張文彬

(北京大學(xué)光華管理學(xué)院,北京100871)

中國(guó)貨幣政策的區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)分析
——基于2000-2008年省份月度數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

張文彬

(北京大學(xué)光華管理學(xué)院,北京100871)

文章基于TVP-GARCH模型構(gòu)建貨幣政策反應(yīng)函數(shù),利用時(shí)變參數(shù)模型構(gòu)建包含貨幣政策變量的省份宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)模型,發(fā)現(xiàn)貨幣政策對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性作用并不明顯,可預(yù)期的貨幣政策的省份穩(wěn)定效應(yīng)高于不可預(yù)期的貨幣政策,而經(jīng)濟(jì)沖擊和貨幣政策制定層面引發(fā)的貨幣增長(zhǎng)的不確定性,加大了省份經(jīng)濟(jì)波動(dòng);貨幣政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定能力存在明顯的省份差異,和經(jīng)濟(jì)周期同步性以及貨幣、信用和匯率三個(gè)傳導(dǎo)渠道的省份特征密切相關(guān)。

貨幣政策;區(qū)域效應(yīng);經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定;時(shí)變參數(shù)模型

一、引 言

貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)一直是區(qū)域經(jīng)濟(jì)周期經(jīng)驗(yàn)研究的重點(diǎn)領(lǐng)域。在Carlino和DeFina(1998)的研究之后,結(jié)構(gòu)VAR模型廣泛應(yīng)用于貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)分析(Owyang、Wall,2005、2006;于則,2006;曹永琴,2007;宋旺、鐘正生,2006;孔丹鳳等,2007)。不過(guò),已有定量分析只能給出貨幣政策沖擊對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)效應(yīng),即產(chǎn)出增長(zhǎng)率對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)方向和強(qiáng)度,卻無(wú)法回答中國(guó)的貨幣政策是否能實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定以及穩(wěn)定效應(yīng)在區(qū)域間是否存在差異的問題,因?yàn)檫@些分析并不能確認(rèn)貨幣政策沖擊方向與平抑經(jīng)濟(jì)波動(dòng)所要求的方向是否一致。不過(guò),關(guān)于貨幣政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)的已有研究,主要集中于全國(guó)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的分析,比如賈俊雪、郭慶旺(2008)基于年度數(shù)據(jù)利用時(shí)變參數(shù)模型發(fā)現(xiàn),貨幣政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定作用明顯,但缺乏貨幣政策對(duì)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)的分析。作為宏觀經(jīng)濟(jì)政策,經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定是貨幣政策最主要的目標(biāo)之一,因此,本文將研究我國(guó)貨幣政策的區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)。

本文的分析遵循 Kim和Nelson(1989)的方法,采用兩步法。首先利用具有廣義自回歸條件異方差分布的時(shí)變參數(shù)模型(TVP-GARCH)構(gòu)建貨幣政策反應(yīng)函數(shù)?？紤]到我國(guó)貨幣政策演變的歷史,盡可能避免體制性因素的影響以維護(hù)經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果的穩(wěn)健性,我們對(duì)貨幣政策的分析將選擇1995年之后的數(shù)據(jù)。在第二步中,利用時(shí)變參數(shù)模型構(gòu)建包含貨幣政策相關(guān)變量的區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)模型,通過(guò)比較不含貨幣政策的模擬經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和真實(shí)經(jīng)濟(jì)波動(dòng),給出貨幣政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)。

本文內(nèi)容為:第一部分是引言;第二部分是貨幣政策區(qū)域穩(wěn)定效應(yīng)及區(qū)域差異的機(jī)制說(shuō)明;第三部分是利用TVP-GARCH模型構(gòu)建貨幣政策反應(yīng)函數(shù),刻畫可預(yù)期、不可預(yù)期的貨幣政策和經(jīng)濟(jì)沖擊引發(fā)、貨幣政策制定層面引發(fā)的不確定性;第四部分根據(jù)時(shí)變參數(shù)模型給出貨幣政策的區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng),并結(jié)合省份特征和貨幣政策傳導(dǎo)渠道的區(qū)域差異進(jìn)行分析;最后是結(jié)論性評(píng)述。

二、貨幣政策經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)區(qū)域差異的可能性:機(jī)理說(shuō)明

首先,從最優(yōu)貨幣區(qū)理論角度來(lái)說(shuō)明。與制定和實(shí)施財(cái)政政策存在地方和中央數(shù)個(gè)層級(jí)不同,貨幣政策的制定往往相對(duì)集中于中央層級(jí),一些主要的貨幣政策工具,比如存款準(zhǔn)備金率、再貼現(xiàn)率等通常對(duì)整個(gè)貨幣區(qū)而言都是統(tǒng)一的。根據(jù)最優(yōu)貨幣區(qū)理論,區(qū)域經(jīng)濟(jì)周期的同步性是最優(yōu)貨幣區(qū)形成的必然前提。顯而易見,貨幣政策針對(duì)于整個(gè)共同貨幣區(qū),如果某些區(qū)域的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與整體經(jīng)濟(jì)波動(dòng)不同步,比如當(dāng)整體經(jīng)濟(jì)過(guò)熱,而該區(qū)域經(jīng)濟(jì)仍處于緊縮期時(shí),統(tǒng)一的緊縮性貨幣政策可能導(dǎo)致該區(qū)域進(jìn)一步的緊縮。因此,區(qū)域間經(jīng)濟(jì)周期同步性的差異是貨幣政策經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)區(qū)域差異形成的首要原因。影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)周期同步性的因素涉及區(qū)域產(chǎn)品市場(chǎng)、金融市場(chǎng)和勞動(dòng)力市場(chǎng)的一體化程度、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放程度,這實(shí)際上對(duì)應(yīng)于Mundell(1961)提出的生產(chǎn)要素自由流動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)、Kenen(1969)提出的產(chǎn)品多樣化標(biāo)準(zhǔn)和McKinnon(1963)提出的經(jīng)濟(jì)開放度標(biāo)準(zhǔn)。此外,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)能力、經(jīng)濟(jì)集聚水平、經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型等因素也影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)周期的同步性。對(duì)于大國(guó),尤其是像中國(guó)這樣一個(gè)處于轉(zhuǎn)型期的發(fā)展中國(guó)家而言,區(qū)域之間市場(chǎng)一體化程度仍不高、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異明顯、區(qū)域?qū)ν忾_放水平的差異更為突出,根據(jù)宋旺、鐘正生(2006)的研究,我國(guó)離“最優(yōu)貨幣區(qū)”標(biāo)準(zhǔn)還有相當(dāng)大的差距,因此,存在貨幣政策穩(wěn)定效應(yīng)的區(qū)域差異的可能性較高。

其次,貨幣政策的實(shí)現(xiàn)過(guò)程依賴于傳導(dǎo)渠道,貨幣政策作用渠道與區(qū)域特征差異相互作用也是貨幣政策經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)在區(qū)域?qū)用娌町惖闹匾蛩?。貨幣政策?duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用渠道可以分為貨幣渠道(Money channels)、信用渠道(credit channels)(Owyang和Wall,2005)和匯率渠道。

貨幣渠道作用的發(fā)揮主要是中央銀行的緊縮性政策通過(guò)貨幣乘數(shù)作用降低貨幣供給或者提高利率,從而減少資本和耐用品的需求,進(jìn)而降低總需求(Cecchetti,1995)。因而,資本品和耐用消費(fèi)品生產(chǎn)行業(yè)對(duì)利率變動(dòng)最為敏感,因此可以預(yù)期區(qū)域制造業(yè)比重越高,對(duì)貨幣政策變動(dòng)的反應(yīng)越敏感。

信用渠道是指貨幣政策通過(guò)影響銀行的信貸影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)(Gertler和Gilchrist,1994),這可以從企業(yè)獲取貸款能力(廣義信用渠道(Broad credit channels))和銀行貸款能力(狹義信用渠道(Narrow credit channels))兩個(gè)角度考慮。對(duì)中小企業(yè)而言,由于它與銀行間相對(duì)更高的信息和交易成本,結(jié)果使其面臨更高的融資成本(Bernanke,1993),而且在緊縮性的貨幣政策下,抵押物價(jià)值的縮水使得企業(yè)的負(fù)債能力取決于借款人的凈值(Bernanke,1993),因此,中小企業(yè)比重越高或者企業(yè)平均規(guī)模越小的區(qū)域,其對(duì)貨幣政策的反應(yīng)越敏感。對(duì)中小銀行而言,在緊縮的貨幣政策下,其獲取資金的能力遠(yuǎn)弱于大型銀行,因此其放貸能力相對(duì)更弱(Kashyap和Stein,1995),所以,如果這一貨幣政策作用渠道重要的話,小銀行重要性突出的區(qū)域?qū)ω泿耪叩姆磻?yīng)更為敏感。而且,區(qū)域間信息不對(duì)稱(Greenwald、Levinson和Stiglitz,1993)以及區(qū)域流動(dòng)性偏好的差異(Dow和Rodriguez-Fuentes,1997)在一定程度上加劇金融市場(chǎng)的區(qū)域分割,提高地方企業(yè)對(duì)地方銀行貸款的依賴性,進(jìn)而強(qiáng)化區(qū)域性特征的重要性。

最后,匯率渠道和區(qū)域?qū)ν忾_放程度的差異也會(huì)形成貨幣政策經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的區(qū)域差異。貨幣政策工具的應(yīng)用,會(huì)對(duì)貨幣政策的中介目標(biāo)利率產(chǎn)生影響,也會(huì)對(duì)通貨膨脹率產(chǎn)生影響,而利率和通脹率的變動(dòng)會(huì)進(jìn)而沖擊匯率,使得本國(guó)幣值相對(duì)于其他國(guó)家發(fā)生變化,進(jìn)而影響該國(guó)的貿(mào)易條件和出口。顯然,出口比重大的區(qū)域,貨幣政策通過(guò)匯率渠道產(chǎn)生的影響也相對(duì)較大。所以,對(duì)區(qū)域出口部門布局差異明顯的共同貨幣區(qū)而言,匯率渠道可能會(huì)造成貨幣政策經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)的區(qū)域差異。

三、貨幣政策的變化:基于TVP-GARCH模型的分析

貨幣政策的衡量指標(biāo)通常選用貨幣政策的中介目標(biāo),主要有貨幣供應(yīng)量和利率。就我國(guó)而言,1995年中央銀行嘗試將貨幣供應(yīng)量納入貨幣政策中介目標(biāo)體系,1996年正式把貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)(易綱、張帆,2008),而且利率在我國(guó)并沒有完全市場(chǎng)化,所以,我們認(rèn)為狹義貨幣供應(yīng)量(M1)可以較好地衡量中國(guó)的貨幣政策?？紤]到年度數(shù)據(jù)的樣本期偏短,無(wú)法進(jìn)行計(jì)量分析,在此選用月度數(shù)據(jù),樣本期為1996年1月至2008年12月。

遵循 Kim和Nelson(1989、1999)的做法,我們利用 TVP-GARCH模型刻畫貨幣政策的反應(yīng)函數(shù),具體如下:

其中:mt為M1的增長(zhǎng)率,yt-1、lnft-1、fist-1和mt-1分別為t-1期的工業(yè)增加值增長(zhǎng)率、基于CPI的通貨膨脹率、財(cái)政支出與財(cái)政收入比率的對(duì)數(shù)值和M1增長(zhǎng)率。相應(yīng)的數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù),并利用X12法剔除季節(jié)性影響。β0t和βit(i=1,2,3,4)分別為時(shí)變截距和系數(shù),遵循如式(2)所示的隨機(jī)游走過(guò)程。沖擊ε＊t則遵循如式(3)和式(4)所示的 GARCH(1,1)過(guò)程, Ψt-1為截止到t-1期的信息集,ht為沖擊ε＊t在Ψt-1下的方差,αi(i=0,1,2)為待估參數(shù)。

我們利用卡爾曼濾波對(duì)上述由式(1)至式(4)構(gòu)成的TVP-GARCH模型進(jìn)行預(yù)測(cè)誤差分解,并利用最大似然估計(jì)得到估計(jì)結(jié)果。根據(jù)估計(jì)的時(shí)變系數(shù)和截距項(xiàng),我們根據(jù)式(1)可以得到mt的預(yù)測(cè)值EMt,度量可預(yù)期的貨幣政策;用殘差項(xiàng)ε＊t度量不可預(yù)期的貨幣政策,具體結(jié)果見圖1。

根據(jù)圖1,我國(guó)可預(yù)期和不可預(yù)期的貨幣政策在1997年間的波動(dòng)較為頻繁,反映出這一時(shí)期貨幣政策的不確定性較高,而從1998年開始,兩類貨幣增長(zhǎng)率具有一定的提高,這對(duì)應(yīng)于這一時(shí)期為應(yīng)對(duì)亞洲金融危機(jī)而實(shí)施的擴(kuò)張性貨幣政策;這一增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)在2000年7月份開始有所下降,但很快在2001年后恢復(fù)以應(yīng)對(duì)美國(guó)新經(jīng)濟(jì)泡沫破滅引發(fā)的不利的外部沖擊;不過(guò)到2003年9月份,宏觀經(jīng)濟(jì)政策開始轉(zhuǎn)型,存款準(zhǔn)備金率開始上調(diào),可預(yù)期貨幣增長(zhǎng)率呈下滑態(tài)勢(shì),而不可預(yù)期貨幣增長(zhǎng)率則在短期的高頻波動(dòng)后也趨于下降。從2006年下半年開始,在宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)趨熱的過(guò)程中,兩類貨幣增長(zhǎng)率又開始趨于上升,盡管這一時(shí)期的存款準(zhǔn)備金率仍在不斷地小幅上調(diào)。為抑制宏觀經(jīng)濟(jì)過(guò)熱,央行不斷加大緊縮的力度和頻率,在2007年8月到2008年9月的1年多時(shí)間中,連續(xù)12次提升存款準(zhǔn)備金率,從11.5%上升到前所未有的17.5%,貨幣政策的緊縮效應(yīng)在2007年底開始形成,作為中介目標(biāo)的貨幣供應(yīng)量增速得到抑制,兩類貨幣增長(zhǎng)率均處于下滑態(tài)勢(shì)。最后,在2008年底全球金融危機(jī)的沖擊下,可預(yù)期貨幣增長(zhǎng)率開始在年底止跌,而不可預(yù)期的貨幣增長(zhǎng)率則在最后一個(gè)季度明顯提升。因此,我們基于M1和TVP-GARCH模型估算的可預(yù)期和不可預(yù)期貨幣政策的結(jié)果基本上符合中國(guó)貨幣政策的運(yùn)行態(tài)勢(shì)。

基于TVP模型和GARCH異方差的貨幣增長(zhǎng)不確定性水平(總體方差)可以分解為基于GARCH分布的不確定性(GARCH)和基于時(shí)變參數(shù)回歸系數(shù)的不確定性(TVP),前者可以理解為經(jīng)濟(jì)沖擊引發(fā)的貨幣增長(zhǎng)不確定性,后者則可以理解為貨幣政策層面上引發(fā)的不確定性,詳見圖2。在1997年7月到2008年12月間,我國(guó)貨幣增長(zhǎng)的不確定性水平在1998年2月、1999年2-5月、2001年7-11月、2004年2-4月和2008年7月較高。這和亞洲金融危機(jī)(1998-1999年)、美國(guó)9.11事件、新經(jīng)濟(jì)泡沫破滅(2001年)、宏觀經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型(2004)以及世界金融危機(jī)的爆發(fā)(2008年)等事件密切相關(guān),這和賈俊雪(2008)基于TVP模型和馬爾科夫轉(zhuǎn)換異方差的估計(jì)結(jié)果一致。整體而言,貨幣增長(zhǎng)的不確定性水平趨于下降,即貨幣政策的確定性水平呈提升態(tài)勢(shì)。從分解結(jié)果看,經(jīng)濟(jì)沖擊引發(fā)的貨幣政策的不確定性水平是貨幣政策不確定性的主要構(gòu)成,而貨幣政策層面引發(fā)的不確定性水平的重要性遠(yuǎn)低于前者。

圖1 可預(yù)期和不可預(yù)期的貨幣政策

圖2 貨幣增長(zhǎng)不確定性的分解

四、貨幣政策的區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)分析

根據(jù)上文分析,我們可以獲取與貨幣政策制定相關(guān)的四個(gè)變量,分別是可預(yù)期貨幣政策、不可預(yù)期貨幣政策、基于經(jīng)濟(jì)沖擊的貨幣政策不確定性和基于貨幣政策制定層面的不確定性。我們將分析這四個(gè)變量對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響作用。

(一)方法。我們利用時(shí)變參數(shù)模型構(gòu)建一個(gè)包含上述貨幣政策變量的區(qū)域宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)模型,具體設(shè)定如下:

其中:ccpt是p省月度同步指數(shù)的CF濾波值,①用以度量區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng),因?yàn)閿?shù)據(jù)缺失,不含西藏和港澳臺(tái)地區(qū),樣本期為2000年5月到2008年12月;EMt、MEt、GARCHt和 TVPt分別是可預(yù)期貨幣政策、不可預(yù)期貨幣政策、基于經(jīng)濟(jì)沖擊的貨幣政策不確定性和基于貨幣政策制定層面的不確定性; γ0t和γit(i=1,2,3,4)分別為時(shí)變截距和系數(shù),遵循如式(6)所示的隨機(jī)游走過(guò)程;ξpt和ζpit為誤差項(xiàng),其分布如式(7)所示。根據(jù) Kim和Nelson(1999)的做法,我們可以將式(5)至式(7)寫成狀態(tài)空間模型,然后利用卡爾曼濾波對(duì)各省份狀態(tài)空間模型進(jìn)行預(yù)測(cè)方差分解,并利用最大似然估計(jì)得到各外生可觀測(cè)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的時(shí)變影響系數(shù)。

(二)貨幣政策的區(qū)域穩(wěn)定效應(yīng)結(jié)果。得到區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)變參數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果后,我們可以進(jìn)行貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)的模擬分析。通過(guò)比較不存在各類貨幣政策變量時(shí)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和真實(shí)經(jīng)濟(jì)波動(dòng),給出貨幣政策在各區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定方面所發(fā)揮的效力。本文利用產(chǎn)出波動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差衡量產(chǎn)出波動(dòng)。具體而言,我們分別用σ、σME、σEM、σGH和σTVP表示真實(shí)產(chǎn)出波動(dòng)、無(wú)不可預(yù)期貨幣政策的產(chǎn)出波動(dòng)、無(wú)可預(yù)期貨幣政策的產(chǎn)出波動(dòng)、無(wú)經(jīng)濟(jì)沖擊引發(fā)貨幣政策不確定性下的產(chǎn)出波動(dòng)和無(wú)貨幣政策制定層面不確定性下的產(chǎn)出波動(dòng)。我們利用sg=[(σg-σ)/σg]×100%(g=ME,EM,GH,TVP)衡量貨幣政策的不同成分對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的穩(wěn)定效應(yīng),穩(wěn)定效應(yīng)與sg的大小呈正比。具體計(jì)算結(jié)果見表1。

表1 貨幣政策的區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng) 單位:%

續(xù)表1 貨幣政策的區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng) 單位:%

根據(jù)表1,整體而言,貨幣政策對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定作用并不明顯。這和賈俊雪、郭慶旺(2008)基于年度數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)1990年中后期以來(lái)貨幣政策在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)方面的作用不明顯而主要是由財(cái)政政策完成經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的目標(biāo)相吻合,可以結(jié)合我們樣本期中經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的階段變化來(lái)解釋這一問題。這里分析的樣本期始于2000年5月,由于時(shí)變參數(shù)模型估算中損失了11個(gè)樣本,因而比較期始于2001年3月,盡管經(jīng)濟(jì)仍處于緊縮階段,但是可預(yù)期和不可預(yù)期貨幣增長(zhǎng)率卻正在下滑,而且在2001年下半年后,盡管面臨美國(guó)經(jīng)濟(jì)不景氣的沖擊,但貨幣增長(zhǎng)波動(dòng)明顯,這在一定程度上體現(xiàn)了這一時(shí)期貨幣政策“穩(wěn)健”的基調(diào),而不是完全擴(kuò)張,因此抑制了貨幣政策的經(jīng)濟(jì)刺激作用;我國(guó)經(jīng)濟(jì)從2002年第2季度開始結(jié)束緊縮階段,到2003年出現(xiàn)一定程度的過(guò)熱,中央政府?dāng)U張性的宏觀政策逐漸淡出,貨幣政策開始適度從緊,2004-2006年的兩類貨幣增長(zhǎng)率有所下降,2005年相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)過(guò)熱局面有所抑制,但是波動(dòng)仍處于趨勢(shì)水平之上;而2006年年中開始,兩類貨幣增長(zhǎng)率的迅速上揚(yáng)進(jìn)一步激化了2007年的經(jīng)濟(jì)過(guò)熱;而在2008年年中開始的經(jīng)濟(jì)下滑中,兩類貨幣增長(zhǎng)亦處于快速下滑狀態(tài),進(jìn)而可能進(jìn)一步惡化經(jīng)濟(jì)態(tài)勢(shì),直到2008年底出現(xiàn)所謂的相機(jī)抉擇的貨幣增長(zhǎng)。因此,在樣本期內(nèi),貨幣政策對(duì)處于緊縮期的經(jīng)濟(jì)刺激力度偏小,甚至對(duì)2008年第二季度以來(lái)的經(jīng)濟(jì)下滑“推井下石”,而對(duì)過(guò)熱狀態(tài)的經(jīng)濟(jì)的抑制力度不大,甚至對(duì)2007年的經(jīng)濟(jì)膨脹“推波助瀾”,所以,這可能導(dǎo)致貨幣政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定能力偏弱。

其次,從均值看,可預(yù)期的貨幣政策的穩(wěn)定效應(yīng)相對(duì)較高,但是仍不到0.14%;不可預(yù)期的貨幣政策的穩(wěn)定效應(yīng)僅為0.02%;而經(jīng)濟(jì)沖擊引發(fā)的貨幣增長(zhǎng)的不確定性,不但沒有降低反而加大了區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng),不過(guò)幅度很小,不到0.08%;而貨幣政策制定層面引發(fā)的不確定性對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幾乎沒有什么影響。因此,平均而言,可預(yù)期貨幣政策依然是貨幣政策中經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定能力最強(qiáng)的部分,貨幣政策的不確定性不利于經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定。所以,增強(qiáng)貨幣政策的可預(yù)見性和政策制定的透明性,更有助于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定。

最后,從變異系數(shù)看,四類與貨幣政策相關(guān)的變量的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定能力存在明顯的省份差異,差異程度呈不可預(yù)期的貨幣政策、可預(yù)期的貨幣政策、基于貨幣政策制定層面的貨幣增長(zhǎng)不確定性和基于經(jīng)濟(jì)沖擊的貨幣增長(zhǎng)不確定性遞減。對(duì)不可預(yù)期的貨幣政策來(lái)說(shuō),其對(duì)福建、廣東的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定能力最強(qiáng),在0.3%以上;對(duì)寧夏的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定能力最弱,加劇了其經(jīng)濟(jì)波動(dòng)水平。從區(qū)域看,其穩(wěn)定能力主要體現(xiàn)在東南沿海,提高了江蘇、上海、浙江0.2%以上的穩(wěn)定性,而其降低了絕大多數(shù)中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性。從可預(yù)期的貨幣政策效果看,類似于不可預(yù)期貨幣政策的效果,其對(duì)福建和廣東的穩(wěn)定能力最強(qiáng),分別達(dá)到1.8%和1.3%,且對(duì)東部沿海地區(qū)基本上具有穩(wěn)定作用,但是輕微地加大了大部分中西部地區(qū)省份的經(jīng)濟(jì)波動(dòng),其中廣西的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)加大幅度最高,達(dá)到0.55%,不過(guò),西南地區(qū)的貴州和云南則在可預(yù)期貨幣政策的沖擊下減少了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。經(jīng)濟(jì)沖擊引發(fā)的貨幣增長(zhǎng)的不確定性不利于絕大多數(shù)省份的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定,僅對(duì)北京以及部分中西部地區(qū)具有一定的穩(wěn)定作用。此外,貨幣政策制定層面的不確定性對(duì)省份經(jīng)濟(jì)的影響很弱,最大的穩(wěn)定作用僅為0.005%(甘肅),最大的負(fù)作用僅為0.049%(湖南)?？紤]到貨幣增長(zhǎng)不確定性對(duì)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性的影響力偏弱,我們將在下文重點(diǎn)研究可預(yù)期和不可預(yù)期貨幣政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)省份差異與省份相關(guān)特征之間的關(guān)系,定量求證這種差異形成的可能原因。

(三)省份特征與貨幣政策經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)的省份差異。根據(jù)第二部分的理論說(shuō)明,我們選擇與之相對(duì)應(yīng)的省份特征變量來(lái)解釋可預(yù)期和不可預(yù)期貨幣政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)省份差異的形成。首先是省份經(jīng)濟(jì)合成指數(shù)對(duì)共同周期的載荷系數(shù)(B),用以衡量省份經(jīng)濟(jì)周期與共同周期的同步性。從最優(yōu)貨幣區(qū)的角度論證省份差異,我們預(yù)期同步性程度和穩(wěn)定效應(yīng)呈正比,數(shù)據(jù)來(lái)源于張文彬(2009)。其次,根據(jù)宋旺、鐘正生(2006)的研究,第二產(chǎn)業(yè)在我國(guó)對(duì)利率的敏感性最強(qiáng),因此,本文用工業(yè)增加值占 GDP的比重(Indus)來(lái)研究貨幣渠道的作用,數(shù)據(jù)為2000-2008年間的均值。根據(jù)信用渠道原理,中小企業(yè)比重越高的地區(qū),對(duì)貨幣政策的反應(yīng)越敏感,因此,我們選擇小型企業(yè)占省份工業(yè)總產(chǎn)值比重(Small)進(jìn)行分析,數(shù)據(jù)來(lái)源于宋旺、鐘正生(2006)。此外,考慮到我國(guó)信貸體制的現(xiàn)實(shí),國(guó)有企業(yè)和國(guó)有商業(yè)銀行之間關(guān)系密切,國(guó)有銀行貸款傾向于國(guó)有企業(yè),地方政府、國(guó)有企業(yè)與國(guó)有銀行三類主體的三種序貫博弈在一定程度上導(dǎo)致了地方政府、國(guó)有企業(yè)和國(guó)有銀行共謀信貸擴(kuò)張的軟預(yù)算約束競(jìng)爭(zhēng),這會(huì)在一定程度上降低貨幣政策的穩(wěn)定效應(yīng)(江曙霞等,2006;孔丹鳳等,2007),所以我們選擇國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資比重(SOE)和地方財(cái)政支出比重(GOV)來(lái)分析這種基于體制性因素的信貸渠道的影響,預(yù)期國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資比重高、地方政府影響力高的省份對(duì)貨幣政策的敏感性較弱,數(shù)據(jù)分別為2000-2007年和2000-2008年間的均值。不過(guò),由于缺乏小銀行貸款占省份總貸款的數(shù)據(jù),我們無(wú)法進(jìn)行基于狹義信用渠道的分析。最后,我們選擇對(duì)外開放度(Open)來(lái)求證可能存在的匯率渠道,數(shù)據(jù)為2000-2008年間的均值。

根據(jù)表2的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)看,其符號(hào)與我們的預(yù)期相同,即與共同周期的同步性越強(qiáng)、工業(yè)比重越高、小企業(yè)比重越高、地方政府比重越小、國(guó)有投資比重越小以及對(duì)外開放水平越高的省份,可預(yù)期和不可預(yù)期的貨幣政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)越強(qiáng)。相對(duì)而言,不可預(yù)期的貨幣政策與上述變量的關(guān)系更為穩(wěn)健,在10%的顯著性水平下全部通過(guò)相關(guān)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),可預(yù)期貨幣政策與上述變量的關(guān)系相對(duì)較弱,只有與小型企業(yè)產(chǎn)值比重和對(duì)外開放度的相關(guān)系數(shù)在5%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn),與工業(yè)比重的相關(guān)性在15%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn),與其余三個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)都無(wú)法通過(guò)15%的顯著性水平檢驗(yàn)。因此,貨幣政策經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的區(qū)域差異,尤其是不可預(yù)期貨幣政策的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的區(qū)域差異,和上述的最優(yōu)貨幣區(qū)理論和貨幣政策傳導(dǎo)的三個(gè)渠道密切相關(guān)。

表2 經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)與省份特征的相關(guān)系數(shù)

五、結(jié)論與啟示

本文具體分析了2000-2008年間貨幣政策對(duì)省份經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定作用以及在省份間的差異。我們選擇狹義貨幣供給量作為貨幣政策的衡量變量,利用TVP-GARCH模型構(gòu)建貨幣政策反應(yīng)函數(shù),提取可預(yù)期、不可預(yù)期貨幣政策和基于經(jīng)濟(jì)沖擊和貨幣政策制定層面的不確定性,估算結(jié)果和我國(guó)貨幣政策的現(xiàn)實(shí)相吻合。在此基礎(chǔ)上,我們利用省份月度同步指數(shù)的CF濾波值,選用時(shí)變參數(shù)模型構(gòu)建包含上述貨幣政策變量的省份宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)模型。通過(guò)比較不存在各類貨幣政策變量時(shí)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和真實(shí)經(jīng)濟(jì)波動(dòng),本文發(fā)現(xiàn):整體而言,貨幣政策對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性作用并不明顯,這可能和本文樣本期內(nèi)貨幣政策自身與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)有關(guān),經(jīng)濟(jì)緊縮期的刺激力度不夠而經(jīng)濟(jì)過(guò)熱期的抑制力度不夠甚至起到激化作用;可預(yù)期的貨幣政策的穩(wěn)定效應(yīng)相對(duì)較高,不可預(yù)期的貨幣政策的穩(wěn)定效應(yīng)相對(duì)較低,而經(jīng)濟(jì)沖擊和貨幣政策制定層面引發(fā)的貨幣增長(zhǎng)的不確定性,加大了區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng),不過(guò)幅度很小;四類與貨幣政策相關(guān)的變量的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定能力存在明顯的省份差異,差異程度呈不可預(yù)期的貨幣政策、可預(yù)期的貨幣政策、基于貨幣政策制定層面的貨幣增長(zhǎng)不確定性和基于經(jīng)濟(jì)沖擊的貨幣增長(zhǎng)不確定性遞減。我們進(jìn)一步結(jié)合理論部分的分析,選擇省份與共同周期的同步性和工業(yè)比重、小企業(yè)比重、地方政府財(cái)政支出比重、國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資比重以及對(duì)外開放水平等與貨幣政策傳導(dǎo)渠道相關(guān)的省份特征變量,利用相關(guān)系數(shù)分析可預(yù)期和不可預(yù)期貨幣政策的省份經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)和上述變量的關(guān)系,結(jié)論基本上證實(shí)了理論部分的預(yù)測(cè),穩(wěn)定效應(yīng)的省份差異和經(jīng)濟(jì)周期同步性以及三個(gè)傳導(dǎo)渠道密切相關(guān)。

基于上述結(jié)論,我們得到如下啟示:首先,我國(guó)貨幣政策在力度和方向上還需要進(jìn)一步調(diào)整,從而更好地滿足經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的需要;其次,需要進(jìn)一步增強(qiáng)貨幣政策的可預(yù)見性和政策制定的透明性,這有助于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定;再次,貨幣政策的區(qū)域經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)差異明顯,降低了大部分東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng),加大了大部分中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng),而且,引發(fā)貨幣政策傳導(dǎo)渠道區(qū)域差異的因素,比如開放水平、企業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等的省份差異很難在短期內(nèi)趨同,而且因?yàn)閰^(qū)域資源稟賦差異而不可能趨同,因此,在貨幣政策制定和實(shí)施的過(guò)程中,應(yīng)該注意區(qū)域差異,在區(qū)域?qū)用婕右约?xì)化;最后,結(jié)合最優(yōu)貨幣區(qū)理論,需要進(jìn)一步推進(jìn)區(qū)際市場(chǎng)一體化的建設(shè),增強(qiáng)省份間經(jīng)濟(jì)周期的同步性,降低貨幣政策經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)的省份差異。

注釋:

①關(guān)于省份月度同步指數(shù)的CF濾波值,詳見張文彬(2009)。

[1]賈俊雪,郭慶旺.中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)特征變化與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定政策[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理,2008,(7):5-12.

[2]孔丹鳳等.中國(guó)貨幣政策省際效果的實(shí)證分析:1980-2004[J].金融研究,2007,(12): 17-26.

[3]宋旺,鐘正生.我國(guó)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性及原因[J].經(jīng)濟(jì)研究,2006,(3):46-58.

[4]易綱,張帆.宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,2009.

[5]張文彬.中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)周期的實(shí)證研究[D].北京:中國(guó)人民大學(xué)博士論文,2009.

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[8]Kashyap A,Stein J.The impact of monetary policy on bank balance sheets[J].Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy,1995,42:151-195.

[9]Kim C J,Nelson C R.State-space models with regime switching:Classical and gibbssampling approaches with applications[M].Massachusetts:The MIT Press,1999.

[10]Owyang M,Wall H J.Structural breaks and regional disparities in the transmission of monetary policy[R].Federal Reserve Bank of St.Louis Working Paper,2005.

Regional Economic Stabilization Effect of Monetary Policy in China:Empirical Study Based on the Monthly Data of Provinces from 2000 to 2008

ZHAN G Wen-bin
(Guanghua School of Management,Peking University,Beijing100871,China)

Based on the reaction function of monetary policy from the TVP-GARCH model,the paper empirically analyzes the provincial economic stabilization effects of monetary policy by the time-varying parameter model. The results show that the effects of monetary policy on provincial economic stabilization are not significant,and the stabilization effects of expected monetary policy are stronger than the ones of unexpected monetary policy. However,the uncertainty of money growth caused by economic shocks and monetary policy-making magnify provincial economic fluctuations.The economic stabilization effects of monetary policy,which are closely related to the synchronization of business cycle and the monetary transmissions channels,such as money channel,credit channel and exchange rate channel,differ wildly among provinces.

monetary policy;regional effect;economic stabilization; TVP model

F061.5;F822.0 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1001-9952(2010)10-0015-11

2010-06-26

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(08AJ Y044)

張文彬(1983-),男,浙江溫嶺人,北京大學(xué)光華管理學(xué)院博士后流動(dòng)站研究人員。

(責(zé)任編輯 許 柏)