基于SVAR模型對貨幣區(qū)域效應(yīng)存在性的實(shí)證研究

摘 要：文章通過采用八大經(jīng)濟(jì)區(qū)的貨幣供應(yīng)量、金融機(jī)構(gòu)貸款余額、名義GDP、平減指數(shù)，進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，研究顯示貨幣政策對GDP和平減指數(shù)近期效應(yīng)的沖擊強(qiáng)度東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)均強(qiáng)于大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，但是在持續(xù)性上面，東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的GDP持續(xù)性強(qiáng)于大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。

關(guān)鍵詞：SVAR模型；貨幣政策 ；區(qū)域性

中圖分類號：F822.0 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1006-8937（2012）29-0019-02

貨幣政策效應(yīng)的研究一直以來是金融研究領(lǐng)域不可或缺的一個內(nèi)容。貨幣政策效應(yīng)一般包括數(shù)量效應(yīng)和時間效應(yīng)。但貨幣政策在貨幣區(qū)內(nèi)的效果如何，是否有效，這個課題在近幾年才開始盛行。貨幣政策效應(yīng)在時間和空間維度不一致的研究，一般分為三個方面：第一，貨幣政策的非對稱效應(yīng)。第二，貨幣政策效應(yīng)的時間非一致性。第三，貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域效應(yīng)，或者稱空間非一致性。由于前兩者，國內(nèi)外已經(jīng)有了大量研究，所以本文將就第三個方面，即貨幣政策效應(yīng)區(qū)域性的存在性進(jìn)行實(shí)證研究。

雖然我國建立市場機(jī)制的時間不長，而且中國人民銀行真正行使中央銀行只能始于1985年，但是，隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，區(qū)域化差異越來越明顯，貨幣政策區(qū)域效應(yīng)也開始得到了理論的重視。丁文麗（2005）運(yùn)用最優(yōu)貨幣區(qū)理論，協(xié)整檢驗(yàn)，格蘭杰檢驗(yàn)對東，中，西三個經(jīng)濟(jì)區(qū)貨幣政策效力的差異進(jìn)行分析。張晶（2006，2007）從金融結(jié)構(gòu)角度對貨幣政策區(qū)域效應(yīng)進(jìn)行了研究。宋旺和錢正生（2006）基于最優(yōu)貨幣區(qū)理論實(shí)證驗(yàn)證了我國貨幣政策存在顯著的區(qū)域性。楊曉和楊開忠（2007）從定量和定性兩個角度分析了改革開放以來貨幣政策對東中西三個經(jīng)濟(jì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響。蔣益民和陳璋（2009）則在SVAR模型的基礎(chǔ)上得出研究結(jié)論，區(qū)域金融結(jié)構(gòu)和區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都是影響貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的重要因素，相對而言，區(qū)域金融結(jié)構(gòu)更能削弱貨幣政策區(qū)域效應(yīng)。

本文先選取東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，大西北地區(qū)分別作為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)，經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)區(qū)的代表，在這兩個樣本的基礎(chǔ)上對比分析，建立SVAR模型，以期獲得一些結(jié)論和啟示，然后再將其余6個經(jīng)濟(jì)區(qū)納入模型，進(jìn)行分析。

1 實(shí)證結(jié)果與結(jié)論分析

1.1 模型的建立

Quah和Cooley Leroy Blanchard對VAR模型進(jìn)行了修正，在一般VAR模型的基礎(chǔ)上加入隱藏在誤差項(xiàng)中的內(nèi)生變量的當(dāng)期關(guān)系，即結(jié)構(gòu)向量自回歸?！猄VAR模型。由于該模型不設(shè)內(nèi)外生變量，所以它僅需少數(shù)約束條件。同時可以運(yùn)用脈沖反應(yīng)函數(shù)和方差分解分析宏觀政策的傳遞效應(yīng)。

本文貨幣供給量采用廣義貨幣量M2來衡量。由于平減指數(shù)的計算基礎(chǔ)比CPI更廣泛，涉及全部商品和服務(wù)，除消費(fèi)外，還包括生產(chǎn)資料和資本、進(jìn)出口商品和勞務(wù)等，能夠更加準(zhǔn)確地反映一般物價水平走向，是對價格水平最宏觀測量。所以物價只能用平減指數(shù)來測度，經(jīng)濟(jì)增長量則將會用GDP來度量。為了消除各個變量的指數(shù)趨勢，本文對各變量采取自然對數(shù)。即貨幣供應(yīng)量用lnm2表示。

考慮到中國地區(qū)差異性大，在區(qū)域劃分上采用國務(wù)院發(fā)展研究中心2005年發(fā)布的報告將內(nèi)地區(qū)域劃分為八個綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)域，即：黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)、長江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)、東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)、北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)、東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)、南部沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)、大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)、大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。本文正是采用這種經(jīng)濟(jì)區(qū)劃分進(jìn)行區(qū)域化分析。

由于本文采用的是首先將東北沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)在SVAR模型框架下進(jìn)行分析。所以在取對數(shù)后他們的GDP分別表示為lngdp-h，lngdp-l，平減指數(shù)分別表示為lnj-h，lnj-l，實(shí)際貸款余額lndk-h，lndk-l。這樣子就形成了lnm2，lngdp-h，lndk-h，lnj-h 和lnm2，lngdp-l.lndk-l.lnj-l兩組時間序列。通過交叉相關(guān)性檢驗(yàn)，具有較強(qiáng)的同期相關(guān)性，說明SVAR模型的采用是合理的。本文利用1978～2009年全國和各省的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中，M2、GDP、金融機(jī)構(gòu)貸款余額主要來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》，部分資料來源于《新中國60年》，各省市統(tǒng)計年鑒。其中平減指數(shù)是作者根據(jù)各省市名義GDP和GDP指數(shù)計算得出。

1.2 ADF檢驗(yàn)

為建立VAR模型，需要檢驗(yàn)各時間序列的平穩(wěn)性。由表1，表2可知，將時間序列l(wèi)ngdp-h，lngdp-l，lndk-h，lndk-l，lnj-h，lnj-l差分后，已是平穩(wěn)的，可以建立差分平穩(wěn)SVAR模型。在建立SVAR模型的時候，本文將選取實(shí)際貸款余額的增長率，名義GDP增長率，實(shí)際M2增長率和GDP平減指數(shù)增長率作為內(nèi)生變量，分別表示為dm2，dgdp，ddk，dj，建立AB型SVAR模型。

1.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果分析

為檢測兩個地區(qū)對國家貨幣的正常響應(yīng)是否存在差異，本論文將采用脈沖響應(yīng)函數(shù)來檢測，對沖擊作用的滯后期本文選用10a。

結(jié)果顯示1：兩地區(qū)第二期都是負(fù)響應(yīng)，第三期均取得最大值，然后一直處于下降狀態(tài)。但是很明顯，東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的波動大于大西北地區(qū)的波動。說明，當(dāng)M2增長率提高時，對東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的GDP影響要大于大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。大西北對貨幣供給的依賴性比較強(qiáng)，而東部沿海地區(qū)的GDP增長表現(xiàn)出較強(qiáng)的內(nèi)生性。

結(jié)果顯示2：兩地區(qū)的前三期都是負(fù)響應(yīng)，第四期達(dá)到最大值。但是東部沿海地區(qū)第七期又處于負(fù)值，然后處于上升狀態(tài)，直到趨近于零。然而大西北地區(qū)則從第四期起一直處于緩慢下降狀態(tài)，直到趨近于零。

結(jié)果顯示3：東部沿海區(qū)最大值出現(xiàn)在第二期，然后下降，于第七期接近于零。大西北地區(qū)最大值則出現(xiàn)在第三期，然后下降，于第六期接近于零。上面數(shù)據(jù)說明，對于一個貨幣沖擊，東部沿海地區(qū)的近期響應(yīng)一般大于西北地區(qū)。

綜上所述，貨幣政策對GDP和平減指數(shù)的近期效應(yīng)的沖擊強(qiáng)度東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)均強(qiáng)于大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，但是在持續(xù)性上面，東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的GDP持續(xù)性強(qiáng)于大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，平減指數(shù)的持續(xù)性則相對要弱。

因此，大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)和東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)是生產(chǎn)力水平不發(fā)達(dá)區(qū)域和發(fā)達(dá)區(qū)域的典型代表，那么上述的規(guī)律是否推廣至其他6個區(qū)域？為此，我們對其他6個區(qū)域也建立了SVAR模型（不再具體描述）。在這里我們將各地區(qū)的貨幣脈沖響應(yīng)最大值如下：

長江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（cz）：湖南、湖北、江西、安徽的平減指數(shù)為0.014，GDP為0.015；東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（db）：遼寧、吉林、黑龍江的平減指數(shù)為0.01，GDP為0.006；黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)（hz）：陜西、山西、河南、內(nèi)蒙古的平減指數(shù)為0.009，GDP為0.010；東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（dy）：上海、江蘇、浙江的平減指數(shù)為0.026，GDP為0.02；大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（dxn）：重慶、四川、云南、貴州、廣西的平減指數(shù)為0.016，GDP為0.008，大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（dxb）：甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆的平減指數(shù)為0.003，GDP為0.003，南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（ny）：福建、廣東、海南的平減指數(shù)為0.023，GDP為0.022；北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)（by）：北京、天津、河北、山東的平減指數(shù)為0.007，GDP為0.01。

通過上表數(shù)據(jù)可以看到GDP值和平減指數(shù)值中排在前兩位的都是南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)和東部沿海綜經(jīng)濟(jì)區(qū)，排最后兩位的則是大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)和東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。

2 原因分析

貨幣政策效應(yīng)是中央銀行，金融體系，企業(yè)和居民等主體綜合作用的結(jié)果，因此貨幣政策區(qū)域性的產(chǎn)生原因是多方面的，本文通過區(qū)域金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)，生產(chǎn)力水平指標(biāo)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)求出對GDP，平減指數(shù)的貨幣脈沖響應(yīng)最大值的相關(guān)系數(shù)，總結(jié)原因如下：

①經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異。本文采用GDP來表示個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。通過實(shí)證分析來看，區(qū)域生產(chǎn)水平指標(biāo)對貨幣政策效應(yīng)的影響較大。生產(chǎn)水平越高的地區(qū)，GDP生長越有內(nèi)生性。

②金融發(fā)展的差異。本文采用金融機(jī)構(gòu)貸款余額來表示金融體系對貨幣供應(yīng)量的反應(yīng)變量。各地分金融發(fā)展水平不一樣，導(dǎo)致貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制效果不一。

③貨幣政策執(zhí)行效果的差異。貨幣政策的執(zhí)行效果怎么樣，最后體現(xiàn)在產(chǎn)出與物價上貨幣政策的執(zhí)行效果如何，最終反映在物價與產(chǎn)出上。

3 結(jié) 論

通過實(shí)證分析，可以發(fā)現(xiàn)我國不同經(jīng)濟(jì)地區(qū)對全國統(tǒng)一貨幣政策的反應(yīng)有比較大的差別。因此在制定統(tǒng)一貨幣政策時，中央銀行應(yīng)在考慮整體經(jīng)濟(jì)狀況的同時，還應(yīng)該考慮不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況。建議如下：

①在全國統(tǒng)一的貨幣政策的基礎(chǔ)上，還要考慮地區(qū)差異性。實(shí)行分層次全國的貨幣政策，或區(qū)域性貨幣政策，或差別貨幣政策。

②利用分層貨幣政策去調(diào)節(jié)技術(shù)、項(xiàng)目和資金在全國范圍內(nèi)的恰當(dāng)配置。

③協(xié)調(diào)發(fā)展資金市場和貨幣市場，增強(qiáng)兩個市場間的互動能力，這對提高貨幣政策金融市場的傳導(dǎo)效率具有極其重要的意義。

參考文獻(xiàn)：

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