[摘要] 本文采用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR) 以及脈沖響應(yīng)函數(shù)，選用1985年-2009年的年度數(shù)據(jù)，對東部、中部、西部三大經(jīng)濟區(qū)域進行實證檢驗分析。結(jié)果表明，我國存在顯著的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)。經(jīng)濟環(huán)境、金融機構(gòu)發(fā)展程度和投資產(chǎn)出水平上的差異是影響貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的關(guān)鍵因素。因此，我國在制定貨幣政策時，應(yīng)因地制宜，充分考慮區(qū)域效應(yīng)的影響。

[關(guān)鍵詞] SVAR模型 貨幣政策 區(qū)域效應(yīng)

一、引言

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡一直是橫亙在我國發(fā)展中的一大難題。當(dāng)前，該問題在許多領(lǐng)域日益凸顯，嚴(yán)重制約了我國經(jīng)濟、社會的全面發(fā)展。在貨幣政策方面，具體表現(xiàn)為貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)，即由中央銀行實施的統(tǒng)一的總量貨幣政策導(dǎo)致各區(qū)域間在經(jīng)濟增長、就業(yè)以及物價水平等宏觀經(jīng)濟指標(biāo)上體現(xiàn)出不同的政策效果。貨幣政策在我國經(jīng)濟的宏觀調(diào)控中，一直發(fā)揮著重要的作用，尤其在2008年，當(dāng)我國經(jīng)濟受到金融危機嚴(yán)重波及，政策當(dāng)局較為及時的動用了宏觀政策手段，其中就包括2008年12份以來對信貸的大量增加。我國貨幣政策具體實踐效果如何，如何更好運用貨幣政策以促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。這一系列問題值得我們深思。

我國1992年建立市場經(jīng)濟體制，真正意義上施行貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟時間并不長。隨著區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，區(qū)域差異日趨凸顯，很多學(xué)者也開始關(guān)注貨幣政策區(qū)域效應(yīng)。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，商世文(1994)較早地介紹了西方貨幣政策非均衡效應(yīng)研究的發(fā)展?fàn)顩r，但并沒有對中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)進行研究，但無論如何，他的介紹拉開了中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究的序幕。丁文麗(2005)結(jié)合中國體制轉(zhuǎn)軌的特殊國情從理論上對中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)進行分析，并采取基于菲利普斯一羅利坦的動態(tài)分布滯后模型、協(xié)整關(guān)系檢驗和因果關(guān)系檢驗表明我國各區(qū)域之間的信貸供給量與經(jīng)濟增長、物價穩(wěn)定之間的影響關(guān)系確實存在著較為顯著的差異，從而證實了中國貨幣政策存在區(qū)域效應(yīng)。宋旺和鐘正生(2006)將蒙代爾的最優(yōu)貨幣區(qū)理論運用于中國.指出我國并不滿足最優(yōu)貨幣區(qū)標(biāo)準(zhǔn).利用VAR模型和IRF實證證實我國貨幣政策存在顯著的區(qū)域效應(yīng)，從貨幣政策傳導(dǎo)機制的角度分析得出信貸渠道和利率渠道是導(dǎo)致我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的主要原因。張晶(2006)通過兩地區(qū)的簡約化模型對1978-2004年間我國貨幣政策與財政政策在東部和中西部兩個樣本地區(qū)的作用進行了實證分析，結(jié)果表明我國貨幣政策確實存在，具有明顯的區(qū)域影響差異。曹永琴、李澤祥(2007)使用固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計了八大地區(qū)的貨幣政策敏感系數(shù).并用結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型和結(jié)構(gòu)方差分解法從實證的層面論證了中國貨幣政策效應(yīng)存在顯著的區(qū)域差異.指出其原因主要在于貨幣政策傳導(dǎo)機制差異。楊曉、楊開忠(2007)從理論和實證兩個層面分析了東、中、西三大經(jīng)濟區(qū)對貨幣政策敏感性依次遞減的特點。

我國學(xué)者通過實證研究發(fā)現(xiàn)，在當(dāng)前貨幣政策傳導(dǎo)中發(fā)揮主要作用的是信貸渠道，認(rèn)為信貸規(guī)模是貨幣政策傳導(dǎo)的主要中間變量。所以，本文在分析貨幣政策區(qū)域效應(yīng)是否存在時，選擇信貸規(guī)模作為貨幣供給量的代替變量。本文根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平，市場化程度的不同，把我國31個省市自治區(qū)劃分為3大區(qū)域:東部沿海地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省(市);中部地區(qū)有8個省級行政區(qū)，分別是山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)包括的省級行政區(qū)共12個，分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古。

二、實證檢驗及結(jié)果

1.模型選用、變量確定和數(shù)據(jù)來源

在實證檢驗?zāi)Ｐ偷倪x取上，本文采用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)。Cooley和Leroy(1985)對VAR模型進行修正并提出SVAR模型，即在一般的VAR模型基礎(chǔ)上加入內(nèi)生變量的當(dāng)期關(guān)系，可以捕捉模型系統(tǒng)內(nèi)各個變量之間的即時的結(jié)構(gòu)性關(guān)系。與VAR模型相比，SVAR有更明確的經(jīng)濟意義，因此在經(jīng)濟金融領(lǐng)域的研究中得到了廣泛應(yīng)用。郭評生、吳偉軍(2009)利用SVAR和脈沖響應(yīng)函數(shù)對我國發(fā)達(dá)地區(qū)、次發(fā)達(dá)地區(qū)、和不發(fā)達(dá)地區(qū)1984至2006年的樣本數(shù)據(jù)進行實證研究，表明我國貨幣政策存在明顯的區(qū)域效應(yīng)。

含有k個變量的p階結(jié)構(gòu)向量自回歸模型SVAR(p)的一般矩陣形式可表示如下:

考慮到我國貨幣政策主要通過信貸渠道傳導(dǎo)，本文進行實證分析時選取各金融機構(gòu)的信貸余額作為政策變量，GDP作為目標(biāo)變量，原始數(shù)據(jù)來源于1985-2009中國及各省市的統(tǒng)計年鑒。

2.單位根檢驗與協(xié)整檢驗

由于經(jīng)濟變量具有顯著的指數(shù)上升趨勢，為了減少波動性，并有效消除異方差，本文首先對各變量進行對數(shù)處理。其中，LELOAN、LMLOAN、LWLOAN和LEGDP、LMGDP、LWGDP分別代表東中西部年末的金融機構(gòu)貸款余額和GDP自然對數(shù)。為避免出現(xiàn)虛假回歸現(xiàn)象，需要進行平穩(wěn)性檢驗。本文選取ADF單位根檢驗方法，借助Eviews軟件，檢驗結(jié)果如下表1:

可見，東中西部各地區(qū)的貸款余額和GDP的原數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的。東部和中部地區(qū)的貸款余額和GDP為一階單整，而西部地區(qū)的貸款余額和GDP為二階單整。因此，為了研究我國貨幣政策在各地區(qū)的效應(yīng)差異，需對各組變量進行協(xié)整檢驗，考察是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從表2可知，各組變量均存在協(xié)整關(guān)系，可以對各地區(qū)的貸款余額和GDP進行SVAR模型回歸分析。

3.脈沖響應(yīng)分析

對各地區(qū)貸款余額和GDP分別建立SVAR模型后，可以得到相應(yīng)的脈沖響應(yīng)曲線，直觀的檢驗并分析三個地區(qū)對國家實行統(tǒng)一的貨幣政策的相應(yīng)是否有顯著差異。圖1-3分別是東部、中部、西部的脈沖響應(yīng)和累計響應(yīng)曲線，即各地區(qū)GDP對貸款余額的一個標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)構(gòu)性沖擊的響應(yīng)和累計響應(yīng)。

本文選擇對沖擊作用的滯后期為10年，從圖中可以看到，各地區(qū)GDP對貸款余額的以單位結(jié)構(gòu)性沖擊都表現(xiàn)出正向反應(yīng)，但反應(yīng)速度和反應(yīng)程度有顯著差異。東部地區(qū)對貨幣政策的沖擊反應(yīng)較快，效果較顯著，最大響應(yīng)出現(xiàn)在第四期，最大響應(yīng)值為7.91%，并在第六期之前一直保持在6%以上的響應(yīng)水平，此后出現(xiàn)明顯的下降;中部地區(qū)對貨幣政策的沖擊反應(yīng)較慢，在第八期達(dá)到最大響應(yīng)值，為7.33%;西部地區(qū)的反映速度則明顯低于東部和中部地區(qū)，最大響應(yīng)值出現(xiàn)在第六期，僅為2.97%，并一直維持在2.5%左右的水平。從累計響應(yīng)曲線圖來看，三個地區(qū)的累計響應(yīng)曲線在10個滯后期內(nèi)一直呈現(xiàn)上升趨勢，可見貨幣政策的作用效果持續(xù)時間較長。而東中部的政策累積效果顯著高于西部地區(qū)，第十期的累計響應(yīng)值均在4.5%以上，而西部地區(qū)的累計響應(yīng)值僅為3.2%。從前面的分析可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)對貨幣政策的反應(yīng)最敏感，貨幣政策對經(jīng)濟的刺激也較大，中部地區(qū)對貨幣政策的反應(yīng)比較慢，但最大響應(yīng)值與東部接近，而西部地區(qū)在政策反應(yīng)速度和反映強度上都明顯低于東部和中部地區(qū)。

三、原因分析

貨幣政策的信貸傳導(dǎo)途徑是中央銀行通過操作貨幣政策工具影響金融機構(gòu)的行為，使得貨幣供應(yīng)量、銀行信貸規(guī)模等發(fā)生變動，進而影響企業(yè)和個人的投資消費行為，并最終實現(xiàn)其政策目標(biāo)。本文通過對經(jīng)濟環(huán)境、金融機構(gòu)、投資收益等貨幣政策傳導(dǎo)過程中的幾個關(guān)鍵環(huán)節(jié)對比分析，探究我國各地區(qū)貨幣政策效果存在顯著差異的原因。

1.經(jīng)濟環(huán)境

貨幣政策傳導(dǎo)所處的大環(huán)境不同，是貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生的客觀原因。由于歷史條件、資源分布、社會分布等因素的先天性差異，導(dǎo)致我國東中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展存在明顯的不平衡現(xiàn)象。各地區(qū)經(jīng)濟環(huán)境的差異可以從經(jīng)濟總量和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體現(xiàn)出來。如表3所示，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展總體水平差距明顯，以2009年為例，東部地區(qū)GDP為20.97萬億，人均GDP為39752.03元，顯著高于中西部地區(qū)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也是衡量經(jīng)濟發(fā)展是否合理的常用指標(biāo)。根據(jù)發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比重不斷變化，第一產(chǎn)業(yè)比重不斷減少，而第三產(chǎn)業(yè)比重會隨之上升，逐漸成為國民經(jīng)濟發(fā)展的主導(dǎo)部門。各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)比重均接近50%，東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，已接近第二產(chǎn)業(yè)比重;而中西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)比重要高出東部地區(qū)越7個百分點，可見東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布更為合理。

2.金融機構(gòu)

金融機構(gòu)是連接中央銀行與微觀經(jīng)濟的橋梁和紐帶，金融機構(gòu)的發(fā)展?fàn)顩r直接關(guān)系著貨幣政策傳導(dǎo)的效果。首先，各地區(qū)金融機構(gòu)數(shù)量和從業(yè)人員分布不平衡。以銀行業(yè)為例，東部地區(qū)(遼寧省除外 )金融機構(gòu)和從業(yè)人員在全國占比分別為39%和44%，中部和西部比較接近，均為20%以上。其次，從各地區(qū)銀行業(yè)資產(chǎn)總額的分布情況看，東部地區(qū)資產(chǎn)總額占全國61%，明顯高于中部和西部地區(qū)。另外，東部地區(qū)金融機構(gòu)組織結(jié)構(gòu)也更為完善，大部分新型商業(yè)銀行分支機構(gòu)和絕大多數(shù)外資銀行機構(gòu)都設(shè)在東部地區(qū)，構(gòu)成了東部地區(qū)多樣化的金融組織體系。

這些差異的存在造成各地區(qū)金融機構(gòu)的運行效率的差距。相較而言，東部地區(qū)金融機構(gòu)的運行效率和市場化程度明顯高于西部地區(qū)。在市場經(jīng)濟條件下，金融機構(gòu)市場化程度越高，對貨幣政策信號反應(yīng)就越靈敏，貨幣政策傳導(dǎo)就越通暢，政策效果也越明顯。

3.投資和產(chǎn)出水平

東部地區(qū)具有資本積累多，非國有化速度快、人力資本存量大、對外開放程度高的特點，因而其資本配置較之西部和中部也更為有效。盡管近年來，中央大力推行“中部崛起”和“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略，這在某種程度上促進了資本的流入，但是投資效率仍明顯低于東部地區(qū)。

亟待進一步改善。

四、結(jié)論及政策建議

通過以上分析可以看出，我國東中西部地區(qū)經(jīng)濟金融水平發(fā)展的不平衡，導(dǎo)致了統(tǒng)一的貨幣政策在各地區(qū)產(chǎn)生明顯的區(qū)域性差異，實證結(jié)果表明，東部地區(qū)的政策傳導(dǎo)效率顯著高于中西部地區(qū)。因此，為促進各地區(qū)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，避免區(qū)域經(jīng)濟差距的進一步拉大，我國在執(zhí)行貨幣政策時，本文建議如下:

1.使用適度差別化的政策工具。在與國家貨幣政策保持一致的前提下，實行區(qū)域性利率政策，對經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)設(shè)置一定的優(yōu)惠利率。還可以考慮賦予部分中西部地區(qū)的中心支行更大的政策自主權(quán)，更有效地發(fā)揮信貸政策優(yōu)化資源配置的作用。

2.加快金融業(yè)在各地區(qū)的合理發(fā)展。促進證券市場和債券市場在中西部地區(qū)的發(fā)展，以完善我國的籌融資渠道，讓更多發(fā)展健康的中小企業(yè)，特別是中西部地區(qū)的中小企業(yè)有多樣化的資金來源。

3.考慮設(shè)立一家專業(yè)服務(wù)于西部地區(qū)的政策性銀行，一定程度緩解目前西部地區(qū)的資金外流到東部地區(qū)的情況。

參考文獻(xiàn):

[1]丁文麗:轉(zhuǎn)軌時期中國貨幣政策效力的區(qū)域差異研究[M].中國社會科學(xué)出版社

[2]商世文:論貨幣政策的非均衡效應(yīng)[J].國際金融研究，1994年第3期 p6-8

[3]宋旺鐘正生:我國貨幣政策區(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年第03期 P46-58

[4]曹永琴李澤祥:我國貨幣政策效應(yīng)非對稱性的實證研究[J].經(jīng)濟評論，2007年第6期 p97-101

[5]楊曉，楊開忠:中國貨幣政策影響的區(qū)域差異性研究[J].財經(jīng)研究，2007年2月 p4-15

[6]張晶:我國貨幣政策存在區(qū)域效應(yīng)的實證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006年第8期 p39-46

[7]郭評生吳偉軍:基于SVAR 模型的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)存在性的實證研究[J].當(dāng)代財經(jīng)， 2009年第5期 總第294期 p51-54

[8]丘斌鄧佑甜:基于VAR模型的我國貨幣政策區(qū)域不對稱性效應(yīng)研究[J].南方金融，2009年第2期 p22-29