The Comparative Study on the Regional Effect of Monetary
　　Policy and Fiscal Policy in China
　　——Based on the Panel Data from 1985 to 2010
　　LI Jing ZHAO Banghong
　�。–ollege of Economics and Trade of Agricultural University of Heibei， Baoding Hebei 071000）
　　Abstract：Using the panel data of 31 provinces， cities and autonomous regions in China from 1985 to 2010， adopting panel co-integration test and fixed effect variable coefficient model， the paper empirically studies the difference of regional effect of monetary policy and fiscal policy. The results show that the effect of monetary policy and fiscal policy in the eastern area is the most obvious， while the effect of collocation of monetary policy and fiscal policy is best in the western region， and monetary policy has a greater output effect and more apparent regional effect. The paper proposes to explore regional monetary policy operation， optimize the government spending structure and strengthen policy coordination effect according to practical situation.
　　Keywords： monetary policy； fiscal policy； regional effect； panel data

　　有關(guān)統(tǒng)計(jì)表明，改革開放以來，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）年均增長高達(dá)9%，但20世紀(jì)90年代以來，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異不斷增大等狀況已成為不爭的事實(shí)，并日益成為制約我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要因素之一。實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)遞增的同時縮小區(qū)域間經(jīng)濟(jì)差距，一直是學(xué)界和實(shí)務(wù)界研究的重要課題。

　　摘要：本文利用1985年至2010年我國31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，采用面板協(xié)整檢驗(yàn)和固定效應(yīng)變系數(shù)模型實(shí)證研究我國貨幣政策與財(cái)政政策區(qū)域效應(yīng)的差別，結(jié)果表明：貨幣政策和財(cái)政政策在東部地區(qū)效應(yīng)最明顯，貨幣政策與財(cái)政政策的搭配效果在西部地區(qū)表現(xiàn)最佳，貨幣政策有更大的產(chǎn)出效應(yīng)，且區(qū)域效應(yīng)更明顯。建議探索貨幣政策區(qū)域化操作、優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)、因地制宜加強(qiáng)政策協(xié)同效應(yīng)。

　　關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)法論文范文,貨幣政策,財(cái)政政策,區(qū)域效應(yīng),面板數(shù)據(jù)

　　一、引言

　　作為國家重要的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，貨幣政策和財(cái)政政策在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會穩(wěn)定中發(fā)揮重要作用。然而我國的宏觀經(jīng)濟(jì)政策都是基于總量角度進(jìn)行調(diào)節(jié)，可能忽略我國不同地區(qū)由于一些非同質(zhì)因素所造成的政策反應(yīng)差異，導(dǎo)致政策空間非對稱性，抑制政策有效性。因此研究貨幣政策和財(cái)政政策的區(qū)域效應(yīng)，比較不同地區(qū)生產(chǎn)總值對貨幣政策和財(cái)政政策的敏感系數(shù)，探討不同地區(qū)對不同政策的需求差異，不僅關(guān)系到對宏觀經(jīng)濟(jì)政策的正確評價，而且對于今后我國政府運(yùn)用宏觀經(jīng)濟(jì)政策縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異具有重要現(xiàn)實(shí)意義。鑒于此，本文利用1985至2010年我國31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，就財(cái)政政策和貨幣政策對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)差異作定量比較，以期揭示貨幣政策和財(cái)政政策在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的表現(xiàn)。

　　二、文獻(xiàn)綜述與理論基礎(chǔ)

　�。ㄒ唬┪墨I(xiàn)綜述

　　國內(nèi)外關(guān)于貨幣政策和財(cái)政政策區(qū)域效應(yīng)的研究主要有以下三個角度。第一，關(guān)于貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究，主要分兩個方向，一是國內(nèi)統(tǒng)一貨幣政策是否會對不同區(qū)域產(chǎn)生不同影響，例如Carlino等（1999）、Georgopoulos（2001）、Arnold等（2002）、Owyang等（2004）、劉玄等（2006）、孔丹鳳等（2007）、蔣益民等（2009）、李寶仁等（2011）；二是統(tǒng)一的貨幣政策是否會對不同國家產(chǎn)生不同效應(yīng)，例如，Mundell（1961）、Taylor（1995）、Kashyap等（1997）、Dornbusch等（1998）、Webber等（2006）、Guiso等（1999）、丁文麗等（2004）、賈卓鵬等（2004）。第二，關(guān)于財(cái)政政策區(qū)域效應(yīng)的研究，例如Tian（1999）、Wei（2000）、胡武賢（2001）、Demurger等（2002）、Lu等（2002）、郭慶旺等（2005）、陳志勇（2005）、肖育才（2010）、董秀良等（2011）。第三，關(guān)于財(cái)政政策和貨幣政策效應(yīng)區(qū)域比較研究，例如Scott（1955）、Friedman等（1963）、Anderson等（1968）、Cohen等（1977）、Garrison等（1979）、Shan（2002）、DixitLambrtini（2003）、Causen等（2005）。而且由于研究方法和數(shù)據(jù)選擇等方面存在較大差異，結(jié)論有所不同：張晶（2006）發(fā)現(xiàn)我國貨幣、財(cái)政政策存在區(qū)域不對稱效應(yīng)，特別是貨幣政策具有更顯著的區(qū)域不對稱效應(yīng)；而陳安平（2007）發(fā)現(xiàn)財(cái)政政策對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用更大�？傮w來看，國內(nèi)在財(cái)政政策和貨幣政策區(qū)域效應(yīng)實(shí)證比較研究方面，一直沒有給予足夠重視，從而也提出了開展此項(xiàng)研究的必要性。

　�。ǘ�）理論基礎(chǔ)

　　貨幣政策作為促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的重要工具，降低了財(cái)政政策可能帶來的“擠出效應(yīng)”，其效應(yīng)分為貨幣觀點(diǎn)（利率渠道）以及信貸觀點(diǎn)（信貸渠道）。在我國，銀行貸款對大多數(shù)企業(yè)具有不可替代性，同時對于大部分銀行而言存款負(fù)債具有不可替代性，而且由于利率非市場化，我國貨幣政策主要傳導(dǎo)為信貸渠道，并很可能表現(xiàn)為信貸配給（郭曄，2011）。具體地，貨幣政策首先主要由信貸渠道影響資金供給，然后在資本轉(zhuǎn)化機(jī)制作用下影響區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)。但是，名義上公平統(tǒng)一的貨幣政策可能導(dǎo)致實(shí)際地區(qū)的不公平（范祚軍，2007）：第一，統(tǒng)一的存款準(zhǔn)備金客觀上加劇落后地區(qū)資金匱乏狀況，使之難以擺脫經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“低水平均衡陷阱”。第二，統(tǒng)一的官方利率事實(shí)上形成雙軌利率格局，發(fā)達(dá)地區(qū)實(shí)際利率基本市場化，而落后地區(qū)仍為官方利率，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)資金有向發(fā)達(dá)地區(qū)流動的沖動。第三，中央銀行再貸款實(shí)行總行對總行形式，商業(yè)銀行總行受經(jīng)濟(jì)利益驅(qū)動，減少欠發(fā)達(dá)地區(qū)資金運(yùn)用。

　　財(cái)政政策主要通過政府支出和稅收政策促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)。一般在發(fā)展中國家財(cái)政支出更為重要，一是由于稅收的產(chǎn)出效應(yīng)和替代效應(yīng)可能相互抵消，二是發(fā)展中國家稅收效應(yīng)可能由于稅制結(jié)構(gòu)功能缺位不甚明顯。具體地，政府財(cái)政支出主要有四種效應(yīng)（郭曄，2011）：一是財(cái)富效應(yīng)，即政府向公眾發(fā)行債券且為非李嘉圖制度時，公眾增加當(dāng)前消費(fèi)影響產(chǎn)出；二是生產(chǎn)效應(yīng)，一方面財(cái)政支出對基礎(chǔ)設(shè)施的投資作為生產(chǎn)函數(shù)中生產(chǎn)要素影響產(chǎn)出，另一方面由于基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善提高私人資本收益率，促進(jìn)私人投資，最終影響產(chǎn)出；三是內(nèi)部需求效應(yīng)，即基礎(chǔ)設(shè)施投資降低交易成本刺激需求，同時政府采購直接影響總需求，最終影響產(chǎn)出；四是研發(fā)效應(yīng)，即由內(nèi)生增長理論，財(cái)政政策作用于技術(shù)進(jìn)步等內(nèi)生變量影響經(jīng)濟(jì)增長。我國優(yōu)先發(fā)展東部經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略使中西部投資不足，同時財(cái)政支出結(jié)構(gòu)不合理和使用效率較低使財(cái)政非均衡的區(qū)域影響更加明顯。

　　基于以上理論，本文實(shí)證部分將分別以銀行信貸和財(cái)政支出為代表分析貨幣政策和財(cái)政政策的區(qū)域效應(yīng)。

　　三、數(shù)據(jù)變量的選取和計(jì)量模型的設(shè)定

　�。ㄒ唬�數(shù)據(jù)變量的選取

　　由于四川省1985年之前的數(shù)據(jù)難以獲得，實(shí)證樣本選擇1985-2010年東部地區(qū)11個省市、中部地區(qū)8個省和西部地區(qū)12個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》（1949-2008），以及各省市自治區(qū)2010年和2011年統(tǒng)計(jì)公報，操作軟件為Eviews6.0。具體說明如下：第一，地區(qū)的選擇。參照目前多數(shù)文獻(xiàn)的分類標(biāo)準(zhǔn)，東部地區(qū)包括11個省市1，中部地區(qū)包括8個省2，西部地區(qū)包括12個省市自治區(qū)3。

　　第二，變量的設(shè)置。本文用“地區(qū)生產(chǎn)總值”作為被解釋變量，用“銀行信貸”作為解釋變量以反映貨幣政策的狀況，“財(cái)政支出”作為另一解釋變量以反映財(cái)政政策的狀況。為剔除通貨膨脹影響，模型中所有變量都以消費(fèi)價格定基指數(shù)（1978年=100）折算成真實(shí)值；為反映變量間彈性關(guān)系，所有變量均取對數(shù)值。

　�。ǘ�）計(jì)量模型的設(shè)定

　　面板數(shù)據(jù)模型同時利用時間和橫截面數(shù)據(jù)信息，反映不同時間和單元特性，明顯擴(kuò)大樣本量，減少多重共線性可能，對于固定效應(yīng)模型能夠得到一致甚至有效的參數(shù)估計(jì)量，因而本文借助此模型考察區(qū)域經(jīng)濟(jì)是否會對貨幣政策和財(cái)政政策產(chǎn)生不同敏感性。

　　基于以上分析，建立如下模型：

　　1ngdpit=αi+βi1nbcit+χi1nfeit+μiti=1，2，...，31t=1，2，...，26（1）

　　其中，下標(biāo)i表示各省市自治區(qū)，t表示年份；1ngdpit、1nbc和1nfeit表示取對數(shù)后的地區(qū)生產(chǎn)總值、銀行信貸和財(cái)政支出；αi表示截距項(xiàng)，βi、χi分別表示各個解釋變量的系數(shù)，μit為誤差項(xiàng)。

　　更進(jìn)一步，由于貨幣政策與財(cái)政政策的時滯，為了防止出現(xiàn)設(shè)定偏誤，在基本計(jì)量模型中解釋變量均使用滯后一期項(xiàng)，同時動態(tài)面板模型優(yōu)點(diǎn)還在于允許解釋變量不是嚴(yán)格外生的（Roodman，2006）。另外，郭曄（2011）提出的區(qū)域簡約化模型發(fā)現(xiàn)貨幣政策和財(cái)政政策對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的作用是相互交叉形成的，故此在基本計(jì)量模型中加入交叉項(xiàng)。綜上，修正后的計(jì)量模型如下：

　　1ngdpit=αi+βi1nbcit-1+χi1nfeit-1+δi1nbcit-1×1nfeit-1+μit（2）

　　其中，1nbcit-1和1nfeit-1分別表示銀行貸款和財(cái)政支出的一階滯后項(xiàng)；1nbcit-1×1nfeit-1表示其交叉項(xiàng)，反映貨幣、財(cái)政政策的相互作用。

　　四、實(shí)證檢驗(yàn)

　�。ㄒ唬﹩挝桓�和協(xié)整檢驗(yàn)

　　首先運(yùn)用Eviews6.0軟件分別對面板數(shù)據(jù)的1ngdp、1nbc和1nfe序列予以單位根檢，判斷這些序列的平穩(wěn)性，避免偽回歸。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)分為兩類：相同單位根過程下的檢驗(yàn)和不同單位根過程下的檢驗(yàn)�？紤]到各省存在非勻質(zhì)性，本文對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行異質(zhì)單位根檢驗(yàn)。IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)用于不同單位根過程下的檢驗(yàn)。表1表明所有序列均為一階單整序列，即I（1）序列。

　　基于單位根檢驗(yàn)，為驗(yàn)證地區(qū)生產(chǎn)總值、銀行信貸和財(cái)政支出是否有長期穩(wěn)定關(guān)系，利用建立在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)。表2表明三者間有比較穩(wěn)定的長期關(guān)系。

　　（二）變系數(shù)固定效應(yīng)模型估計(jì)

　　以自身效應(yīng)為條件推論時應(yīng)使用固定效應(yīng)模型；以樣本推論總體效應(yīng)時采用隨機(jī)效應(yīng)模型。本文研究區(qū)域差異，樣本性質(zhì)基本是全樣本，故采用固定效應(yīng)模型。

　　通過計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量可以確定采取變截距模型還是變系數(shù)模型：如果F2大于臨界值，則選用面板數(shù)據(jù)模型，反之選用混合數(shù)據(jù)模型；如果F2大于臨界值，且F1大于臨界值，選用變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，反之選用變截距面板數(shù)據(jù)模型。

　　F■=（S■-S■）/（N-1）（k+1）/S■/NT-N（k+1）（3）

　　F■=（S■-S■）/（N-1）（k+1）/S■/NT-N（k+1）（4）

　　其中，S■，S■，S■分別為變系數(shù)模型、變截距模型和混合數(shù)據(jù)模型的殘差平方和。計(jì)算得S■=3.970089；S■=9.577738；S■=43.31252，運(yùn)用公式得F■=10.217612，F(xiàn)■=64.51694，均大于其相應(yīng)臨界值，拒絕原假設(shè)，選用變系數(shù)模型。

　　綜上，選用變系數(shù)固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表3所示。

　�。ㄈ�）實(shí)證結(jié)果分析

　　綜合表3發(fā)現(xiàn)，三個地區(qū)參數(shù)大部分顯著（10%的水平上），雖然部分省區(qū)未通過檢驗(yàn)，但由系統(tǒng)論可知，只要各種因素按一個標(biāo)準(zhǔn)放到一個系統(tǒng)里并按同一個技術(shù)處理方法去考察，其差異性比較是可信的。通過比較，各地區(qū)彈性系數(shù)的大小和符號差異較大，可見貨幣政策和財(cái)政政策都表現(xiàn)出不同的區(qū)域效應(yīng)，具體結(jié)果如下：

　　第一，東部地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸的彈性系數(shù)介于0.2931（廣東）和1.5909（福建）之間，彈性系數(shù)均值為0.9389，表明東部地區(qū)銀行信貸每增加1%，地區(qū)生產(chǎn)總值平均增加0.93%；中部地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸的彈性系數(shù)介于0.2619（山西）和1.1003（黑龍江）之間，彈性系數(shù)均值為0.5888；西部地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸的彈性介于0.1854（陜西）和0.9020（四川）之間，彈性系數(shù)均值為0.5354；各地區(qū)通過檢驗(yàn)的彈性系數(shù)均為正。綜上，各地區(qū)的銀行信貸都對地區(qū)生產(chǎn)總值有正效應(yīng)，并且東部地區(qū)的貨幣政策效應(yīng)最明顯，中部次之，西部最弱�？赡艿脑�因是：我國貨幣政策的主要傳導(dǎo)機(jī)制是信貸渠道，銀行間接融資最為重要，東部地區(qū)金融體系相對較健全，銀行集中度最高，是各商業(yè)銀行總行所在地，信貸傳導(dǎo)機(jī)制最為順暢，并且銀行商業(yè)性金融供給大于政策性金融供給，其逐利本質(zhì)使金融制度非均衡發(fā)展成為必然。

　　第二，東部地區(qū)生產(chǎn)總值對政府支出的彈性系數(shù)介于0.6174（上海）和1.5565（廣東）之間，彈性系數(shù)均值為0.6551；中部地區(qū)生產(chǎn)總值對政府支出的彈性系數(shù)介于1.1235（湖北）和1.4322（黑龍江）之間，彈性系數(shù)均值為0.1544；西部地區(qū)生產(chǎn)總值對政府支出的彈性系數(shù)介于0.5328（云南）和0.8216（四川）之間，彈性系數(shù)均值為0.2430。三個地區(qū)絕大部分通過檢驗(yàn)的彈性系數(shù)為正，特別地，遼寧生產(chǎn)總值對政府支出的彈性系數(shù)為-1.2711，表明政府支出每增加1%，地區(qū)生產(chǎn)總值降低1.27%，同時湖北彈性系數(shù)為-1.1235，貴州彈性系數(shù)為-0.6254，并且均通過顯著性檢驗(yàn)，表明遼寧、湖北和貴州政府支出對地區(qū)生產(chǎn)總值有此消彼長的作用，可能是由于政府支出飽和或是利用不合理。綜上，大部分地區(qū)的政府支出都對地區(qū)生產(chǎn)總值有正效應(yīng)，并且東部地區(qū)的財(cái)政政策效應(yīng)最明顯，西部次之，中部最弱�？赡艿脑�因是東部地區(qū)對基礎(chǔ)設(shè)施和科學(xué)教育的投資明顯高于中西部地區(qū)且不斷增加，純消耗性行政管理支出最低，中部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資最低，西部地區(qū)純消耗性行政管理支出最高，綜合前文理論基礎(chǔ)分析可知，財(cái)政政策的正效應(yīng)（生產(chǎn)效應(yīng)、需求效應(yīng)和研發(fā)效應(yīng)）與負(fù)效應(yīng)（純消耗性行政管理支出）共同作用引起財(cái)政政策的區(qū)域效應(yīng)差別。第三，東部地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸與政府支出交叉項(xiàng)的彈性系數(shù)介于0.0412（上海；負(fù)值）和0.2118（遼寧；正值）之間，且大都為負(fù)值，彈性系數(shù)均值為-0.0369；中部地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸與政府支出交叉項(xiàng)的彈性系數(shù)介于0.1092（山西；正值）和0.1720（湖北；正值）之間，彈性系數(shù)均值為0.0446，但黑龍江交叉項(xiàng)的彈性為負(fù)值-0.1473；西部地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸與政府支出交叉項(xiàng)的彈性系數(shù)介于0.0619（寧夏；正值）和0.1330（貴州；正值）之間，彈性系數(shù)均值為0.1111，且交叉項(xiàng)彈性均為正值。某些地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸與政府支出交叉項(xiàng)的彈性系數(shù)為負(fù)值，可能是由于貨幣政策與財(cái)政政策未達(dá)成協(xié)調(diào)效應(yīng)反而相互抵消所致。綜上，貨幣政策與財(cái)政政策的搭配協(xié)調(diào)效果在西部地區(qū)表現(xiàn)最佳，中部地區(qū)較弱，東部地區(qū)效應(yīng)最弱，甚至表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)。

　　第四，比較三個地區(qū)貨幣政策與財(cái)政政策的彈性系數(shù)，發(fā)現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸的彈性系數(shù)介于0.1854（陜西）和1.5909（福建）之間，彈性系數(shù)總均值為0.6877；地區(qū)生產(chǎn)總值對政府支出的彈性系數(shù)介于0.5328（云南）和1.5565（廣東）之間，彈性系數(shù)總均值為0.3508；地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸與政府支出交叉項(xiàng)的彈性系數(shù)介于0.0412（上海；負(fù)值）和0.2118（遼寧；正值）之間，彈性系數(shù)總均值為0.0396�？梢娙珖�范圍內(nèi)，貨幣政策與財(cái)政政策相比有更大的產(chǎn)出效應(yīng)，且區(qū)域效應(yīng)更明顯，如陜西與福建的地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸的彈性系數(shù)相差8倍多。但是，交叉項(xiàng)彈性系數(shù)總均值很小，說明政策搭配效果不理想。

　　第五，分別比較各地區(qū)貨幣政策與財(cái)政政策的效果，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸的彈性系數(shù)均為正且介于0.2931和1.5909之間，彈性系數(shù)均值為0.9389，生產(chǎn)總值對政府支出的彈性系數(shù)絕大部分為正且介于0.6174和1.5565之間，彈性系數(shù)均值為0.6551，生產(chǎn)總值對銀行信貸與政府支出交叉項(xiàng)的彈性系數(shù)大都為負(fù)值且介于0.0412（負(fù)值）和0.2118（正值）之間，彈性系數(shù)均值為-0.0369，可見東部地區(qū)貨幣政策的效應(yīng)最佳，財(cái)政政策效應(yīng)相對較弱，但政策的搭配使用效果不理想。中部地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸的彈性系數(shù)均為正且介于0.2619和1.1003之間，彈性系數(shù)均值為0.5888，生產(chǎn)總值對政府支出的彈性系數(shù)絕大部分為正且介于1.1235和1.4322之間，彈性系數(shù)均值為0.1544，生產(chǎn)總值對銀行信貸與政府支出交叉項(xiàng)的彈性系數(shù)絕大部分為正且介于0.1092（正值）和0.1720（正值）之間，彈性系數(shù)均值為0.0446，可見中部地區(qū)貨幣政策效應(yīng)最佳，財(cái)政政策相對較弱，且政策的搭配有正效應(yīng)。西部地區(qū)生產(chǎn)總值對銀行信貸的彈性均為正且介于0.1854和0.9020之間，彈性系數(shù)均值為0.5354，生產(chǎn)總值對政府支出的彈性系數(shù)絕大部分為正且介于0.5328（云南）和0.8216（四川）之間，彈性系數(shù)均值為0.2430，生產(chǎn)總值對銀行信貸與政府支出交叉項(xiàng)的彈性系數(shù)均為正值且介于0.0619（正值）和0.1330（正值）之間，彈性系數(shù)均值為0.1111，可見西部地區(qū)財(cái)政政策效應(yīng)最佳，貨幣政策相對較弱，且政策的搭配效果比較理想。

　　五、結(jié)論和政策啟示

　　基于1985年至2010年面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)貨幣政策和財(cái)政政策都表現(xiàn)出不同的區(qū)域效應(yīng)：第一，貨幣政策在東部地區(qū)效應(yīng)最明顯，中部次之，西部最弱；財(cái)政政策在東部地區(qū)效應(yīng)最明顯，西部次之，中部最弱；而貨幣政策與財(cái)政政策的搭配協(xié)調(diào)效果在西部地區(qū)表現(xiàn)最佳，中部地區(qū)較弱，東部地區(qū)效應(yīng)最弱，甚至表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)。第二，全國范圍內(nèi)，貨幣政策與財(cái)政政策相比有更大的產(chǎn)出效應(yīng)，且區(qū)域效應(yīng)更明顯，但貨幣政策與財(cái)政政策交叉項(xiàng)彈性系數(shù)總均值很小，說明政策搭配效果不理想。第三，東部地區(qū)貨幣政策效應(yīng)最佳，財(cái)政政策效應(yīng)相對較弱，但政策搭配效果不理想；中部地區(qū)貨幣政策效應(yīng)最佳，財(cái)政政策相對較弱，且政策搭配有正效應(yīng)；西部地區(qū)財(cái)政政策效應(yīng)最佳，貨幣政策相對較弱，且政策搭配效果比較理想。

　　綜上得到如下政策啟示：一是應(yīng)積極探索貨幣政策區(qū)域化操作，在統(tǒng)一貨幣政策下利用貨幣政策工具，例如區(qū)域差別存款準(zhǔn)備金、差別再貼現(xiàn)率和差別貸款利率政策等，實(shí)現(xiàn)區(qū)別對待；二是針對各地區(qū)特點(diǎn)，優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)，壓縮行政管理費(fèi)用，提高財(cái)政政策效應(yīng)；三是因地制宜改善金融環(huán)境，加強(qiáng)政策協(xié)同效應(yīng)。

　　參考文獻(xiàn)

　　[1]Mundell，R.A.ATheoryofOptimumCurrencyAreas[J]，TheAmericanEconomicReview，1961，51（4）：657-665.

　　[2]AvinashDixitandLuisaLambertini.InteractionsofCommitmentandDiscretioninMonetaryandFiscalPolicies[J]，

　　TheAmericanEconomicReview，2003，93（5）：1522-1542.

　　[3]Taylor，J.B.TheMonetaryTransmissionMechanism：AnEmpiricalFramework[J]，TheJournalofEconomicPerspectives，1995，

　　9（4）：11-26.

　　[4]Scott，I.O.TheRegionalImpactofMonetaryPolicy[J]，TheQuarterlyJournalofEconomics，1955，69（2）：269-284.

　　[5]Carlino，G.&R.DeFina.TheDifferentialRegionalEffectsofMonetaryPolicy：EvidencefromtheU.S.States[J]，JournalofRe-gionalScience，1999，39（2）：339-358.

　　[6]陳安平.我國財(cái)政貨幣政策的區(qū)域差異效應(yīng)研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007，（6）：56-64。

　　[7]董秀良，漆柱.我國財(cái)政政策的區(qū)域非均衡效應(yīng)研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2011，（6）：29-33。

　　[8]范祚軍.貨幣政策區(qū)域性操作：理論與實(shí)證[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2007，（5）：97-101。

　　[9]郭曄，賴章福.政策調(diào)控下的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011，（4）：74-83。

　　[10]宋旺，鐘正生.我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性及原因-基于最優(yōu)貨幣區(qū)理論的分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006，（3）：46-58。

　　[11]張晶.我國貨幣財(cái)政政策存在區(qū)域效應(yīng)的實(shí)證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006，（8）：39-46.

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