水兵兵

摘要：我國特殊的結售匯制度，使外匯占款、沖銷成為決定我國基礎貨幣投放量的重要因素。由于我國不同地區(qū)對外開放水平的差異和外匯占款的原因，更多的基礎貨幣自然地流入東部沿海地區(qū)，而貨幣的沖銷卻是全國統(tǒng)一的，這種不可逆的貨幣投放、回籠過程，最終導致基礎貨幣的投放在各地區(qū)的不均衡，產(chǎn)生貨幣區(qū)域效應，影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。利用我國東中西部9個省份的面板數(shù)據(jù)，基于協(xié)整和誤差修正模型的實證研究，得出結論：一個省份的經(jīng)濟發(fā)展水平與外匯流入水平存在長期均衡關系，外匯流入的不均衡是導致經(jīng)濟發(fā)展水平不均衡的原因之一。

外匯占款沖銷是隨著我國的特殊結售匯制度而出現(xiàn)的一種貨幣政策，目前已成為我國貨幣政策的重要組成部分。外匯占款沖銷影響貨幣政策繼而產(chǎn)生貨幣政策區(qū)域效應，對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重要影響。國外關于貨幣政策區(qū)域效應的研究，自歐盟實施統(tǒng)一貨幣政策后逐漸興起。G.Carlinol等[1]對美國5個地區(qū)進行了研究，發(fā)現(xiàn)其中一個地區(qū)的貨幣政策區(qū)域效應非常明顯，另外兩個地區(qū)則不敏感。EE Meade等[2]從區(qū)域研究的視角出發(fā)，通過對歐盟58個地區(qū)的數(shù)據(jù)分析，得出：歐盟5個國家存在顯著的貨幣政策區(qū)域效應，隨著歐盟國家之間的逐步融合，這種差異逐漸減小。國內相關研究是從改革開放尤其是中國加入WTO后逐漸多起來的，主要集中在貨幣政策區(qū)域效應的一般化研究。曹永琴[3]認為，對貨幣政策的反應，南部地區(qū)比北部地區(qū)更敏感。劉玄等[4]認為，對貨幣政策的反應，東部地區(qū)較敏感，中西部地區(qū)較遲鈍，東部地區(qū)傳導的速度和深度均大于中西部。張晶[5]認為，中、東部反應彈性較大，西部反應彈性小但持續(xù)時間長。關于導致出現(xiàn)貨幣政策區(qū)域效應的原因，學者們主要從貨幣政策的傳導機制入手，認為經(jīng)濟發(fā)展水平差異、地區(qū)開放程度、產(chǎn)業(yè)結構、金融發(fā)展水平與結構、企業(yè)產(chǎn)權性質與規(guī)模、國企比重、國有銀行信貸制度等是產(chǎn)生貨幣政策區(qū)域效應的主要原因[3-4]，但從外匯占款沖銷視角分析的則很少。

近年來，我國國際收支連年出現(xiàn)巨額順差，外匯儲備迅速增加，最高時超過4萬億美元，居全球首位。由于我國實行強制結售匯制度，外匯占款已成為投放基礎貨幣的最重要渠道。為了調節(jié)國內貨幣總量、平抑通貨膨脹，中國人民銀行采取貨幣沖銷來達到回籠資金的目的?？梢?，外匯占款沖銷已經(jīng)成為當前我國貨幣政策非常重要的組成部分。外匯占款沖銷的規(guī)模在很大程度上決定基礎貨幣的投放、回收的規(guī)模，從而決定最終投放到各地區(qū)的基礎貨幣的數(shù)量。由于我國各地區(qū)對外開放水平不均衡，外匯占款所投放的貨幣更多地流向東部沿海地區(qū)，而通過沖銷回籠貨幣的政策卻是全國統(tǒng)一的、“一刀切”的，基礎貨幣的投放和回籠顯然是兩條不可逆的路徑，結果將導致各地區(qū)貨幣供應與經(jīng)濟發(fā)展水平不均衡。這種特殊的貨幣政策體系，勢必會在原有傳導機制的基礎上進一步放大貨幣的區(qū)域差異效應。李健[6]認為，各地區(qū)外匯流入的不平衡和全國“一刀切”的沖銷政策，最終將導致貨幣在各地區(qū)供應的不平衡，造成東部流動性過剩、西部流動性過緊的現(xiàn)象。

本文擬利用我國東中西部9個省份的面板數(shù)據(jù)，基于協(xié)整和誤差修正模型的實證研究，探尋導致經(jīng)濟發(fā)展水平不均衡的原因，以期有助于實現(xiàn)我國地區(qū)經(jīng)濟的均衡發(fā)展。

一、數(shù)據(jù)選取與研究方法

1.數(shù)據(jù)選取

本文選取2003—2012年屬于東部沿海地區(qū)的廣東、江蘇、浙江，屬于中部地區(qū)的河南、安徽、江西、湖北和屬于西部地區(qū)的陜西、青海9個省份的面板數(shù)據(jù)。其2012年的GDP和NF（凈出口額+外商直接投資）見表1。從表1可以看出，東部沿海省份2012年的NF，無論絕對規(guī)模還是占本省GDP的比重，都大于中部地區(qū)，而中部地區(qū)大于西部地區(qū)，差異明顯，呈階梯式。

2.研究方法

首先對GDP和NF取自然對數(shù)變換為lnGDP和lnNF（見圖1）。從圖1可以看出，lnGDP序列和lnNF序列均呈上升趨勢，表現(xiàn)出非平穩(wěn)性。因此首先對這兩個序列進行平穩(wěn)性檢驗，并求出其單整階數(shù)。兩個序列雖然都呈上升趨勢，但走向比較一致，可能具有長期均衡關系。如果兩個序列單整階數(shù)相同，則繼續(xù)檢驗兩個序列的協(xié)整性；如果協(xié)整，則建立誤差修正模型，進一步分析兩者之間的長期靜態(tài)特征和短期動態(tài)特征。

二、實證檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗

lnGDP和lnNF序列平衡性檢驗結果見表2。從表2可以看出，lnGDP和lnNF原序列均未通過平穩(wěn)性檢驗，lnGDP的一階差分序列通過平穩(wěn)性檢驗，lnNF的一階差分序列有兩種方法通過平穩(wěn)性檢驗（LLC，PP），且LLC和PP的統(tǒng)計量值均比較大，因此可以認為lnNF的一階差分序列在很大概率上通過平穩(wěn)性檢驗。因此lnGDP和lnNF均是一階單整序列，單整階數(shù)相同，且DlnGDP、DlnNF～I（0），可以進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗

本文基于Kao檢驗來檢驗lnGDP序列和lnNF序列的協(xié)整性，結果見表3。由表3可知，ADF統(tǒng)計量檢驗顯著（在5%的置信水平下），即Kao檢驗認為兩個序列之間存在協(xié)整關系。

3.誤差修正模型

根據(jù)格蘭杰定理，如果兩個變量協(xié)整，則這兩個變量必有誤差修正模型表達式的存在。因此，本文將建立lnGDP和lnNF的誤差修正模型（ECM），回歸結果見表4，表達式如下：

三、結語

我國特殊的結售匯制度和東中西部對外開放水平的不均衡，導致了貨幣投放在各地區(qū)的差異，進而影響到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。通過對分別來自我國東中西部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析得出結論：一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平與外匯流入水平具有長期均衡關系。從長期來看，外匯流入的不均衡確實是產(chǎn)生地區(qū)經(jīng)濟差異的原因之一，這從一個方面解釋了東部沿海地區(qū)比中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較快的原因。從短期均衡來看，非均衡誤差并不顯著，可能是因為GDP和NF在很短時間內就達到均衡狀態(tài)，這與我國對外經(jīng)濟結構有一定關系。這也從一個側面反映出我國仍處在“走出去”的初級階段，資源密集型、勞動力密集型等產(chǎn)業(yè)鏈很短，投入短時間內就可以見到成效的初級加工貿(mào)易然仍占很大比重，而創(chuàng)新性強、技術含量高、產(chǎn)業(yè)鏈長的技術密集型、資本密集型產(chǎn)業(yè)所占比重還比較低。這也是今后我國提高經(jīng)濟發(fā)展質量、促進產(chǎn)業(yè)結構調整所需要解決的問題之一。

參考文獻：

[1]

CARLINO G，DEFINA R.The differential regional effects of monetary policy[J].Review of Economics and Statistics，1998（11）：572.

[2] MEADE EE，SHEETS N.Regional influences on U.S.monetary policy：some implications for Europe[J].Journal of Economic Integration，2001（9）：399.

[3] 曹永琴.中國貨幣政策效應的區(qū)域差異研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2007（9）：37.

[4] 劉玄，王劍.貨幣政策傳導地區(qū)差異：實證檢驗及政策含義[J].財經(jīng)研究，2006（5）：70.

[5] 張晶.中國貨幣政策區(qū)域效應差異及其原因研究——結構VAR模型下的實證分析[J].廣東金融學院學報，2006（4）：70.

[6] 李健.外匯占款沖銷對貨幣供應不平衡的影響研究[J].未來與發(fā)展，2012（4）：71.