徐光遠(yuǎn)，李鵬飛(云南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，云南 昆明 650091)

?

中國貨幣政策經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)差異及其影響因素
——基于區(qū)域及省際視角的分析

徐光遠(yuǎn)，李鵬飛
(云南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，云南 昆明 650091)

摘 要：基于 1985—2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用向量自回歸模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析中國貨幣政策的區(qū)域及省際經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)差異，結(jié)果顯示：中國貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)存在顯著差異，央行統(tǒng)一的正向貨幣政策更好地促進(jìn)了東部發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速增長，而對中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用則明顯較弱，并且貨幣政策對區(qū)域內(nèi)各省份的影響方向和力度也顯著不均衡。進(jìn)一步分析中國貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長非對稱效應(yīng)的原因并運(yùn)用多元線性回歸分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融環(huán)境、企業(yè)結(jié)構(gòu)等因素有顯著的正向影響，資本市場條件則具有顯著的負(fù)向影響，貿(mào)易開放度條件的影響不顯著。

關(guān) 鍵 詞：貨幣政策；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長；效應(yīng)差異；VAR模型

一、問題的提出

“貨幣政策能做什么和不能做什么，貨幣政策是否有效”，一直是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的焦點(diǎn)[1]；貨幣政策對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響和作用更是金融理論研究的前沿。

Scott就美國各個(gè)儲(chǔ)備區(qū)公開市場操作對其他區(qū)域產(chǎn)生影響的時(shí)滯問題展開了研究，發(fā)現(xiàn)在貨幣政策傳導(dǎo)過程中各區(qū)域的反饋存在明顯不同[2]。Beare運(yùn)用圣·路易斯方差模型對加拿大多個(gè)區(qū)域研究表明，貨幣當(dāng)局實(shí)施擴(kuò)張和緊縮貨幣政策對各區(qū)域收入產(chǎn)生了效果不同的沖擊[3]。蒙代爾提出了最優(yōu)貨幣區(qū)理論(Optimal Currency Areas，OCA)以及第一個(gè)判定標(biāo)準(zhǔn)即“勞動(dòng)力流動(dòng)性”標(biāo)準(zhǔn)，并深入探討了歐元的統(tǒng)一貨幣政策對歐元區(qū)各個(gè)成員國的影響[4]。Ehrmann基于結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，實(shí)證分析了貨幣政策對歐洲十三國的沖擊，發(fā)現(xiàn)貨幣政策的傳導(dǎo)過程和渠道的差異是導(dǎo)致貨幣政策對各國經(jīng)濟(jì)增長造成不同影響的重要原因，且大國比小國受到的沖擊更加顯著[5]。Dornbusch研究發(fā)現(xiàn)，由于歐盟各經(jīng)濟(jì)體的對外貿(mào)易開放程度和依賴度各不相同，貨幣政策調(diào)整會(huì)擾動(dòng)匯率市場，進(jìn)而影響對外貿(mào)易，導(dǎo)致貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生[6]。Arnold利用歐洲68個(gè)區(qū)域數(shù)據(jù)，研究了該區(qū)域貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，得出了貨幣政策區(qū)域非對稱效應(yīng)主要取決于區(qū)域產(chǎn)業(yè)中的勞動(dòng)力比例[7]。

國內(nèi)對貨幣政策影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異性的研究開始較晚。隨著中國經(jīng)濟(jì)內(nèi)部矛盾積累以及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)問題突出，學(xué)界對于貨幣政策的研究重點(diǎn)也從宏觀管理轉(zhuǎn)移到對區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響上來。蔣益民和陳璋將中國劃分為八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)研究表明，中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)差異顯著，發(fā)達(dá)地區(qū)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)在貨幣政策沖擊反饋程度、方向、時(shí)滯上都有明顯差別[8]。汪增群基于SVAR模型分析了中國主要區(qū)域?qū)τ谪泿耪邲_擊的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)其存在明顯的差異，并提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融環(huán)境等因素可能是造成這種差異的原因[9]。張妍運(yùn)用MS-VAR模型研究了不同經(jīng)濟(jì)周期貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)周期的各個(gè)階段不同行業(yè)對貨幣政策沖擊形成的反饋存在時(shí)滯和強(qiáng)度差異[10]。衛(wèi)浩基于中國2000—2012年的月度數(shù)據(jù)建立MS-SFAVAR模型研究表明，中國貨幣政策的確存在區(qū)域效應(yīng)[11]。袁吉偉運(yùn)用三區(qū)制馬爾科夫轉(zhuǎn)移向量自回歸模型研究發(fā)現(xiàn)，在中國緊縮貨幣政策的影響要大于擴(kuò)張貨幣政策，且不同經(jīng)濟(jì)周期階段效果不同，貨幣政策對價(jià)格水平的影響大于對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響，貨幣政策的利率傳導(dǎo)機(jī)制要強(qiáng)于貨幣供給傳導(dǎo)機(jī)制[12]。

上述研究表明，能否更好地把握貨幣政策的調(diào)控力度，提高貨幣政策的有效性，不僅關(guān)乎政府和貨幣當(dāng)局能否做到科學(xué)決策、精準(zhǔn)調(diào)控，更深刻影響到宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展等重要戰(zhàn)略目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。當(dāng)前中國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的關(guān)鍵時(shí)期，怎樣利用貨幣政策的理論來指導(dǎo)宏觀貨幣信貸管理，避免區(qū)域間發(fā)展差距拉大呢？這將是中國能否在“十三五”時(shí)期是全面建成小康社會(huì)，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展和消除貧困的一個(gè)關(guān)鍵。筆者擬在已有研究的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析比較中國各區(qū)域及31個(gè)省、直轄市及自治區(qū)(港、澳、臺(tái)地區(qū)除外)在面對統(tǒng)一貨幣政策沖擊時(shí)經(jīng)濟(jì)增長的不同響應(yīng)。一方面從區(qū)域整體角度出發(fā)，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局提出的四大分區(qū)劃分原則，研究貨幣政策對東部地區(qū)、東北地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)等區(qū)域的影響效應(yīng)；另一方面具體關(guān)注區(qū)域內(nèi)各省、直轄市及自治區(qū)發(fā)展水平的差距，探究貨幣政策對區(qū)域內(nèi)各省份經(jīng)濟(jì)的影響方向和力度的細(xì)微差異，并基于檢驗(yàn)結(jié)果分析其背后產(chǎn)生的原因，最后根據(jù)結(jié)論提出相關(guān)的政策建議。

二、貨幣政策的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)分析

筆者擬用向量自回歸模型(VAR)和脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)動(dòng)態(tài)闡述中國統(tǒng)一的貨幣政策對東部地區(qū)、東北地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)四大區(qū)域及 31個(gè)省、直轄市及自治區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響及其演變軌跡，檢驗(yàn)中國貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)非對稱性的存在。

傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型構(gòu)建過程中，常需要解決多元時(shí)間序列問題，為此需通過構(gòu)建非結(jié)構(gòu)的 VAR等模型進(jìn)行估計(jì)。VAR模型是Sims1980年引入經(jīng)濟(jì)學(xué)分析的，VAR模型利用內(nèi)生變量的滯后值來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型[13]。并能夠通過脈沖響應(yīng)函數(shù)清楚地揭示一個(gè)變量的沖擊對另外一個(gè)變量所產(chǎn)生的影響。其數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中：ty是一個(gè) K維向量，p是滯后階數(shù)，t是樣本個(gè)數(shù)。

筆者以廣義貨幣供應(yīng)量M2作為評(píng)估貨幣政策的代理變量，通過對各省的名義GDP和GDP平減指數(shù)的測算，得出各省的真實(shí)GDP，作為衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的代理變量。

實(shí)證分析采用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)是國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《新中國 60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中真實(shí)GDP和GDP平減指數(shù)以1978年為基期整理計(jì)算而得。四大區(qū)域的真實(shí)GDP為轄區(qū)各省份真實(shí)GDP的算術(shù)平均值，記為D_GDP、DB_GDP、Z_GDP、X_GDP。另外，由于中國人民銀行專門行使中央銀行職能始于1985年，筆者將數(shù)據(jù)樣本期選為1985—2014年，共30個(gè)樣本點(diǎn)。

1.基于區(qū)域視角的貨幣政策經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)分析

筆者首先對所有變量取自然對數(shù)，取對數(shù)后的變量均為不平穩(wěn)序列，為此進(jìn)一步對取對數(shù)后的不平穩(wěn)序列進(jìn)行一階差分，結(jié)果所有變量均在10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，部分?jǐn)?shù)據(jù)在 5% 或 1%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)?；跓o約束的VAR，筆者建立評(píng)價(jià)統(tǒng)一的貨幣政策對東部地區(qū)、東北地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和物價(jià)的模型：

YDt=[DLD_GDP,DLD_PJ,DLM2]

YDBt=[DLDB_GDP,DLDB_PJ,DLM2]

YZt=[DLZ_GDP,DLZ_PJ,DLM2]

YXt=[DLX_GDP,DLX_PJ,DLM2]

基于小樣本數(shù)據(jù)選擇滯后階數(shù)P=T1/4是較為理想的取值標(biāo)準(zhǔn)，筆者構(gòu)建了4個(gè)VAR(2)模型，得到了統(tǒng)一貨幣政策M(jìn)2對各區(qū)域真實(shí)GDP的脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)果如表1及圖1、圖2所示。

表1 四大區(qū)域產(chǎn)出對貨幣政策的脈沖響應(yīng)

圖1 四大區(qū)域產(chǎn)出對貨幣政策的脈沖響應(yīng)

圖2 四大區(qū)域產(chǎn)出對貨幣政策的累計(jì)脈沖響應(yīng)

在中央銀行統(tǒng)一的貨幣政策沖擊下，東部地區(qū)、東北地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)四個(gè)區(qū)域產(chǎn)出對貨幣供應(yīng)量M2的響應(yīng)程度有明顯差異，其中東部地區(qū)最大、中部地區(qū)其次，西部地區(qū)次之，東北地區(qū)最弱。

四區(qū)域?qū)ω泿耪叩漠a(chǎn)出脈沖響應(yīng)值在第一期接近0，在第二期呈快速上升趨勢，并達(dá)到最大響應(yīng)值，從第三期開始迅速下降達(dá)到最小值后趨于0。其中，東部地區(qū)產(chǎn)出的最大響應(yīng)值為0.013 449，中部地區(qū)產(chǎn)出的最大響應(yīng)值為0.012 192，東北地區(qū)產(chǎn)出的最大響應(yīng)值為0.003 251，西部地區(qū)產(chǎn)出的最大響應(yīng)值為0.005 593。從累積脈沖響應(yīng)來看，東部地區(qū)產(chǎn)出累積響應(yīng)值處于較高的水平，第三期達(dá)到峰值0.022 277，東北部地區(qū)在第二期達(dá)到最大響應(yīng)值0.003 251之后明顯下降，中部地區(qū)產(chǎn)出累積響應(yīng)值在第三期達(dá)到峰值0.014 891后開始下降，西部地區(qū)在第二期達(dá)到最大值0.005 593后開始下降。東部地區(qū)累計(jì)脈沖響應(yīng)值峰值最大，說明貨幣供給對東部地區(qū)的累積效應(yīng)最強(qiáng)，換言之貨幣政策對東部地區(qū)真實(shí)GDP有更大的拉動(dòng)作用。

2．基于省際視角的貨幣政策經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)分析

經(jīng) ADF檢驗(yàn)，各省變量一階差分后均是平穩(wěn)的?；谄椒€(wěn)的差分變量建立31個(gè)省份的VAR系統(tǒng)，具體表示為：YIt=[DLI_GDP,DLI_PJ,DLM2]，其中I代表省份。31個(gè)省份的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)各不相同，為了保持一致，建立與四大區(qū)域VAR模型相同的31個(gè)滯后期為2的VAR模型（31個(gè)省份的VAR模型的估計(jì)結(jié)果備索）。表2列出了各省市自治區(qū)真實(shí)GDP對M2的脈沖響應(yīng)函數(shù)中的最大響應(yīng)值和最大累計(jì)響應(yīng)值。

表2 中國各省份產(chǎn)出對貨幣政策的脈沖響應(yīng)

從上表來看，在貨幣政策正的結(jié)構(gòu)沖擊下各省份的產(chǎn)出都有不同程度的增長，但各省份在響應(yīng)過程中存在較明顯的差異。具體來看，東部地區(qū)各省份產(chǎn)出響應(yīng)峰值都較其他區(qū)域省份大。其中，廣東的最大響應(yīng)值和最大累計(jì)響應(yīng)值在所有省份中最高，達(dá)到了0.017 178和0.075 641，其次是海南、天津和福建。比較意外的是北京和上海的脈沖響應(yīng)值在整個(gè)東部地區(qū)是較低的，其原因可能在于相較于其他地區(qū)，北京、上海能夠獲得更多的資金支持，資本環(huán)境更好，因而無論央行統(tǒng)一的擴(kuò)張或緊縮的貨幣政策對其影響都相對有限。中部地區(qū)各省份產(chǎn)出響應(yīng)峰值較東部地區(qū)略低，其中湖北的最大響應(yīng)值和最大累計(jì)響應(yīng)值在中部地區(qū)省份最高，分別為0.009 031和0.012 351，其次是湖南、江西、安徽、河南等省份。山西的最大響應(yīng)值和最大累計(jì)響應(yīng)值在中部地區(qū)省份最低，分別為0.001 372和0.001 372。東北地區(qū)和西部地區(qū)各省份產(chǎn)出響應(yīng)峰值水平普遍較低，其中吉林的最大響應(yīng)值和最大累計(jì)響應(yīng)值在東北三省是最高的，分別為0.004 115和0.004 115，新疆的最大響應(yīng)值和最大累計(jì)響應(yīng)值在西部地區(qū)是最高的，分別為0.017 567和0.085 158。值得注意的是貴州、西藏、甘肅三省的最大響應(yīng)值和最大累計(jì)響應(yīng)值為負(fù)值，其中貴州的最大響應(yīng)值在所有省份最小(-0.008 386)，西藏的最大累計(jì)響應(yīng)值在所有省份最小(-0.013 809)，反映出西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)在統(tǒng)一貨幣政策影響下產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)明顯較弱。

結(jié)合前文基于區(qū)域視角的分析，可以得出一致的結(jié)論即中國存在著明顯的貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的非對稱效應(yīng)。央行統(tǒng)一的正向貨幣政策沖擊更好地促進(jìn)了東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速增長，表現(xiàn)為東部地區(qū)產(chǎn)出響應(yīng)峰值和累積響應(yīng)峰值均超出其他區(qū)域；而對中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用則明顯弱于東部地區(qū)。統(tǒng)一的貨幣政策對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大差異的地區(qū)和省份的影響不均衡，而這會(huì)加劇東部地區(qū)和中西部地區(qū)的發(fā)展差距，對于消除區(qū)域貧困和全面建成小康社會(huì)帶來不利影響，因此有必要深入分析產(chǎn)生的內(nèi)在原因，避免貨幣政策工具成為加劇區(qū)域間發(fā)展差距的因素。

三、貨幣政策效應(yīng)差異的影響因素分析

在市場經(jīng)濟(jì)成熟度和金融發(fā)展水平都比較高的情況下，貨幣政策的傳導(dǎo)渠道是多元化的更是復(fù)雜的，弗里德曼認(rèn)為研究貨幣政策具體的傳導(dǎo)過程不僅是困難的，而且有時(shí)候甚至是毫無意義的[14]。他把貨幣政策的傳導(dǎo)渠道形象地比作一個(gè)“黑箱”，“箱子”的一邊進(jìn)入的是貨幣量，另一邊出來的是產(chǎn)出和價(jià)格，而“黑箱”之內(nèi)發(fā)生的過程是難以把握的。央行統(tǒng)一的貨幣政策從頂層傳遞到微觀層面時(shí)，由于受不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)構(gòu)成、金融發(fā)展環(huán)境、企業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放水平以及消費(fèi)群體行為差異的影響，其政策效應(yīng)，即對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響必然存在一定差異。

(1)區(qū)域產(chǎn)業(yè)構(gòu)成差異的影響。產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)研究證明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同對于貨幣政策的反應(yīng)也會(huì)存在差異，其原因在于不同的產(chǎn)業(yè)對利率波動(dòng)的反應(yīng)不同，即各產(chǎn)業(yè)投資的利率彈性并不相同。如果區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長主要依靠利率彈性較大的產(chǎn)業(yè)，受貨幣政策影響就會(huì)比較明顯，但如果其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)受利率影響較小彈性較弱，那么受貨幣政策的沖擊就比較小。Taylor通過長期觀察和統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)利率彈性較大的產(chǎn)品主要集中在資本密集型產(chǎn)品，在央行實(shí)施緊縮性貨幣政策時(shí)受到的沖擊比較明顯[15]。徐濤提出一個(gè)簡單的新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析利率對不同產(chǎn)業(yè)的影響表明，因?yàn)槭袌鲋匈Y金供給者和需求者信息的不對稱，資金供給者無法詳細(xì)評(píng)估企業(yè)的含金量，只能通過其所在行業(yè)給出一個(gè)普遍的評(píng)價(jià)，這決定了不同行業(yè)的企業(yè)在資本市場具備的融資能力存在較大區(qū)別[16]。李海海采用無約束的VAR模型分析了中國三次產(chǎn)業(yè)對貨幣政策(用 M2表示)沖擊的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)的受到的沖擊要明顯大于第一和第三產(chǎn)業(yè)[17]。

(2)區(qū)域金融發(fā)展水平差異的影響。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平和結(jié)構(gòu)從根本上決定了金融發(fā)展的水平和結(jié)構(gòu)。與地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距一樣，中國各區(qū)域金融發(fā)展水平和金融深化程度也存在明顯的梯度效應(yīng)，東部發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展層次遠(yuǎn)高于中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)。從某種意義上講，在東部地區(qū)，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間形成了一種良性的互動(dòng)關(guān)系，走的是一條質(zhì)量型的發(fā)展道路，而中西部地區(qū)的金融發(fā)展走的仍然是一條數(shù)量型的增長道路。在“中央銀行-金融體系-企業(yè)、居民”的傳導(dǎo)機(jī)制中，金融市場和金融機(jī)構(gòu)是關(guān)鍵的一環(huán)，貨幣政策能否有效傳遞依賴于貨幣市場的良好發(fā)育，而貨幣市場的發(fā)育程度取決于區(qū)域良好的貨幣金融體系和資本市場，因此貨幣當(dāng)局統(tǒng)一的貨幣政策是否可以達(dá)到預(yù)定的政策效果，實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)，不僅依賴于各地區(qū)金融發(fā)展的規(guī)模，更會(huì)受到區(qū)域金融結(jié)構(gòu)、金融效率和金融發(fā)展模式的深刻影響。

(3)區(qū)域企業(yè)結(jié)構(gòu)差異的影響。在信息不對稱的條件下，資金需求者獲得融資的多少取決于其能夠提供的抵押資產(chǎn)。作為宏觀貨幣政策傳導(dǎo)的終端和主要載體，企業(yè)是主要的資本使用者和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資者，貨幣政策的變動(dòng)不僅會(huì)影響市場利率水平，而且會(huì)影響到企業(yè)本身的財(cái)務(wù)狀況。由于信息的不完全性，銀行更愿意選擇大企業(yè)作為貸款對象，以減少管理成本和交易風(fēng)險(xiǎn)，因此小企業(yè)在銀行貸款時(shí)不得不付出更大的交易代價(jià)和信息成本，換言之小企業(yè)常常需要面對外部融資升水的困局。Gertler研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)貨幣當(dāng)局采取緊縮貨幣政策時(shí)，小企業(yè)由于融資渠道有限，往往陷入資金困難的被動(dòng)局面，只能被迫壓縮生產(chǎn)規(guī)模，或者降低產(chǎn)品價(jià)格來應(yīng)對宏觀貨幣信貸的緊縮；大企業(yè)卻能夠通過資本市場或其他信貸途徑獲得生產(chǎn)所需資金，因此能夠維持較高的生產(chǎn)規(guī)模而不受影響[18]。因此，對于小企業(yè)占比較高的區(qū)域而言，其經(jīng)濟(jì)增長對貨幣信貸政策的依賴性越大，受其影響程度也越顯著。

(4)區(qū)域經(jīng)濟(jì)開放水平差異的影響。在全球一體化浪潮中，隨著資本自由流動(dòng)及金融市場的高度關(guān)聯(lián)，匯率作為衡量宏觀經(jīng)濟(jì)的重要變量在貨幣政策傳導(dǎo)過程中起到了越來越重要的作用。當(dāng)利率政策發(fā)生調(diào)整時(shí)，必然使得本國貨幣的價(jià)格相對于外國貨幣價(jià)格發(fā)生變化。當(dāng)貨幣當(dāng)局采取擴(kuò)張的寬松貨幣政策時(shí)，將會(huì)擴(kuò)大市場的貨幣量供給，在供求關(guān)系的作用下，真實(shí)利率下調(diào)并與其他國家真實(shí)利率形成利差，進(jìn)而導(dǎo)致資金因?yàn)樽分鹄畛霈F(xiàn)外流。如果資金大規(guī)模外流將進(jìn)一步降低本國貨幣需求，導(dǎo)致本國貨幣貶值。對外貿(mào)易受匯率影響巨大，當(dāng)本國貨幣貶值相當(dāng)于出口產(chǎn)品價(jià)格更便宜，有利于本國企業(yè)擴(kuò)大出口規(guī)模，并進(jìn)一步縮減國內(nèi)市場的進(jìn)口需求。因此，經(jīng)濟(jì)體系中對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的差異很可能是造成貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)不同的一個(gè)重要因素，即經(jīng)濟(jì)開放度越高的區(qū)域，區(qū)域產(chǎn)出對匯率變動(dòng)就越敏感，貨幣政策對該區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的沖擊就越大。

筆者借鑒Carlino和De Fina的方法[19]，基于上述單項(xiàng)因素的分析對貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)差異的原因進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。以 31個(gè)省份貨幣政策產(chǎn)出的最大脈沖響應(yīng)和累計(jì)最大脈沖響應(yīng)作為被解釋變量，用Y1和Y2表示，以區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平、企業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)開放度等特征指標(biāo)作為解釋變量，進(jìn)行多元線性回歸分析，以檢驗(yàn)貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)產(chǎn)生的成因。

由于受數(shù)據(jù)可得性和樣本有限性的約束，解釋變量的選擇具體包括：區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，即三大產(chǎn)業(yè)在區(qū)域 GDP中所占比例，考慮到三大產(chǎn)業(yè)存在多重共線性問題，筆者選擇第二產(chǎn)業(yè)在 GDP中比重，用GDP2表示；區(qū)域金融發(fā)展水平指標(biāo)，即金融相關(guān)率，用FIR表示；區(qū)域資本市場發(fā)展程度指標(biāo)，即上市公司股票總市值占 GDP的比重，用STOCK表示；區(qū)域企業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，即小型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域工業(yè)總產(chǎn)值的比值，用 INDUSTRY表示；區(qū)域經(jīng)濟(jì)開放度指標(biāo)，即進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重，用TRADE表示?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，五類自變量指標(biāo)均采用31個(gè)省份2009—2014年截面數(shù)據(jù)的平均值進(jìn)行回歸分析。

數(shù)據(jù)來源根據(jù)各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國工業(yè)年鑒》整理而得。

回歸方程為：

Y1=C+a1·GDP2+a2·FIR+a3·STOCK+a4·INSTUD RY+a5·TRADE

Y2=C+a1·GDP2+a2·FIR+a3·STOCK+a4·INSTUD RY+a5·TRADE

回歸結(jié)果如表3所示。

表3 回歸分析結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果顯示：第二產(chǎn)業(yè)在 GDP中比重與貨幣政策的脈沖響應(yīng)值顯著正相關(guān)，表明一個(gè)地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的比重較高時(shí)，它對貨幣政策沖擊的反應(yīng)比較靈敏。金融相關(guān)率FIR與貨幣政策的脈沖響應(yīng)值顯著正相關(guān)，表明區(qū)域金融發(fā)展水平比較高，金融市場具有較大的彈性和較多的可替代資產(chǎn)時(shí)，貨幣政策的傳導(dǎo)比較有效。小型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占比與貨幣政策的脈沖響應(yīng)值顯著正相關(guān)，表明當(dāng)一個(gè)區(qū)域小企業(yè)密集度越高、活躍度越高，那么貨幣政策對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的刺激效果也越明顯。上市公司股票總市值占 GDP的比重與貨幣政策的脈沖響應(yīng)值存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。上市公司股票總市值占GDP的比重越高，表明該地區(qū)資本市場越發(fā)達(dá)，當(dāng)央行采取緊縮的貨幣政策，上市公司能通過資本市場籌措所需的資金，并且相對于其他企業(yè)，其從金融機(jī)構(gòu)獲得融資的機(jī)會(huì)成本更低，因此當(dāng)一個(gè)地區(qū)上市公司越多，上市企業(yè)總市值占 GDP比重越大，該區(qū)域受緊縮貨幣信貸政策的影響就越小，資本市場更多地表現(xiàn)為對貨幣市場融資的替代和補(bǔ)充。進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重未能通過10%置信水平的顯著性檢驗(yàn)，說明進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP比重與貨幣政策的脈沖響應(yīng)值不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，換句話說匯率渠道目前仍然不是中國貨幣政策傳導(dǎo)的主要渠道。

相比于中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)，東部發(fā)達(dá)省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理、金融發(fā)展水平更高、中小企業(yè)更加活躍，資本市場更加發(fā)達(dá)，對外貿(mào)易開放性更優(yōu)，多種因素疊加使得其經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出對貨幣政策正向沖擊更加敏感，貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)效應(yīng)更加明顯。

因?yàn)闃颖緮?shù)有限，模型的擬合優(yōu)度不高，可能是因?yàn)槲醇尤肫渌囊恍┎豢闪炕囊蛩?。五個(gè)解釋變量中影響程度最大、顯著檢驗(yàn)水平最高的是產(chǎn)業(yè)因素，其次是金融因素、企業(yè)結(jié)構(gòu)因素和資本市場因素，影響最小、不顯著的是貿(mào)易因素。

四、結(jié)論及政策建議

本研究表明：中國存在著明顯的貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的非對稱效應(yīng)。從四大區(qū)域的分析來看，在統(tǒng)一的貨幣政策正的沖擊對于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長起到更大的促進(jìn)作用，而對欠發(fā)達(dá)和落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用則明顯較弱；從省際視角的分析來看，貨幣政策對區(qū)域內(nèi)各經(jīng)濟(jì)單元省份的影響方向和力度也存在著顯著的非不均衡影響，而這無疑會(huì)進(jìn)一步拉大區(qū)域間的發(fā)展鴻溝。進(jìn)一步分析貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)產(chǎn)生的成因，結(jié)果表明：產(chǎn)業(yè)差異、金融環(huán)境、企業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著的正向影響相關(guān)關(guān)系，資本市場條件則具有明顯著的負(fù)向影響相，貿(mào)易開放度條件的影響不顯著。以上結(jié)論對于減少貨幣政策造成的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異具有如下啟示：

一是應(yīng)繼續(xù)加大中央政府公共投資對中西部地區(qū)的傾斜力度。凱恩斯理論認(rèn)為，政府縮小區(qū)域差距的財(cái)政平衡機(jī)制主要是中央政府的公共投資和政府間的轉(zhuǎn)移支付。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還較低的中西部地區(qū)而言，中央政府的直接投資對其經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有杠桿乘數(shù)效應(yīng)，能引導(dǎo)吸引大量的社會(huì)資本、外商資金形成合力，共同推動(dòng)欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的又好又快發(fā)展。伴隨著中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入發(fā)展的新常態(tài)和“一帶一路”戰(zhàn)略、京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略、長江經(jīng)濟(jì)帶國家發(fā)展戰(zhàn)略推動(dòng)發(fā)力，中央政府應(yīng)繼續(xù)定向加大中西部貧困地區(qū)投資基礎(chǔ)設(shè)施、交通、能源、原材料、環(huán)境保護(hù)以及農(nóng)田水利工程等領(lǐng)域的投資力度，同時(shí)加大對民生領(lǐng)域公共物品的投資力度，保障中西部地區(qū)享受到均等化的基本公共服務(wù)，為暢通貨幣政策傳導(dǎo)創(chuàng)造有利條件。

二是應(yīng)推進(jìn)區(qū)域金融協(xié)調(diào)發(fā)展?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)，既是一種以知識(shí)為本的經(jīng)濟(jì)，又是一種金融化的經(jīng)濟(jì)。現(xiàn)代科技以加速整合產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式推動(dòng)產(chǎn)業(yè)集群化發(fā)展，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，成為經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)核動(dòng)力；現(xiàn)代金融則以規(guī)模化方式實(shí)現(xiàn)資本集聚，以杠桿功能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入乘數(shù)效應(yīng)發(fā)展的快車道，成為經(jīng)濟(jì)快速革新的重要推手?，F(xiàn)代金融理論認(rèn)為，良好的金融發(fā)展體系對于提高生產(chǎn)要素效率、技術(shù)創(chuàng)新、降低交易風(fēng)險(xiǎn)和信息成本具有重要的促進(jìn)作用。為了給中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供強(qiáng)大的金融支持，首先需要進(jìn)一步推進(jìn)金融機(jī)構(gòu)多元化發(fā)展，引導(dǎo)大型商業(yè)銀行和城市商業(yè)銀行在基層、落后地區(qū)合理設(shè)置分支機(jī)構(gòu)、布局營業(yè)網(wǎng)點(diǎn)，擴(kuò)大政策性銀行的直接信貸支持規(guī)模，增加中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)、貧困地區(qū)的金融供給；其次要全面促進(jìn)農(nóng)村中小金融機(jī)構(gòu)發(fā)展，進(jìn)一步活躍農(nóng)村金融市場，拉動(dòng)農(nóng)村多元化的金融需求；第三要建立多層次資本市場體系，發(fā)展普惠金融，讓金融服務(wù)的甘霖雨露惠及所有市場參與者，讓實(shí)體經(jīng)濟(jì)、小微企業(yè)借助金融的春風(fēng)不斷茁壯成長。

三是應(yīng)加快區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。隨著改革的不斷深入，中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著的變化，從原本落后的農(nóng)業(yè)國，發(fā)展成為以工業(yè)制造業(yè)為主、第三產(chǎn)業(yè)快速壯大的現(xiàn)代化國家。但區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)差異，尤其是中西部地區(qū)不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，是造成貨幣政策區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)非對稱的重要影響因素之一，也是當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)后面臨“去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿”發(fā)展困難的重要原因。因此，應(yīng)根據(jù)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比較優(yōu)勢和環(huán)境約束及區(qū)域產(chǎn)業(yè)構(gòu)成對貨幣政策的彈性差異，制定適合區(qū)域特色的產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略，完善產(chǎn)業(yè)布局，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)揮主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、環(huán)境、資源的良性可持續(xù)發(fā)展。其次要積極推進(jìn)生產(chǎn)要素價(jià)格改革，剔除產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中不合理的行政干預(yù)、限制門檻和行業(yè)壟斷等，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素自由流動(dòng)及生產(chǎn)資源合理優(yōu)化配置。第三要推動(dòng)強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)鏈建設(shè)，形成產(chǎn)業(yè)集群，打造具有核心競爭力和高附加值的區(qū)域現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系。

四是應(yīng)進(jìn)一步發(fā)揮貨幣政策的結(jié)構(gòu)調(diào)控功能。貨幣政策的本質(zhì)屬性強(qiáng)調(diào)貨幣政策是總量調(diào)控政策，結(jié)構(gòu)調(diào)整、精準(zhǔn)調(diào)控并不是其強(qiáng)項(xiàng)。但無論從國際經(jīng)驗(yàn)(特別是美聯(lián)儲(chǔ)早期的成功做法)，還是從中國貨幣政策的實(shí)踐來看，在中央銀行制定和實(shí)施統(tǒng)一貨幣政策框架下，對部分貨幣政策工具實(shí)施區(qū)域化差異操作不僅是可行的，而且在某些條件下也是必要的。因此中央銀行應(yīng)當(dāng)考慮從增強(qiáng)貨幣政策目標(biāo)體系的科學(xué)性及工具的差別化使用等方面對統(tǒng)一的貨幣政策進(jìn)行區(qū)域差別化調(diào)整。首先要繼續(xù)完善差別存款準(zhǔn)備金制度，強(qiáng)化正向激勵(lì)，根據(jù)商業(yè)銀行資產(chǎn)質(zhì)量、風(fēng)險(xiǎn)程度、信貸政策落實(shí)情況，實(shí)施相應(yīng)檔次存款準(zhǔn)備金率，以更好地調(diào)動(dòng)商業(yè)銀行提高資本充足率和資產(chǎn)質(zhì)量，提升風(fēng)險(xiǎn)管控能力。第二要進(jìn)一步發(fā)揮再貸款的結(jié)構(gòu)調(diào)整功能，盡快完善現(xiàn)有的再貸款管理規(guī)章制度，既要有全面的整體性的制度辦法，也要有分類的管理規(guī)定，既要有再貸款的管理辦法，也要考慮與再貸款業(yè)務(wù)相關(guān)的配套政策。第三要進(jìn)一步完善再貼現(xiàn)業(yè)務(wù)管理，通過再貼現(xiàn)引導(dǎo)信貸投向和資金流向，重點(diǎn)支持“三農(nóng)”、中小企業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的票據(jù)融資。第四要進(jìn)一步發(fā)揮宏觀信貸指導(dǎo)政策的結(jié)構(gòu)調(diào)控作用，要合理設(shè)置貨幣杠桿乘數(shù)以對市場流動(dòng)性實(shí)施調(diào)控，降低貨幣政策區(qū)域非對稱性，實(shí)現(xiàn)宏觀貨幣政策管理的“帕累托最優(yōu)”。

參考文獻(xiàn)：

[1] Friedman M．The role of monetary policy[J]．American Economic Review，1968(10)：1-17．

[2] Scott I O．The regional impact of monetary policy[J]. Quarterly Journal of Economics，1955，69(2)：269-284．

[3] Beare．A monetarist model of regional business cycles[J]. Journal of Regional Science，1976，16(1)：57-64．

[4] 蒙代爾．蒙代爾經(jīng)濟(jì)學(xué)文集第五卷(匯率與最優(yōu)貨幣區(qū))[M]．北京：中國金融出版社，2003：27-35．

[5] Ehrmann M．Will EMU generate asymmetry? Comparing monetary policy transmission across European countries[R]．EUI Working Paper ECO，European University Institute，1998：98/28．

[6] Dornbusch R．Immediate challenges for the ECB[J]. Economic Policy，1998(4)：17-63．

[7] Arnold Vrugt．Regional effects of monetary policy in the Netherlands[J]．International Journal of Business and Economics，2002，1(2)：123-134．

[8] 蔣益民，陳璋．SVAR模型框架下貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的實(shí)證分析：1978-2006[J]．金融研究，2009(4)：180-196．

[9] 汪增群．中國貨幣政策區(qū)域非對稱性效應(yīng)[M]．北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2011：36-87．

[10] 張妍．中國貨幣政策行業(yè)效應(yīng)的非對稱性：基于MS-VAR模型的計(jì)量研究[D]．長春：吉林大學(xué)，2011．

[11] 衛(wèi)浩．基于 MS-SFAVAR模型的中國貨幣政策效應(yīng)分析[D]．昆明：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)，2013．

[12] 袁吉偉．基于MS-VAR模型的中國貨幣政策非對稱效應(yīng)實(shí)證研究[J]．海南金融，2013(3)：4-9．

[13] Friedman Milton，F(xiàn)riedman Rose．Free to choose：A personal statement[M]．New York and London：Permission，Harcourt Brace Jovanovich，1990．

[14] Friedman Milton，F(xiàn)riedman Rose．Free to Choose：A Personal Statement[M]．New York and London：Permission，Harcourt Brace Jovanovich，1990．

[15] Taylor J．The monetary transmission mechanism：An empirical framework[J]．Journal of Economic Perspectives, 1995，9(4)：11-26．

[16] 徐濤．信息不對稱、關(guān)系型融資與新型的銀企關(guān)系[J]．產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2003(1)：68-79．

[17] 李海海．中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究[D]．上海：華東師范大學(xué)，2006．

[18] Gertler M．Financial structure and aggregate economic activity：An overview[J]．Journal of Money，Credit and Banking，1988，20(3)：559-588．

[19] Carlino G A，DeFina R H．The differential regional effects of monetary policy：Evidence from the U. S. States[J]．Journal of Regional Science，1999(2)：339-358．

責(zé)任編輯：黃燕妮

Differences in economic growth effect of China's monetary policy and influencing factors: Based on the regional and provincial perspective

XU Guangyuan, LI Pengfei
(School of Economics, Yunnan University, Kunming 650091, China)

Abstract:Based on the 1985—2014 annual statistical data, this paper uses auto regression (VAR) model, impulse response function(IRF)analysis tools to research the different economic growth asymmetric effect of China’s regions and provinces under monetary policy shock. Test results show that the unified positive monetary policy shocks of central bank promote the rapid economic growth in eastern, but with weaker influence in western and central regions. And the impact of monetary policy on the direction and intensity of the economies in the region also means there is a significant non-equilibrium effect. Further this paper analyzes the causes with the multiple linear regression analysis method, and find that there is significant positive correlation between different industry, financial environment, corporate structure and regional economic growth monetary policy, and there is a significant negative correlation between capital market conditions and regional economic growth monetary policy, while trade openness conditions had no significant effect.

Keywords:monetary policy; regional economic growth; effect discrepancy; VAR model

中圖分類號(hào)：F822.0

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1009-2013(2016)02-0078-08

DOI:10.13331/j.cnki.jhau(ss).2016.02.013

收稿日期：2016－03－17

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（14BJY106）

作者簡介：徐光遠(yuǎn)(1949—)，男，云南昆明人，教授、博士生導(dǎo)師，主要研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)政策。