王张铭，梁巧转，侯继磊

(1.西安交通大学 管理学院，陕西 西安 710049；2.中国银河证券，北京 100033)

一、 引言及文献综述

二十一世纪以来，我国经济得到快速发展，并经历巨大变化。然而，由于我国区域禀赋间较大的差异和早期的区域经济发展战略等多种因素，我国的区域经济发展差距越来越大。随着我国经济发展进入“新常态”和十八大以来对经济结构转型提出的硬性要求，区域经济结构的转型成为中国经济发展的重大任务。作为宏观经济调节政策的货币政策所产生效果是实现经济结构转型过程中需要考虑的重要政策因素，而统一性的货币政策将产生一定的货币政策区域差异性并将加剧区域经济发展的差距，这些已在政府和学术界达成共识。因此，如何有效地避免货币政策所释放的流动性造成区域结构矛盾加剧问题，成为货币金融研究领域较为热门的议题。2014年以来，央行所推出的结构性货币政策确实在一定程度上缓解了“粗放型”货币政策区域结构效应，但结构性货币政策毕竟属于短期性金融措施，无法长期有效地解决问题(侯继磊，2017)[1]。

回顾货币政策区域效应的相关理论，可以发现早在蒙代尔(1961)就提出要素的不完全流动是一个地区无法建立最优货币区的重要因素[2]。国内的学者柯冬梅(2001)、宋旺等(2006)认为蒙代尔(1961)提出的最优货币区理论适用于我国货币政策区域效应的分析[2-4]。Rehman(1997)进一步将最优货币区标准扩展为：(1)劳动力和资本等要素的流动性；(2)经济规模较小，开放程度较高；(3)价格调整速度较快；(4)商品市场一体化；(5)财政一体化[5]。基于要素不完全流动性与我国货币政策区域效应的理论联系，本文将以资本品市场分割指数与劳动力市场分割指数作为度量资本劳动要素不完全流动的程度，通过实证检验要素市场分割对我国货币政策区域产出效应的影响。在“地方分权”的制度下，地方政府为了实现本地的经济高速增长，往往采取相关的政策对本地产业和企业采取支持性措施，形成对本地经济的保护政策，另外地理、交通等因素使得地方经济联系不畅。综合作用下，我国的要素未能实现充分地跨省流动。在这样的经济环境下，采取统一性的货币政策之有效性将会受到一定的影响。

国内关于市场分割的研究多数集中于市场分割对经济增长的影响以及市场分割产生的原因等方面。如陆铭和陈钊(2009)认为地方政府采取政府保护措施虽然加剧了省际经济间的割裂程度，但经济增长却因地方经济保护政策而受益，他们指出其中的原因是地方政府间存在一定的博弈，地方保护是博弈后的“囚徒困境”[6]。刘小勇(2013)推进了有关市场分割对经济增长影响的研究[7]。宋冬林等(2014)则将全国划分区域研究，对比分析了不同区域市场分割对经济增长影响的差异性[8]。关于货币政策区域效应的研究则主要集中于对货币政策区域非对称性的验证和分析货币政策区域效应产生的原因等方面。宋旺和钟正生(2006)使用VAR模型验证了我国货币政策区域效应的存在性，并以最优货币区理论为理论基础，通过统计性数据分析探究了货币政策区域效应产生的原因[4]。刘东坡(2018)使用TVP-SV-SFAVAR模型探究了我国货币政策的结构效应，认为货币政策不仅会对区域的总体经济产生差异性的影响，同时对不同区域三次产业的作用效果也有所不同[9]。常海滨和徐成贤(2007)认为地区金融资源外流迫使该地区金融结构发生改变，金融结构的调整反过来也会影响金融资源的流动，两者相互作用是货币政策产生区域差异性的主要原因[10]。卞志村和杨全年(2010)进一步分析提出信贷配给限制了金融资源的跨区域自由流动[11]。耿识博等(2005)构建了区域间不对称效应模型分析：由于地区经济的非均质性，货币政策对不同地区经济的产出乘数不尽相同，从而引发区域间货币政策调整速度的不同[12]。前述的研究并未将市场分割与货币政策区域效应联系在一起，直至侯继磊和周国庆(2017)将市场分割与货币政策有效性联系在一起，认为市场分割是影响货币政策有效性的因素[13]。但其忽略一个重要论点：市场分割是货币政策产生区域效果差异的重要原因之一;并且其另一不足之处在于使用商品市场分割指数作为度量商品要素等市场分割程度的统一性指标过于武断，存在一定的非合理性。

本文将基于蒙代尔有关最优货币区理论的重要论点，提出要素市场分割是影响货币政策区域产出效果的重要因素。文章框架安排如下：本节对研究背景进行了阐述，并对相关的文献进行了梳理；第二节为要素市场分割指数的测度和对数据的处理，以及模型设定；第三节从资本、劳动要素市场分割分别进行实证分析，一方面从全国样本回归得出要素分割程度对货币政策效果的影响，另一方面将全国划分为东中西三大地区，进行比较分析要素市场分割影响货币政策区域产出效果的差异性，探索劳动力市场分割、资本品市场分割与货币政策区域产出效应之间的关系；第四节是结论总结。

二、 数据变量处理和计量模型的设定

(一) 资本品市场和劳动力市场分割指数的测度

在测度方法的选取上，我们沿用赵奇伟和熊性美(2009)的有关资本品市场分割和劳动力市场分割指数的测度方法[14]。在基本指标的选取上：资本市场分割指数的测度，本文选取了三类固定资产投资品价格指数，分别是建筑安装工程、设备工器具购置和其他费用；劳动力市场分割指数，则选取了国有单位、集体单位和其他单位三类城镇单位就业人员平均工资。在样本的选取上，我们沿用了以往有关货币政策区域效应的研究和市场分割测度的研究(如：刘东坡，2018[9]；侯继磊和周国庆，2017[13])的做法，剔除西藏而仅选取全国30个省份的省际数据，具体原因是西藏的统计数据失真程度较大。

(二) 变量选择和模型设定

1.变量选择及数据来源。本文选取除西藏外的全国30个省(直辖市)的2003年至2015年数据作为样本，使用面板数据进行实证研究。在地区的划分上，我们按照大多数文献所采用的东中西三个区域的划分标准。东部地区省市11个，分别是：北京、福建、广东、海南、河北、江苏、辽宁、山东、上海、天津、浙江；中部地区省市8个，分别为：安徽、河南、湖北、湖南、黑龙江、吉林、江西、山西；西部地区省市11个重庆、甘肃、广西、贵州、内蒙古、宁夏、青海、陕西、四川、云南、新疆。

被解释变量：实际产出增长率，以各省GDP指数数据计算出增长数。解释变量和控制变量：M2增长率，由广义货币供应量M2年度绝对数计算出增长率；资本品市场分割指数和劳动力市场分割指数，对应的30个省际市场分割指数；本文选取了地方政府支出和地方经济开放度作为控制变量，其中财政政策使用地方财政支出年增长率，地方经济开放度使用进出口总额与名义GDP之比。数据来源于Wind数据库、中经网数据库和国研数据库。

2.模型设定。本文使用个体固定效应模型和随机效应模型进行回归，分别分析资本品市场分割程度、劳动力市场分割程度与货币政策区域产出效应之间的关系，故而设定模型如下：

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)式分别用于分析资本品市场分割和劳动力市场分割;gdpit为被解释变量，意为i省t时期的实际GDP增长率，mt为t时期M2增长率，ksit、lsit是资本品和劳动力市场分割指数;mt×ksit、mt×lsit为货币政策与分割指数的交互项;Xt为控制变量：地方经济开放度和地方财政政策;vi和at分别是个体固定效应和随机效应。

依据传统经济学理论，短期内货币政策对经济增长将产生一定的影响，当实施宽松的货币政策时，当年M2增长率将会增加，此时由于政策刺激作用，就业得到提升，经济实际产出有所增长。反之，M2增长率下降，实际产出增长率相应下降。而地方将因要素市场分割而影响其货币政策的产出效应，即当交互项系数为负时，意味着要素市场分割将抵消货币政策对地方经济的刺激作用。

由于货币政策的滞后作用，货币政策及市场分割对下一期实际产出增长产生影响，所以取货币政策和市场分割变量的滞后一期作为解释变量，模型设定如下：

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、 市场分割对货币政策区域产出效应影响的实证分析

本节将通过实证分别分析我国资本品市场和劳动力市场分割程度对货币政策区域产出效应的影响。

(一) 资本品市场分割程度对货币政策区域产出效应的影响

从表1的模型(1)货币政策M2系数为0.138，资本品市场分割指数系数为0.296，可知货币政策对当期经济产出具有一定的促进作用，资本品市场的分割对经济增长也是有利的，原因分别是：货币政策能够改变市场流动性的供给和价格，从而引导和改变经济中微观经济主体的投资和消费行为；短期内地方政府对本地资本品的输出限制、对本地资本品市场的保护政策，将增大地方产能，促进本地经济增长。模型(2)加入资本品市场分割指数和货币政策的交互项，实证结果显示加入交互项以后货币政策与资本品市场分割的系数皆有所增大，分别为0.291和2.048，而两者交互项系数为-8.231。具体分析两个方面：首先，货币政策和资本品市场分割系数增大的原因是：在提取出两者交互作用之后，货币政策和资本品市场分割对经济的促进作用较大；其次，提取出的交互项系数为负说明了资本品市场的分割现象即资本的不完全流动不利于货币政策效果的发挥。为了得到更加稳健的结果，模型(3)逐步加入所选取的控制变量财政政策和经济开放度，实证结果显示货币政策和资本品市场分割指数的系数皆有所减少，资本品市场分割指数对货币政策效果的抵消作用也有所减少，分别为0.212、1.437、-6.042。其中，财政支出变量和经济开放度变量的系数为0.256和0.104，说明了财政支出能够促进产出的增长，经济开放程度越高对经济增长越有利。

表1 资本品市场分割对货币政策区域产出效应的影响：全国样本

注：1.(1)(2)(3)为当期；(4)(5)(6)为滞后一期。2.RE代表随机效应模型，FE代表固定效应模型；个体固定效应和随机效应模型采用豪斯曼检验进行选择；以下各表同。3.*，**，***分别表示在10%，5%，1%显著性水平下显著;以下各表同

由于货币政策具有一定的滞后效应，因此对当期产出和滞后一阶的货币政策和滞后一阶的资本品市场分割进行回归。实证结果显示，模型(4)(5)(6)各主要解释变量系数的变化情况与模型(1)(2)(3)的情形相近。具体地：观察模型(4)，滞后一阶货币政策的系数为0.272，相较于模型(1)货币政策系数要大，说明了货币政策的滞后效应强于当期效应；模型(4)中滞后一阶资本品市场分割指数的系数为0.192，较模型(1)小且不显著，说明了地方政府所采取的主动性资本品市场分割对经济增长的作用，短期效应更大；模型(5)(6)滞后一阶的货币政策与资本品市场分割指数的交互项系数分别为-7.033和-4.718，其绝对值较模型(2)(3)有所减小，说明资本品市场分割对货币政策的抵消作用在滞后一期有所降低。

表2 资本品市场分割对货币政策区域产出效应的影响：东中西

注：(7)(8)为东部地区；(9)(10)为中部地区；(11)(12)为西部地区。其中，(8)(10)(12)为滞后一期

表2是笔者分析的重点，针对东中、西、部地区我们分别呈现出两类模型设定的实证结果：当期主要解释变量和控制变量回归；滞后一期的货币政策、滞后一期资本品市场分割、两者交互项及控制变量回归。

首先，对比分析东、中、西部地区的当期模型(7)(9)(11)：东部地区货币政策系数最大，西部地区次之，中部地区最小(不显著)，分别为0.66、0.46、0.11，说明了在提取出资本品市场分割抵消作用后的货币政策效果在东部地区更加有效，西部地区次之，中部地区最小。资本品市场分割指数的系数东部地区最大，西部地区次之，中部地区最小(不显著)，分别为4.79、2.73、0.59，说明了资本品市场分割对东部地区经济增长的促进作用最大，西部地区次之。观察资本品市场分割指数与货币政策交互项系数，东、中、西部地区分别为-26.36、-2.42和-16.85，说明了东部地区资本品市场分割对货币政策产出效应的抵消作用最大，西部地区次之，中部地区最小。东部和西部地区系数绝对值之所以较大的具体原因：国家对东部和西部地区经济发展的政策倾向性，促使两地区的资本收益率相较于西部地区而言更具优势(肖亚成和韩晓亮，2011)[15]，由此厂商的利润能够得到更大可能性的保障，较大的利润空间强化了对资本品生产要素的需求，形成东、西部地区资本形成的动力。加之，西部地区资源依赖型的经济发展模式，使得资本对经济增长的贡献度相对较高，进一步加强其对资本的需求(赵康杰和景普秋，2014)[16]。因此，在宽松的货币政策所引致的资本投资机会成本下降和资本投资额大幅增加的情况下，源于东、西部地区更高额的资本需求，使得东、西部地区投资额变化幅度更高。进一步地造成东、西部地区投资额对资本市场分割程度的变动产生更敏感的负向反应，即是资本市场分割对货币政策产出效果的抵消作用更大。东、西部地区交互项系数对比，东部地区系数绝对值更大，即东部地区资本品市场分割对其货币政策产出效果的抵消作用更大，其原因显而易见，东部地区经济对资本具有更强的吸引力。

其次，对比分析东中、西部地区的滞后一期模型(8)(10)(12)：滞后一期的货币政策对东部地区产出的效果最高，西部地区次之，中部地区最小，分别为0.77、0.41、0.28。滞后一期资本品市场分割指数系数东部地区最大，西部地区次之，中部地区最小，分别为4.33、2.05、0.29(不显著)，说明了资本品市场分割对经济增长有利作用具有一定的滞后效应和长期效应。滞后一期货币政策和资本品市场分割指数交互项系数绝对值东部地区最大，西部地区次之，中部地区最小，分别为-24.99、-10.73和-1.43。情形与当期模型是一致的，但交互项系数的绝对值即资本品市场分割对货币政策产出效果的抵消作用皆有所减少。

(二) 劳动力市场分割程度对货币产出效应的影响

表3呈现了基于全国样本的劳动力市场分割对货币政策产出效果的影响。模型(13)是仅将货币政策和劳动力市场分割指数作为解释变量，回归结果显示劳动力市场分割指数的系数为0.030，说明了劳动力市场分割对经济增长具有一定的促进作用，但效果较为微弱。当以滞后一期劳动力市场分割进行回归时，系数减小为0.003，并且不显著，说明了劳动力市场分割对经济增长的促进作用不具有长期效应。模型(14)和(17)将货币政策与劳动力市场分割指数的交互项引入模型进行回归：引入交互项后的模型(14)实证结果显示，交互项系数为0.064，不显著且与现实相悖；引入交互项后的模型(17)实证结果显示，交互项系数为-0.080，不显著，与现实意义相符。进一步将控制变量引入模型，当期模型仍不显著；滞后一期的货币政策、劳动力市场分割系数及交互项系数皆显著，分别为0.265、0.068和-0.432。交互项系数之所以出现上述当期不显著而滞后一期显著的情形，是因为当央行向市场释放流动性时，不同经济部门劳动需求量和工资出现不同程度的变化，劳动市场供需重新配置，而劳动力跨区域流动具有一定的滞后性。其中，劳动力对市场信息变化反应较为迟钝导致响应存在一定迟滞，劳动力重新搜寻工作具有一定的交通和时间成本。总之，劳动力市场分割对货币政策产出效应产生一定的抵消作用，但存在一定的时滞性。

注：(13)(14)(15)为当期；(16)(17)(18)为滞后一期

对比分析，东、中、西地区劳动力市场分割对货币政策区域产出效应的影响(表4)。与全国样本面板回归分析一致，当期东、中、西部模型主要解释变量系数皆不显著，如表4模型(19)(21)(23)。模型(20)(22)(24)分别为滞后一期的货币政策和劳动力市场分割指数东、中、西部地区回归结果，实证结果显示：剔除劳动力市场分割对货币政策效果的负向效应后，扩张性货币政策对东部地区经济产出的影响最大，中部地区次之，西部地区最小，系数分别为0.28、0.27、0.21；劳动力市场分割对经济增长的促进作用在东部地区最大，中部地区次之，西部地区最小，系数分别为0.09、0.06、0.05，但中、西部地区劳动力市场分割系数不显著，本文认为其中的原因是中、西部地区劳动力市场市场化程度较低，工资变化频率和幅度都相对较小，导致其与经济增长的相关性不强。

表4 劳动力市场分割对货币政策区域产出效应的影响：东中西

注：(19)(20)为东部地区；(21)(22)为中部地区；(23)(24)为西部地区；(20)(22)(24)为滞后一期

着重对比分析模型(20)(22)(24)中，货币政策与劳动力市场分割指数交互项系数，东部地区劳动力市场分割对货币政策产出效果的抵消作用最大，中部地区次之，西部地区最小，系数分别为-0.55、-0.31、-0.24，其中，中、西部地区交互项系数不显著。其中的原因在于我国劳动力人口主要流向东部地区，在采取宽松性的货币政策时，市场化程度更高的东部地区企业生产受到了更大的影响，与前述的逻辑一致，劳动力市场存在再配置空间，跨区域流动性增强，导致东部地区货币政策产出效果对劳动力市场分割指数变化更加敏感，即是劳动力市场分割对东部地区货币政策效果的抵消作用最大。而中、西部地区经济发展相对较弱，所提供的劳动岗位有限并且工资水平往往相较于东部地区较低，在扩张性的货币政策下，企业投资规模扩张对劳动力的再配置效应有限，加之东部地区对中、西部地区劳动力的虹吸作用导致劳动力多在东部地区省市间流转，使得劳动力市场分割指数与货币政策产出效应的相关性较差。

四、 结 论

本文基于我国除西藏以外的30个省际的2003至2015年年度数据，使用静态面板回归方法，研究了要素市场分割与我国货币政策产出效应之间的关系，主要得到了以下结论：

第一，资本品市场分割对货币政策产出效应的影响。基于全国样本回归分析认为资本品市场分割现象即资本的不完全流动不利于货币政策效果的发挥，并且该不利效应具有一定的长期效应。基于东、中、西区域对比性分析发现由于资本品需求规模和收益率的区域差异性，资本品市场分割对货币政策区域产出效应的抵消作用存在一定差异，其中资本规模和收益更高的东部地区抵消作用最大，西部地区次之，中部地区最小。

第二，劳动力市场分割对货币政策产出效应的影响。基于全国样本回归分析认为劳动力市场分割现象即劳动力跨区流动阻滞对货币政策有效性的发挥是不利的。但由于劳动力市场供需再配置和跨区域流通以及劳动力对市场信息反映的迟滞性等原因，劳动力市场分割对货币政策产出效应的抵消作用存在一定的时滞性，短期效应不明显。基于东、中、西区域对比性分析，由于东部地区劳动力市场再配置空间较大、跨区域流动性较强，使得劳动力市场分割对货币政策产出效应的抵消作用更大，而中、西部地区则因劳动力供需波动性较小、工资水平相对较低，使得劳动力市场分割与货币政策产出效应的相关性较弱。

总结来看，由于我国资本和劳动流动的不完全性，造成了资源要素跨区域配置的非对称性，进而对我国货币政策的产出效应产生了不利影响。在经济结构改革的背景下，要素资源的跨区域配置的非对称性是区域经济发展差距和货币政策产生区域非对称效应的根源，因此我国应促进要素资源均衡性分配及其跨区域的流通性，进而降低要素市场分割对货币政策效果的不利影响。