劉靜超，吳文泉

（福建師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福州 350108）

【經(jīng)管索微】

我國貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)
——基于面板分位數(shù)回歸模型分析

劉靜超，吳文泉

（福建師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福州 350108）

基于我國28個(gè)省份2000－2012年的年度樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板分位數(shù)回歸模型對(duì)我國貨幣政策在東中西部地區(qū)的效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，分析我國貨幣政策的即期效應(yīng)和滯后性對(duì)各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。結(jié)果顯示：東中西部貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)較為明顯。貨幣政策的即期效應(yīng)對(duì)東部沿海省份沖擊較大，對(duì)中西部省份沖擊不太明顯；而其滯后性對(duì)中部省份沖擊較大，東部次之，西部最弱。建議疏通貨幣政策傳導(dǎo)渠道，完善信貸供給，加快利率市場(chǎng)化等。

貨幣政策；區(qū)域效應(yīng)；固定效應(yīng)變系數(shù)；面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸

中共十八屆三中全會(huì)提出了深化金融體制改革、加快推進(jìn)利率市場(chǎng)化的重要議題，進(jìn)一步鞏固了貨幣政策作為宏觀調(diào)控手段的基礎(chǔ)地位。歷史發(fā)展經(jīng)驗(yàn)表明，貨幣政策的寬松與否直接關(guān)系到貨幣市場(chǎng)流動(dòng)性的強(qiáng)弱，進(jìn)而影響到資本的配置效率。貨幣政策作用的發(fā)揮離不開貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，這一機(jī)制是否暢通，常常成為影響貨幣政策效果的關(guān)鍵。受地方省份自身利益追求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融集中度及對(duì)外開放程度不同的制約，我國貨幣政策的傳導(dǎo)通道并不通暢，往往呈現(xiàn)時(shí)間上的滯后和執(zhí)行上的誤差，形成各地區(qū)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的非對(duì)稱性政策空間，進(jìn)而直接造成了我國貨幣政策的區(qū)域差異化效應(yīng)；區(qū)域效應(yīng)的差異化反過來制約著我國貨幣政策的貫徹實(shí)施，造成市場(chǎng)主體對(duì)資金的需求和供給不匹配，以及國家對(duì)整個(gè)金融市場(chǎng)的宏觀調(diào)控力削弱等。不能有效調(diào)整經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在的貨幣結(jié)構(gòu)問題，將導(dǎo)致資金資源配置不合理，損害市場(chǎng)運(yùn)行效率。因此，有必要對(duì)我國貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)進(jìn)行研究，從中發(fā)現(xiàn)制約區(qū)域貨幣政策傳導(dǎo)的顯性或隱性因素。有針對(duì)性地執(zhí)行區(qū)域貨幣政策，不僅有利于滿足不同區(qū)域?qū)?jīng)濟(jì)政策的需求，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展，同時(shí)也可以形成良好的政策運(yùn)行環(huán)境，保障我國貨幣政策的實(shí)施效率，有效應(yīng)對(duì)其他國家貨幣政策可能產(chǎn)生的“溝壑效應(yīng)”，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。

一、文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)一國貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)已有不少研究。在實(shí)證研究方面，主要側(cè)重于貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性研究和貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生的原因研究。主要研究方法及思路為使用向量自回歸模型（VAR）及其脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）和結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）來分析統(tǒng)一性貨幣政策對(duì)一國不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域及不同國家間的影響。

在存在性研究方面，于則運(yùn)用VAR模型和聚類分析對(duì)我國貨幣政策的效果進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明我國存在貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)；［1］王劍、孔丹鳳以VAR模型為基礎(chǔ)，從國家、區(qū)域、省份層面分析貨幣政策傳遞的區(qū)域效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)東部區(qū)域或沿海省份對(duì)我國貨幣政策傳遞的反應(yīng)程度大于中西部區(qū)域或者內(nèi)陸省份；［2－3］Georgopoulos直接使用VAR分析了加拿大不同行業(yè)可能對(duì)貨幣政策傳遞的反應(yīng)情況，并指出了以第一產(chǎn)業(yè)為主的紐芬蘭、以第三產(chǎn)業(yè)為主的安大略湖二者存在明顯的經(jīng)濟(jì)區(qū)域效應(yīng)。［4］Carlino和DeFina通過使用SVAR模型研究美國核心和非核心經(jīng)濟(jì)區(qū)域在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中對(duì)貨幣政策的反應(yīng)一致性大小來判斷美國是否存在貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)；［5］Giacinto使用空間計(jì)量和SVAR相結(jié)合的方法研究了美國貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)。［6］

在貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生原因方面。宋旺和鐘正生運(yùn)用VAR和IRF模型對(duì)我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性進(jìn)行驗(yàn)證，指出了我國目前并未滿足最優(yōu)貨幣區(qū)的構(gòu)成標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為利率渠道和信貸渠道是導(dǎo)致我國貨幣區(qū)域效應(yīng)差異性存在的主要原因；［7］張晶運(yùn)用同樣的方法，采用月度數(shù)據(jù)對(duì)我國東中西部的貨幣政策效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，指出區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模以及產(chǎn)值構(gòu)成等方面的差別在一定程度上導(dǎo)致了貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)。［8］Peersman使用分塊SVAR模型研究了歐洲央行的貨幣政策對(duì)歐盟主要經(jīng)濟(jì)主體可能存在的影響，以及貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)不同國家的影響；［9］蔣益民和陳璋利用SVAR模型及其脈沖效應(yīng)的分析方法，研究了我國不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)ω泿耪邆鬟f的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)東部經(jīng)濟(jì)區(qū)域反應(yīng)最強(qiáng)烈，同時(shí)也指出了這很可能是東部地區(qū)的金融結(jié)構(gòu)較為完善的緣故。［10］

另外，也有學(xué)者在保持研究內(nèi)容不變的基礎(chǔ)上引入新的研究方法，如高云峰使用面板數(shù)據(jù)模型分析了東部和西部可能存在的貨幣政策的區(qū)域性影響差異；［11］李寶仁基于面板數(shù)據(jù)模型分析了全國29個(gè)省份對(duì)貨幣政策的敏感度差異。［12］

上述幾方面在研究內(nèi)容和方法上為本文提供了借鑒，但VAR模型及其脈沖效應(yīng)分析更多地注重貨幣政策對(duì)單一地區(qū)的影響，缺少地區(qū)間的影響分析，也沒有顯著檢驗(yàn)各個(gè)脈沖效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)性；SVAR模型能一定程度揭示出區(qū)域效應(yīng)的結(jié)構(gòu)影響因素，但對(duì)問題分析時(shí)可能存在過多的約束識(shí)別條件，分析結(jié)果不夠準(zhǔn)確；而使用面板數(shù)據(jù)模型分析在一定程度上只是解釋了自變量對(duì)因變量的均值函數(shù)影響，并沒有根據(jù)因變量條件分布在不同位置時(shí)可能存在的和自變量不同的線性約束關(guān)系。基于此，本文使用面板數(shù)據(jù)模型的分位數(shù)回歸進(jìn)行我國貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)分析，不僅考慮了研究對(duì)象時(shí)間和截面數(shù)據(jù)上的異質(zhì)信息，而且進(jìn)一步深入分析了貨幣政策傳遞影響的區(qū)域經(jīng)濟(jì)在不同條件分布位置點(diǎn)時(shí)可能受到哪些主要因素的影響，進(jìn)而推進(jìn)這一領(lǐng)域研究的不斷發(fā)展，為我國貨幣政策的有效實(shí)施提供了理論參考。

二、變量選取、數(shù)據(jù)說明和研究方法

（一）變量選取

本文借鑒高云峰對(duì)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的變量選取方法，引入GDP、M2、信貸額度和固定資產(chǎn)投資幾個(gè)變量。

其一，GDP可以作為衡量一個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要指標(biāo)。

其二，貨幣政策中間變量M2的選取，主要考慮到三方面內(nèi)容：當(dāng)前我國信貸結(jié)構(gòu)的不對(duì)稱性造成信貸投資對(duì)利率的敏感性較低；資本市場(chǎng)發(fā)展程度較低造成居民儲(chǔ)蓄對(duì)利率不敏感；利率的非市場(chǎng)化運(yùn)作使得我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出總額對(duì)利率的彈性較低。M2是一個(gè)累積的過程，通過長期累積和短期累積形成對(duì)經(jīng)濟(jì)的“累積效應(yīng)”，當(dāng)它到達(dá)一定規(guī)模時(shí)就比較容易保持市場(chǎng)的流動(dòng)性進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，如投資者把多余流動(dòng)性資金注入到房地產(chǎn)行業(yè)等。

其三，貨幣傳導(dǎo)一般通過信貸機(jī)制進(jìn)行，主要是滿足固定資產(chǎn)投資的貨幣信貸需求，實(shí)現(xiàn)以信貸投資拉動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)。當(dāng)各省份行使不同的信貸驅(qū)動(dòng)模式時(shí)，便逐漸形成不一致的經(jīng)濟(jì)“投資效應(yīng)”。這對(duì)解釋我國貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)也有很大幫助。

（二）數(shù)據(jù)說明

M2主要是以各省份的現(xiàn)金投放或回籠加上存款為主，用HB表示；信貸供應(yīng)量主要是金融機(jī)構(gòu)的本外幣貸款，用XD表示；固定資產(chǎn)投資用IK表示。本文選取了2000－2012年包括東部（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東）、中部（山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南）、西部（內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）共28個(gè)省份相關(guān)數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)均來源于各省的統(tǒng)計(jì)年鑒）?？紤]到貨幣因素可能存在的累積效應(yīng)，引入HB滯后一階項(xiàng)（表示為HBZ）。為了消除數(shù)據(jù)的異方差性，對(duì)各變量分別取對(duì)數(shù)為：LNGDP、LNHB、LNHBZ、LNIK、LNXD。

（三）研究方法

本文采用的是面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法，目的是區(qū)分經(jīng)濟(jì)增長條件分布在不同位置時(shí)貨幣政策究竟對(duì)各省經(jīng)濟(jì)的區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生怎樣的影響。Koenker和Bassett于1978年最早提出了分位數(shù)回歸方法，表示被解釋變量y在不同條件分布點(diǎn)上可能與解釋變量x存在的函數(shù)關(guān)系，隨著分布點(diǎn)在［0－1］的變化，所有y在x基礎(chǔ)上形成的條件分布軌跡是一簇曲線。該方法有效地克服了OLS估計(jì)或面板數(shù)據(jù)的均值回歸；同時(shí)，分位數(shù)方法沒有對(duì)誤差項(xiàng)的分布作出具體的假定，對(duì)于極端值的敏感度也小于均值回歸，可以在數(shù)據(jù)集合分布中選取任一分位點(diǎn)進(jìn)行參數(shù)回歸，因此分位數(shù)回歸正好滿足了本文的要求。下面將對(duì)分位數(shù)作簡(jiǎn)要介紹。

假設(shè)隨機(jī)變量Y的概率分布為F（y）＝Prob（Y≤y），Y的τ分位數(shù)定義為滿足F（y）≥τ的最小y值，即q（τ）＝inf（y：F（y）≥τ），0＜τ＜1。F（y）的τ分位數(shù)q（τ）可以由關(guān)于ξ的目標(biāo)函數(shù)最小化得到，即

式中，argminξ｛Λ｝函數(shù)表示取函數(shù)最小值時(shí)ξ的取值，ρτ（u）＝u（τ－I（u＜0））稱為檢查函數(shù)，依據(jù)u取值符號(hào)進(jìn)行非對(duì)稱的加權(quán)。我們考察此最小化問題的一階條件為

即F（ξ）＝τ，也就是說F（y）的第τ個(gè)分位點(diǎn)值是上述優(yōu)化問題的解。

現(xiàn)假設(shè)Y的條件分位數(shù)由k個(gè)解釋變量組成的矩陣x線性表示：

q（τ｜xi，β（τ））＝xi／β（τ），式中，xi＝（x1i，x2i，．．．．．xki）／為解釋變量向量，β（τ）＝（β1，β2，．．．．．βk）是τ分位數(shù)下的系數(shù)向量。當(dāng)τ在（0，1）上變動(dòng)時(shí)，求解下面的最小化問題就可以得到分位數(shù)回歸不同的參數(shù)估計(jì)：

與最小二乘法提供的平均數(shù)字相比，分位數(shù)回歸能夠提供許多不同分位數(shù)的估計(jì)結(jié)果，因變量的整個(gè)分配效果就得以清晰地闡釋，甚至可以對(duì)數(shù)據(jù)異質(zhì)性問題進(jìn)行處理。基于面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸，更能充分利用面板數(shù)據(jù)來控制不可觀測(cè)的地區(qū)特定效應(yīng)和時(shí)間特定效應(yīng)，度量自變量對(duì)因變量的某個(gè)特定分位數(shù)的邊際效果。

三、實(shí)證分析

（一）模型構(gòu)建

1.單位根和協(xié)整檢驗(yàn)

首先，對(duì)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以保證序列的平穩(wěn)性。同時(shí)，要進(jìn)行變量之間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，看變量間是否存在計(jì)量線性關(guān)系?？紤]到我國各省不同的經(jīng)濟(jì)狀況，可以進(jìn)行異質(zhì)性單位根檢驗(yàn)，在IPS法、ADF-Fisher法和PP法中選取ADF法進(jìn)行檢驗(yàn)。

由表1可知：變量LNGDP、LNHB、LNHBZ、LNIK、LNXD在異質(zhì)性單位根檢驗(yàn)ADF法中均沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而對(duì)上述變量一階差分后，P值顯著變小，通過了5%的顯著水平檢驗(yàn)，說明了變量均是一階單整序列I（1），變量間有可能存在協(xié)整性長期關(guān)系，故下面有必要對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如下（表2）：

由表2可知：28個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)除Panel v、Panel rho和Group rho沒有通過協(xié)整性檢驗(yàn)外，其他方法均認(rèn)為面板數(shù)據(jù)的殘差項(xiàng)為平穩(wěn)序列，說明我國28個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)增長和貨幣因素、固定資產(chǎn)投資與信貸變量間存在長期的協(xié)整關(guān)系，可以建立回歸方程。

2.模型判定與建模

構(gòu)建面板模型前應(yīng)弄清楚截面?zhèn)€體受隨機(jī)效應(yīng)影響還是受固定效應(yīng)影響，同時(shí)也要弄清楚面板的混合、變截距、變系數(shù)的類別，故進(jìn)行如下檢驗(yàn)。

其中，F(xiàn)2、F1表示實(shí)際計(jì)算值，括號(hào)內(nèi)表示臨界值，Hausman檢驗(yàn)表示Chi平方，括號(hào)內(nèi)表示P值。由表3可知：F2、F1實(shí)際值均大于其臨界值，可以用變系數(shù)模型模擬面板數(shù)據(jù)；而Hausman檢驗(yàn)的P值均小于5%，說明了個(gè)體受固定效應(yīng)的影響，故面板數(shù)據(jù)可用固定效應(yīng)的變系數(shù)模型分析。

根據(jù)上述協(xié)整性分析以及已確定的固定效應(yīng)變系數(shù)模型，可以建立下述面板數(shù)據(jù)方程：

其中，Ci為固定影響，β1，i、β2，i、β3，i和β4，i是彈性系數(shù)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）實(shí)證分析

由表4可知：在固定效應(yīng)模型下，貨幣供應(yīng)、貨幣供應(yīng)滯后一階、固定資產(chǎn)投資均顯著正相關(guān)于東部各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，說明了貨幣政策的“累積效應(yīng)”和“投資效應(yīng)”較為明顯，而信貸均值顯著負(fù)相關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這可能和貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的不完善有關(guān)。通過對(duì)面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸，可以明顯地看到，在2000－2012年間：第一，當(dāng)東部各省份經(jīng)濟(jì)增長條件分布在分位點(diǎn)較低時(shí)（τ≤0．25），不管貨幣供應(yīng)是否發(fā)生滯后效應(yīng)，貨幣政策因素的“累積效應(yīng)”均不明顯，此時(shí)的經(jīng)濟(jì)增長主要依靠信貸渠道有效率地傳導(dǎo)和固定資產(chǎn)的投資需求來推動(dòng)，“投資效應(yīng)”較為明顯，彈性系數(shù)大于固定效應(yīng)模型；第二，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件分布在0.5分位點(diǎn)時(shí)，貨幣因素和投資、信貸等因素均發(fā)生顯著作用，“累積效應(yīng)”擴(kuò)散明顯，“投資效應(yīng)”接近峰值，有力地促進(jìn)了東部省份的經(jīng)濟(jì)增長。其中貨幣的即期作用為負(fù)，貨幣的滯后期作用為正，說明貨幣滯后期效應(yīng)大于即期效應(yīng)。固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用接近于最大值，而信貸由于受即期貨幣供應(yīng)的負(fù)影響略小于較低分位點(diǎn)時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)的正相關(guān)作用；第三，當(dāng)分位點(diǎn)提高到0. 75時(shí)，貨幣供應(yīng)即期和滯后一期均不顯著，而分位點(diǎn)為0.9的高水平時(shí)，貨幣即期效應(yīng)不明顯，滯后一期的貨幣供應(yīng)較為明顯地影響經(jīng)濟(jì)增長，但在這兩分位點(diǎn)下信貸彈性系數(shù)變?yōu)樨?fù)，絕對(duì)值大于分位點(diǎn)0.5及以下的系數(shù)，說明了東部10個(gè)省份中經(jīng)濟(jì)規(guī)模處于條件分布的0.75和0.9分位點(diǎn)的省份權(quán)重較大，這些省份的信貸拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)邊際效應(yīng)不明顯，信貸堆積過大卻沒有提高貨幣－信貸的傳導(dǎo)效率，容易造成信貸－經(jīng)濟(jì)的負(fù)相關(guān)現(xiàn)象；此時(shí)固定資產(chǎn)投資仍然對(duì)經(jīng)濟(jì)顯著正相關(guān)，說明了固定資產(chǎn)投資和GDP增長具有內(nèi)在的一致性。

由表5可知：在固定效應(yīng)模型下，貨幣供應(yīng)滯后一期顯著正相關(guān)于中部各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，說明貨幣政策的即期效應(yīng)較為明顯，而貨幣供應(yīng)即期、固定資產(chǎn)投資均沒有明顯地影響經(jīng)濟(jì)增長，“投資效應(yīng)”不明顯，并且信貸均值顯著負(fù)相關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這可能和貨幣－信貸傳導(dǎo)處于不同的階段有關(guān)。通過對(duì)面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸可以明顯地看到，在2000－2012年間：第一，當(dāng)中部地區(qū)各省份經(jīng)濟(jì)增長條件分布在分位點(diǎn)較低時(shí)（τ≤0．5），不管貨幣供應(yīng)是否發(fā)生滯后效應(yīng)，貨幣政策因素的“累積效應(yīng)”均不明顯，此時(shí)的經(jīng)濟(jì)增長主要依靠信貸渠道有效率地傳導(dǎo)，較弱的固定資產(chǎn)投資需求并沒有明顯地促進(jìn)中部省份的經(jīng)濟(jì)增長，彈性系數(shù)最大為0.057，“投資效應(yīng)”不明顯，很可能是貨幣資金仍停留在信貸渠道的傳遞上而沒有直接在固定資產(chǎn)投資等實(shí)體投資領(lǐng)域發(fā)揮資本配置作用的緣故，而LNIK和LNXD的彈性系數(shù)遠(yuǎn)大于固定效應(yīng)模型下的系數(shù)；第二，當(dāng)分位點(diǎn)提高到0.75甚至0.9的高水平時(shí)，貨幣因素和投資、信貸等因素均發(fā)生顯著作用，“累積效應(yīng)”擴(kuò)散明顯，“投資效應(yīng)”接近峰值，有力地促進(jìn)了中部省份的經(jīng)濟(jì)增長。其中貨幣的即期作用為負(fù)，貨幣的滯后期作用為正，說明貨幣滯后期效應(yīng)大于即期效應(yīng)，并且彈性系數(shù)幾乎為固定效應(yīng)模型的1.5倍。另外，在這兩分位點(diǎn)下固定資產(chǎn)投資和信貸的彈性系數(shù)均顯著正相關(guān)于中部的經(jīng)濟(jì)增長，彈性系數(shù)也遠(yuǎn)大于固定效應(yīng)模型，由彈性系數(shù)大小可看出中部地區(qū)的8個(gè)省份中經(jīng)濟(jì)規(guī)模處于條件分布的0.75和0.9分位點(diǎn)的省份權(quán)重也較大。但LNIK和LNXD彈性系數(shù)在分位數(shù)回歸中一致為正，在固定效應(yīng)分析下卻為負(fù)，這很可能是和個(gè)體固定效應(yīng)模型沒有包含時(shí)間上的固定效應(yīng)有關(guān)。當(dāng)然，中部省份的固定資產(chǎn)投資此時(shí)仍然對(duì)經(jīng)濟(jì)顯著正相關(guān)，二者的內(nèi)在一致性依然存在。

由表6可知：在固定效應(yīng)模型下，貨幣供應(yīng)滯后一期、固定資產(chǎn)投資顯著正相關(guān)于西部各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，說明了貨幣政策的“累積效應(yīng)”和“投資效應(yīng)”較明顯；而貨幣供應(yīng)即期均沒有明顯地影響經(jīng)濟(jì)增長，并且信貸均值顯著負(fù)相關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這可能和貨幣－信貸傳導(dǎo)機(jī)制的效率有關(guān)。而通過對(duì)面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸，可以明顯地看到，在2000－2012年間：第一，當(dāng)西部地區(qū)各省份經(jīng)濟(jì)增長條件分布在不同分位點(diǎn)時(shí)，即期的貨幣供應(yīng)（除τ＝0．9外）均沒有顯著作用于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)，而滯后一期的貨幣供應(yīng)（除τ＝0．75外）均顯著正相關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)，彈性系數(shù)在τ＝0．1分位點(diǎn)下達(dá)到最大值0.715，說明貨幣的滯后效應(yīng)大于即期效應(yīng)，貨幣政策因素的“累積效應(yīng)”明顯。第二，當(dāng)西部省份的經(jīng)濟(jì)條件分布的分位點(diǎn)較低時(shí)（τ≤0．5），固定資產(chǎn)投資作用不明顯，而信貸資本弱正相關(guān)于GDP，這很可能是因?yàn)槲鞑渴》萁?jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低時(shí)，固定資產(chǎn)投資未能形成規(guī)模效應(yīng)，信貸資金的資本處于邊際報(bào)酬遞增的階段。第三，當(dāng)西部省份的經(jīng)濟(jì)條件分布在分位點(diǎn)較高時(shí)（τ≥0．5），固定資產(chǎn)投資影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為顯著，信貸資本未能明顯促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，這說明了固定資產(chǎn)投資已逐漸形成規(guī)模，規(guī)模效應(yīng)明顯，而信貸資本處于邊際報(bào)酬遞減階段，同時(shí)貨幣信貸資本的傳遞也可能出現(xiàn)了效率上的差異，直接導(dǎo)致了貨幣政策在不同條件分布的分位點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)嵤┥铣霈F(xiàn)區(qū)域效應(yīng)。

綜合上述分析，東中西部的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)差異較為明顯。進(jìn)一步對(duì)比可知，貨幣政策即期上對(duì)東部沿海省份沖擊較大，對(duì)中西部省份的經(jīng)濟(jì)沖擊不太明顯；而貨幣政策的滯后性容易對(duì)中部省份造成沖擊，彈性系數(shù)為0.288，其次是東部，最弱的是西部。在固定效應(yīng)模型中，東部地區(qū)的貨幣供應(yīng)即期效應(yīng)大于滯后效應(yīng)；與西部相比，中部地區(qū)貨幣政策的滯后性更明顯，說明不同地區(qū)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制特點(diǎn)不同，會(huì)不同程度地影響貨幣政策的區(qū)域?qū)嵤６姘鍞?shù)據(jù)的分位數(shù)回歸則更顯著地細(xì)化了貨幣政策在東中西區(qū)域傳遞的特點(diǎn)，表現(xiàn)為：東部地區(qū)各省份經(jīng)濟(jì)增長在不同條件分布的分位點(diǎn)下，貨幣政策的即期效應(yīng)和滯后效應(yīng)均因受到各省異質(zhì)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素的影響而呈現(xiàn)顯著或不顯著性；中部地區(qū)各省以τ＝0．5為分界點(diǎn)，分位點(diǎn)小于0.5時(shí)貨幣政策的即期效應(yīng)和滯后性均不顯著，而大于0.5時(shí)均顯著，并且滯后性大于即期效應(yīng)；西部地區(qū)各省份在不同分位點(diǎn)下均表現(xiàn)為貨幣政策影響該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的滯后效應(yīng)大于即期效應(yīng)。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

通過上述實(shí)證模型，可以得出以下結(jié)論：

一方面，我國確實(shí)存在較為顯著的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)差異。主要表現(xiàn)在：貨幣政策在即期上對(duì)東部沿海省份沖擊較大，對(duì)中西部省份的沖擊則不太明顯；而貨幣政策的滯后性對(duì)中部省份沖擊最大，其次是東部，最弱的是西部。

另一方面，從原因上看，我國貨幣政策在東中西部的區(qū)域效應(yīng)與每個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及金融市場(chǎng)信貸引導(dǎo)配置的機(jī)制密切相關(guān)。東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次較為分明，金融市場(chǎng)的信息不對(duì)稱所造成的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)于中西部來說弱一些，這些因素有助于提高信貸資金在區(qū)域發(fā)展上的配置水平。而信貸結(jié)構(gòu)的差異，如經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和不發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)于貸款和存款的搭配比例不一樣，造成通過金融資源轉(zhuǎn)移來彌補(bǔ)其缺口的現(xiàn)象，長期來看，信貸資本在實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的配置中表現(xiàn)出不平衡性，而信貸是貨幣傳導(dǎo)機(jī)制中影響經(jīng)濟(jì)的重要一環(huán)，地區(qū)信貸的非效率性往往制約地區(qū)貨幣政策的調(diào)控效果。

（二）政策建議

首先，疏通貨幣政策的傳導(dǎo)渠道。信貸渠道是貨幣政策傳導(dǎo)的主要途徑，銀行可貸款供給的充足性和可得性直接影響信貸作用的發(fā)揮，進(jìn)而影響貨幣政策的實(shí)施效果。各地區(qū)不妨從信貸供給角度出發(fā)，深化國有商業(yè)銀行體制改革，鼓勵(lì)引進(jìn)外資銀行，大力發(fā)展直接融資，多渠道緩解中小企業(yè)融資難問題，擴(kuò)寬中小企業(yè)的融資渠道，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。此外，央行還應(yīng)充分重視利率在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用，不斷加快利率市場(chǎng)化，充分發(fā)揮利率的市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用，這樣不僅有利于提高央行的政策操作水平，發(fā)揮貨幣政策的有效性，而且有助于我國金融市場(chǎng)的發(fā)育及功能發(fā)揮。

其次，國家在制定貨幣政策時(shí)還應(yīng)考慮各地區(qū)對(duì)貨幣政策的差別反應(yīng)，即考慮貨幣政策對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的即期沖擊和滯后期沖擊，預(yù)測(cè)貨幣政策的可能實(shí)施效果，從而加強(qiáng)貨幣政策實(shí)施的有效性，減少貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)，尤其要防止因地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)過度干預(yù)而制約貨幣政策實(shí)施的有效性。

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An Empirical Analysis on Regional Effects of M onetary Policy in China——Based on Quantile Regression in Panel Data Modeling

LIU Jing-chao，WUWen-quan
（School of Economics Fujian Normal University，F(xiàn)uzhou 350108，China）

By adopting the fixed effectsmodel and quantile regression in panel datamodeling and based on the sample data from 2002 to 2012，this article analyze the spot effect and hysteresis effect ofmonetary policy in China.It indicates that the monetary policy in China does have an obvious regional effect.The monetary policy’s spot effect in eastern region ismore stronger than the other regions，while its hysteresis effect is easy to affect the central region，followed by the eastern region and the western region the least.Therefore，the healthy development of the economy have been left starved for amonetary policy with regional differencemoderately，a smooth transmission mechanism ofmonetray policy and a good finance circumstance.

monetary policy；regional effects；fixed effects model；quantile regression based on panel datamodeling

F822.0

：A

：1670－3910（2014）01－0084－07

2013－12－8

國家社科基金項(xiàng)目（11BZW072）

劉靜超（1991－），女，河南新鄉(xiāng)人，碩士生，主要從事經(jīng)濟(jì)計(jì)量與預(yù)測(cè)研究；吳文泉（1986－），男，廣西玉林人，碩士，主要從事宏觀經(jīng)濟(jì)與金融計(jì)量研究。