货币政策地区效应——基于地区总供给曲线的理论与实证分析

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货币政策地区效应——基于地区总供给曲线的理论与实证分析货币政策地区效应49货币政策地区效应①一一一基于地区总供给曲线的理论与实证分析卢盛荣(夏门大学经济研究所)Z撞要】本文着重栓验了我国g域经济中的基于产出缺口的地区短期总供给曲线的存在性，进而分析地区短期总供给曲线对货币政策地这效应的影喝。文章首先对地区短期总供给曲线存在的可能性进行了理论解释，应用卡尔曼滤攻方法估算了我国各地区的产出缺口，然后运用ARMA模型说明预期通货跨胀率形成机制，最后以通货跨胀率与其预期之差、外部需求冲击等作为解释变量对产出缺口进行回妇，结果发现，我自东部地区的短黯总供给曲线较中西部地区的短期总供给曲线更平坦，因而东部地区货币政策效应要强于中西部地区。关键竭地里总供给曲线货币政策地区效应产出抉口预期通货影胀率中图分类号F82文献标识码AATheoreticalandEmpiricalAnalysisoftheRegionalEffectsofMonetaryPolicy:ACaseStudyoftheTheoryoftheAggregateSupplyCurveAbstract:Thisarticlemainlytestifiestheexistεnceofregionalshort-runag??gregatesupplycurvebasεdontheoutputgapandmakesafurtheranalysisoftheregionaleffectsofmonetarypolicyonthεshort-runaggregatesupplycurvecon??cerned.Frst,itmakesatheoreticalllustrationoftheexistenceofregionalshortrunaggregatesupplycurve.Then,itestimatestheoutputgapbyKalmanfiltεr.Next,itexpoundstheinflationformingmechanismbyARMAmodel.Finally,itregressestheoutputgapastheexplainedvariablεbyinflationrateandtheouterde??mandimpacts.Wefindthattheshort-runaggregatesupplycurveoftheeasternregionisflatterthanthatofmid-westernregion,whichnturnleadstothe 货币政策地区效应——基于地区总供给曲线的理论与实证分析货币政策地区效应49货币政策地区效应①一一一基于地区总供给曲线的理论与实证分析卢盛荣(夏门大学经济研究所)Z撞要】本文着重栓验了我国g域经济中的基于产出缺口的地区短期总供给曲线的存在性，进而分析地区短期总供给曲线对货币政策地这效应的影喝。文章首先对地区短期总供给曲线存在的可能性进行了理论解释，应用卡尔曼滤攻方法估算了我国各地区的产出缺口，然后运用ARMA模型说明预期通货跨胀率形成机制，最后以通货跨胀率与其预期之差、外部需求冲击等作为解释变量对产出缺口进行回妇，结果发现，我自东部地区的短黯总供给曲线较中西部地区的短期总供给曲线更平坦，因而东部地区货币政策效应要强于中西部地区。关键竭地里总供给曲线货币政策地区效应产出抉口预期通货影胀率中图分类号F82文献标识码AATheoreticalandEmpiricalAnalysisoftheRegionalEffectsofMonetaryPolicy:ACaseStudyoftheTheoryoftheAggregateSupplyCurveAbstract:Thisarticlemainlytestifiestheexistεnceofregionalshort-runag??gregatesupplycurvebasεdontheoutputgapandmakesafurtheranalysisoftheregionaleffectsofmonetarypolicyonthεshort-runaggregatesupplycurvecon??cerned.Frst,itmakesatheoreticalllustrationoftheexistenceofregionalshortrunaggregatesupplycurve.Then,itestimatestheoutputgapbyKalmanfiltεr.Next,itexpoundstheinflationformingmechanismbyARMAmodel.Finally,itregressestheoutputgapastheexplainedvariablεbyinflationrateandtheouterde??mandimpacts.Wefindthattheshort-runaggregatesupplycurveoftheeasternregionisflatterthanthatofmid-westernregion,whichnturnleadstothe 货币政策地区效应——基于地区总供给曲线的理论与实证分析货币政策地区效应49货币政策地区效应①一一一基于地区总供给曲线的理论与实证分析卢盛荣(夏门大学经济研究所)Z撞要】本文着重栓验了我国g域经济中的基于产出缺口的地区短期总供给曲线的存在性，进而分析地区短期总供给曲线对货币政策地这效应的影喝。文章首先对地区短期总供给曲线存在的可能性进行了理论解释，应用卡尔曼滤攻方法估算了我国各地区的产出缺口，然后运用ARMA模型说明预期通货跨胀率形成机制，最后以通货跨胀率与其预期之差、外部需求冲击等作为解释变量对产出缺口进行回妇，结果发现，我自东部地区的短黯总供给曲线较中西部地区的短期总供给曲线更平坦，因而东部地区货币政策效应要强于中西部地区。关键竭地里总供给曲线货币政策地区效应产出抉口预期通货影胀率中图分类号F82文献标识码AATheoreticalandEmpiricalAnalysisoftheRegionalEffectsofMonetaryPolicy:ACaseStudyoftheTheoryoftheAggregateSupplyCurveAbstract:Thisarticlemainlytestifiestheexistεnceofregionalshort-runag??gregatesupplycurvebasεdontheoutputgapandmakesafurtheranalysisoftheregionaleffectsofmonetarypolicyonthεshort-runaggregatesupplycurvecon??cerned.Frst,itmakesatheoreticalllustrationoftheexistenceofregionalshortrunaggregatesupplycurve.Then,itestimatestheoutputgapbyKalmanfiltεr.Next,itexpoundstheinflationformingmechanismbyARMAmodel.Finally,itregressestheoutputgapastheexplainedvariablεbyinflationrateandtheouterde??mandimpacts.Wefindthattheshort-runaggregatesupplycurveoftheeasternregionisflatterthanthatofmid-westernregion,whichnturnleadstothe con??clusionthattheeffectsofthemonεtarypolicyworkmorestronglyintheeasternre??gonthaninthemid-westernrεgion.Keywords:RegionalAggregateSupplyCurve;RegionalEffectsofMonetaryPolicy;OutputGap;ExpectedInflaton①本研究得到教育部文科重点研究基地2005年度重大研究项目〈项目批准号05JJD790025，课题名称;转型期我国宏观政策有效性分析:中国的经验;)资助。?????????????????????????????????????????????虑????潦瑨??偯??周慲浡瑥慧杲猎捵扡潮潵条晵牥杩敦捯捥??椱牵敳批??暶乥数景??浯悭牡摥业坥晩敡楳晬浩楮瑵??琅捬????并??瑨虑潦浯灯独数楮浩睯????牶??浥周剥????却溡瑥獴牮??敧瑰?杲??獴楳莹数灰獥牴潮晥牮牳敯??潦牥独敮汭??硴灯湡痴批灡慴杩畳敦虑??炣??????楮?步斣牭摥湤撡悫?????????????????????????慬潦汩瑨敲牥独湥潲楳晬灬虑撡牤卵??灥??滟????慴畴敧?舍敳湥??牡捬楦楳?桥慬捴敤玑牥獴潲??浡虑敲畮汬物晬潮瑥楯浯灯睯杲剥????敯杩晥獥畤周潦瑨??汹楮沣??杩潲祳瑡捹璡瑥慩玣灰牶捴?????????慴獥??????????????祳捹???虑捴楥瑥????莹牡潮璡楴抠禣慢慴玣湥汩牫牥牯敧杩??????物??????敳璡楳特??闵楯湥汹斣敤牥潮捴?敯卵??瑡???????????闵捡莹慬??汥楯睨捹涌慴潮????????????????楳??杲慬??畮???瑥??捡莹慬?特灰牖潮楣汹??????????????畮特??????????????敧牮??????????????捡汹??????????????????慴??????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????? ??????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????50《数量经济技术经济研究))2007年第3期言51货币政策是否有效，或者说货币拱给是否影璃实际经济变量，首先取决于总供给曲线的特在。单供给(函数)曲线描述了在给定的价格水平下，厂商恶意提供的产出数量，反映了产品市场和要素市场特别是劳动力市场的运有条件。根据产品市场和劳动市场的特定摆设，可以确定不同的拚格和工资茹性，从而可以构造各种总供给理沦。从这些理论出发，可以得出不坷的总供给曲线，进市货币政策也表现出不同效果。@多思·布什和费希尔(197><97)指出;所有现代的模型，不论其出发点如句不同，都倾向于得到一个类假的结果:在短费内，总供给曲线的斜率为正，睡在长期内则是垂直的;这种总供给曲线被现有许多从需求角度来研究货币政策地区效应的文献作为既定的前提，市忽视了对其的具体分析，因为货币政策的地区效应可能是由需求相关的因素造成的，也可能是由区域间供给曲线的差异导致的，如劳动和产品市场的弹拄和制度差异(DeGrauwe, 2000)。事实上，中央银行必须提据整掉或某一个作为参黑系的地区总供给曲线的实证分析结果来指导货币政策操作。但由于各地区的资源禀赋、技术条件等差异，银可能经济周期各不梧同，扭应地它们的总供给曲线或菲利普茹曲线也不相同，从而有可能锺统一货市政策在不同地区的效果出现差异。西此，对各地区总铁给曲线的理论与实证研究有助于我们进一步理清货币政策地区效应的影响因素o一、文献噩黯总供给曲线是宏观经济分析的一个重要组或部分。总需求曲线与总供给曲线构成了宏现经济学的最基本理论框架。任伺不考虑总供给曲线的宏现经济分析都是不完整的(余永定，2002)。西方经济学在研究恙供给曲线时，经济周期理论往往采用长期和短期来讨论经济的总拱给，以长期的增长趋势来反映潜在总供给，以对长期趋势的铺寓来表示经济的短期波动，将这一对长期趋势的偏离即产出缺口与通货影胀率联系起来就是短期菲利普斯曲线(言来人们也习惯担它称为短期总供给曲线)，它最初是由英国经济学家菲科普斯(Phillips)于1958年提出的，主要是阐述通货膨胀率与失业率之间的负梧关关系。睦后萨缪尔森和索洛(Samuelson和Solow，1960)用美自的数据散实证分析发现，通货露胀和失业之间存在类假负相关关系，进再出莫肯定律导出通货膨胀率与总产出水平成正比关系，形成了修正的菲利普黯曲线(或总供给曲线)020世纪60年代，随着颈期理论的发展，预期通货膨胀对实际通货膀胀的影响逐薪受到关注。弗里德曼CFriedman，1968)租费尔普斯(Phelps，1<973)将主要期如人菲利普斯曲线，成为附如预期菲利普斯曲线〈或总供给曲线)。其中对颈期的不同处理，又分为货市学裸的适应性颈期总供给曲线与卢卡斯的理性茧期总供给曲线。另在建性京期的基础上，加入价格黯性的假设，构成了新凯恩斯主义总供给曲线。对于这些不同时期以及不同蜂王后的菲利普斯曲线(或恙供给曲线)，国外有许多文献都做了详尽的讨论，而国内对此的研究较晚，也没有太多文献涉及。从经验研究上，陈学栋(1996)采南最小二乘法对我国改革开放以来的菲利普斯曲线进行估计，结果表畴，我国的菲利普斯曲线的解释性较差wJ树成(1998)分析了中国的菲利普斯曲线，指出中国的菲科普黯曲线有多种变形;黎德蝠(2002)提出了适合于我国现状的二元经济下的菲利普斯曲线模型，通过岳归分析发现在1<979~2000年我国的通货膨胀率与域镇失业率的关系不显著，1!!与经济发展过程中的核公莉余劳动力转移的相关性非常显著;张焕明(2003)通过引人经济增长率??????????51 货币政策地区效应作为反映经济建期性因素的变量，对中国1<979~2000年的失业率与通货影胀率之部进行了回归分析，得出了有别于传统菲利普斯曲线的形式。但这些研究部存在一个共同缺陷，IW由于我国缺乏完整的失业统计资料，且眩'在失业大量存在，以域镇登记失业率作为全国失业率的替代指标必然导致较大的佑计误差。为避免这一缺陷，我国许多学者采建了另一种西方学者普遍采璋的菲科普斯曲线形式以产出缺口为基础的菲利普斯曲或件为检验对象，如胡乃武等(2003)、王理(2005)都使用H-P滤波方法对基于产出缺口的菲利普斯曲线做了实证研究，尽管前者认为中国的短期总供给曲线与薪族恩斯主义总供给曲线在结梅上一致，而后者认为我国存在传统型的菲利普斯曲线，但都得出了类似结论，即我国存在菲科普斯曲线;钱有提(2005)使居卡尔曼滤波方法对基于产出缺口的菲利普斯曲线进行实证研究，结果发现，短费菲利普黯曲线在中国的存在姓不明确，长期内不存在。这些研究所得出的结论不一致可能是摞于对产出缺口估计所使用的方法的差异所导致的，对此，刘斌等(2001)对估计产出缺口既有的西种方法进行了出较研究，发现使用变量状态空间卡尔曼滤波方法更适合于对我嚣的产出缺口估计。从理论研究上，郑超愚(1998)采用卢卡斯函数重新综合了正统总供给函数，并着重考虑在中国特有的供求结梅下，不同产品的提给需求弹性的差异显著，对于中E总f共给函数的结构进行了富有窟发性意义的研究，组没有深入到地区层面上分析;余永定(2002)针对西方经济学中一般的做法是从劳动力市场均衡推导出总供给曲线，他认为这种做法存在两个问题:一是必须在各种各样，如工资刚'性、货币幻觉等辅助假设下，才能推出一条向右上方倾斜的曲线，西这些假设往往存在徨大任意性及缺乏简明性;二是在挂导总供给曲线的时候，都假去自己所分析的企业是所谓的代表性企业，进而简单埠通过事先最定有关加总的里昂惕夫条件可以得到满足的情况下，将其有为的结果加总为总体的企业的行为结果，即总供给曲线。然苟，这种代表性企业的概念并没有现实性.123为房有的企业是不同的。为此，他在放弃代表撞企业的摄念的同时，提出了一个新的假设，即企业在劳动生产率上的高低是不同的，摆设有M个企鱼，这些金业的劳动生产率按自低到高的颜序排列，服从某种模率分布c在分析了每个企业的份格和产出的关系之后，按事先设定的分布概率，对应于给定的物价水平，把所有企业的产出加总起来，推出总供给曲线。余永定的这种却总方法同样存在一个问题:即1吏企业的劳动生产率从高到镜的排序瑕从某种模率分布，但是各个地远的企业由于资源禀陆、技术条件、资本存量的差异导致其不仅平均劳动生产率可能是不同的，而且资本一产出率也可能不同，使各个地区的可能生产边界不同，另外考虑企业在区域之间的异质性及区域内的相对同贯性，使我的同样有理由认为可能存在各个埠区的总供给曲线。f1=l.要证明地区总供给曲线的存在性，一方面要从理论上说明它们存在的可能性，另一方面要从实证上检验它ff1存在的现实性。二、地区短期总供给曲线存在民可能性的理论解释本文首先采用柯布-道格拉斯生产函数推导短期总供给曲线，然后对可能影响短费总供给曲线的地区因素进行分析，进国对这种短期总供给曲线形状在不同地区可能存在差异做出理论解释。1.短黯总供给曲线的理论模型假设各地区的生产函数都是柯布道格拉斯函数，郎:?????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????? 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如果使用这一函数来推导短期的恙供给曲线，那么，一方面要考虑在短期中，资本存量K是固定的;另一方重要考虑地区的市场结梅，如果是垄酷的市场结梅，则需要建立一个比仅考虑完全竞争的市场结构更为复杂的模型框架，但这两者最后得出的结果是基本类{挠的，所以下面只考察既有市场都处于完全竞争状态的经济，进雨总劳动需求由下列条件得出:δY,KαW一(1-a):~_e’=一(2)δL~/La~p同时对(1)式取对数，得到柯布-道格拉斯生产函数的线性形式:y=α走+(1一α)(3)1+1S再对(2)式取对数，得到对数彭式的劳动需求函数:ln(1α)一←α是一αt十ε=w-p或者lD=iiZIG一α)十是一旦二主十主(4)αα劳动供给随着实际工资率的主升而增加:1'=1+δ(w-p)(5)为了简化分析，黑适当的彭式使各个常量标准化是可取的，且不失一般性。因此，我们定义z--α唁十'尤一一nEAα(6)在吕定价格租圈定工资下.r列就业水平为冲击后劳动力市场的均衡水平:γ=1十一主--:::E(7)1十aò;;捏在知道冲击的规模ε之前，名义工资在工资谈判中被商定。在工资合同执行期间，劳动力按照商定的名义工资总是提供如企业脐嚣的劳动。因此，在冲击ε之后，有放就业将提据劳动需求函数确定。给定名义工资，运用方程(4)式的简化影式即方程(旧式可以得出有效就业水平:?十(8)在工资谈判中，名义工资事先确定，以致事后就业水平与最佳就业水平γ的期望方差MinE(l_[*)2(9)最小化，即如以致:实际就业水平对最优就业水平的偏差可以通过方程(7)和(8)式表述为:1-1曾z主二主主十一IS一一一(10)αa(1+a)??????????货币政策地区效应53显然，如果工资率等于预期的价格水平，那么偏差正好最小:(11)w=P’提据(3)式，平均生产水平孟为:y=ak十(1一α)(12)l然后，从方程(8)式和(11)式，得到短期总供给函数的下到关系式:。α)/.-’.Ig-I(1一α)ey=豆+~一一〈ρ-1i.，)十一=y+一一一一(ρ_p)十王(13)ααα(1α)通过适当的标准化一一一一=α以及主=g，则有1αy=豆+α(ρ_pe)十z(14)运用定义把二p，一ρ，-1以及π;=户:ρt-1，则有几一π ;=户，-j巧。上式可转变为:y，=虽十α(πt-1rD十ε(15)如果考虑到经济的周期性波动具有滞后效应，以及对外贸易对检格的影响，并设产出波动y，=y，一元，那么(15)式变为zy，=αyt-l+(1r,-1rn十λX，十εt(16) 其中，Xt表示对外贸易冲击。2.影响地这短期总供给曲线差异的因素分析从(16)式我妇可以得出，不只是曲线的水平而且是曲线的提率都既取决于通货膨胀预期，又取决于产出波动方差。市影响通货膳旦去预期和产出波动方差的主要因素是价格和工资刚'姓、预期、对外贸易冲击、劳动生产率、资摞禀赋差异、挂术差异、体制特征等。下萄就这些菌素在各地区的差异进行分析。(1)价格变化差异对区域短期总供给曲线的影响。由于微观经济主体在签订购销合同和工资合同中通常都考虑了逗货颈期的因素，因此，通货膨胀霸黯对市场化价格的形成进雨对产出具有重要影碗。在物份连续上涨的情况下，微观经济主体会产生普遍的通货膨张预期，从商继揍拉动物价上涨;在物价持续下跌过程中，微观经济主体会产生普遍的通货紧缩王震期，从而推动物价继续下跌。一般来说，价格改变越少，名义酣性就越强，通货膨胀预期越慨，供给曲线就越平坦;反之，拚格改变越多，名义踊性就越弱，通货膨胀预期越高，供给曲线就越陡睛。由于我国区域经济发展水平不平衡、经济贸易结构不同、市场化改革步伐不一等等，导致份格变化在各地区表现差异。首先，区域价格剧性差异导致亘域短期总供给曲线的差异。19t1如，一方面价格体制改革导致这域价格刚性差异。经过20多年改革，大部分产品的价格已经由市场决定。但这一进程在各个产业部门和各个地区不尽梧同。有些省区由于其产业结构等方面的制约，政府指令性价格和指导性扮格所占的比重还梧对较高。西为在政府捂令性和指导性定价的离品中，农副产品和生产资料占的比重较大，而相对于东部省份雨言，中西部省份的农副产品和生产资料占的比重要大，这就提各地区的价格限性具有区域差异;另一方面，区际所有在tl结构不同导致这域价格剧性差异。一般来说，国有集体部门具有工资下谓的绝对霜性，其平均工资增????????????????????????????秒??????????????㊣??????????????????????????????????十??????????????????????????????????????????????????????????????ㄩ炡??憺????????????????????????????????????????????????????????????????悫????墡???????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????某?????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????墡????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????斣????????????????????????????????????????????????????????????????????懒????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????灈??????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????? ??????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????54《数量经济技术经济研究ì )2007年第3期长率的躁动幅度均低于其他单位的平均工资增长率。因此，其他单位的市场化工资霜'挂小于国有集体单位的工资惑性(汪红辑，2003)。然而，国有集体部门与其他单位在各个地罩的分布是不同的，梧对于东部省份高言，中西部省份的国有集体部门的比重较大，面其他单位的比重要小。因此，从这两方E来看，中西部地区的名义价格和工资副性要强于东部地区，亦ep相对于东部地区市言，中西部培区的价播和工资变化少，通货膳胀预期氓，其短期总供给曲线也相对平坦。其次，对外贸易不同导致区域拚格变化差弄。对外贸易是指与区域外的贸易往来，它包括两个方面:一方面指区域与外E之间的贸易;另一方面指一国内的区际贺易。在这里主要讨论区域与国外贸易，即各地这从国外的迸出E规模和国际市场价格对区域内物价的影嘀。当进口商品拚格下降和商品进口规模扩大，对区域内物价总水平产生向下的压力。雨当进口国际商品特别是能源和原材料等价格波动时对区域内物价会产生较大影碗。出口对区域内物价的影响主要受嚣际经济状况的影响，国际需求旺盛可能拉动区域内价格上升;相反，国际需求疲软可能加剧区域内物价萎靡不振。从区域角度看，东部省伤的从国外的迸出口规模和受E际市场的价格影响要远远离于中西部省份，因而东部地IK受此影嘀的价格变化要多于中西部地区，相应边，中西部地区的通货膨胀瑛期要f坛子东部地缸，从而使中西部地区总供给曲线较东部地霞的总供给曲线更平垣。(2)颈期能力不同对区域短期总供给曲线的影睛。预期形成快慢和准确与否取决于教观经济主体的信患获取与认知能力，在不同区域经济主体的这种能力是有差异的。莲从来等(2003)认为，一殷商言，成熟市场经济主体的旗期，比转望国家的经济主体的预期准确;同样，中国沿海、大城市经济主体的颈期，一般比内地、小城市、农村的经济主体颈期准确。理此，可以推断在东部省份经济主体预期在对恰格的形成作用上一般要花中西部省份经济主捧预期来得更强，使东部地区的岱格变化往往要快于中西部地区，从而使东部地区的娃期总供给曲线比中西部地区的恙供给曲线更陡醋。(3)劳动生产率差异对这域短期总供给曲线的影响。劳动生产率不仅是影响潜在产出的重要因素之一，而且当不同产业的劳动生产率不同及其在不同区域的分布不同时，会导致价格上涨或r谓的割性以及产出存在区域差异。高的劳动生产率产业意味着每个劳动者在单住时前内可以提供花低的劳动生产率产业更多的产品或劳务。当某一产业的生产率的增长速度快于社会平均的劳动生产率增长速度，这就意味着社会对该产业所提供的商品或劳务的需求的增长速度馒于该商品或劳务本身的增长速度，那么，该行业所提供的离品或劳务的价格就有下调的压力，从而使该行业的商品或劳务的价格下降租产出增加;相反，当某一产业的生产率的增长速度攫于社会平均的劳动生产率增长速度，这就意味着社会对该产业所提供的商品或劳务的需求的增长速度快于该商品或劳务本身的增长速度，那么，该行业所提供的商品或劳务的价格就有上攘的压力，从而使该行业的商品或劳务的价格上升和产出减少。由于各地区产业结梅不同，高或低的劳动生产率的产业在不同地区分布不同，由于高的劳动生产率产业在东部省份所占的份额更多，雨假的劳动生产率产业在中西部省份所占的份额更多，使东部地区的劳动生产率高于中西部地区，如表lE吁示。东部地区的生产率高，则或本下降，讲格医而于择，梧应需求上升，使生产能力能移得到较充分科用，从商使价格下降和产出缺口变化不大。相反，中西部地区国生产率低，赔成本上升，价格也上升，夺目应需求减少，使生产能力过剩，从而使价格上升和产出缺口变化较大。由匙，各埠医的短期总供给菌线各不相窍。??????????55货币政策地区效应表12002年中居各地区劳动生产率情况省份劳动生产率省份劳动生产率北京133.6重庆70.3天津113.3因JII77.5河北87.5贵州68.5辽宁92.5云南157.6上海183.2西藏62.4江苏109.8陕西76.5浙江98.2甘肃66.2福建103.8青海<97.9山东106.5宁夏72.3广东124.0新疆165.6it海南106.5内蒙72.6东部平均114.4广西74.1山西53.8西部平均运8.5吉林90.9黑龙江130.8安徽74.0江西58.8词南71.5湖北94.4湖南75.1中部平均81.2注2表中的劳动生产率是指实际值，它等于各地区的劳动生产率与全国平均劳动生产率的比率。资料来源于《中国统计年鉴)>(2003)，中国统计出版社。(4)资源禀贼差异对区域短期总供给曲线的影响。假定某一地区处在经济运行的初始状态，即各种产品或劳务的供求均处于均衡状态，此时，若出现外部需求正向冲击，社会的有效需求上升，首先引起物价水平的上升，而物份水平的上升叉剌激生产规模的扩张，如果这个边远的资源禀贼允许生产规模在这种增长了的需求面前不受约束地、)1羁利地得到扩大，就.l??.就增加，产出也梧m增加，直至产出的增朗与需求的增加相等。那么，增量的需求变化所产生的最终效果就是价格和产出的共同增长。相反，若面对需求的增加，生产规模受到该地区资摞禀赋约束商提本无法扩张或虽然有所扩张{g与需求相比扩张不足时，出现的情形是:在价格方面，由于产品供给不能增加或增加幅度不及需求增卸的幅度，致使增加的需求全部或大部分依靠原有产品或劳务来吸收，国商引起份格上升，即通货膨胀;丽在产出方面，由于生产无法扩张或扩张极其有限，使产出的增加福度不及价格的上升幅度。银显然，各地区资摞禀黯差异会引起产出、份格进而短期总供给曲线的区域差异。??????????56 《数量经济技术经济研究))2007年第3期(5)体制特征。中国政治、经济发展的不均衡，行政分权，特别是分税制的施行，地方政府之间的竞争以及地方政府与中央政府之间的讨价还价，不仅造成了统一市场分嚣，而且导致中国特色的地方贸易保护主义，使产出、价格进而短期总供给曲线呈现区域差异。三、实证拴验上文对各地区总供给曲线的可能存在性作了理论阐述，南要证实其真实的存在性以及货币政策在不同地区产生的不同效应，还需借助计量方法进行经验研究。本文的经验研究主要使ffl卡尔曼滤捷方法对产出缺口和预期通货膨最率进行估计，并在此基础上，使用最小二乘法构建各地区的总供给曲线。1.数据来漂各省市真实GDP捂都Y，采用中国经济信息、商、《中国统计年鉴》的有关数据计算得到，Y’=Yt年真实GDP指数/1<978年真实GDP指数，y，=lnY，o由于我国在20世纪80年1<978代中期才有各地区的居民消费价格指数的统计资料，因此这里我的选取1<978~2005年的各省市零售份格指数代表价格水平。2.经验研究(分为三个步骤)(1)产出缺口的估计。产出缺口的估计方法主要有两大类z一类是统计分解趋势法，它包捂线住趋势法、BN分解法、卡尔曼滤波法、HP滤波法等z另一类是经济结构关系结tt法，典型的是生产函数法。XIJ斌等(2001)X才第一类方法进行了比较研究，认为卡部曼滤波法更适合于眉来估计我国产出缺口。本文也丧用卡尔曼滤波方法佑i十各地区产出缺口。具体模型如下:;w.源方程表示了产出序列由趋势成分(即潜在产出)和周期成分(即产出缺口)商部分构成zy，=5，十c，(17)设定不可现翔的趋势成分和周期成分满足下菌的向量自国妇过程，可视作状态方程:5，=μ+5'-1十ξlte:l，~i.i.d.N(0，δ1(18))(19)C,=1>jC’-l+良C'-2十e:2t岛~i.i.d.N(0,z)口的式表示产出的长期趋势是一个带漂移的随扰游走影式，(19)式以一个AR(2)的形式拮述了周期成分的波动特哇。方程(17)~(19)可表示为如下状态空间形式:状态方程:~t-c-l=F~t十A+V'71观测方程:yt二H~t(100其中，ε=[丘，C;C，-j了，V,=[e:lt’e:刀，0了，F=101>11>仆，H=c1110101)’,A=(μo0)’0 关于残差特征的假定为:????????????????????????????????????????㊣????????????????厡猱??????????????爱???????樵??絯ㄩ〩???????????????????㊣??璡??????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????樵???????????????????????????????????????榣????????????????????????????????????????????????????????厡?????????????????????????????????????????????????????????????榣??????????????????????氢??????????掸??????????玡???????????????孳????????????樵????审??????????????僖???????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????采??????????????????????????????????????????????????????????????????????????十????????????攲????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????潝?????????????????????????????????????????????????????????????????ㄩ????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????僖???????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????湋?? ?????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????货币政策地区效应57，σ~0飞ECV,V’,)=R=I牛1，ECVt{r)=0,r=l,2，…，丁ECV,{o)=0lO~J本文经验分析z为了简化模型回归，仅从东部11个省市中选截了天津、上海、江苏、浙江、山东五个省市;中部8个省市中选取了安徽、江西、河南、谢南四个省市;西部12个省市中选取了重庆、四川、贵州、读西、宁夏、薪疆六个省市。以真实GDP的自然对数作为实际产出y，的捂标值。通过卡尔曼滤波算法，佑计结果克表20表2状态空间系统的参数估计参数统计量省份!0;10;2升1LoglikelihoodAICS放工严1>20.0<974瞥'铮0.0296费椅篝1.5598脊;曾1-0.9999择警釜0.000354.5641一3mj3出津天(0.0058)(0.0013)(0.0016)(0.0704)(0.0075)。.0948普缝铃0.0261倍普膏1.59><>696传铸骨O.9998如精赞0.000358.18643.93<97-3雹<>6998上海(0.0065)(0.0013)(0.0010)(0.0813)(0.0084)0.1182普普备0.0343锺缮，。.<9728篷'量-0.4196劳i0.000150.<9713-3.4053-3.1653苏江(0.0024)(0.1493)(0.0022)(0.1740)I(0.2428)O.1233普脊怜0.0309锋籍揭1.230赞普普-0.6391婪将0.000153.8761一3.6205-3.3805浙江(0.0032)(0.1210)(0.0034)(0.1594)(0.2578)0.1110怪眷餐0.0263脊骨簧1.6179脊骨传-0.姐姐‘量揭0.000457.6767-3.9020-3.6620东山(0.0074)(0.0020)(0.0028)(0.0881)(0.0207)O.1003善普普0.0346铸静钟1.6180篝普鲁O.9229铃份尝0.012147.8267-3.1723-2.9324徽安(0.0091)(0.0019)(0.0043)(0.1949)(0.2535) 0.0<979铮铮幡0.0258静慢还1.5343'善倍一0.9993警备餐0.000858.47363.96103.7210西江(0.0061)(0.0013)(0.0075)(0.0<>697)i(0.0892)O.1023肇费份0.0341祷号费0.000851.2868-3.4286I-3.1887南河(0.0085)(0.0014)(0.0207)(0.3582)i(0.3756)0.0884铃传铃0.0164争费善1.5936第链篱。.9998持纷提0.000370.1270-4.8242-4.5842湖南(0.0036)(0.0008)(0.0049)(0.0441)(0.0446)0.0896簧祷备0.0196藐提是0.00071.6061’,,1-0.9993|65.5658-4叫一4.2464重庆(0.0058)(0.0011)(0.0052)(0.0935)I(0.0817)0.0893眷铸祷0.0201籍是赞1.6085提势得-0.9994格笋铃0.000765.2311-4.4616I-4.2216}(0.0058)(0.0012)(0.0054)(0.0891)(0.0601);四0.0873份量赞0.02号5静橙喔1.6425*得餐-0.9993'脊骨0.000458.37363.95363.7136州贵(0.0065)(0.0013)(0.0098)<01055)|(0.m2>(0.0929曾爱秘0.0307赘静候1.5811善侨眷-0.99始善铸普0.000354.2110西陕(0.0078)(0.0014)(0.0083)(0.1711)(0.1030)0.0925椅幡侵0.0265篓怜骨0.0047费提仲1.6013簧缝‘-0.<9740‘得势56.8710-3.8423-3.6023夏了(0.0057)(0.0015)(0.0015)(0.0909)<0.0720)疆新O.的74资铃篝0.0186绥赞普0.00<>69费铮梯1.3303费提幡-0.8595骨骨'165.13484.4544I-4.2145(0.0043)I(0.0015)I(0.0014)I(0.1812)I(0.1803) 注:捂号内是标准差。养美赞、普祷、铃分别表示回臼系数的显著'性水平为1%飞5%、10%。???????????????捋犣????????????????????????????????侣??????????????????ィ??????????????????????????????????????????????価????????????????侴??卅汩????侣???????????????????侣????????ィ㎡????????????嚡???????嘷??橃步??????????㊣?????????????????????????????????????????????????????????????????????????㈱ィ??侣??????????汩?????????????????????????????㈱??????????????????侣?????????????????????????????????????????????????ィ????価??????????????????????????????????????桯??????????????????????????????????㈱????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????润?????????????????????????????????????ヒ???????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????㎡??ァ????????侣??????????????????????????㎡???????????????????????????????????????????????㎡????????????????????????????狒?????????????????ァ?????????????????????曦??㊣???????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????债???????????????????????58《数量经济技术经济研究))2007年第3期(2)预期通货膨胀率的估计。在(6)式进行结计之前要考虑预期通货膨胀率的形成机制，本文采用ARMA模型来考察，其结果见表30表3东中西部地E部分省份预期通货膨胀率的形成机司ilJ--ARMA模型吕妇结果22省份CAR(1)孔1A(1)RDWFR0.044956备铃0.503721势将0.403211。.6883470.64457092.10626424.45339天津(1.950179)(1.613624)(2.150173)O.582253祷善0.0513440.211898铸。.6816480.638452j2.03800424.15027上海0.632262)(2.467737)(1.748536)东。.942551养得资O.2793530.6183<970.5阳7I1.922937 19.44631江苏|io.052207著提(2.10859)(1.417581)(30.41444)部0.054937铃骨0.298608传。.6521<97籍幡善。.<>6930840.6508412.00279825.67254浙江(2.238062)(1.712255)(3.336747)’。.044893费幡。.703521争赞.O.3443260.549236O.5116712.01902314.62138东山(1.9<>69924)(1.513438)(4.082095)0.049826传骨。.35435110.6433620.5276150.4882492.04788613.40298!在(2.033567)0.506839)(3.318963)。.051443给铸。.627917费幡错0.3154090.4896250.447094I1.95887711.51213西江中(2.081099)(1.263299)(2.946119)0.045551幡惕。.134961。.938003著提锦0.5381360.4996471.90906713.98168部河南(2.227568)(0.656430)(28.03527)O.952002筝务绥0.1484190.5625250.5260681.85752615.43012湖离i0.062257挫曼(2.570199)(0.742787)(30.80085)0.989809份樨哥0.292399。.643070。晕6133262.01750221.62008(2.002667)(1.503446)(1166.934)0.054988狲赞0.378733善持O.6456481.81087124.6871j西11I(2.138182)(1.989866)09.26345)0.052688传骨0.33♀47010.754721必费学0.5767<97O.5415301阳54I16.3川贵州西(2.241248)(1.556649)(5.44579)。.053256赞祷0.21995110.9归88…0.583285部i罢(2.222028)(1.085263)I(22.47742)0.050641倍各0.451629锣蟠0.617189铸赞费0.58320.5484672阴5516.7阳夏了(2.078><#004699'>2276)(2.055177)(3.357771)0.052767铃修0.524<>696侨眷0.3787450.5224740.4826802.03742113.12953新疆(1.907111)(2.254555)(1.506701)注:括号内为t统计量。铃赘祷、赞提、焚分另号表示回归系数的显著性水平为1%、5%、10%。(3)短期恙供给函数的信计与结果分析。利ffl表2、表3的结果对方程(16)式进行估计，在摸望中设虚拟变量D，其值在1989年和1990年取1，其余年份为0。估计的结果晃表40?????????? 59货币政策地区效应表4东中西部地区部分省份总供给函数估计结果解事手变量相关统计量省份22见-dDWYt-lX,DRRO.813343份祷曾O.710<9730.67156。警921054津天(6.932951)(2.810953)(1.654664)I(-2.<>695682)0.843413提袋装O.114747餐蕃茄0.018652簧脊0.016417'何O.7689500.7249401.193643上海(7.779258)(3.456652)I(2.626233)I(-1.91484日东。.633059铮眷费0.251131替等怜:0.017814镣0.030890.6451630.5831402.243464苏江(4.249024)(3.11852)I(1.754483)(-1.644946)部0.668889铃祷曾0.314929'臀篝0.025131活0.086220善警骨O.71078O.671341i2.332967浙江(5.810653)(3.619333)(1.72344)(3.790642)0.725900'铃费。.145757…0.012454赞-0.025620赞份O.738753O.7031281.01<>6964东山(6.392452)(2.987<976)I(1.779558)(-2.2<>69188)0.872386赘赞骨。.1846260铮怜-0.043046雹籍0.0253370.773287安徽(8.376030)(2.395218)(0.353564)(-2.225775)0.707892‘费备。.124429’0.0365<>690.0231810.628755。.57813111阳83中主(5.1982<97)(2.361647)(0.708210)(-1.661939)0.853949费餐精0.096888骨铃'-0.0057950.014922眷0.763611O.7313761.338521部河南(7.921147)(2.842033)(-0.108848)(-1.756131)0.820342铃是费0.083810'事‘0.018967普查0.0259640.744124O.7092320.934292南湖(7.426438)(2.776276)(0.771402)(-2.140086)O.715007份资份0.099879樨铸善0.022963脊赞势0.037501O.758596O.7256771.125366重庆I(6.<>694813)(3.38<>6931)(1.102<>698)(-2.85<9713)0.708611赞普铃!0.106055赞餐幡0.023721'羹.0.0445070.747896。.7135181.098598j匹iI(6.416778)I(3.1823<>69)(1.00<>6955)(-2.778093)州贵。.773713缝妥提0.060472费争O.028935I-0.018985将势惕。.763281O.7310010.960232西|叫(2.2删25)叩门叫0.6604470.8747<97 接EM$000§…ω84129…队005095i|-0.olm4份|i0.m94部(6.941号94)(2.324542)(0.177894)i(-1.719642)0.850108赞费骨0.079235‘0.00拟6ω25阳锺I0.6挺302。.6526160.950588夏丁(7.09417)1(1.729243)(0.262998)(-1.860882)0.526258骨每岳0.04部5γ0.072430。.019928铮铮。.6107330.5576511.10903新疆(3.027687)(1.701624)I(0.422063)(-2.705044)注:括号内为t统汁量。祷美铃、并挺、铃分别表示回归系数的显著性水平为1%、5%、10%。从表4可以看出，国际价格波动对各省市价格前影响也不梧同，其中对中西部省市基本没有影响，统计主也不显著，雨对东部省市的影响却较大，且统计上也显著，这可能是东部省市的开放程度进而外贸依存度远远高于中西部省市的缘故。系数β 反映未预期到的通货辈革胀率对产出缺口的影响，各省市的这一系数显著为正，呈其锺东部省市最大，中部省市次之，西部省市最小。由于该系数的倒数是经典分析货币政策效应;p-Y;平面上的短期总供给曲线的斜率，因此各省亩的经典短期总供给曲线的棋率也为正，说明该短期总供给曲线向右上方频斜，斜率值东部的最小，中部次之，西部最大，亦即经典短????????????????????????凄?刲????ィ侣??????????????価??????????????????????????????????????????????ァ??????????????????????????????刲侣価㊣??ィ????????????????????㊣??????侣??ィ???????????????????????????侣???????????????????????侣??????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????価????????????????????????????????????????㈱???????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????十??????????????????????????????????????????????????????????????????匹????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????ヒ???????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????㎡??????????ァ?????????????????????????????????????????ァ㎡?????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????????炷??????????????????????????????偟??????????禡?????????????????????????????60《数量经济技术经济研究))2007年第3期期总供给曲线东部省市的最平坦，中部省市其次，西部省市最陡，从币当货币政策正向冲击导致需求发生变化1个百分点时，将产出推向最远的是东部省市，中部省市其次，西部省市最近。四、小结货币政策地区效应并不仅仅是需求方面的原因引起的，碍是供给与需求相互作用的结果，当需求增加既定时，那么货币政策的地区效应就取决于各地盟的短期总供给曲线的形状。囱此，央行在南j定货币政策时应考虑到各地区总供给曲线的差异，实行有差别的区域货币政策工具，缩小由此引起的货市政策效应区域差异;同时中央政府在胁词东、中、西部地区经济发展时，要兼顾从总供给角度制定相关具体措施z① 提高中、西部地区的劳动生产率，通过产业结将揭整.加大中、西部地fX的技术创新技人，发展新兴产业;②提高央行货币政策的透明度，进而提高中、西部地区的预期能力;③统一国内市场，削徐地fX地方保护主义，使生产要素能在各地区之间自由流动。参考文献[1]Friedman，岛生，Theroleofmonetarypolicy[口，AmericanEconomicReview,March1968:1~17.[2丁DeGrauwe,EconomicsofMonetaryUnon[JIV旬，Oxford:OxfordUniverstypress.2000.[3JPhelps，日mund丘，InflationinTheoryofPublicFinance[JJ,SwedishJournalofEconom??cs,1<973,75(1):67~82.[4JSam出lson，PaulA.andSolow,RobertM.四60.AnalyticalAspectsofAnti-InflationPolicy[口，AmericanEconomicReview,May1960:177~194.[5JSato，丸，ProductonFunctionandAggregation[MJ.Amsterdam:North-Holland,1<975.[6J多患·布什、费希尔((宏观经济学>>[M]，中国人民大学出版社，19<970[7J余永定((通过加单推出的总供给曲线))[口，((经济研究)>2002年第9靡。[8J蘸学彬((对我虽经济运有中的菲利普黯曲线关系和通货蘑菇预期的实证分析))扫，((财经研究》1996年第8期。[9J刘树成((论中国的菲利普斯曲线>)[丑，((管理进界))19<97年第5期。[10J黎德福((i乞二元经济的菲科普斯曲线和;奥肯法蹈;中嚣经济发展过程中通货膨菇、经济增长与就业关系的理论与实证分析))[到，第二届经济学年会工作论文。[l1J张焕明((1<979~2000年我国菲利普斯曲线的实证研究))[刀，((管理科学))2003年第4期。[12J胡乃武、孙稳存<<中国总拱给曲线性庚的实在E分析))[日，((数量经济技术经济研究))2003年第12期。[13J王煌<<中菌的产出缺口与远货膨胀})[JJ,<<数量经济技术经济研究))2005年第1期。[14J钱有妮((菲利普斯曲线在中匿经济中的实证研究基于产出缺口的分析))[JJ,((财经研究》2005年第6费。[15J刘琪、张?不清((我国产出缺口的拮计))[刀，<<金融研究))2001年第10期。[16J郑超愚((中国宏观经济分析的理论框架)}[M丁，中国人民大学出版社，19980 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