第三，交互項系數(shù)僅組2 顯著為正，說明財政貨幣政策在SFS/GDP 低，LFE/GDP 高組合里發(fā)揮相互協(xié)調(diào)配合作用，效果良好。 就組內(nèi)看，無論顯著與否，三組面板數(shù)據(jù)各自的LFE 項系數(shù)均大于SFS 滯后一階項，貨幣政策發(fā)揮產(chǎn)出作用效果不及財政政策。

（三）穩(wěn)健性檢驗

在上述省際分組中， 將由于SFS/GDP 與全國水平較為接近的6 個省份相應(yīng)從各組剔除并歸為組4（SFS/GDP 接近全國水平）后，繼而對4 組面板應(yīng)用變截距固定效應(yīng)模型進行估計，以檢驗?zāi)Ｐ头€(wěn)健性，結(jié)果見表6⑦。

表6 與表5 相比， 各變量系數(shù)符號及顯著性并未發(fā)生變化，除組2 系數(shù)仍表現(xiàn)顯著非負外，貨幣政策在組1 也顯著，但系數(shù)為正，貨幣政策在SFS/GDP和LFE/GDP 雙低省份發(fā)揮促進經(jīng)濟增長作用； 財政政策的產(chǎn)出效應(yīng)系數(shù)在3 組均顯著且有所提升，系數(shù)大小順序仍表現(xiàn)為組1＞組3＞組2， 財政高貨幣低組合效果仍然最差；另外，交互項系數(shù)的表現(xiàn)同未剔除前一致， 財政政策促進經(jīng)濟增長效果仍優(yōu)于貨幣政策。 基本上認為財政貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)通過穩(wěn)健性檢驗。 新加入的SFS/GDP 接近全國水平的組4 檢驗結(jié)果表明貨幣政策對經(jīng)濟增長起到顯著的抑制作用；而財政政策同前3 組一樣，一直對經(jīng)濟增長發(fā)揮顯著促進作用；交互項系數(shù)為正，在SFS/GDP 接近全國水平情形下，財政貨幣能夠協(xié)調(diào)配合。 可以認為模型通過了穩(wěn)健性檢驗。

表5 三組面板數(shù)據(jù)產(chǎn)出效應(yīng)的變截距固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

表6 剔除相關(guān)省份后三組面板數(shù)據(jù)的變截距固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文通過對財政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的理論梳理， 定性上指出區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)差異是導(dǎo)致財政貨幣政策具有區(qū)域效應(yīng)的根本原因。 在以財政貨幣政策力度本身作為區(qū)域分組依據(jù)并考慮到財政貨幣政策時滯的前提下，考慮社會融資規(guī)模和財政支出，利用固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型對財政貨幣政策區(qū)域產(chǎn)出效應(yīng)展開研究，結(jié)果如下：

第一， 本文的實證結(jié)論進一步肯定財政貨幣具有區(qū)域效應(yīng)， 而這種區(qū)域效應(yīng)除源自區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)外，同區(qū)域內(nèi)財政貨幣政策作用力度本身有關(guān)。 本文的區(qū)域分組方式也為后續(xù)涉及省際分組的研究提供了一種新的思路。 比較3 組面板數(shù)據(jù)的產(chǎn)出效應(yīng)，財政政策始終發(fā)揮顯著正向作用， 且在SFS/GDP 和LFE/GDP 雙高雙低組作用更優(yōu)， 貨幣政策似乎并未產(chǎn)生顯著效果，并且在SFS/GDP 低，LFE/GDP 高組發(fā)揮了抑制作用。 這反映出金融有效供給同現(xiàn)階段高質(zhì)量發(fā)展對金融服務(wù)需求之前存在失衡矛盾。 在SFS/GDP 高組，貨幣政策作用也不顯著，其內(nèi)在原因可能涉及到社會融資規(guī)模的“數(shù)量”同合理有效引導(dǎo)資金流向機制不匹配導(dǎo)致。 未來有必要通過對社會融資規(guī)模的組成結(jié)構(gòu)及各部分的產(chǎn)出效應(yīng)進行更細致的研究。

第二，從反映財政貨幣政策協(xié)調(diào)配合的交互項來看，SFS/GDP 和LFE/GDP 雙高雙低組均不顯著，而SFS/GDP 低，LFE/GDP 高組系數(shù)顯著為正，而在彼此協(xié)調(diào)配合。這啟示我們財政貨幣共同發(fā)力過度或不足都不利于財政貨幣政策協(xié)調(diào)配合作用的發(fā)揮。兩者協(xié)調(diào)配合發(fā)揮最大效用有可能存在一個“閾值”。也為處理財政和金融關(guān)系提供了一個新的視角。即以財政貨幣政策協(xié)調(diào)配合作用最大化為目標，，界定邊界，取長補短，使得財政金融各自作用合理發(fā)揮的同時彼此協(xié)同，避免發(fā)生政策“缺位”或“補位”的現(xiàn)象。

據(jù)此提出以下建議：

第一，在存在財政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的前提下，我國政府應(yīng)充分考慮到各區(qū)域的財政貨幣政策配合，調(diào)節(jié)力度，松緊搭配，為區(qū)域經(jīng)濟增長提供合力，而非發(fā)生反方向效用。

第二，對于原有的區(qū)域分組，如東中西分組，東中西， 東北分組來研究財政貨幣政策效力可能有失偏頗， 需從財政貨幣協(xié)調(diào)配合最終效果來進行區(qū)域劃分，超越了原有的地理概念。

本文的研究為區(qū)域效應(yīng)研究的分組提供新的視角，基于總量角度的社會融資規(guī)模較M2 更清晰地解釋了貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，但后續(xù)進一步的研究應(yīng)深入到結(jié)構(gòu)層面，對于財政政策來說，僅考慮支出也是不夠的，也有必要細化到結(jié)構(gòu)以及稅收、轉(zhuǎn)移支付等層面上。 遺憾的是，本文僅定性分析了財政貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生的原因，并未對其進行進一步探究，且囿于數(shù)據(jù)樣本量，無法具體到每個省份，這都是后續(xù)進一步努力的方向。

注釋：

①江蘇和西藏財政支出數(shù)據(jù)缺失嚴重，本文實證采用涉及到的省份是其他29 省，其中，天津2017 年 12 月份和內(nèi)蒙古2014 年3 月份相應(yīng)財政支出累計值未公布，在計算其增加值時相應(yīng)用前后兩月平均值作為線性插值進行計算代替。

②各省社會融資規(guī)模和GDP 僅公布季度累計值，地方公共財政支出僅公布月度累計值,相應(yīng)當(dāng)季值由作者計算整理得到。

③郭曄、賴章福（2011）通過理論模型構(gòu)建指出財政貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟不僅僅獨立作用，還存在特有的相互交叉影響，為本文模型設(shè)定提供支持。

④默認各省財政貨幣政策時滯同全國保持一致。

⑤時差相關(guān)系數(shù)法認為若干個不同延遲數(shù)的時差相關(guān)系數(shù)中絕對值最大的時差是兩個經(jīng)濟時間序列變量之間的時滯。

⑥三組[GDP、SFS、LFE]面板模型的 Sargan-Hansen 統(tǒng)計量分別為 306.698，147.493，128.123,相應(yīng) P 值均為 0，拒絕隨機效應(yīng)原假設(shè)，并且對比其普通標準誤和穩(wěn)健標準誤相差較大，因此應(yīng)采用基于穩(wěn)健標準誤的變截距固定效應(yīng)模型。

⑦剔除相關(guān)省份后，三組[GDP、SFS、LFE]面板模型的Sargan-Hansen 統(tǒng)計量分別為 264.667，65.394，522.665, 3850.228 相應(yīng)P 值均為0，也使用基于穩(wěn)健標準誤的變截距固定效應(yīng)模型。