企业家信心与货币政策区域非对称效应

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企业家信心与货币政策区域非对称效应——来自动态非线性面板模型的证据企业家信心与货币政策区域非对称效应
——来自动态非线性面板模型的证据

摘 要： 在中国经济增长动力切换和发展方式转变的关键时期，企业家信心影响至关重要。本文选取2010年1月到2018年3月我国东、中、西部地区24个省市数据作为研究样本，将企业家信心与区域特征结合，研究货币政策效果的区域非对称效应。研究采用动态非线性面板模型，以时空维度中方向非对称性、时间和空间非一致性三方面表现诠释货币政策区域非对称效应结果。检验结果表明：适度紧缩货币政策环境下产生的影响均小于适度扩张货币政策环境；中西部地区通常会因企业家信心反馈而放大货币政策对产出的收缩效应；而适度宽松货币政策环境下东部地区大于中西部地区的扩张效应，中西部地区会因企业家信心水平未突破门限而不足以响应并扩大产出效应；价格型货币政策调控工具在企业家信心影响下的影响效力更高。

关键词： 企业家信心； 货币政策； 区域经济增长； 动态非线性面板； 区域非对称效应

一、引言与文献综述

虽然经济学经典理论对货币政策实施效果的讨论通常聚焦于总体层面，但不同区域在经济发展和金融环境等方面的差异往往使得其对统一货币政策的反应非对称。有鉴于此，仅探讨货币政策对总量经济的影响已不能满足宏观调控的要求，更应关注货币政策效果的区域非对称效应[1]。值得提出注意的是，现今货币政策实施效果很大程度上取决于企业家的行为反应[2]。中国经济已进入增长动力切换和发展方式转变的关键阶段，在企业改革发展滚石上山和爬坡过坎的过程中，更需激发和保护企业家精神，发挥企业家作用，充分调动企业家干事创业的积极性、主动性、创造性。在外部不确定性增加的压力下，企业家信心波动率上升；企业家信心在传递过程中受约束于流动性以及投资成本和收益间的权衡，企业行为方式由此发生改变，使得价格和数量型货币政策调控效果均会受企业家信心的影响，为货币政策实施效果的区域非对称效应叠加上信心传递的复杂影响[2-4]。为此，综合企业家信心与区域结构特征，研究并解释货币政策效果的区域非对称效应在时空维度上的表现，将对回答如何有效实施货币政策以促进宏观经济稳定增长提供借鉴。

既有文献大多从货币政策对企业投资行为影响的公司金融分析范式出发[5-6]，但未能进一步考量企业家信心及其行为对货币政策效果的宏观反馈作用。同时，文献梳理也反映出，无论是关于企业家信心对经济增长影响的研究，还是货币政策区域非对称效应的研究，目前仍处于相对平行的单轨运行状态，缺乏对二者的联动分析也成为当前研究的有待修补之处。学者们对企业家信心与经济增长关系的研究多基于企业家信心对投资行为的改变来进行检验[7-9]，但未能考虑其在货币政策调控中的响应过程，区域差异性分析也并不多见。经典经济学理论显示，方向非对称性(asymmetric)、时间非一致性(time inconsistency)和空间非一致性(regional effects)是货币政策对经济增长影响时空维度不一致的三种主要表现形式[注]方向非对称性指经济衰退期采取的扩张型货币政策对经济的刺激作用不同于经济繁荣期紧缩型货币政策对经济的抑制作用；时间非一致性是指公众对政策信息的获取及响应会改变政策环境，从而导致最初制定的政策在执行阶段可能失去最优性，进而监管部门相机抉择重新选择最优政策；空间非一致性是指统一的货币政策作用于不同经济区域往往产生不同的政策效果，空间非一致性也称作区域异质性。；然而，现有货币政策区域非对称效应研究大多锚定于空间非一致性，或少数融合了方向非对称性，缺乏对由企业家信心变动引起的时间非一致性的综合关注。事实上，信心和预期管理过程是政府和公众的博弈过程，公众从政策实施中形成预期，政策制定者根据公众心理调整政策实施，货币政策效果在很大程度上取决于经济主体与央行调控政策的相合程度[10-11]。信心传导的这一特征恰与时间非一致性划一。货币政策信心传递研究成果主要从货币政策对信心的影响和信心对货币政策实施效果的影响两个角度展开。由于信心所受影响因素复杂多变，针对本文的研究问题，笔者将受多种因素影响后形成的企业家信心视为自变量。目前，学者们直接从企业家信心角度研究货币政策对经济增长影响有效性的文献相对较少，我国学者大多基于经济主体的预期、情绪和公众信息获取行为等扩大化的信心表现形式来研究货币政策的信心传导[12-14]。传导机制研究也普遍基于黑箱模型，即，认为经济主体形成预期和信心的成因和结果之间只考虑输入和输出关系，而不必过多考虑模型具体结构[15]。在研究结论方面，宋旺和钟正生(2006)[16]，卢盛荣和李文涛(2013)[17]发现，我国货币政策带给区域的影响自东向西呈递减态势，恰与经济调整速度自西向东依次递增相匹配；而曹永琴(2010)[18]则基于货币政策效应在敛散速度、方向、幅度等方面的差异，提出经济不发达地区对货币政策反应强度大于经济发达地区。我国货币政策的产出效应在东北和黄河中游地区最为明显，在长江中游和东部沿海等地区程度相近，而在西北地区和南部沿海则相对较弱。上述研究结论肯定了我国货币政策区域非对称效应的存在，但实证结果存在差异。反思差异的来源，未考虑企业家信心影响而只研究货币政策工具对不同区域的方向非对称和空间非一致性作用效果，将直接导致分析结果偏误。此外，区域划分标准、控制变量选择以及计量模型的选择也是差异形成的原因[注]“三分法”“八分法”以及省际划分方法是常见的区域划分标准，依据不同，所划分区域的含义也不尽相同。区域效应的形成原因可以从产业结构差异和融资结构差异两个角度进行解释，但也存在其他多种控制因素；当前研究所使用的计量模型主要集中于VAR和GVAR多种VAR系列模型，以及状态空间模型和面板模型，但未见非线性分析的广泛使用。。

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对此，本文拟采用“三分法”的区域划分标准[注]本文的区域划分标准采用传统的“三分法”，即依据国家统计局对东、中、西部经济区域的划分。虽然对区域细致划分可以提高测度的准确性，为货币政策制定提供更为基础的信息，但考虑到企业家信心数据的可得性和目前区域性企业家信心数据也是以“三分法”标准给出的；同时，央行货币政策执行报告的区域分析部分亦以此划分标准进行阐述，所以本文在研究企业家信心与货币政策区域非对称效应过程中采用“三分法”的标准。，将企业家信心传递与区域特征结合，基于我国2010年1月至2018年3月的数据和动态非线性面板模型，研究并检验其对货币政策效果区域非对称效应在时空维度上的综合影响，并按货币政策工具的类别和松紧倾向对比检验结果。本研究的贡献在于：(1)在承袭货币政策对企业投资行为影响研究成果的同时，转而从企业家信心对货币政策效果的宏观反馈作用角度加以分析；体现了从公司金融关注视角向宏观政策调控视角的拓展性转化；(2)将企业家信心传递与区域特征结合来研究货币政策效果的区域非对称效应；兼顾时空维度不一致的三种主要表现形式，即关注方向非对称性、时间和空间非一致性综合作用下，货币政策效果在区域间的差异；(3)提供了不同种类货币政策工具和政策松紧倾向下区域非对称效应间的差异，直接而细致的经验证据将有助于理解货币政策实施过程中考虑企业家信心影响的科学性和必要性；(4)由于仅以线性模型进行设计和估计往往直接导致研究结论与现实不符甚至检验失败，而现实中，无论企业家信心、经济增速还是货币政策数据都易呈现阶段性特征并存在非线性转换的可能，因此，在实证过程中拟采用动态非线性面板模型以期进行较好的拟合。

二、逻辑推演与研究假设

货币政策实施与企业家信心传递对经济增长影响的区域非对称效应是本文研究的核心问题。由于企业家信心所受影响因素复杂多变，针对本文的研究问题，笔者将受多种因素影响后形成的企业家信心视为自变量。货币政策可以借助数量与价格型工具，综合企业家信心的影响，作用于区域经济增长，并通过在方向非对称性，时间不一致性和空间不一致性方面的表现，形成区域非对称效应结果(总体影响机制如图1所示)。

由于企业家信心会对宏观层面的总量投资水平产生影响，体现于至少提高企业家信心会降低宏观经济不确定对固定资产投资的抑制作用[19]，进而叠加货币政策调控再次作用于区域经济增长。这意味着，一方面企业家信心对区域经济增长的影响机制存在环路结构，线性相关可能性不大；另一方面企业家信心对经济增长的影响存在达到一定值后转换的可能(无论倒U或正U)，货币政策调控工具、企业家信心与区域经济增长间可能存在非线性关系。据此，本文提出待检验的研究假设1，同时设想在实证过程中采用动态非线性面板模型以期实现较好的拟合。对上述非线性关系存在的描绘也会同时体现在如下论述。

假设1 企业家信心对区域经济增长的影响存在非线性关系。

     

图1 企业家信心与货币政策区域非对称效应关系的逻辑推演

在时间不一致性方面：企业家对政策信息的获取及响应会改变政策环境，从而导致最初制定的政策在执行阶段失去最优。考虑到市场中羊群效应等因素，个体的选择和行为可能存在传染而被放大，进而在宏观层面产生实质性影响，因此企业家信心传递既可能消除市场中的信息不对称，也可能加剧市场的不稳定性，从而与货币政策共振表现为时间不一致[20]。受多种因素响应而形成的企业家信心与货币政策交互作用的时间不一致结果取决于二者滞后关系的匹配。

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在方向非对称性方面，当中央银行试图采取上调法定存款准备金率的手段约束经济过度膨胀时，可能存在因企业家信心高位徘徊而弱化货币政策调控的结果，也可能存在因货币政策信号击破企业家原有信心上限，从而对货币政策调控产生加速效应的结果。同理，当中央银行试图采用下调法定存款准备金率的手段提振经济时，市场可贷资金和流动性增多，若企业家信心影响的正效应存在，则表现为企业信贷和投资热情上升，货币政策对经济增长的产出效率提升；若企业家信心没有突破启动位置，则会对货币政策调控的响应不显著，甚至弱化。企业家出于自身利益考虑所采取的行为，以及行为变化是否呈现几何速率，也在一定程度上增加了企业家信心与货币政策对经济增长影响的方向非对称中的非线性关系。

在空间不一致性方面，从区域产业结构和融资结构差异性角度看，存在东部地区的企业家信心高于中西部地区，易于强化扩张型货币政策的产出效应，弱化紧缩型货币政策调控效应的可能[21]；也存在中西部地区因结构性经济调整倾向而相对于东部地区形成更高的竞争性信心，其结果表现为中西部地区强化了扩张型货币政策产出意愿的实现。据此，提出待检验的研究假设2。

假设2 企业家信心传递影响下货币政策实施效果区域非对称效应的表现，体现为方向非对称性，时间不一致性和空间不一致性三方面；且不同种类货币政策调控工具(价格与数量型)下，上述表现结果间也存在差异。

前述分析是以法定存款准备金率调控为例，若在价格型货币政策调控环境下，当中央银行提高市场基准利率试图压缩信贷投放以调控经济时，利率的上升将直接导致企业融资成本提高。上升的企业融资成本将降低企业家对未来的投资信心，进而对企业投资规模产生作用，总产出水平受到影响。同理，当中央银行降低市场基准利率，货币政策趋于宽松时，企业融资成本降低，利润空间的扩大将提振企业家对市场投资的信心，进而企业采取增加信贷规模扩张投资等行为。与数量型货币政策调控工具下信心传递的三种形式相比，由于利率调整所导致的利润空间的变化是直接的，其作用结果的程度可能更为深入。即，企业家信心传递与价格型货币政策调控工具共同影响下，经济增长的省际差异效应存在高于与数量型货币政策调控工具共同影响下的结果的可能。据此，本文进一步提出待验证的研究假设3。

假设3 因利率调整可直接影响企业利润空间，存在加速打破信心拐点的可能，价格型货币政策调控将显著于数量型货币政策调控的影响效果。

综合上述影响机制推演下的效果表现(表1)可以发现，不同类型货币政策工具与企业家信心对货币政策实施效应的影响复杂而不确定，多种机制作用下的最终结果依赖于非线性实证检验。

表1 货币政策调控工具与企业家信心在不同影响机制下的效果推断

     

货币政策工具企业家信心效应角度数量型货币政策调控工具价格型货币政策调控工具适度扩张适度收紧适度扩张适度收紧方向非对称时间不一致空间不一致通常状态:增强通常状态:减弱信心拐点:响应不大信心拐点:增强存在缩小方向非对称性的可能滞后交互滞后交互东部中西部东部中西部增强减弱减弱增强增强增强增强减弱因直接影响利润空间而存在加速打破信心拐点的可能。存在显著于数量型货币政策调控工具影响效果的可能。

三、数据选取与实证方法(一)实证模型构建和变量选择

根据研究目的和数据可得性，本文主要做上述三个假设层面的检验。如第一部分所述，由于货币政策调控工具、企业家信心与区域经济增长差异效应之间可能存在非线性关系，企业家信心存在达到一定极值后的转换，本文考虑通过引入二次项的形式建立多组动态面板模型进行非线性效应考量[注]笔者基于本文第二部分的逻辑分析设定非线性模型并加以检验。对于是否需要用到非线性模型进行检验的问题，笔者考虑如下：在模型估计方面，即使研究关注点是一次项，如果二次项缺失也会导致一次项系数有偏估计；且研究非对称(asymmetry)问题时还是需要关注二次项的，因此加入二次项待检验；在下一部分的实证检验中，笔者除了面板模型的相关检验外，还关注了加入二次项前后F检验和t检验的变化(结果显示通过二次项)。此外，笔者也考虑到通过对数化处理以简化非线性分析。但由于对数处理后变量间经济意义一般解释为弹性关系，而对本文选择的变量来讲并不适用，所以本文采用了加入二次项形式的模型。。由于因变量和当期自变量之间可能存在相互影响从而产生因反向因果关系而形成的内生性问题，在动态面板实证方程设计中选取滞后期自变量和控制变量与当期因变量进行回归，估计方法采用系统GMM方法。针对三个层面假设检验的具体设计依次如下。

第一，检验企业家信心是否对区域经济增长的影响存在非线性性。面板回归模型设定为

   

(1)

其中，i表示不同区域组中的各样本省份、自治区或直辖市，t表示样本期，k表示滞后期。ξi,t由不随时间变化的个体因素和噪声因素组成，并满足计量模型基本假设，为误差项。Control为控制变量。结合既有文献的选择习惯，并考虑到企业家信心与企业投资行为的相关性，选取各省份产业结构和融资结构作为控制变量。其中，产业结构(STRU)用第三产业产值占样本省市当期生产总值比重的同比增长率表征；融资结构用融资约束(FIN)和融资结构(FSN)表征，FIN是各省市固定资产投资实际到位额中自筹资金占比同比增长率，FSN是非金融机构部门融资量占社会融资规模比重同比增长率。被解释变量GYi,t是采用各样本省市季度GDP同比增长率数据按各省份月度工业增加值同比增长率数据关系拆分计算得到的，并利用样本初始时间点为基期的各省市固定资产投资价格指数同比增长率进行平减得到[注]尽管衡量地区产出水平大多采用的是生产总值年度或季度数据，少数采用工业增加值或固定资产投资月度数据，但出于增加样本容量和更加灵敏地反映货币政策对经济增长的省际差异效应的考虑，笔者结合问题特征，对季度GDP进行了上述月度转换，以期能够更加全面的反映产出水平变化。。解释变量EIIi,t表示企业家信心。考虑数据的可得性，采用东、中、西部企业家信心指数和各省市百度中小企业景气指数合成得到[注]该指数的取值范围为0到200之间。当企业家信心指数为0时，企业家对未来极度悲观；当企业家信心指数为100时，企业家对未来持中立态度；当企业家信心指数为200时，企业家对未来极度乐观。鉴于篇幅有限，数据量又相对较大，本文在此不对原始数据进行列示。。如果模型二次项系数a3显著且为负，表明样本区域企业家信心与区域经济增长之间存在显著的倒U形关系，反之为正U型。系数a2的正负表示图形处于上升或下降阶段。

第二，检验企业家信心传递影响下货币政策实施效果区域非对称效应，即，方向非对称性、时间不一致性和空间不一致性三者表现的综合体现；以及不同种类货币政策调控工具(价格与数量型)下，上述表现结果之间的差异。

如果第一步检验中已确认企业家信心与经济增长之间存在非线性关系，那么可以进一步考虑货币政策调控的非线性影响关系。为体现东、中、西部不同区域的差异，笔者分东部、中部和西部三组面板模型进行检验。为考虑货币政策适度扩张和收紧倾向的差异，分别引入虚变量up和down[注]考虑存在数值不变的情况，为清晰显示实证结果，笔者引入上述两个虚变量。，作为货币政策调控影响的交叉项。面板模型形式为

针对数量型货币政策工具

   

(2)

   

(3)

针对价格型货币政策工具

   

(4)

   

(5)

其中，存款准备金率RR表征数量型货币政策调控工具，人民币贷款基准利率项下中长期贷款利率(1—3年)R表征价格型货币政策调控工具[注]本文以M2月度同比增长率和银行间同业拆借加权平均利率当月值进行稳健性检验。。虚变量down和up分别表示反映货币政策适度扩张或与收紧倾向。若RR或R环比下降则记down=1，其他，down=0；若RR或R环比上升则记up=1，其他，up=0。

模型(2)、(3)、(4)和(5)中滞后期k的存在反应货币政策与企业家信心传递存在时间不一致性上的交互影响；down和up主要用于检验货币政策对区域经济增长影响的方向非对称性；东部、中部和西部三组面板模型结果比较主要用于检验货币政策对区域经济增长影响的时空间非一致性，结果的差异采用边际系数和非线性形态衡量。

第三，检验在企业家信心影响下，是否因利率调整直接影响企业利润空间，而呈现价格型货币政策调控显著于数量型货币政策调控影响的效果。与模型(2)、(3)、(4)和(5)设定一致。在交叉项系数显著的前提下，如果模型(2)的边际系数都小于模型(4)，则表明在货币政策适度收紧情况下，价格型货币政策调控工具与企业家信心对该样本区域经济增长的抑制作用强于数量型货币政策调控工具。同理，如果模型(3)的边际系数小于模型(5)，则表明在货币政策适度扩张情况下，价格型货币政策调控工具与企业家信心对该样本区域经济增长的促进作用更为明显。

上述模型分析中涉及的变量类型、名称、对应符号和计算方法汇总如表2所示。

表2 变量定义与说明

     

变量类型变量名称标识变量定义说明因变量区域经济增长GY各样本区域内省市GDP季度同比增长率数据按月度工业增加值同比增长率数据发生关系拆分计算,并利用样本初始时间点为基期的各省份固定资产投资价格指数同比增长率进行平减(%)自变量企业家信心EII由东中西部企业家信心指数和样本区域内各省市百度中小企业景气指数合成得到。存款准备金率RR法定存款准备金率(%)贷款利率R人民币贷款基准利率项下中长期贷款利率(1～3年)(%)M2月度同比增长率M2M2月度同比增长率(%)银行间同业拆借利率RI我国银行间同业拆借加权平均利率当月值(%)虚拟变量up货币政策收紧倾向表征变量,RR或R环比上升取值为1,否则为0虚拟变量down货币政策适度扩张倾向表征变量,RR或R环比下降取值为1,否则为0控制变量产业结构STRU各省市第三产业产值占样本省份当期生产总值比重同比增长率(%)融资约束FIN各省市固定资产投资实际到位额中自筹资金占比同比增长率(%)融资结构FSN各省市非金融机构部门融资量占社会融资规模比重同比增长率(%)

(二)数据来源、预处理与描述性统计分析

本文通过多渠道搜集数据并进行交叉验证。考虑次贷危机冲击后我国经济的修复过程，选择2010年1月至2018年3月作为研究区间。数据主要来源于Wind数据库、中国人民银行网站、国泰安CSMAR数据库以及部分省市调研所得。区域划分依据国家统计局对东、中、西部经济区域的划分[注]东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南10个省份；中部地区包括山西、吉林、安徽、江西、河南、湖北、湖南7个省份；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃8个省份。由于新疆、青海、宁夏、西藏的企业家信心指数缺失，因此，本文在西部地区的区域划分中不考虑上述四个省份。根据国务院最新划分标准，辽宁、吉林和黑龙江属于东北地区，考虑数据完整性，暂不列入本文的研究范畴。。

在数据频率方面，考虑到政策工具具有易变性和传导时滞，以月度数据作为样本时间频率，以保证模型估计过程中数据量的充足。样本中所有非月度频率数据均在原始数据基础上经插值补齐，季节调整后进行频率转换。考虑到本文的研究加入了二次项的影响，为避免人为增加多重共线性，对样本数据不做对数化处理。

表3提供了样本数据的描述性统计结果。从2010年1月至2018年3月，在区域经济增长方面，中西部地区经济发展水平与东部地区经济发展水平间的差距已在逐步缩小[22]；同比增长率数据上呈现西部地区均值略高于东部地区，中部地区次之的结果，说明我国经济结构调整过程中，中西部地区已然取得了一定发展；但西部地区经济增长的标准差高于中部地区，东部地区经济增长的标准差最低，表明中西部地区经济发展水平仍相对不均衡，存在区域内各省市经济发展水平之间差异较大的情况，而东部地区各省市之间经济发展水平差距相对较小，经济发展均衡性优于中西部地区。在企业家信心方面，东、中、西部地区企业家信心均值水平总体相近，说明企业家对全国经济形势的判断较为一致。但标准差反映，西部地区企业家信心的标准差明显高于中部地区，东部地区企业家信心的标准差最低，说明东部地区样本组内各省市企业家信心较为稳定，对未来经济形势的预期较为一致，而西部地区波动较大。

表3 变量的描述性统计

     

变量名称均值中值最大值最小值标准差观测值Panel东部GY9.528.5536.65-23.295.806 3990EII102.42101.19114.03885.326 3990STRU2.532.798.260.671.316 1990FIN0.050.050.080.030.014 9990Panel中部GY12.4911.4145.2-6.946.666 7693EII100.15101.04117.1373.146.096 7693STRU3.203.254.231.940.415 7693FIN0.060.060.070.050.004 9693Panel西部GY12.4711.4328.56-8.635.910 3792EII101.81101.70140.8172.799.371 5792STRU3.283.254.991.370.600 7792FIN0.050.050.070.040.007 7792RR16.8317.5119.5313.941.599 3132R2.722.7056.581.160.845 0132

注：由于控制变量融资结构(FSN)在各样本组的实证检验中都未能通过，鉴于篇幅有限，此处不做FSN的统计特征描述。

四、计量结果分析和稳健性检验(一)企业家信心与区域经济增长间的非线性关系检验

本文拟通过东部、中部和西部三组面板模型估计结果比较区域差异[注]考虑实证分析的严谨性，在分组制作面板模型前，笔者采用全样本面板模型加表征区域分组的虚变量的形式对区域差异存在性进行先期判断。即，设定两个虚变量，DYM1=(1东部，0中部，0西部)，DYM2=(0东部，0中部，1西部)，分别以其和项与乘项的形式加入全样本面板模型，如果虚变量系数显著，则说明所研究问题在东部、中部和西部区域间有存在差异的可能。经检验，上述虚变量在总样本模型中均显著。鉴于篇幅有限，这一检验的估计结果不在文中列示。。表4显示了模型(1)的面板回归结果。模型通过Sargan检验，满足不存在二阶序列相关，因此模型设定和工具变量选择有效。模型(1)中EIIi,t-k和的系数均显著，k=1，且分别为正和负，表明东、中、西部各区域层面企业家信心与经济增长之间具有明显的倒U关系。即，企业家信心的提升能促进

区域经济增长，但基于经济响应能力等存在一定的界限。根据回归结果可以计算企业家信心对经济增长影响的边际值，体现区域差异。东部地区模型曲线斜率大于中西部地区，中部地区曲线斜率大于西部地区。我国三大经济区域企业家信心的变化对区域间经济增长的影响呈现不同动力机制，从而估计结果支持了假设1，即企业家信心与区域经济增长间存在非线性关系。从控制变量系数的估计结果看，STRU与GY正相关，表明区域产业结构升级对经济增长具有正向促进作用。FIN与GY的相关关系[注]其他有关控制变量，如融资结构(FSN)指标，估计结果并不显著。为了节省篇幅，笔者在此不赘述其检验过程。此外，本文还考虑了其他有关控制变量，如财政收入、进出口额、社会商品零售总额等，但在模型估计中也并不显著，因此，本研究不再考虑上述控制变量。说明，直接融资比重上升对东部地区经济增长的促进作用有所提升，但在中西部地区仍不明显。

表4 各区域企业家信心与经济增长的非线性关系

     

变量估计值GYCGYt-1EIIt-1EII2t-1STRUt-1FINt-1J统计量Adj R2东部系数-60.599 60.863 91.222 4-0.006 10.502 60.239 90.973 30.766 1P值(0.003 2)(0.000 0)(0.057 5)(0.050 7)(0.004 0)(0.023 9)(0.623 9)—中部系数-41.642 70.855 21.693 5-0.034 30.515 80.721 72.904 30.786 9P值(0.045 4)(0.000 0)(0.049 2)(0.045 0)(0.038 4)(0.012 9)(0.788 3)—西部系数-55.521 60.895 10.086 6-0.004 20.677 60.697 72.391 30.810 7P值(0.042 3)(0.000 0)(0.052 1)(0.051 9)(0.008 5)(0.012 2)(0.622 0)—

注：**表示所估计系数在5%的概率下显著，*表示在10%的概率下显著。

(二)数量与价格型货币政策调控工具在不同区域企业家信心特征下对经济增长影响效力的差异性检验

1. 数量型货币政策调控工具的影响

针对东部、中部和西部三组分样本面板模型，笔者分别考虑了货币政策处于适度紧缩和适度扩张期内数量型和价格型货币政策调控工具在企业家信心传递影响下的检验结果。表5和表6显示模型(2)(3)各估计系数在统计上显著。经济增长的滞后一期系数显著为正，各变量滞后一期关系显著，一方面表明经济增长在向其目标调整的过程中可能存在着短期调整成本，另一方面也表明下一期的经济增长与当期高度相关，其动态变化具有连续性，这也从侧面一定程度上验证了本文采用动态面板模型进行估计的合理性[注]本文对每组面板模型运用Hausman检验和Breusch-Pagan检验选择恰当的形式。限于篇幅，笔者没有列示Hausman检验和Breusch-Pagan检验结果，而直接报告了根据两项检验选择的模型及其回归结果。。

具体来看，根据表5和表6中第(6)(7)(8)行系数计算的法定存款准备金率RR的边际影响，即，结果均为负，表明中央银行通过提高(或降低)法定存款准备金率从而执行适度紧缩(或适度扩张)的货币政策后，经济增长在总体上得到了抑制(或促进)，符合传统货币政策产出效应结果。此处感兴趣的是，适度紧缩货币政策环境下和适度扩张货币政策环境下，法定存款准备金率经企业家信心传递影响后所产生效应的差异，以及在东、中、西部样本组之间的区别。

从数据结果看，所有区域组中边际系数A1的绝对值均小于A2的绝对值，即，在货币政策产出效应的方向非对称性上，考虑企业家信心影响后，适度收紧货币政策环境下法定存款准备金率对经济增长的影响仍小于适度扩张货币政策环境下所产生的促进效应。

在区域差异上，适度紧缩货币政策环境下法定存款准备金率对东部地区产出效应影响的边际系数绝对值小于对中西部地区产出效应影响的绝对值。说明在适度紧缩货币政策环境下，中西部地区，尤其是西部地区，通常表现出企业家信心的正反馈效应，从而放大了提高存款准备金率对产出的收缩效应。适度宽松货币政策环境下法定存款准备金率对东部地区产出效应影响的边际系数绝对值大于对中西部地区产出效应影响的绝对值，说明当中央银行试图降低存款准备金率刺激经济时，存在因西部地区企业家信心水平较低而不足以响应并扩大货币政策产出效应的可能。

存款准备金率、企业家信心以及各控制变量之间存在滞后关系，表达了信心与货币政策调控时间不一致性上的交互作用。表5和表6中第(9)(10)行的估计系数表明了法定存款准备金率在变动过程中由企业家信心传递带来的非线性关系。适度紧缩货币政策环境下各组模型均呈现倒U型关系，而在适度扩张货币政策环境下的西部区域出现了正U型关系。根据系数估计结果，U型曲线上的位置分布和产生原因为：东部地区样本组在适度紧缩货币政策环境下，企业家信心对货币政策产出效应影响的非线性关系处于倒U型曲线的左侧；即，东部地区融资渠道较为广泛，企业的经营管理效率较高，企业家信心较为稳定，存款准备金率的提高会先在东部地区企业家信心的影响下弱化，然后在接触信心上限后回落；在适度扩张货币政策环境下，处于倒U型曲线的右侧；其原因在于，信心会先强化存款准备金率对产出的扩张效应，同样，当达到一定信心上限后可能陷入政策刺激陷阱。中部地区样本组与东部地区结果近乎相同。西部地区样本组在适度紧缩货币政策环境下，企业家信心对货币政策产出效应影响的非线性关系处于倒U型曲线的右侧；即，由于西部地区企业家信心相对中东部地区略处低位，存款准备金率的增加会通过企业家信心的正反馈影响降低产出效应；在适度扩张货币政策环境下，处于正U型曲线的右侧；即，如果西部地区企业家信心水平相对较低，扩张的货币政策刺激将不足以激励产出，而当信心被调动到一定门限后对存款准备金率下调对产出形成的刺激作用加速反应。上述检验结果从非线性的角度阐释了企业家信心与数量型货币政策调控交互作用对经济增长形成的区域差异，结论亦与企业家信心传递的边际系数比较结果相符。

从控制变量的影响来看，结果与模型(1)的检验一致。产业结构升级和融资约束中直接融资比重的上升都会弱化货币政策的紧缩性调控，对经济增长起到正向促进作用。

表5 适度紧缩货币政策环境下数量型货币政策调控通过企业家信心产生的影响效果

     

地区东部地区中部地区西部地区影响条件不考虑企业家信心影响企业家信心影响不考虑企业家信心影响企业家信心影响不考虑企业家信心影响企业家信心影响C(3)-1.632 6(0.042 1)2.028 8(0.027 9)-1.784 9(0.040 5)-2.438 5(0.044 8)-2.213 0(0.092 5)-2.142 5(0.065 3)GYi,t-1(4)0.769 3(0.000 0)0.721 9(0.000 0)0.786 1(0.000 0)0.643 5(0.000 0)0.886 1(0.000 0)0.749 2(0.000 0)EIIi,t-1(5)—0.267 7(0.028 5)—0.245 8(0.040 6)—0.137 5(0.042 4)RRt-1×1(6)-2.249 8(0.052 9)-2.511 3(0.029 5)-2.137 1(0.035 7)-2.913 5(0.038 3)-2.409 1(0.011 4)-2.767 6(0.026 3)RRt-1×upt-1×EIIi,t-1(7)—-0.233 2(0.032 7)—-0.052 9(0.072 0)—0.049 9(0.029 7)RRt-1×upt-1×EII2i,t-1(8)—-0.001 1(0.036 7)—-0.001 2(0.087 3)—-0.001 9(0.042 4)二次项形态(9)—倒U—倒U—倒UU型曲线位置(10)—左侧—左侧—右侧STRUt-10.429 0(0.071 2)0.325 3(0.011 9)0.398 9(0.018 3)0.569 7(0.045 9)1.143 1(0.020 7)0.865 6(0.014 3)FINt-10.279 6(0.030 1)0.079 6(0.046 3)0.099 7(0.000 2)0.207 4(0.039 7)0.116 2(0.043 9)0.103 2(0.430 8)Adj R20.669 30.743 80.872 20.512 30.564 30.630 2Sargern检验P值(0.720 8)(0.745 9)(0.689 3)(0.717 3)(0.645 4)(0.627 1)

注：括号中为p值，***表示所估计系数在1%的概率下显著，**表示所估计系数在5%的概率下显著，*表示在10%的概率下显著，—表示不显著，以下各表中含义相同。

2. 价格型货币政策调控工具的影响

价格型货币政策调控工具影响下的三组面板模型估计结果反映于表7和表8中。其模型构造和显著性结果与表5和表6整体一致。

同理，根据表7和表8中第(6)至(8)行系数计算得到利率R的边际影响，即，结果均为负，表明中央银行通过提高(或降低)利率从而执行适度紧缩(或适度扩张)的货币政策后，产出会对应减少(或增加)，符合传统货币政策对经济增长的影响效应。此处感兴趣的一方面是，不同货币政策环境下利率调控经企业家信心传递影响后所产生效应的差异，以及在东、中、西部样本组之间的区别；另一方面则是与数量型货币政策调控影响结果的不同。

从数据结果看，所有样本组中边际系数A3的绝对值均小于A4的绝对值，即，考虑企业家信心影响后，适度紧缩货币政策环境下利率调控对经济增长的抑制作用仍小于适度扩张货币政策环境下的促进作用。与数量型货币政策调控相比，在货币政策产出效应的方向非对称性结果上并无差异，差异主要存在于影响结果的空间不一致性和非线性特征。

在区域差异上，适度紧缩货币政策环境下利率对东部地区产出效应影响的边际系数绝对值小于对中西部地区产出效应影响的绝对值。说明在利率调控的适度紧缩货币政策环境下，中西部地区均会表现出企业家信心的正反馈效应，从而放大了提高利率对产出的收缩效应。适度宽松货币政策环境下利率对东部地区产出效应影响的边际系数绝对值大于对中西部地区产出效应影响的绝对值。

表6 适度扩张货币政策环境下数量型货币政策调控通过企业家信心产生的影响效果

     

地区东部地区中部地区西部地区影响条件不考虑企业家信心影响企业家信心影响不考虑企业家信心影响企业家信心影响不考虑企业家信心影响企业家信心影响C(3)-1.348 9(0.011 5)-2.248 3(0.010 5)-1.782 7(0.098 9)-1.866 2(0.044 1)-2.699 9(0.026 1)-1.142 8(0.077 2)GYi,t-1(4)0.765 9(0.000 0)0.698 5(0.000 0)0.771 9(0.000 0)0.694 5(0.000 0)0.700 9(0.000 0)0.682 7(0.000 0)EIIi,t-1(5)—0.228 0(0.063 0)—0.240 3(0.068 1)—0.229 7(0.052 7)RRt-1×downt-1(6)-1.831 4(0.007 0)-2.017 0(0.036 9)-1.545 2(0.072 1)-2.190 1(0.035 5)-1.004 9(0.065 9)-2.236 6(0.036 3)RRt-1×downt-1×EIIi,t-1(7)—-0.104 3(0.025 8)—-0.053 2(0.032 6)—0.023 2(0.034 8)RRt-1×downt-1×EII2i,t-1(8)—-0.000 5(0.085 7)—-0.000 3(0.013 0)—0.000 1(0.036 4)二次项形态(9)—倒U—倒U—正UU型曲线位置(10)—右侧—右侧—右侧STRUt-10.203 8(0.002 3)0.113 5(0.014 5)0.281 7(0.076 9)0.392 6(0.018 6)0.564 2(0.004 9)0.637 3(0.015 3)FINt-10.202 3(0.064 2)0.489 8(0.081 7)0.366 4(0.097 1)0.446 7(0.015 0)0.292 2(0.090 2)0.205 4(0.022 1)Adj R20.720 20.752 10.883 30.883 00.812 30.809 0Sargern检验P值(0.744 5)(0.681 4)(0.640 9)(0.543 4)(0.689 6)(0.619 4)

表7和表8中第(9)(10)行的估计系数表明了利率调整过程中由企业家信心传递带来的非线性关系。适度紧缩货币政策环境下中西部地区模型中出现了倒U型的变量关系，而在适度扩张货币政策环境下各组模型均呈现正U型关系。根据系数估计结果，U型曲线的位置分布和产生原因为：东部地区样本组在适度紧缩货币政策环境下，企业家信心对货币政策产出效应影响的非线性关系处于正U型曲线的左侧。正U型曲线意味着当企业家信心数值达到一定门限后将削弱紧缩型货币政策对经济增长的影响。即，由于东部地区融资渠道较为广泛，企业的经营管理效率较高，企业家信心较为稳定等因素，利率的调控作用会在东部地区企业家信心回升的影响下弱化。在适度扩张货币政策环境下，处于正U型曲线的左侧，即，信心会对货币政策的刺激作用形成正反馈效应。西部地区样本组在适度紧缩货币政策环境下，企业家信心对货币政策产出效应影响的非线性关系处于倒U型曲线的右侧；即，在西部地区，利率的上升会通过企业家信心的正反馈效应降低货币政策的产出效应，说明西部地区企业家信心值仍不足以抵御利率上调的影响。在适度扩张货币政策环境下，处于正U型曲线的左侧，说明相较于数量型货币政策调控，由于利率调整直接增加了企业的利润空间，从而在企业家信心影响下具有显著提升作用。在利率调控下，与数量型货币政策调控影响结果不同，中部地区样本组与西部地区估计结果相近。

Penfolds白葡萄酒家族在全球市场所受关注度逐年提升，Penfolds酿酒团队的匠心独具更是使新年份的白葡萄酒焕出新生。精选BINA霞多丽已发展成为一款独具特色的单一产区葡萄酒，富有现代风格与阿德莱德山区霞多丽的特征。

皮肤表面脂质是由甘油三酯、蜡酯、角鲨烯、脂肪酸以及少量胆固醇、胆固醇酯和双甘酯组成的非极性脂类混合物[14]，其中角鲨烯具有高度的不饱和性，在UV诱导下，角鲨烯脂质过氧化形成角鲨烯过氧化物（SQOOH）以及丙二醛（MDA）[15]，增加羰基化反应、糖基化反应，从而导致皮肤泛黄。

表7 适度紧缩货币政策环境下价格型货币政策调控通过企业家信心产生的影响效果

     

地区东部地区中部地区西部地区影响条件不考虑企业家信心影响企业家信心影响不考虑企业家信心影响企业家信心影响不考虑企业家信心影响企业家信心影响C(3)-1.327 8(0.071 9)-1.780 5(0.048 5)-1.616 6(0.067 2)-3.412 8(0.052 1)-1.703 8(0.026 0)-2.032 3(0.040 2)GYi,t-1(4)0.692 6(0.000 0)0.680 9(0.000 0)0.698 5(0.000 0)0.615 3(0.000 0)0.650 2(0.000 0)0.669 2(0.000 0)EIIi,t-1(5)—0.271 1(0.023 1)—0.365 0(0.046 6)—0.388 9(0.040 6)Rt-1×upt-1(6)-3.368 2(0.009 9)-3.141 8(0.077 2)-3.397 3(0.066 9)-2.595 6(0.0748 6)-3.012 3(0.083 4)-2.984 3(0.072 3)Rt-1×upt-1×EIIi,t-1(7)—-0.451 8(0.078 6)—0.398 5(0.066 3)—0.402 2(0.061 3)Rt-1×upt-1×EII2i,t-1(8)—0.007 2(0.040 8)—-0.008 7(0.057 4)—-0.004 4(0.055 8)二次项形态(9)—正U—倒U—倒UU型曲线位置(10)—左侧—右侧—右侧STRUt-10.319 1(0.060 9)0.366 1(0.040 3)0.389 6(0.085 1)0.216 6(0.079 0)0.322 0(0.000 6)0.314 0(0.064 6)FINt-10.368 8(0.077 7)0.331 8(0.051 3)0.289 2(0.010 9)0.203 9(0.012 9)0.208 0(0.039 3)0.200 9(0.030 6)Adj R20.593 30.625 10.675 50.548 80.811 20.753 8Sargern检验P值(0.764 6)(0.537 9)(0.929 1)(0.544 0)(0.592 4)(0.683 2)

上述结果一方面从非线性的角度阐释了企业家信心与价格型货币政策调控交互作用对经济增长形成的区域差异，另一方面也显示，由于利率调整所导致的利润空间的变化是直观的，其作用结果的程度更为深入。即，企业家信心传递与价格型货币政策调控工具共同影响下经济增长的省际差异效应高于与数量型货币政策调控工具共同影响下的结果，这亦与不同种类货币政策调控工具影响下企业家信心传递的边际系数比较结果相符(对比表5和表7，表6和表8，A1<A3；A2<A4)。

(三)稳健性检验

为保证实证结果的稳健性，一方面对回归方法的有效性进行检验，另一方面对模型设定的有效性进行检验。对于回归方法，笔者借助截面模型(Pool)进行验证。为消除横截面异方差和序列自相关性，估计方法采用可行广义线性回归(FGLS)[23]。对于模型设定，则通过数量和价格型货币政策的不同代理变量进行验证。

表8 适度扩张货币政策环境下价格型货币政策调控通过企业家信心产生的影响效果

     

地区东部地区中部地区西部地区影响条件不考虑企业家信心影响企业家信心影响不考虑企业家信心影响企业家信心影响不考虑企业家信心影响企业家信心影响C(3)-2.613 2(0.076 0)-2.229 8(0.015 5)-2.314 1(0.007 2)-2.762 6(0.080 1)-2.396 2(0.069 3)-2.143 7(0.042 6)GYi,t-1(4)0.628 7(0.000 0)0.559 2(0.000 0)0.598 7(0.000 0)0.581 4(0.000 0)0.647 9(0.000 0)0.676 4(0.000 0)EIIi,t-1(5)—0.390 7(0.017 2)—0.259 3(0.085 8)—0.254 7(0.057 3)Rt-1×downt-1(6)-2.251 4(0.019 9)-3.451 4(0.039 2)-3.105 6(0.011 3)-3.431 4(0.088 2)-3.229 1(0.032 6)-3.955 9(0.017 4)Rt-1×downt-1×EIIi,t-1(7)—-0.796 5(0.068 9)—-0.799 5(0.014 1)—-0.770 4(0.021 1)Rt-1×downt-1×EII2i,t-1(8)—0.000 4(0.065 5)—0.000 8(0.042 7)—0.000 6(0.027 7)二次项形态(9)—正U—正U—正UU型曲线位置(10)—左侧—左侧—左侧STRUt-10.175 2(0.059 3)0.193 3(0.038 5)0.184 7(0.049 7)0.185 8(0.097 2)0.166 0(0.048 2)0.176 6(0.010 5)FINt-10.022 9(0.027 3)0.067 1(0.002 2)0.246 5(0.005 9)0.031 2(0.312 7)0.042 5(0.014 2)0.117 4(0.490 5)Adj R20.604 30.621 10.889 70.883 20.733 50.805 9Sargern检验P值(0.512 0)(0.971 9)(0.620 3)(0.621 8)(0.902 8)(0.743 4)

本文首先将不包含企业家信心影响与包含企业家信心影响的估计结果相对比，对原面板模型进行结果检验。不考虑企业家信心影响的估计结果对应于表5至表8中第(2)(4)和(6)列，其边际系数绝对值均与包含企业家信心影响的方程中各类货币政策工具代理变量的边际系数绝对值不等，从而证实企业家信心在研究货币政策对区域经济增长影响传导中具有重要作用。其次，笔者以我国广义货币M2月度同比增长率和银行间同业拆借加权平均利率当月值分别重新表征数量型和价格型货币政策调控工具，对东、中、西部地区三组子样本截面模型进行重新估计，发现无论是不同种类还是不同环境下货币政策与企业家信心共同影响的区域经济增长差异性结果和显著性均与之前系统GMM估计下的面板模型基本保持一致，即本文的基本结论是稳健的。在截面模型检验下，东、中、西部地区各省份边际系数结果的综合排序如表9和表10所示。货币政策工具调控与企业家信心传递共同产生的边际影响中，中部地区所受负向影响程度高于东部地区；东部地区大部分省份受到的影响较小。在所受影响大小的排序中，除了北京和浙江省外，其他各省的排名都在前十之后。中西部地区省份受到的影响较大。

表9 数量型货币政策工具调控与企业家信心传递共同影响下各省边际系数结果排序

     

东部省份边际系数排序中部省份边际系数排序西部省份边际系数排序浙江3河南6甘肃1北京5湖南8贵州4广东9湖北19内蒙古7福建11江西20云南10海南13山西25重庆12天津14安徽26四川18上海15——广西23江苏16——陕西27山东21————河北22————

表10 价格型货币政策工具调控与企业家信心传递共同影响下各省边际系数结果排序

     

东部省份边际系数排序中部省份边际系数排序西部省份边际系数排序浙江3河南6甘肃1北京5湖南8贵州4广东9湖北19内蒙古7福建11江西20云南10海南13山西24重庆12天津14安徽25四川18上海15——广西23江苏16——陕西27山东21————河北22————

此外，考虑到直辖市对区域经济增长的特殊影响[24]和月度数据转换过程中可能带来偏误，笔者还对北京、上海、重庆、天津四个直辖市进行剔除检验，即东部地区剔除北京、上海、天津，西部地区剔除重庆，使用余下省份样本进行基于季度GDP同比增长率数据的面板回归，模型回归结果仍然稳健(如表11和表12所示)。从边际系数绝对值的比较来看，无论是区域之间还是调控工具之间的差异均没有改变前文检验结论[注]鉴于篇幅和数据长度有限，这里笔者暂不对货币政策调控工具加入up和down虚拟变量，而是选择从总体上进行分析。，不足的是FIN变量结果并不显著，即控制变量融资结构在季度数据分析中对区域经济增长产生的影响并不明显。

表11 剔除四个直辖市后数量型货币政策实施与企业家信心传递对经济增长的影响

     

变量全国东部地区中部地区西部地区C0.128 4(0.000 0)0.040 2(0.448 3)0.180 1(0.001 7)0.200 1(0.029 6)GDPi,t-10.953 2(0.000 0)0.862 4(0.000 0)1.003 1(0.000 0)0.970 8(0.000 0)RRt-1-0.627 2(0.000 1)-3.177 1(0.000 6)-1.231 3(0.001 7)-0.508 1(0.012 0)RRt-1×EIIi,t-10.273 5(0.000 1)1.385 9(0.000 5)0.534 7(0.001 7)0.222 9(0.011 7)Rt-1×EII2i,t-1-0.030 1(0.000 1)-0.151 2(0.000 5)-0.058 5(0.001 6)-0.024 8(0.010 1)STRUt-1-0.025 6(0.023 7)-0.030 6(0.023 9)-0.036 8(0.294 7)-0.125 2(0.274 6)Adj R20.889 20.848 10.806 30.815 2

注：括号中为p值，**表示所估计系数在5%的概率下显著，*表示在10%的概率下显著，—表示不显著，以下各表中含义相同。

表12 剔除四个直辖市后价格型货币政策实施与企业家信心传递对经济增长的影响

     

变量全国东部地区中部地区西部地区C0.030 4(0.066 9)-0.007 1(0.193 4)0.050 4(0.126 2)0.016 9(0.126 2)GDPi,t-10.916 2(0.000 0)0.833 5(0.000 0)0.965 8(0.000 0)0.937 4(0.000 0)Rt-1-2.736 2(0.000 0)-1.941 0(0.000 1)-1.830 2(0.000 5)-1.517 6(0.006 1)Rt-1×EIIi,t-18.347 7(0.000 0)5.854 9(0.000 1)2.609 4(0.000 4)2.321 4(0.005 3)Rt-1×EII2i,t-1-1.819 4(0.000 0)-4.847 4(0.000 1)-2.034 9(0.000 4)-1.138 8(0.004 5)STRUt-1-0.023 2(0.052 5)-0.028 0(0.044 2)-0.024 0(0.095 9)-0.001 8(0.088 8)Adj R20.883 70.845 90.801 60.709 8

五、结论与政策建议

在中国经济增长动力切换和发展方式转变的关键时期，企业家信心影响至关重要。鉴于价格和数量型货币政策调控效果均会受企业家信心的影响，为货币政策实施效果的区域非对称效应叠加上信心传递的复杂影响，本文选取了2010年1月到2018年3月我国东、中、西部地区24个省市(包括直辖市和自治区)作为研究样本，采用动态非线性面板模型对货币政策实施与企业家信心传递共同影响下经济增长的省际非对称效应进行了研究。研究证实了企业家信心在产出影响过程中的重要作用，且这一影响存在非线性关系。研究将企业家信心传递与区域特征结合来研究货币政策效果的区域非对称效应；兼顾时空维度不一致的三种主要表现形式，即关注方向非对称性、时间和空间非一致性综合作用下的货币政策效果；并提供了不同种类货币政策工具下区域非对称效应间的进一步差异。基于动态非线性面板模型检验结果的主要结论如下。

第一，在货币政策对区域经济增长影响的过程中，企业家信心传递具有重要影响。价格与数量型货币政策工具在东、中西部地区企业家信心、产业结构和融资结构特征下对经济增长影响的效力存在差异性。在方向非对称性方面，无论价格或数量型货币政策工具，在适度紧缩货币政策环境下所产生的影响均小于适度扩张货币政策环境下所产生的影响。

第二，在时间和空间非一致性方面，货币政策调控、企业家信心以及各控制变量之间具有滞后关系，表明信心与货币政策调控存在时间不一致的交互作用。以东部地区为例，在适度紧缩货币政策环境下，企业家信心对货币政策产出效应影响结果处于倒U型曲线的左侧，即东部地区融资渠道较为广泛，企业的经营管理效率较高，企业家信心较为稳定，货币政策收紧会先在东部地区企业家信心的影响下弱化，然后在接触信心上限后回落；在适度扩张货币政策环境下，处于倒U型曲线的右侧，即信心会先强化货币政策对产出的扩张效应，而当达到一定信心上限后陷入刺激陷阱。西部地区则存在企业家信心的正反馈效应和调动信心需要打破低位门限约束并存的结果。适度紧缩货币政策环境下东部地区产出效应影响的边际系数绝对值小于对中西部地区产出效应影响的绝对值，说明中西部地区通常表现出企业家信心的正反馈效应，从而放大了货币政策对产出的收缩效应。适度宽松货币政策环境下东部地区产出效应影响的边际系数绝对值大于对中西部地区产出效应影响的绝对值，说明存在因中西部地区企业家信心水平未突破门限而不足以响应并扩大货币政策产出效应的可能。

第三，企业家信心传递与价格型货币政策调控工具共同影响下经济增长的区域差异效应高于与数量型货币政策调控工具共同影响下的结果。产业结构升级和融资约束中直接融资比重的上升都会弱化货币政策的紧缩性调控，对经济增长起到正向促进作用。

有的高校对项目（课题）经费的管理法人负责制落实不到位，高校的相关部门没有针对国家新出台的政策制定相应的管理制度。对“十二五”“十三五”期间立项的科研经费的管理还是按“十五”“十一五”期间制定的管理办法去管理，导致管理水平与现有的政策规定脱节和不配套，内部控制薄弱，科研管理和财务管理不规范，导致部分课题资金的真实流向脱离监管［6］。

根据上述实证研究结论，笔者认为存在以下几方面相关政策建议。

第一，货币政策的实施应注重区域差异，尤其关注中西部地区企业融资环境和信心水平。中央银行应使用好多样化货币政策调控工具，通过定向降准、定向再贴现等政策向中西部地区注入流动性，从而带动更多资源向中西部集聚，进一步改善中西部地区企业投融资环境，提高区域内企业家信心，调整我国经济发展结构。

第二，央行应加强与企业的信息沟通，形成对市场预期的有效引导，维护市场参与者对于经济发展的信心。中央银行除通过发布公告、货币政策执行报告、会议纪要等方式外，还可以建立问卷调查和对话制度，及时回应社会关切热点问题，减少信息不对称，及时了解和掌握企业家信心的变化，以采取针对性措施稳定企业家信心，促进企业行为合理化。此外，中央银行也可以建立预先承诺机制，提振企业家信心，引导市场预期，提升中央银行的信誉。这在当前我国宏观经济形势面临不确定性增加的情况下尤为重要。

第三，货币政策应注重价格调控，使市场参与者形成未来经济发展的稳定信心和预期。我国利率市场化已基本完成，市场正逐渐形成与经济发展相适应的利率体系，在此过程中，中央银行应创新货币政策工具体系，提高长短期利率传导效率，打造利率走廊体系，使市场主体对于利率变化形成良好的预期，稳定企业家信心。

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Regional Effect of Monetary Policy Implementation and Entrepreneurial Confidence——Evidence from a nonlinear dynamic panel model

WEN Bo-hui1, GUO Na2, GOU Shang-de1

(1. School of Finance, Tianjin University of Finance and Economics, Tianjin 300222, China; 2. Hetao University, Inner Mongolia 015000, China)

Abstract：The impact of entrepreneurial confidence is fatal in the critical period of China’s economic growth momentum shift and transformation of development patterns. Combining entrepreneurial confidence with regional characteristics, this paper selects 24 provinces and cities in the eastern, central and western regions of China from January 2010 to March 2018 as research samples, to study regional asymmetric effects of monetary policy effects. The nonlinear dynamic panel is used as research model and the three aspects of direction asymmetry, time and space inconsistency in the space-time dimension explain the asymmetric effect of monetary policy. The results show that: the impacts in a moderately tight monetary policy environment is less than that generated in a moderately expanding monetary policy environment; The central and western regions usually amplify the contraction effect of monetary policy on output due to feedback from entrepreneurs’ confidence; The expansion effect of the eastern region over the central and western regions in a moderately loose monetary policy environment, and in the central and western regions, there is a U-shaped relationship because the level of entrepreneurial confidence does not exceed the threshold and is not enough to respond and expand the output effect; Price-based monetary policy control tools are more effective under the influence of entrepreneurial confidence.

Key words：entrepreneurial confidence; monetary policy; regional economic growth; nonlinear dynamic panel; regional asymmetric effects