中國價格型和數(shù)量型貨幣政策工具效應(yīng)的區(qū)域差異性研究
——基于GVAR模型的實證分析

崔百勝，趙　星，王諍諍

●區(qū)域發(fā)展

中國價格型和數(shù)量型貨幣政策工具效應(yīng)的區(qū)域差異性研究
——基于GVAR模型的實證分析

崔百勝1，趙星1，王諍諍2

（1.上海師范大學 商學院，上海 200234；2.上海財經(jīng)大學 公共經(jīng)濟與管理學院，上海 200433）

文章采用2005-2014年中國30個省的季度數(shù)據(jù)，構(gòu)建全局向量自回歸模型（GVAR）考察貨幣供應(yīng)量和利率變動對東、中、西部及東北地區(qū)，在產(chǎn)出、居民消費和固定資產(chǎn)投資脈沖響應(yīng)上的不同，以分析價格型和數(shù)量型貨幣政策工具效應(yīng)的區(qū)域差異。結(jié)果表明，各地區(qū)對貨幣供應(yīng)量沖擊呈現(xiàn)相似的響應(yīng)特征，但響應(yīng)程度不同，在居民消費響應(yīng)方面，東部地區(qū)受影響程度最顯著；在固定資產(chǎn)投資響應(yīng)方面，西部地區(qū)受影響程度并不顯著。東、中、西、東北地區(qū)對利率沖擊響應(yīng)也呈現(xiàn)相似特征，但區(qū)域之間的影響存在不同，在居民消費響應(yīng)方面，東部區(qū)域受影響程度最顯著；在固定資產(chǎn)投資響應(yīng)方面，東部受影響程度最顯著，東北地區(qū)受影響程度最小，表明中國貨幣政策效應(yīng)存在顯著的區(qū)域差異。

價格型貨幣政策工具；數(shù)量型貨幣政策工具；區(qū)域差異；全局向量自回歸模型

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.06.012

一、引　言

地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡是當今中國經(jīng)濟的一個突出問題。改革開放以來，中國經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域差異特征，特別是近年來，中國各地區(qū)差異態(tài)勢愈發(fā)增強。在對2010-2015年各省（市、區(qū)）經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)進行分析的過程中發(fā)現(xiàn)，全國31個?。ㄊ?、區(qū)）經(jīng)濟增長在此期間存在較大差異，絕大多數(shù)省份經(jīng)濟增長呈現(xiàn)持續(xù)下滑的共同特征，但下降速度和下降模式上存在明顯差異。

長期以來，中國實施統(tǒng)一宏觀貨幣調(diào)控政策。同一的宏觀貨幣調(diào)控政策符合經(jīng)濟整體協(xié)同的要求，但卻不能突出中國當今地區(qū)經(jīng)濟的差異特征，一定程度上忽視了區(qū)域經(jīng)濟、區(qū)域金融發(fā)展水平、自然環(huán)境、歷史背景、對外貿(mào)易等方面不平衡的現(xiàn)實，如果采用相同的貨幣政策，將會在我國四大經(jīng)濟區(qū)域產(chǎn)生不同的影響和效果，但同一的貨幣調(diào)控政策工具效應(yīng)區(qū)域性差異的方向與大小尚有爭議。2011年，中國人民銀行強調(diào)利率在貨幣調(diào)控政策中的杠桿調(diào)控效用，貨幣政策工具開始由以存款準備金率、公開市場、再貸款和再貼現(xiàn)為調(diào)控工具的數(shù)量型貨幣政策工具，向以利率和匯率為調(diào)控工具的價格型貨幣政策工具轉(zhuǎn)變。價格型和數(shù)量型貨幣工具變動對區(qū)域經(jīng)濟非對稱性效應(yīng)如何？對產(chǎn)出、消費和固定資產(chǎn)投資的影響方面，在方向上是否一致，在數(shù)量上是否存在差異，在不同經(jīng)濟區(qū)域上的非對稱性差異又是如何？

因為我國四大區(qū)域之間的經(jīng)濟水平存在較大差異，國家宏觀政策在實施過程中將會出現(xiàn)區(qū)域之間的差別，這種差別在長期的影響將會逐漸體現(xiàn)出來并逐步擴大地區(qū)間的差距。研究貨幣政策對四大區(qū)域的差異性影響，進一步研究不同區(qū)域?qū)Σ煌?jīng)濟政策的反饋，對于縮小區(qū)域差距、促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展有顯著的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

貨幣政策工具主要包含價格型和數(shù)量型兩種，目前的研究大多數(shù)是分為兩個方面，其一是將價格型工具當作貨幣政策指標，另一個是將數(shù)量型工具當作貨幣政策指標。

國外文獻中選擇數(shù)量型貨幣政策工具作為貨幣政策傳導(dǎo)指標方面的研究，相對較少且相對較早，這與近年來世界主要國家基本采用以利率和匯率為主要調(diào)控工具的價格型貨幣政策有關(guān)。Garrison和Chang（1979）用居民收入、政府稅收、政府支出以及聯(lián)邦貨幣進行研究，研究表明美國各大經(jīng)濟區(qū)對貨幣政策的響應(yīng)存在較大差異［1］。Peersman和Smets （2005）對歐洲地區(qū)7個國家的11個產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)做了實證研究，表明無論在經(jīng)濟的蕭條階段還是繁榮階段，都有著差異明顯的貨幣政策區(qū)域差異效應(yīng)［2］。中國長期實行以公開市場、準備金率以及再貼現(xiàn)率為調(diào)控工具的數(shù)量型貨幣政策，因此，有關(guān)數(shù)量型貨幣政策工具區(qū)域效應(yīng)方面的研究非常豐富。宋旺和鐘正生（2006）利用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)，得到了貨幣政策在我國三大經(jīng)濟區(qū)存在顯著的差異［3］?？椎P和秦大忠（2007）用VAR模型分析了1980-2004年全國和各省貨幣政策對真實產(chǎn)出的影響，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量是描述中國貨幣政策的較好指標［4］。蔣益民和陳璋（2009）采取SVAR模型研究中國八大經(jīng)濟區(qū)，研究證實有顯著的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)［5］。盧勝榮和李文溥（2009）研究貨幣政策的雙重非對稱性效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)既存在方向上的非對稱效應(yīng)，又存在區(qū)域間的非對稱效應(yīng)［6］。申俊喜等（2011）采用中國31個省份的數(shù)據(jù)進行實證研究，認為貨幣配給機制與外匯管理機制是導(dǎo)致中國貨幣政策區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)的主要成因［7］。

國外文獻中選擇價格型貨幣政策工具作為貨幣政策傳導(dǎo)指標方面的研究，起步時間較早，得到的結(jié)論也比較豐富，而中國關(guān)于這一主題的研究，是伴隨著價格型貨幣政策工具的推出而受到重視，但定性分析和模型研究較多，實證研究相對較少。Carlion 和Defina（1999）運用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)進行分析，研究證明各州對貨幣政策反應(yīng)存在差異［8］。Owyang和Wall（2005）用VAR模型進行實證研究，研究表明前沃爾克時期和沃爾克-格林斯潘時期的貨幣政策區(qū)域差異性在強度和持續(xù)性方面都不相同［9］。Anagnostou和Papadamou（2014）采用貝葉斯PVAR模型，對歐洲南部1980-2009年58個地區(qū)的區(qū)域產(chǎn)出進行研究，得出不同地區(qū)GDP對貨幣政策沖擊的響應(yīng)不同，最優(yōu)貨幣區(qū)理論框架可以解釋政策的不對稱效應(yīng)［10］。從國內(nèi)方面來看，王先柱等（2011）從房地產(chǎn)需求和供給兩個層面研究了貨幣政策的傳導(dǎo)效應(yīng)及其地區(qū)差異［11］。汪潘義等（2014）從利率市場化角度對數(shù)量型和價格型貨幣政策選擇進行了比較［12］。

GVAR模型最早由Pesaran etal（.2004）提出［13］，并由Dees et al.（2007）拓展［14］。Vansteenkiste和Hiebert（2011）對歐洲各地區(qū)的房價溢出現(xiàn)象用GVAR模型進行了研究，主要包括了歐洲各國房價對利率沖擊的差異影響［15］。耿鵬和趙昕東（2007）運用GVAR模型研究得到我國各產(chǎn)業(yè)之間存在顯著的內(nèi)生聯(lián)系［16］。張延群（2012）詳細介紹了GVAR模型，并用于研究我國與世界經(jīng)濟之間的相互作用［17］。張紅和李洋（2013）運用中國30個省市地區(qū)的數(shù)據(jù)，采用GVAR模型對貨幣政策、區(qū)域經(jīng)濟和房地產(chǎn)市場的關(guān)系進行了研究［18］。

三、貨幣政策區(qū)域差異分析框架

貨幣政策傳導(dǎo)機制是否有著良好的效果，關(guān)鍵原因是其傳導(dǎo)渠道是否通暢、其傳導(dǎo)主體如何。所以，對我國貨幣政策傳導(dǎo)的主體和渠道兩方面進行深入的研究，對于我國來說是很關(guān)鍵的。

（一）貨幣政策傳導(dǎo)主體差異

我國貨幣政策傳導(dǎo)的主體主要包括：中國人民銀行、貨幣市場、商業(yè)銀行、企業(yè)與居民。因為我國四大區(qū)域的經(jīng)濟水平、金融機構(gòu)是否完善、居民的消費投資決策、教育程度很多地方都有差別，所以我國在宏觀調(diào)控的過程中，每個部門在各個地區(qū)存在不同，所發(fā)揮的功效存在不相同，所以造成了宏觀調(diào)控在我國四大區(qū)域有著不一樣的效果。

1.貨幣市場發(fā)展程度不同

中國的金融調(diào)控政策在20世紀90年代呈現(xiàn)出從人民銀行到貨幣市場、商業(yè)銀行，再到投資者和消費者，最終到宏觀經(jīng)濟的一個過程。因為中國四大區(qū)域貨幣市場的發(fā)展歷史和水平有差別，貨幣市場在我國四大區(qū)域貨幣政策傳導(dǎo)過程中所影響的程度就不相同。

東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，貨幣市場水平也高，參加貨幣交易的商業(yè)銀行多，貨幣的成交量多，人民銀行采取貨幣調(diào)控，東部區(qū)域能很好地實現(xiàn)人民銀行的目的。但西部地區(qū)，貨幣市場發(fā)展水平相對較低，進行貨幣交易的商業(yè)機構(gòu)比較罕見，貨幣成交量相對較低，種類少，宏觀調(diào)控不能發(fā)揮作用。所以在人民銀行對貨幣市場進行宏觀調(diào)控的過程中，西部區(qū)域不能較好地傳達人民銀行的意圖，作用程度也會較東部區(qū)域低。

2.金融機構(gòu)非對稱

中國金融系統(tǒng)是以間接金融為首要，直接金融為輔助，所以銀行系統(tǒng)在我國宏觀經(jīng)濟調(diào)控過程中充當著關(guān)鍵的角色。中國銀行系統(tǒng)框架，四大銀行充當了領(lǐng)頭羊的角色，所以宏觀調(diào)控能不能實現(xiàn)計劃，大部分依賴于四大銀行對宏觀調(diào)控的反饋能否迅速和起作用。

（二）貨幣政策傳導(dǎo)渠道差異

文章通過信貸、利率途徑這兩方面來具體研究中國貨幣政策傳導(dǎo)的地區(qū)差別。

1.信貸傳導(dǎo)途徑

信貸傳導(dǎo)途徑既能對投資產(chǎn)生影響，又能對消費產(chǎn)生影響。信貸傳導(dǎo)渠道區(qū)域差異體現(xiàn)在如下兩個方面：首先是信貸資源的區(qū)域不同，其次是居民的信貸需求，從而作用于經(jīng)濟的區(qū)域差異。

在信貸資源的地域方面，東部經(jīng)濟比較領(lǐng)先，收入水平相對來說高，儲蓄水平同樣也比較高，資金來源充裕。而中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度相對比較落后，收入水平比較低，儲蓄水平也比較低，資金來源就比較匱乏。因為東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度比較領(lǐng)先，企業(yè)和居民的凈資產(chǎn)都領(lǐng)先于中西部地區(qū)，信貸資源可獲得性較高。同時，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展領(lǐng)先，資金回報率高，逐漸出現(xiàn)了中西部地區(qū)資金向東部流動的趨勢，加劇了區(qū)域間資金供給的不均衡。

2.利率傳導(dǎo)渠道

通過利率途徑可以看出，產(chǎn)業(yè)對利率敏感程度的不同將直接影響利率途徑的最終結(jié)果。同一的宏觀調(diào)控通過各個產(chǎn)業(yè)實施時，會形成差異的結(jié)果。中國各個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在一定的差異。各產(chǎn)業(yè)對利率的敏感程度存在一定的差距，人民銀行調(diào)整利率時，宏觀調(diào)控在我國四大區(qū)域并非出現(xiàn)相同的結(jié)果。

綜合上文提到的貨幣政策區(qū)域差異分析，中國貨幣政策存在顯著地區(qū)域差異效應(yīng)，本文第四部分將結(jié)合全局向量自回歸的方法來對區(qū)域差異效應(yīng)的具體表現(xiàn)進行實證分析。

四、貨幣政策工具效應(yīng)區(qū)域性差異的GVAR模型構(gòu)建

（一）模型的基本設(shè)定

GVAR模型最早由Pesaran etal（.2004）提出［13］，與普通的VAR模型不同的是，GVAR模型創(chuàng)建了由多個獨立的經(jīng)濟體或部門VAR*模型構(gòu)成的一個全局系統(tǒng)，子模型可通過權(quán)重矩陣，使得各個體之間的傳導(dǎo)路徑相互關(guān)聯(lián)。

首先，我們需要對我國不同省之間的經(jīng)濟傳遞途徑進行設(shè)定，不僅需考慮各自省的經(jīng)濟獨立性，又需考慮相互之間的關(guān)聯(lián)性。傳導(dǎo)路徑分為三類：①我國各省變量Xit受到其他省對應(yīng)變量的當期作用和滯后效應(yīng)；②我國各省變量Xit受全局變量的共同作用，如相同的貨幣調(diào)控變量，利率、貨幣供應(yīng)量等；③第i個省還會受到第 j個省當期沖擊的作用，主要體現(xiàn)在誤差協(xié)方差矩陣。

GVAR模型設(shè)定包括以下四點：

第一步，設(shè)定30個省份（西藏自治區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)不全，沒有納入樣本中），并分別構(gòu)建各省份的VARX模型，模型既包括內(nèi)生變量，同時要包含其他地區(qū)的相應(yīng)變量。gdp，cons，inv表示每個?。ㄊ?、區(qū)）的內(nèi)生變量，gdp*，cons*，inv*表示每個省份的地區(qū)外變量。這樣第i個省（市、區(qū)）的VARX（1，1）的模型形式如下：

其中，Ai=（Iki，-Ψi0），且 Ai是滿秩矩陣，Bi=（Γi，Ψi1）。

第三步，通過貿(mào)易權(quán)重矩陣將所有省份的VARX模型連接在一起，構(gòu)成一個完整的系統(tǒng)。貿(mào)易權(quán)重矩陣由經(jīng)濟權(quán)重構(gòu)造，設(shè)為W，矩陣中的元素都是已知的。把系統(tǒng)中的所有內(nèi)生變量集合到向量Xt中，有

將（2）和（3）結(jié)合，得到，

第四步，將方程（4）整理得到GVAR模型

進而使GVAR模型一般化，在現(xiàn)有主要變量基礎(chǔ)上，納入全局變量，得到擴展的GVAR模型：

其中，dt=（money，rate）T，是由貨幣供應(yīng)量M2 （money）和銀行間同業(yè)拆借利率（rate）構(gòu)成的全局變量向量。

公式（6）即為本文所構(gòu)建的貨幣政策工具效應(yīng)區(qū)域差異性度量的GVAR模型。通過上面的構(gòu)建顯然模型非常大，即便有少數(shù)的N，把模型中所有參數(shù)估計出來是非常麻煩。所以，我們借鑒Pesaran et al（.2004）的方法［13］，首先估計出各省VARX模型的參數(shù)，其次把它們連接成GVAR模型，估計出整個系統(tǒng)的待估參數(shù)。在進行參數(shù)估計前，需進行時間序列的相關(guān)檢驗，如單位根檢驗、協(xié)整檢驗等。

（二）變量與數(shù)據(jù)選取

本文采用2011年國家統(tǒng)計局的分法將中國劃分為東部、中部、西部、東北地區(qū)四大經(jīng)濟區(qū)域。文章選取我國30個?。ㄊ校檠芯磕繕?，變量N=30。將貨幣供應(yīng)量和利率作為全局變量，各省（市）的產(chǎn)出、居民消費、固定資產(chǎn)投資為內(nèi)生變量。綜合我國的實際情況，選取廣義貨幣供應(yīng)量、銀行間同業(yè)拆借利率為貨幣工具的代理變量。

我們選取各?。ㄊ?、區(qū)）GDP作為反映該地區(qū)的經(jīng)濟產(chǎn)出情況，受到各?。ㄊ小^(qū)）居民消費、投資的統(tǒng)計數(shù)據(jù)所限，我們采用社會消費品總額（CONS）、固定資產(chǎn)投資（INV）作為代理變量，反映該地區(qū)的居民消費、投資情況。

本文采用季度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2005年1季度至2014年4季度，包括40組。廣義貨幣供應(yīng)量、銀行間同業(yè)拆借利率的數(shù)據(jù)從中國人民銀行網(wǎng)站得到，各?。ㄊ小^(qū)）GDP、社會消費品零售總額、固定資產(chǎn)投資來自萬德數(shù)據(jù)庫和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。由于GDP、社會消費品零售總額、固定資產(chǎn)投資等數(shù)據(jù)具有顯著的季節(jié)性，我們利用Eviews7.0軟件，采用季節(jié)調(diào)整方法，對相應(yīng)變量進行季節(jié)調(diào)整，剔除季節(jié)效應(yīng)。對利率之外其他變量取自然對數(shù)以便減小各變量序列的異方差性。

五、實證結(jié)果與分析

（一）模型估計結(jié)果

從模型的實證結(jié)果可以得到各地區(qū)變量均含有單位根I（1）過程，模型采用一階差分形式。進一步對各地區(qū)中可能有協(xié)整進行檢驗，發(fā)現(xiàn)各地區(qū)均存在1個或2個協(xié)整關(guān)系。確保其他省份變量對各省變量存在單向的長期影響，也就是其他省份的變量對各省內(nèi)的變量會產(chǎn)生長期影響，而各省變量沒有對其他變量的反作用。所以我們必須對存在協(xié)整關(guān)系模型中的相對應(yīng)變量進行弱外生性檢驗，實證結(jié)果見表1。結(jié)果顯示大部分省份外變量滿足弱外生性要求。根據(jù)SC和AIC信息準則，得到各省份的滯后階數(shù)。最后實證得出GVAR模型的估計結(jié)果。

表1　各地區(qū)模型中地區(qū)外變量的弱外生性檢驗

續(xù)表1

（二）脈沖響應(yīng)分析

對GVAR模型進行估計和模型的穩(wěn)定性檢驗之后，選用GIRF研究貨幣沖擊對區(qū)域產(chǎn)出、居民消費、固定資產(chǎn)投資的影響。圖1和圖2給出了廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的實證結(jié)果。其中，圖1是貨幣供應(yīng)量的單位正向沖擊，表示數(shù)量型貨幣工具在擴張情況下，貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)；圖2是利率的單位正向沖擊，表示價格型貨幣工具在緊縮情況下，貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)。

圖1　數(shù)量型貨幣政策工具的區(qū)域效應(yīng)

圖2　價格型貨幣政策工具的區(qū)域效應(yīng)

1.數(shù)量型貨幣政策工具的區(qū)域效應(yīng)

以貨幣供應(yīng)量作為數(shù)量型貨幣政策工具變量，分析貨幣供應(yīng)量變動1個標準差條件下，各地區(qū)產(chǎn)出、居民消費和固定資產(chǎn)投資的脈沖響應(yīng)。產(chǎn)出方面，各地區(qū)產(chǎn)出在3個月之后為正向響應(yīng)，在1年后達到頂峰，此后是保持正向響應(yīng)，表明貨幣供應(yīng)量的增加會使各地區(qū)產(chǎn)出增加。東、中、西、東北地區(qū)呈現(xiàn)相似特征，但響應(yīng)強度有著顯著差異。貨幣供應(yīng)量沖擊對東北地區(qū)的影響程度最大（1.4%），西部地區(qū)次之（1.2%），中部地區(qū)較弱（0.8%），東部地區(qū)最弱（0.7%）。在居民消費方面，各地區(qū)居民消費在3個月之后為正向響應(yīng)，在6個月之后達到頂峰，并保持正向響應(yīng)。證明貨幣供應(yīng)量增加會刺激區(qū)域居民消費，東、中、西、東北地區(qū)呈現(xiàn)相似特征，但在響應(yīng)強度上存在差異。貨幣供應(yīng)量沖擊下，東部地區(qū)的居民消費的響應(yīng)程度最大（0.5%），中部地區(qū)次之（0.35%），東北地區(qū)較弱（0.3%），西部地區(qū)最弱（0.19%）。在固定資產(chǎn)投資方面，各地區(qū)固定資產(chǎn)投資表現(xiàn)為持續(xù)的正向響應(yīng)，在3個月之后達到最大值。表明貨幣供應(yīng)量增加會推動區(qū)域固定資產(chǎn)投資，東、中、西、東北地區(qū)呈現(xiàn)相似特征，但在響應(yīng)強度上存在差異。東北地區(qū)受影響程度最大（1.8%），中部地區(qū)次之（1.6%），東部地區(qū)（1%），西部地區(qū)最弱（0.1%）。

2.價格型貨幣政策工具的區(qū)域效應(yīng)

分析在利率變動1個標準差條件下各地區(qū)產(chǎn)出、居民消費和固定資產(chǎn)投資的脈沖響應(yīng)，得到結(jié)果如圖2所示。產(chǎn)出方面，區(qū)域產(chǎn)出對利率沖擊當期為正向響應(yīng)，這與貨幣政策作用的滯后性，產(chǎn)出的慣性有關(guān)。在9個月之后，產(chǎn)出轉(zhuǎn)為負向響應(yīng)，且東、中、西部表現(xiàn)為持續(xù)的負向響應(yīng)，東部地區(qū)受影響程度最大（-0.3%），中部地區(qū)次之（-0.2%），西部地區(qū)最弱（-0.1%）。而東北部地區(qū)表現(xiàn)為持續(xù)的正向響應(yīng)（0.25%），這表明與數(shù)量型貨幣政策相比，價格型貨幣政策在促進東北地區(qū)經(jīng)濟增長方面，作用是失效的。居民消費方面，各地區(qū)居民消費在3個月之后為負向響應(yīng)，在6個月之后達到最大響應(yīng)值，隨后表現(xiàn)為持續(xù)的負向響應(yīng)。表明利率增加會減少區(qū)域居民消費，東、中、西、東北地區(qū)呈現(xiàn)相似特征，但在響應(yīng)強度上存在差異。西部地區(qū)受影響程度最大（-1%），東部地區(qū)次之（-0.9%），中部地區(qū)（-0.8%），東北部地區(qū)最弱（-0.25%），可見，在區(qū)域居民消費方面，利率的沖擊對于東中西部地區(qū)的影響要強于東北地區(qū)。固定資產(chǎn)投資方面，各地區(qū)固定資產(chǎn)投資為持續(xù)的負向響應(yīng)，在6個月之后達到最大響應(yīng)值。表明利率增加會減少區(qū)域固定資產(chǎn)投資，東、中、西、東北地區(qū)呈現(xiàn)相似特征，但在響應(yīng)強度上存在差異。東北地區(qū)受影響程度最大（-3%），中部地區(qū)次之（-1.9%），西部地區(qū)（-1.2%），東部地區(qū)最弱（-0.9%）。

六、結(jié)論與建議

文章選取2005-2014年我國30個省份的季度數(shù)據(jù)，然后通過GVAR模型，從價格型貨幣政策工具和數(shù)量型貨幣政策工具兩個方面，分析了貨幣政策工具沖擊對東、中、西，以及東北地區(qū)產(chǎn)出、居民消費和固定資產(chǎn)投資的影響。得到如下的主要結(jié)論：

（1）貨幣供應(yīng)量的增加會推動各地區(qū)產(chǎn)出、居民消費、固定資產(chǎn)投資的增長，利率的提高會使各地區(qū)的產(chǎn)出、居民消費、固定資產(chǎn)投資減少。

（2）各地區(qū)的產(chǎn)出、居民消費、固定資產(chǎn)投資對數(shù)量型貨幣工具的正向沖擊表現(xiàn)出近似的響應(yīng)結(jié)果，但響應(yīng)程度有著非常明顯的差異。在產(chǎn)出方面，呈現(xiàn)出東、中、西、東北地區(qū)依次遞增的趨勢。而在居民消費方面，表現(xiàn)出東、中、東北、西部地區(qū)依次遞減的特點。在固定投資方面，出現(xiàn)了東北、中、東、西部的依次遞減的趨勢。

（3）各地區(qū)的產(chǎn)出、居民消費、固定資產(chǎn)投資對利率提高呈現(xiàn)相似的響應(yīng)特征，但在響應(yīng)強度上有所區(qū)別。在產(chǎn)出方面，呈現(xiàn)東、中、西依次遞增的趨勢，東北呈現(xiàn)異質(zhì)性。而在居民消費方面，顯現(xiàn)西、東、中、東北地區(qū)依次遞減的特點。在固定投資方面，出現(xiàn)了東北、中、西、東地區(qū)的依次遞減的趨勢。

當前我國存在著地區(qū)差異逐漸擴大和消費水平下降的現(xiàn)象，該怎樣應(yīng)用我國的宏觀經(jīng)濟政策等其他一些調(diào)控方式來縮小區(qū)域經(jīng)濟的差異，促進各地區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展，這是中國面臨的一個嚴重挑戰(zhàn)。本文提出如下政策建議：

（1）改革存款準備金率政策，考慮各經(jīng)濟區(qū)域的差異。對于相對發(fā)達的地區(qū)，若存在著信貸需求和投資過量，則實施上調(diào)政策，對于資本不足的銀行或者機構(gòu)和金融水平較低區(qū)域的金融機構(gòu)，那么存款準備金率的上調(diào)可以實行有差別的調(diào)整。

（2）實現(xiàn)再貸款期限、支持范圍、限額區(qū)域差別化。我國應(yīng)該綜合各區(qū)域的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出、各產(chǎn)業(yè)對生產(chǎn)總值的貢獻程度、城鄉(xiāng)人口比等多項因素，適當調(diào)整再貸款的時限、可獲得人群，進行局部調(diào)控，合理向欠發(fā)達地區(qū)傾斜，做到再貸款的充分利用。

（3）適當調(diào)整信貸傾斜。我國應(yīng)積極展開信貸營銷，給予地方銀行更多的權(quán)利，減少對地方銀行的約束；其次是合理擴充貸款品種，使信貸范圍逐步擴展，使信貸產(chǎn)品的類別、利率、還貸途徑多樣化，再次是構(gòu)建完善的信貸系統(tǒng)風險控制機制。

［1］Garrison C B，Chang H S.The Effects of Monetary Forces in Regional Economic Activity［J］.Journal of Regional Science，1979，19：15-29.

［2］Peersman G，Smets F.The Industry Effects of Monetary Policy in the Euro Area［J］.The Economic Journal，2005，115 （503）：319-342.

［3］宋旺，鐘正生.中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性及原因——基于最優(yōu)貨幣區(qū)理論的分析［J］.經(jīng)濟研究，2006（3）：46-58.

［4］孔丹鳳，秦大忠.中國貨幣政策省際效果的實證分析：1980——2004［J］.金融研究，2007（12）：17-26.

［5］蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的實證研究：1978-2006［J］.金融研究，2009（4）：180-195.

［6］盧盛榮，李文溥.中國地區(qū)間貨幣政策效應(yīng)雙重非對稱性研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009（2）：112-126.

［7］申俊喜，曹源芳，封思賢，貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)——基于中國31個省域的實證分析［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2011 （6）：36-46.

［8］Carlino Gerald，Robert DeFina.The differential regional effects of monetary policy：Evidence from the US States［J］. Journal of Regional science，1999，39（2）：339-358.

［9］Owyang M，Wall H J.Structural breaks and regional disparities in the transmission of monetary policy［R］.Louis：Federal Reserve Bank of ST，2005.

［10］Anagnostou A，Papadamou S.The impact of monetary shocks on regional output：evidence from Four South Eurozone countries［J］.Region etDevelopment，2014，39：105-130.

［11］王先柱，毛中根，劉洪玉.貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)——來自房地產(chǎn)市場的證據(jù)［J］.金融研究，2011（9）：42-53.

［12］汪潘義，李長花，胡小文，等.數(shù)量型還是價格型貨幣政策比較——基于利率市場化角度的分析［J］.華東經(jīng)濟管理，2014（9）：90-98.

［13］Pesaran M H，Schuermann T，Weiner S M.Modeling.regional interdependencies using a global error-correcting macroeconometric model［J］.Journal of Business&Econom?ic Statistics，2004，22（2）：129-162.

［14］Dees S，diMauro F，Pesaran MH，et al.Exploring the inter?national linkages of the euro area：a global VAR analysis ［J］.Journal of Applied Econometrics，2007，22（1）：1-38.

［15］Vansteenkiste I，Hiebert P.Do housing price developments spillover across euro area countries？［J］.Evidence from a global VAR，2011，20（4）：299-314.

［16］耿鵬，趙昕東.基于GVAR模型的產(chǎn)業(yè)內(nèi)生聯(lián)系與外生沖擊分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009（12）：32-45.

［17］張延群.全球向量自回歸模型的理論、方法及其應(yīng)用［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2012（4）：136-149.

［18］張紅，李洋.房地產(chǎn)市場對貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)的區(qū)域差異研究——基于GVAR模型的實證分析［J］.金融研究，2013（2）：114-128.

［責任編輯：張兵］

A Study on Regional Differences in the Effects of Price-based and Quantity-oriented Monetary Policy Tools in China —An Empirical Analysis Based on GVAR Model

CUI Bai-sheng1，ZHAO Xing1，WANG Zheng-zheng2

（1.School of Finance and Business，Shang hai Normal University，Shanghai 200234，China；2.School of Public Economics and Administration，Shanghai University of Finance and Economics，Shanghai200433，China）

Abstract：In this paper，we use the quarterly data of 30 provincial-level administrative area in China from 2005 to2014，build a global vector autoregressive model to study the differences between the monetary supply and interest rate changes the impulse response of the eastern，central，western and northeast regions’output，residents consumption and fixed assets investment.The results show that the response characteristics of the impacts of different regions are similar，but the degree of response is different.In terms of consumer response，the eastern region is the most affected area.In the fixed assets investment response，the western region is not affected area.In the eastern，central，western and northeast regions，the response of interest rate shock is similar，but there are differences in the response of the regions.In terms of consumer response，the eastern region is the most affected area.In the fixed asset investment，the eastern region is the most affected area，and the northeast region is the least affected area.The study indicates that there are significant regional differences in the effects of monetary policy in China.
Keywords：price-based monetary policy tool；quantity-oriented monetary policy tool；regional differences；global vector autoregressive model

F061.6；F82

A

1007-5097（2016）06-0072-06

2015-11-04

國家自然科學基金項目（71471117）；教育部人文社會科學規(guī)劃基金項目（12YJC790020；11YJA790107）；上海市教委科研創(chuàng)新重點項目（14ZS105）

崔百勝（1975-），男，安徽宿州人，副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：金融經(jīng)濟學；

趙星（1991-），男，江西贛州人，碩士研究生，研究方向：金融經(jīng)濟學；

王諍諍（1976-），女，湖北武漢人，博士研究生，研究方向：經(jīng)濟學。