基于湘粵兩省貨幣政策效應(yīng)的差異性研究

謝 冰，蔡洋萍，戴 盛

（1.湖南商學院 工商管理系，湖南 長沙 410205； 2.湖南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院，湖南 長沙 410128）＊

一、引言

貨幣政策是國家宏觀經(jīng)濟調(diào)控的重要手段，而貨幣政策的調(diào)控有效或有效性程度較高的重要前提就是一國的貨幣政策的效應(yīng)是對稱的。但在貨幣政策的實際操作過程中，貨幣政策效應(yīng)經(jīng)常達不到理想的狀態(tài)——對稱效應(yīng)，經(jīng)常出現(xiàn)的一種現(xiàn)象是存在貨幣政策非對稱效應(yīng)。弗里德曼認為：“貨幣政策的傳導(dǎo)具有時滯效應(yīng)，且在不同的區(qū)域具有較大的差異傳導(dǎo)。”貨幣政策的非對稱性效應(yīng)有區(qū)域非對稱效應(yīng)、時間的非對稱效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)的非對稱效應(yīng)等。本文研究的重點在于貨幣政策的區(qū)域非對稱性。貨幣政策的區(qū)域非對稱效應(yīng)是指在統(tǒng)一的貨幣政策決策沖擊下，在一個經(jīng)濟體中各區(qū)域經(jīng)濟的效果并不具有一致性，而且在反應(yīng)程度和反應(yīng)時滯上都存在較大的差異。

Scot，t Jr.較早地從事從紐約到美國其他區(qū)域的公開市場操作傳導(dǎo)是否存在顯著的時滯［1］效應(yīng)研究。Carlino和DeFina采用VAR方法和脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗了貨幣政策對于美國區(qū)域經(jīng)濟的影響［2－4］，Carlino和 DeFina的研究被看作是貨幣政策的區(qū)域非對稱性研究領(lǐng)域的重要文獻之一。

由于我國地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差異，所以，我國從宏觀層面制定的一體化貨幣政策也存在日益明顯的區(qū)域不對稱效應(yīng)。國內(nèi)也有學者做了相關(guān)的理論和實證研究。張晶從利率渠道、信貸渠道和匯率渠道出發(fā)，具體分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模及出口額是否是造成我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的原因，結(jié)果表明，匯率渠道不是我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的原因［5］。于則應(yīng)用SVAR模型和聚類分析了我國貨幣政策的區(qū)域性效應(yīng)［6］。

為研究我國貨幣政策的區(qū)域非對稱性效應(yīng)，本文選擇湖南省和廣東省作為分析對象，運用E－views6.0計量軟件分析比較湖南省和廣東省的產(chǎn)出水平與物價水平對統(tǒng)一貨幣政策反應(yīng)的差異。

二、湘粵兩省經(jīng)濟金融發(fā)展的差異化分析

（一）湘粵經(jīng)濟發(fā)展水平的差異

我們以一省的GDP來代表該省的經(jīng)濟發(fā)展水平。從總量上來看，廣東省經(jīng)濟總量遠高于湖南省的經(jīng)濟總量。從人均GDP來看，兩省也存在較大的差距，見圖1。2009年，廣東省的人均GDP為41 166元，而湖南省的人均GDP則為20 428元，為湖南省人均GDP的2.02倍。因此，無論是從總量上還是從人均水平相比較，廣東省與湖南省的經(jīng)濟發(fā)展水平還存在非常大的差距，而且這種趨勢有繼續(xù)擴大的趨勢。

（二）湘粵產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在的差異

湘粵兩省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也存在較大的差異，表1是2005～2009年湖南省和廣東省的產(chǎn)業(yè)占比情況。

圖1 1990～2009年 兩省人均GDP水平比較。

表1 兩省各產(chǎn)業(yè)增加值占比 單位：%

（三）湘粵金融發(fā)展存在的差異

以下用金融機構(gòu)存貸款總和來衡量金融發(fā)展水平，以反映兩省的金融發(fā)展水平差異。表2顯示了兩省在金融機構(gòu)家數(shù)、貸款余額、資產(chǎn)總額等方面的差異。

表2 2009年湖南省、廣東省金融發(fā)展情況一覽

從表2可以看出，湖南和廣東兩省經(jīng)濟金融發(fā)展存在著較大的差異，對于有著不同發(fā)展特征的經(jīng)濟主體，由中央銀行進行總量調(diào)控的統(tǒng)一貨幣政策的效果也會因調(diào)控對象的差異而產(chǎn)生不同的貨幣政策效應(yīng)。

三、協(xié)整分析

（一）變量選取

1.貸款余額（DK）。我國央行通過貨幣政策進行宏觀調(diào)控，主要是通過調(diào)整貨幣供應(yīng)量來進行的，而央行調(diào)整貨幣供應(yīng)量，最有效的就是通過調(diào)整銀行系統(tǒng)的貸款額來達到其目的，因此，本文用貸款余額作為央行貨幣政策的代理變量是合理的。

2.人均GDP（GDP）。使用人均GDP來代表各省的產(chǎn)出水平，通過人均GDP消除各地區(qū)因人口規(guī)模差異帶來的影響。

3.居民消費價格指數(shù)（CPI）。用各省的CPI來表示其物價水平。

（二）數(shù)據(jù)選取及處理

本文實證分析采用的樣本數(shù)據(jù)期間為1984～2009年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于1984～2009各年的廣東省統(tǒng)計年鑒和湖南省統(tǒng)計年鑒。選取1978年的CPI為基期物價指數(shù)，人均GDP為以基期的可比價格進行計算的，同時為消除異方差的影響，對以上三個變量分別去對數(shù)，取對數(shù)后表示為：LNGDDK、 LNGDGDP、 LNGDCPI、 LNHNDK、LNHNGDP、LNHNCPI，分別表示取對數(shù)后廣東省、湖南省的各自貸款余額、人均GDP、CPI。

（三）變量的平穩(wěn)性檢驗

采用ADF檢驗方法來檢驗各序列的平穩(wěn)性，以避免“偽回歸”的出現(xiàn)，檢驗結(jié)果見表3。

表3 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

表3中的檢驗結(jié)果顯示，原序列LNGDDK、LNGDGDP、LNGDCPI、LNHNDK、LNHNGDP、LNHNCPI均為非平穩(wěn)序列，對原序列進行一階差分后所得的一階差分序列進行ADF檢驗顯示除LNGDCPI、LNHNCPI外，一階差分序列均為平穩(wěn)序列，說 明 LNGDDK、LNGDGDP、LNHNDK、LNHNGDP都為一階單整序列，而根據(jù)檢驗顯示DDLNGDCPI、DD LNHNCPI為平穩(wěn)序列，說明LNGDCPI、LNHNCPI為二階單整序列。

（四）協(xié)整檢驗

進行協(xié)整檢驗的目的在于判斷經(jīng)濟變量之間是否存在某種長期的均衡穩(wěn)定關(guān)系。為了各層次實證結(jié)果的比較，實證分析中的物價水平均選擇一階差分的物價序列，反應(yīng)物價的增減變化。

首先對廣東省的貸款余額與產(chǎn)出、物價（LNGDDK、LNGDGDP、DLNGDCPI）進行協(xié)整檢驗，且從表3的單位根檢驗結(jié)果中發(fā)現(xiàn)LNGDDK、LNGDGDP、DLNGDCPI均為一階單整序列，根據(jù)AIC信息準則，滯后期確定為2。從表4中可以看出，LNGDDK、LNGDGDP、DLNGDCPI三個變量在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關(guān)系。

表4 廣東省、湖南省各變量的協(xié)整檢驗結(jié)果

其次，對湖南省的貸款余額與產(chǎn)出、物價（LNHNDK、LNHNGDP、DLNHNCPI）進行協(xié)整檢驗，且從表3的單位根檢驗結(jié)果中發(fā)現(xiàn)LNHNDK、LNHNGDP、DLNHNCPI均為一階單整序列，根據(jù)AIC信息準則，滯后期確定為2。從表4中可以看出，LNHNDK、LNHNGDP、DLNHNCPI三個變量在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關(guān)系。

四、脈沖響應(yīng)分析

（一）脈沖響應(yīng)

本文通過建立無約束的VAR模型來分別評價統(tǒng)一的貨幣政策對廣東省和湖南省的產(chǎn)出和物價的影響，按照AIC準則選擇建立滯后期為2的VAR模型，經(jīng)檢驗廣東省和湖南省VAR模型的單位根都落于單位元內(nèi)，設(shè)定模型是穩(wěn)定的。脈沖響應(yīng)函數(shù)是用來刻畫每個內(nèi)生變量的變動或沖擊對它自己及其所有其他內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響作用。脈沖響應(yīng)曲線中的橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表產(chǎn)出或物價對貸款余額沖擊的響應(yīng)程度，圖2和圖3的實曲線代表響應(yīng)函數(shù)的計算值，虛曲線是響應(yīng)函數(shù)計算值加減兩倍標準差的置信區(qū)間。圖2與圖3是兩省產(chǎn)出和物價對貸款余額沖擊的脈沖響應(yīng)曲線。

圖2 廣東省、湖南省GDP對貸款余額的一個標準新信息的響應(yīng)

（二）脈沖響應(yīng)結(jié)果分析

1.兩省產(chǎn)出對貨幣政策（這里用貸款余額來替代）沖擊的響應(yīng)差異。對貸款余額施加正的Cholesky標準差信息沖擊，兩省產(chǎn)出均出現(xiàn)了不同程度的增長，廣東省的響應(yīng)峰值出現(xiàn)在第三年，湖南省的影響峰值出現(xiàn)在第四年，且峰值大小不同，廣東省為0.028%，湖南省為0.036%，湖南省產(chǎn)出對貸款余額沖擊的反映速度要比廣東省慢，但影響程度比廣東省大。由于湖南省的經(jīng)濟、金融發(fā)展速度要慢于廣東省的經(jīng)濟、金融發(fā)展速度，所以，市場主體對貨幣政策的反應(yīng)速度要慢于廣東省的反應(yīng)速度，但有趣的是，湖南省產(chǎn)出對貨幣政策沖擊的反應(yīng)強度要大于廣東省，這可能是因為湖南省的民間金融沒有廣東省民間金融發(fā)達，其市場主體尤其是企業(yè)對銀行貸款的依賴性更大，從而造成湖南省的產(chǎn)出對貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度比廣東省的要強。

圖3 廣東省、湖南省CPI對貸款余額的一個標準新信息的響應(yīng)

2.兩省物價水平對貨幣政策（這里用貸款余額來替代）沖擊的響應(yīng)差異。對貸款余額施加正的Cholesky標準差信息沖擊，兩省的物價水平均出現(xiàn)了不同程度的波動。廣東省的響應(yīng)峰值出現(xiàn)在第二年，湖南省的影響峰值也是出現(xiàn)在第二年，但兩省的峰值大小不同，廣東省為0.015%，湖南省為0.013%，這說明湖南省物價水平波動對貸款余額沖擊的反映速度與廣東省的反應(yīng)速度相當，但影響程度卻比廣東省?。ㄒ泊篌w相當）。這可能得益于我國目前較為發(fā)達的物流系統(tǒng)，全國各地的物價水平波動對宏觀調(diào)控政策的反應(yīng)速度大體相當，而且從實證結(jié)果來看，影響程度也差不多。

五、結(jié)論

貨幣政策的區(qū)域性效應(yīng)是影響貨幣政策有效性的重要因素，對不同地區(qū)貨幣政策效應(yīng)的研究是提高我國貨幣政策有效性的前提。本文對廣東省、湖南省的實證分析結(jié)果一方面說明我國貨幣政策在一定程度上是有效的，另一方面也證明了我國統(tǒng)一的貨幣政策在發(fā)達省份與欠發(fā)達省份之間的影響確實存在區(qū)域上的非對稱性。因此，中央銀行實行的統(tǒng)一貨幣政策必然會給不同區(qū)域帶來差異性影響，統(tǒng)一貨幣政策對落后地區(qū)的貨幣政策效應(yīng)會弱于發(fā)達地區(qū)的貨幣政策效應(yīng)，由此，統(tǒng)一的貨幣政策在一定程度上會加大我國區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展不平衡。

為此，我國應(yīng)建立能反映區(qū)域經(jīng)濟特點的貨幣政策體系，大力發(fā)揮貨幣政策的區(qū)域結(jié)構(gòu)性功能，不斷改進央行的貨幣政策工具，豐富貨幣政策調(diào)控工具，以根據(jù)不同區(qū)域的貨幣需求制定差異性貨幣政策。

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［3］CARLINO G，DeFINA R.Monetary policy and the U.S.States and regions：some implications forEuropeanmonetarypolicy［R］.FederalReserve Bank ofPhiladelphia，WorkingPaper，1998，No.98－17.

［4］CARLINO G，DeFINA R.The differential regionaleffects of monetary policy：Evidence from the U.S.states［J］.Journal ofRegionalScience，1999，39：339－358.

［5］張晶.中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)差異及其原因研究［J］.廣東金融學院學報，2006，（4）.23－25.

［6］楊曉，楊開忠.中國貨幣政策影響的區(qū)域差異性研究［J］.財經(jīng)研究，2007，（2）：4－15.

［7］石華軍，凌智勇，鄭貴華，易棉陽.我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的實證分析——基于東中西部地區(qū)數(shù)據(jù)的VAR模型［J］.預(yù)測，2008，（3）：17－22.