財(cái)政收支、銀行信貸與十堰經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

王成進(jìn)

(十堰市非稅收入管理局,湖北 十堰 442000)

一、引言

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(kù)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。

二、財(cái)政收支、銀行信貸與地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的內(nèi)在邏輯

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。

三、實(shí)證分析

(一)樣本區(qū)間及變量選擇

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。

(二)實(shí)證檢驗(yàn)

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)。

四、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

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。

(二)政策建議

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)?；稹⑼晟粕鐣?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。“以人為本”的發(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)?；稹⒔⒔∪珎€(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。

[參考文獻(xiàn)]

[1] Ghosh S. Industry Effects of Monetary Policy: Evidence from India[J]. Indian Economic Review 2009: 89-105.

[2] Alam T， Waheed M. Sectoral Effects of Monetary Policy: Evidence from Pakistan[J]. The Pakistan Development Review，2006，45(4): 1103-1115.

[3] 閆紅波，王國(guó)林. 我國(guó)貨幣政策產(chǎn)業(yè)效應(yīng)的非對(duì)稱研究——來自制造業(yè)的實(shí)證[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008(5):17-29.

[4] 陳安平. 我國(guó)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.

[5] 郭 曄，貨幣政策與財(cái)政政策的分區(qū)域產(chǎn)業(yè)效應(yīng)比較[J].統(tǒng)計(jì)研究，2011(3)：36-43.

[6] Blanchard O J，R Perotti. An Empirical Characterization of the Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes on Output[J]. Quarterly Journal of Economics,2002(117): 1329-1368.

[7] Perotti R. In Search of the Transmission Mechanism of Fiscal Policy. NBER, WP13143, 2007.

[8] Baxter M, King R. Fiscal Policy in General Equilibrium[J]. American Economy Review , 1993(6):315-334.

[9] 高鐵梅,李曉芳,趙昕東.我國(guó)財(cái)政政策乘數(shù)效應(yīng)的動(dòng)態(tài)分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2002(2):40-45.

[10] 劉貴生，高士成.我國(guó)財(cái)政支出調(diào)控效果的實(shí)證分析[J].金融研究，2013(3)：58-72.

[11] 郭慶旺,賈俊雪,劉曉路.財(cái)政政策與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定:情勢(shì)轉(zhuǎn)變視角[J].管理世界，2007(5):7-16.

[12] 王文甫.我國(guó)貨幣政策和財(cái)政政策效應(yīng)比較分析[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2011(7): 63-68.

[13] McCandless, G. T.Jr., W. E. Weber, “Some Monetary Facts,” Federal Reserve Bank of Minneapolis, Quarterly Review, 19(3), Summer 1995, 2-11.

[14] Walsh E. Carl, Monetary Theory and Policy, 2e, Massachusetts Institute of Technology.2003.

[15] Bernanke B. S. ，A. S. Blinder：Credit, Money, and Aggregate Demand. The American Economic Review, Vol. 78, No. 2, Papers and Proceedings of the One-Hundredth Annual Meeting of the American Economic Association ，1988(5)：435-439.

[16] 王 元.貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)研究[D].中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院博士論文，2012.

[17] 渠敬東.項(xiàng)目制：一種新的國(guó)家治理體制[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2012(5):113-130.

[18] 折曉葉.縣域政府治理模式的新變化[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2014(1):121-139.