民族地區(qū)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)實(shí)證研究

○歐元明 （中南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 湖北武漢 430074）

貨幣政策是以調(diào)節(jié)總量為主的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，但由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，實(shí)行統(tǒng)一的貨幣政策會導(dǎo)致不同區(qū)域間在宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)上表現(xiàn)出不同的效果，這就是所謂的貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)，正是Scott開啟了這一新的研究領(lǐng)域。

一、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外對貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)研究頗豐。巴曙松(1998)認(rèn)為，我國東西部地區(qū)存在經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展水平的巨大差距，中央銀行實(shí)行高度統(tǒng)一的貨幣政策，會導(dǎo)致貨幣政策執(zhí)行效果與目標(biāo)不一致，降低貨幣政策的有效性。焦瑾璞等（2006）從貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制和貨幣政策工具執(zhí)行效果兩個(gè)方面深入、全面分析貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)，并提出了相應(yīng)的政策建議。丁文麗（2006）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對1990年以來貨幣政策效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各區(qū)域信貸供給量和貨幣供給量與經(jīng)濟(jì)增長之間的影響關(guān)系確實(shí)存在著較為顯著的差異。張晶（2006）從利率渠道、信貸渠道和匯率渠道出發(fā)，利用VAR模型和IRF檢驗(yàn)證實(shí)中國貨幣政策存在顯著的區(qū)域效應(yīng)。曾康霖(1995)指出，經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展不平衡必然會引起銀行信貸借存差的問題。王維強(qiáng)（2005）認(rèn)為，區(qū)域差異的存在可能扭曲統(tǒng)一貨幣金融政策的作用機(jī)制，耿識博等（2005）通過建立貨幣政策區(qū)間不對稱效應(yīng)模型，分析了貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的差異影響。劉玄等（2006）利用VAR模型和沖擊響應(yīng)函數(shù)方法對1997年1月至2004年8月貨幣政策傳導(dǎo)的地區(qū)差異問題作實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)對貨幣政策敏感度高于中西部地區(qū)。宋旺等（2006）基于VAR模擬貨幣供給量M2沖擊對東中西部實(shí)際產(chǎn)出的影響，證實(shí)我國存在明顯的貨幣政策效應(yīng)區(qū)域差異。常海濱和徐成賢（2007）將全國劃分為八大區(qū)域，基于Granger因果關(guān)系、協(xié)整關(guān)系分析一年期存款基準(zhǔn)利率和各區(qū)域內(nèi)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存款余額之間的關(guān)系，認(rèn)為部分地區(qū)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制通暢，部分地區(qū)傳導(dǎo)機(jī)制不通暢。楊曉和楊開忠（2007）基于Granger因果關(guān)系、協(xié)整關(guān)系、脈沖響應(yīng)分析方法，分析M1和人均GDP之間關(guān)系，認(rèn)為貨幣政策對東中西各地區(qū)影響依次減弱。曹永琴（2007）基于Panel Data和SVAR研究，發(fā)現(xiàn)貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異主要體現(xiàn)在廣義貨幣沖擊對區(qū)域真實(shí)人均國民生產(chǎn)總值的影響上，微觀主體可以通過多元化投資分散貨幣沖擊，減少貨幣政策區(qū)域效應(yīng)差異。陳安平（2007）通過建立一個(gè)包括政府投資、銀行貸款、價(jià)格指數(shù)和東中西部人均產(chǎn)出等變量的SVAR模型，分析認(rèn)為自1978年以來，貨幣政策對中西部，尤其是對西部的影響明顯增加。江群等（2008）運(yùn)用固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計(jì)中國八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)實(shí)際產(chǎn)出對信貸沖擊的敏感系數(shù)，研究表明，我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)效果存在顯著的區(qū)域效應(yīng)。郭評生、吳偉軍（2009）利用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，證實(shí)我國貨幣政策確實(shí)存在明顯的區(qū)域效應(yīng)。

Scott（1955）用自由儲備率的變動與各地銀行儲備之間的關(guān)系，研究了貨幣政策的差異性影響。Garrison等（1979）分析美聯(lián)儲貨幣政策對美國8個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)的影響，發(fā)現(xiàn)貨幣政策對不同地區(qū)的制造業(yè)收入影響差異較大。Carlino等（1998）研究發(fā)現(xiàn)各州金融發(fā)展程度和產(chǎn)業(yè)構(gòu)成等對美國的貨幣政策存在顯著的區(qū)域差異。Aksoy等（2002）、Huchet（2003）、Belke等（2005）、Clausen等（2006）證實(shí)歐洲中央銀行統(tǒng)一的貨幣政策下貨幣政策效應(yīng)區(qū)域差異性是存在的。David（2006）建立VAR模型分析南非1的M1和各省物價(jià)指數(shù)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)各地對貨幣政策沖擊敏感度不一致。Bias（1992）通過美聯(lián)儲公開市場操作、貼現(xiàn)率與美國12個(gè)州的州內(nèi)M1等指標(biāo)建立地區(qū)貨幣供應(yīng)模型，認(rèn)為美國國家貨幣政策具有顯著的區(qū)域差異效應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)來源與說明及模型設(shè)定

1、數(shù)據(jù)來源與說明

（1）貨幣政策中介變量。國外的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究多基于利率，然而我國貨幣市場不成熟，人民幣利率缺乏彈性、市場化程度較低，全國一致的利率水平是無法顯現(xiàn)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的。故此以廣義貨幣供給量作為貨幣政策中介變量是比較好的選擇。不過當(dāng)前階段缺乏各自治區(qū)的貨幣供給量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，鑒于此，本文使用各自治區(qū)貸款來替代貨幣供應(yīng)量。

（2）區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展指標(biāo)。如文獻(xiàn)綜述所闡述，大多數(shù)對中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究都是以人均GDP或以經(jīng)過價(jià)格水平調(diào)整的GDP或人均GDP來測度區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的指標(biāo)?？紤]到打工經(jīng)濟(jì)非常突出，打工者生活、工作的大多數(shù)時(shí)間是遠(yuǎn)離戶籍地的，不適宜用人均總量水平來測度經(jīng)濟(jì)發(fā)展。況且貨幣政策影響的是宏觀經(jīng)濟(jì)變量，貨幣政策中介變量本身也是宏觀經(jīng)濟(jì)變量，無需進(jìn)行平均化處理。此外，價(jià)格水平影響了GDP的核算，也影響了貨幣的實(shí)際投放量的核算，故而實(shí)證分析也無需進(jìn)行價(jià)格水平的調(diào)整。本文是基于月度數(shù)據(jù)分析，而當(dāng)前階段缺乏各自治區(qū)的月度GDP統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，故此，本文使用各自治區(qū)月度工業(yè)增加值來代替。

本文是從月度數(shù)據(jù)收集的現(xiàn)實(shí)困境以及整個(gè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢的轉(zhuǎn)換角度來確定數(shù)據(jù)樣本期的。2004年以來由于房地產(chǎn)市場泡沫、能源價(jià)格帶動整個(gè)物價(jià)水平持續(xù)顯著上升，央行持續(xù)采取了適度緊縮貨幣政策，而從2008年下半年開始，我國受到金融危機(jī)的巨大沖擊，作為應(yīng)對措施，財(cái)政政策和貨幣政策都完全轉(zhuǎn)向了，受數(shù)據(jù)不足所限本文不能捕捉緊縮和積極貨幣政策的差別效應(yīng)，所以本文選擇的樣本期間為2004年1月至2008年6月。本文所有使用的數(shù)據(jù)來自于中宏數(shù)據(jù)庫以及中國統(tǒng)計(jì)年鑒。

2006年11月以后國家統(tǒng)計(jì)局不再公布月度工業(yè)增加值數(shù)據(jù)，故此本文使用該公式計(jì)算出后續(xù)數(shù)據(jù)：月度工業(yè)增加值＝上年同期月度工業(yè)增加值×（本期數(shù)比上年同期增長%+1）×消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（上年同期＝100）/100。利用估計(jì)算的各自治區(qū)2006年11月之前月度工業(yè)增加值與公布的數(shù)據(jù)進(jìn)行兩變量線性回歸分析得到的斜率系數(shù)，經(jīng)WALD檢驗(yàn)與“1”無顯著差異，這表明估算的數(shù)據(jù)替代效果良好。

2、面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)模型

本文以Yit、Xit分別表示第i個(gè)自治區(qū)t期月度工業(yè)增加值與工業(yè)貸款，建立五個(gè)自治區(qū)的綜列模型為：

令yit=log（Yit），xit=log（Xit），則上述模型可以表述為：

其中βi度量i自治區(qū)工業(yè)增加值的工業(yè)信貸彈性，αi度量了i自治區(qū)工業(yè)增加值對工業(yè)信貸的靜態(tài)依賴，μit綜合反映了所有其他因素在t期對i自治區(qū)工業(yè)增加值的影響。

三、實(shí)證分析

為避免繆誤回歸，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前，需要對綜列變量進(jìn)行綜列單位根檢驗(yàn)來證實(shí)變量是由綜列單位根過程生成。

1、綜列單位根檢驗(yàn)

所謂綜列單位根檢驗(yàn)是指將綜列變量各橫截面序列作為一個(gè)整體進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，本文應(yīng)用Im、Persaran和Shin的統(tǒng)計(jì)量實(shí)現(xiàn)綜列單位根檢驗(yàn)。

表1 綜列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對各自治區(qū)的工業(yè)增加值y和工業(yè)總產(chǎn)值x綜列變量分別進(jìn)行IPS檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果（如表1）可知，模型的2個(gè)變量的綜列數(shù)據(jù)水平值的t檢驗(yàn)的下尾單側(cè)p值均大于99%，不能拒絕存在綜列單位根的原假設(shè)；而其一階差分?jǐn)?shù)據(jù)t檢驗(yàn)的下尾單側(cè)p值均為0，高度顯著地拒絕原假設(shè)。故此可認(rèn)為，2個(gè)變量的綜列數(shù)據(jù)均為I（1）過程所生成。

2、綜列數(shù)據(jù)協(xié)整分析

基于（2）式估計(jì) αi，βi，得到的結(jié)果如表 2 所示。

表2 綜列協(xié)整向量的估計(jì)結(jié)果

由估計(jì)的結(jié)果，在10%的顯著水平上，βi通過了t檢驗(yàn)，這表明從長期看貨幣政策顯著影響各自治區(qū)的發(fā)展。并且除新疆外，其他四個(gè)自治區(qū)擴(kuò)張的貨幣政策會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)同向增長，其中寧夏貸款彈性達(dá)到1.335，而廣西、內(nèi)蒙古貸款彈性更是都超過2.000，工業(yè)增加值的增長率超過貸款的增長率，表明在這些區(qū)域貸款對經(jīng)濟(jì)發(fā)展能提供更大的推動作用。

3、短期動態(tài)調(diào)整分析

綜列模型揭示了五個(gè)自治區(qū)工業(yè)增加值與工業(yè)貸款的長期均衡關(guān)系，為決策部門提供了制定差異化貨幣政策的依據(jù)。進(jìn)一步還可以利用如下誤差校正模型分析兩經(jīng)濟(jì)變量的短期動態(tài)調(diào)整，即：

表3 估計(jì)結(jié)果

從結(jié)果可以看出，內(nèi)蒙古和寧夏自治區(qū)短期調(diào)整系數(shù)具有正確的符號，并且在5%的水平上顯著，盡管其他三個(gè)地區(qū)調(diào)整系數(shù)是正的，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。估計(jì)的結(jié)果印證了前述綜列協(xié)整關(guān)系的存在。與反映長期均衡關(guān)系的協(xié)整向量不同，反映各自治區(qū)工業(yè)貸款短期變化對工業(yè)增加值的短期影響。估計(jì)結(jié)果顯示，除西藏外各自治區(qū)貸款的短期變化對工業(yè)增加值的增長具有抑制作用，不過在統(tǒng)計(jì)上除內(nèi)蒙古外都不顯著。五個(gè)自治區(qū)中三個(gè)的短期效應(yīng)系數(shù)為正，兩個(gè)為負(fù)，絕對值最大的為內(nèi)蒙古0.168，這意味著其均衡偏差在下一期約有16.8%得到調(diào)整，這些表明各自治區(qū)信貸的影響具有發(fā)散性，并且對各地區(qū)的影響存在差異。

四、結(jié)論

基于綜列數(shù)據(jù)協(xié)整模型以及短期動態(tài)調(diào)整分析，對2004年1月至2008年6月五個(gè)自治區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與貨幣政策關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，民族地區(qū)存在明顯的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)：貨幣供應(yīng)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動力度有顯著差異，且短期上貨幣政策的影響具有發(fā)散性。

鑒于分析的結(jié)論，本文建議：第一，考慮各民族地區(qū)的實(shí)際情況，建立充分反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)的貨幣政策體系，實(shí)施差別化的貨幣調(diào)控政策，例如在貸款額度，存款準(zhǔn)備金率等方面給予區(qū)別對待。第二，培育發(fā)展區(qū)域金融市場，增強(qiáng)區(qū)域融資能力。民族地區(qū)貨幣市場發(fā)展滯后，貨幣政策傳導(dǎo)效率低下。對民族地區(qū)適當(dāng)降低金融機(jī)構(gòu)的準(zhǔn)入門檻，大力發(fā)展本地化經(jīng)營的區(qū)域性中小金融機(jī)構(gòu)，使貨幣政策能更有效的發(fā)揮作用。第三，強(qiáng)化金融監(jiān)管政策，避免民族地區(qū)信貸違規(guī)流向其他地區(qū)而影響政策效果以及政策的調(diào)整。

[1]常海濱、徐成賢：我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制區(qū)域差異的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2007（5）.

[2]楊曉、楊開忠：中國貨幣政策影響的區(qū)域差異研究[J].財(cái)經(jīng)研究，2007（2）.

[3]曹永琴：中國貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（9）.

[4]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）.

[5]郭評生、吳偉軍：基于SVAR模型的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)存在性的實(shí)證研究[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2009（5）.