楊 達(西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院, 陜西 西安 710061)

一、 問題的提出

區(qū)域經(jīng)濟的非均衡發(fā)展是我國當前經(jīng)濟發(fā)展中的一個突出問題。改革開放以來,我國經(jīng)濟經(jīng)歷了長達30余年的高速增長,國內(nèi)生產(chǎn)總值從1979年的6 761.56億元人民幣增長到2010年的397 983億元人民幣[注]數(shù)據(jù)來源:中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。。但我國實施了由東向西的“梯度發(fā)展”非均衡戰(zhàn)略,經(jīng)濟依賴于一條非均衡路徑增長,造成了發(fā)展較快的沿海地區(qū)內(nèi)部以及沿海地區(qū)與內(nèi)陸地區(qū)之間發(fā)展的非均衡現(xiàn)象,并且這種區(qū)域非均衡發(fā)展的現(xiàn)象存在進一步擴大的趨勢[1-3]。除經(jīng)濟增長之外,各地區(qū)在收入水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、信貸投資環(huán)境、金融發(fā)展水平等諸多方面均存在明顯的非對稱性。

與此同時,改革開放后,調(diào)控宏觀經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展的大部分職能轉(zhuǎn)移至金融部門,貨幣政策成為干預經(jīng)濟的主要形式。在全國范圍內(nèi)采取總量調(diào)控,實施統(tǒng)一的貨幣政策,并逐步由以貸款限額管理為主的行政性直接調(diào)控過渡到通過控制基礎(chǔ)貨幣及貨幣乘數(shù)進而控制貨幣供應(yīng)量的間接調(diào)控。然而,由于各區(qū)域間存在諸多的不對稱因素,統(tǒng)一的貨幣政策必然會產(chǎn)生不對稱的效果。忽視貨幣政策的區(qū)域非對稱效應(yīng)不僅影響貨幣政策目標的實現(xiàn),同時會加劇經(jīng)濟的波動,使得區(qū)域經(jīng)濟的非均衡發(fā)展問題更加嚴重。

本文的動機即是,在既有理論基礎(chǔ)上,利用歷史數(shù)據(jù),借助于有效的計量經(jīng)濟模型,實證研究我國貨幣政策的區(qū)域效應(yīng),為提升貨幣政策有效性及解決區(qū)域經(jīng)濟非均衡發(fā)展問題尋找現(xiàn)實依據(jù)。

二、 貨幣政策區(qū)域效應(yīng)文獻綜述

貨幣政策區(qū)域效應(yīng)是指不同地區(qū)面對統(tǒng)一的貨幣政策,在反應(yīng)程度或時滯上的差異[4]。最早對其進行研究的學者是Scott,Scott(1995)[5]指出,貨幣政策統(tǒng)一性的基礎(chǔ)就是貨幣政策實施總量調(diào)控而非微量調(diào)控,而實施總量調(diào)控要達到預定目標有一個非常重要的前提條件,就是實施貨幣政策區(qū)域的經(jīng)濟金融的統(tǒng)一性。發(fā)展至今,理論上對貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的解釋主要源于實施統(tǒng)一貨幣政策的區(qū)域無法滿足這一前提條件,最具代表性的是“最優(yōu)貨幣區(qū)”理論所認為的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)差異和以新凱恩斯主義、后凱恩斯主義為代表所支持的金融結(jié)構(gòu)差異。

歐洲貨幣聯(lián)盟的成立激起了貨幣政策區(qū)域效應(yīng)實證研究的熱潮,Dornbusch等(1998)[6]就歐盟內(nèi)統(tǒng)一的貨幣政策對各成員國是否會產(chǎn)生不同的作用效果進行了研究;Arnold等(2002)[7]進一步研究了成員國內(nèi)部的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)。對貨幣市場不完美性在貨幣政策傳導過程中所起作用的深入認識,進一步推動了對貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究。Carlino(1999)[8]和Owyang(2004)[9]對美國的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)進行了實證研究,Carlino認為,利率渠道是導致美國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的原因,而Owyang認為利率渠道和貨幣渠道都有一定的解釋力。Georgopoulos(2001)[10]、Weber(2004)[11]、Fielding等(2006)[12]分別對加拿大、澳大利亞和南非地區(qū)的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)進行了研究。

近年來,中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展失衡問題的凸顯,以及對貨幣政策區(qū)域效應(yīng)理論和實證研究的深入,使我國學者意識到貨幣政策的作用不僅在于穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟,亦發(fā)展到促進區(qū)域經(jīng)濟平衡發(fā)展的層面,并展開了對相關(guān)問題的研究。宋旺等(2006)[13]基于最優(yōu)貨幣區(qū)理論分析了我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性及原因;焦瑾璞等(2006)對我國各主要貨幣政策工具執(zhí)行效果的區(qū)域差異進行了研究[4];于則(2006)[14]、彭方平(2007)[15]、蔣益民(2009)[16]和董志勇(2010)[17]等分別運用向量自回歸模型、結(jié)構(gòu)向量自回歸模型、非線性光滑轉(zhuǎn)換面板模型和時變參數(shù)狀態(tài)空間模型實證研究了我國的貨幣政策區(qū)域效應(yīng);曹永琴(2007)[18]以區(qū)域人均真實GDP對廣義貨幣供應(yīng)量(M2)的反應(yīng)為研究對象,對我國貨幣政策長期效應(yīng)和短期作用效果的區(qū)域差異進行了實證研究;張晶(2007)[19]、索彥峰等(2007)[20]以及胡振華等(2007)[21]分別從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異、貨幣政策傳導的“信用”觀點、金融結(jié)構(gòu)差異等不同角度闡釋了我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的形成。目前的研究由于研究對象和研究方法的選擇不同,得出了不盡相同的結(jié)論。

本文在上述研究基礎(chǔ)上,以新古典投資理論為基礎(chǔ),選擇貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟的作用效果為研究對象,分別運用面板數(shù)據(jù)模型和向量自回歸模型,定量分析區(qū)域投資對貨幣政策沖擊的長期敏感程度和短期中不同時點的反應(yīng)程度。主要基于以下兩點考慮:第一,我國國內(nèi)投資一直保持高速增長的態(tài)勢,且能夠有效地創(chuàng)造國內(nèi)有效需求,而中國近年來經(jīng)濟的持續(xù)高速增長,主要動因源自固定資產(chǎn)投資的快速增長;同時,消費對貨幣政策的敏感程度明顯弱于投資,因此選擇區(qū)域的投資變動情況來衡量我國貨幣政策對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟的影響。第二,面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果可以顯示變量間的長期效應(yīng)關(guān)系,而基于向量自回歸模型的沖擊反應(yīng)函數(shù)分析可以反映出沖擊對系統(tǒng)內(nèi)各變量的短期動態(tài)影響。在實證研究部分同時選用兩種方法,有助于全面揭示貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異。

三、 模型、變量和數(shù)據(jù)

1. 模型構(gòu)建

本文的實證研究基于新古典投資理論與模型建立。1967年,Robert E. Hall & Dale W. Jorgenson[22]用新古典最優(yōu)資本積累理論研究了稅收政策與投資支出的關(guān)系,Hall & Jorgenson所推導的原始模型是建立于一個最優(yōu)化模型基礎(chǔ)之上,認為預期未來產(chǎn)出和資本的使用者成本是影響資本積累及實際資本形成的主要因素,即在t時刻投資決策或意愿資本存量由預期未來產(chǎn)出(Y)和資本的使用者成本(UC)所決定:

Kt=f(Yt,UCt)

(1)

其中,Kt表示凈資本存量;Yt表示預期未來產(chǎn)出;UCt為資本的使用者成本。根據(jù)新古典投資理論,參考彭方平等(2007)的研究成果,將意愿資本存量模型設(shè)定為:

Kt=a1Yt-b1UCt

(2)

對式(2)進行一階差分,有:

ΔKt=a1ΔYt-b1ΔUCt

(3)

由于資本的使用者成本可以體現(xiàn)貨幣政策的變化,因此它是本文最為關(guān)注的變量。資本的使用者成本主要由使用投資資金的機會成本、資本折舊率、價格水平、資本的收入稅率和搜尋投資資金的成本等因素共同影響。Romer(2001)提出了資本的使用者成本定義,即:

(4)

其中,Pk為資本品價格,P為產(chǎn)出價格,ri為名義利率,δ為折舊率,π為以Pk計算得到的通貨膨脹率,τ為稅率。

以Romer(2001)提出的資本的使用者成本定義為基礎(chǔ),對式(3)進行擴展。同時,在新古典投資理論框架下,價格水平是外生的,因此不將價格水平納入模型(Caballero,1999)。其次,在我國金融市場與信貸市場發(fā)育不完善的情況下,不同于Romer的定義,搜尋投資資金的成本是影響資本的使用者成本的一個重要因素,但難以找到合適的指標進行衡量,因此未納入模型;并且,為簡化模型,暫不考慮折舊率的影響。

對式(3)進行擴展,有:

ΔKt=a2ΔYt+b2Δτt+c2Δrit

(5)

式(5)是下文進行實證研究的基礎(chǔ)。

2. 變量選取

根據(jù)上文的理論分析,如式(5)所示,主要涉及四個變量,即:ΔK、Y、τ和ri。

在實證研究中,選取各區(qū)域的固定資產(chǎn)投資完成額用于衡量意愿資本存量的變化ΔK,并用KK表示。選取各區(qū)域的GDP作為衡量有效需求Y的變量。

對于衡量稅率τ的變量的選取,由于本文的考察對象是貨幣政策對區(qū)域投資的影響,因此,從國家的財政稅收目錄中,選擇與企業(yè)生產(chǎn)性活動相關(guān)性較高的增值稅、消費稅、營業(yè)稅和企業(yè)所得稅,并以此四項稅收總額除以同期GDP總額來衡量稅率τ[15]。

對于利率ri,參考張瑩等(2009)[23],用中央銀行制定的再貼現(xiàn)率替代,并換以rd表示。一方面可使得模型的估計效果得到改善;同時從理論上講,再貼現(xiàn)率是商業(yè)銀行將其貼現(xiàn)的未到期票據(jù)向中央銀行申請再貼現(xiàn)時的預扣利率,再貼現(xiàn)率的高低通過影響商業(yè)銀行再貼現(xiàn)需求,影響商業(yè)銀行的再貼現(xiàn)規(guī)模,進而影響商業(yè)銀行的貸款能力和貸款量,從而影響了貨幣供應(yīng)量。通過以rd替代ri,將式(5)所體現(xiàn)的貨幣政策傳導的利率渠道,轉(zhuǎn)化為貨幣政策傳導的信用渠道,更加符合目前階段我國貨幣政策傳導的現(xiàn)實情況。

3. 樣本數(shù)據(jù)選擇

出于對數(shù)據(jù)可得性和連貫性的考慮,由于我國2004年以來進入間接調(diào)控政策的建立階段,故將研究的數(shù)據(jù)范圍確定為2004年1月至2011年6月。取各變量的季度數(shù)據(jù)作為研究對象。數(shù)據(jù)來源于2004年至2011年各期《中國經(jīng)濟景氣月報》和國家統(tǒng)計局公布的《統(tǒng)計公報》。同時,對各變量數(shù)據(jù)序列進行季節(jié)性檢驗與調(diào)整。

對于區(qū)域劃分,與曹永琴(2007)一致,按照中國國務(wù)院發(fā)展研究中心(2005)提出的標準將中國劃分為東部、中部、西部、東北四大板塊,四大板塊又分為東北綜合經(jīng)濟區(qū)、北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、南部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)、長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)、大西南綜合經(jīng)濟區(qū)和大西北綜合經(jīng)濟區(qū)8大綜合經(jīng)濟區(qū)[注]東北綜合經(jīng)濟區(qū)包括:遼寧、吉林、黑龍江,北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)包括:北京、天津、河北、山東,東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)包括:上海、江蘇、浙江,南部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)包括:福建、廣東、海南,黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)包括:陜西、山西、河南、內(nèi)蒙古,長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)包括:湖北、湖南、江西、安徽,大西南綜合經(jīng)濟區(qū)包括:云南、貴州、四川、重慶、廣西,大西北綜合經(jīng)濟區(qū)包括:甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆。,分別用DB、BBYH、DBYH、NBYH、HHZY、CJZY、DXN和DXB表示。

四、 實證研究結(jié)果

1. 長期效應(yīng)分析

(1) 模型選擇

面板模型可以揭示變量間的長期效應(yīng)關(guān)系,因而本文首先運用面板模型分析貨幣政策對各區(qū)域投資影響的長期的、平均的差異情況。由上文的理論分析,基本的面板模型為:

ln(KKit)=c+βitln(rdit)+δitln(Yit)+

γitln(τit)+αit+μit[注]為消除各變量數(shù)據(jù)序列的長期趨勢,分別取其自然對數(shù)形式。

(6)

其中,c表示共同截距項;αit表示各區(qū)域截距項;αit之和為零;βit、δit、γit分別表示區(qū)域投資對再貼現(xiàn)率、稅率和區(qū)域GDP的敏感系數(shù),βit是重點考察系數(shù);μit是期望值為零的白噪聲;變量KK、rd、Y和τ分別表示區(qū)域固定資產(chǎn)投資完成額、再貼現(xiàn)率、區(qū)域GDP,以及用增值稅、消費稅、營業(yè)稅和企業(yè)所得稅四項稅收總額除以同期GDP總額所衡量的稅率。

(2) 模型估計結(jié)果

在基本面板模型中,因?qū)Ω鹘鼐嗪透飨禂?shù)的不同限制和要求,可將面板模型分為不同的類型。建立面板模型的第一步是檢驗被解釋變量截距參數(shù)和斜率參數(shù)是否對所有面板都是一樣的,即確定模型的形式為不變系數(shù)模型或變截距模型或變系數(shù)模型?？赏ㄟ^構(gòu)造F統(tǒng)計量進行檢驗。而根據(jù)截距項是否為隨機變量,面板模型又可分為隨機效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型,并可用Hausman檢驗進行判斷。檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 面板模型類型檢驗

由表1可知,F2和F1的值均大于相應(yīng)的臨界值,則應(yīng)分別拒絕不變系數(shù)模型或變截距模型,選擇變系數(shù)模型形式。而Hausman檢驗的結(jié)果表明,不拒絕隨機效應(yīng)模型的可能性僅為0.007 2,遠小于通常的顯著性水平,應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。因此,本文選用的面板模型為固定效應(yīng)變系數(shù)模型。在此基礎(chǔ)上,對式(6)進行估計,并報告部分估計結(jié)果(見表2)。

表2 敏感系數(shù)的估計結(jié)果

固定效應(yīng)變系數(shù)模型中敏感系數(shù)βi的估計結(jié)果反映貨幣政策對區(qū)域投資的長期作用效果。表2的結(jié)果表明,除大西北外,敏感系數(shù)βi都通過了t檢驗。從βi的估計值來看,整體上,正向的貨幣政策沖擊帶來了區(qū)域投資的擴張;同時,沖擊效果在各區(qū)域不盡相同,由強至弱依次為:北部沿海、南部沿海、東北、東部沿海、黃河中游、長江中游、大西南。總的來看,經(jīng)濟、金融環(huán)境較好的區(qū)域,貨幣政策的長期作用效果更明顯。

2. 短期沖擊反應(yīng)分析

(1) 模型選擇

向量自回歸模型(VAR)作為一種處理經(jīng)濟系統(tǒng)動態(tài)性分析的有效且易操作的模型之一,常用于分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊,從而解釋各種經(jīng)濟沖擊對變量形成的影響。因此,本文選擇VAR模型,用于測度各區(qū)域投資對貨幣政策沖擊在短期中的反應(yīng)。主要考察KKt、Yt、rdt和τt間的相互作用及KKt對沖擊的反應(yīng)。同樣地,為消除各變量數(shù)據(jù)序列的長期趨勢,分別取其自然對數(shù)形式。

VAR模型是基于數(shù)據(jù)本身而非理論建立的,但模型中變量的排序會影響脈沖響應(yīng)函數(shù)方法對模型受到某種沖擊時的動態(tài)反應(yīng)的分析。將模型中各變量順序設(shè)定為:Δln(KKt)、Δln(Yt)、Δln(rdt)、Δln(τt)[注]各變量數(shù)據(jù)序列單位根檢驗結(jié)果表明:一階差分序列平穩(wěn)。具體檢驗結(jié)果暫略。,具有合理的經(jīng)濟解釋。承前理論分析,有效需求、貨幣政策和財政政策均對區(qū)域投資產(chǎn)生影響;同時,貨幣政策和財政政策對區(qū)域有效需求也產(chǎn)生影響;而對于rd和τ的順序,調(diào)整后分析結(jié)果無明顯變化。

(2) 沖擊反應(yīng)分析

給再貼現(xiàn)率rd一個負向沖擊,得到如圖1(a)～圖1(h)的八個綜合經(jīng)濟區(qū)的區(qū)域?qū)嶋H投資完成額對貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。如圖1所示,橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位:季度);由于各區(qū)域的VAR模型中的變量均取對數(shù)后差分,系數(shù)代表彈性,所以縱軸表示各區(qū)域?qū)嶋H投資完成額的變化;實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù),分別代表了各區(qū)域?qū)嶋H投資完成額對再貼現(xiàn)率沖擊的反應(yīng)。

脈沖響應(yīng)圖表明各區(qū)域的實際投資完成額對貨幣政策沖擊的反應(yīng)存在著顯著的差異。如圖1所示的結(jié)果表明:對于相同強度的rd的負向沖擊,東部沿海的反應(yīng)最弱,在第9期達到最大效應(yīng)近-0.3;其次是黃河中游、東北和長江中游,分別在第7期、第10期和第11期達到最大效應(yīng),介于-0.4～-1.2;北部沿海的反應(yīng)程度有所加強,在第14期會達到最大效應(yīng),介于-1.2～-1.4;而反應(yīng)最為明顯的是南部沿海、大西南和大西北,分別在第12期、第8期和第6期達到最大效應(yīng),最大效應(yīng)介于-2.0～-2.4。

在短期內(nèi),貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)主要取決于各區(qū)域在形成投資時所面臨的資金約束不同。具體而言,可歸結(jié)于兩個方面:一是區(qū)域間的金融環(huán)境不同,在金融市場發(fā)育較為成熟的區(qū)域,區(qū)域內(nèi)的企業(yè)可通過金融市場獲得替代銀行貸款的資金來源,在短期內(nèi)彌補緊縮貨幣政策所帶來投資資金需求缺口。二是區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成不同。我國現(xiàn)階段緊縮的貨幣政策主要通過縮減銀行信貸的途徑作用于實體經(jīng)濟,而面對銀行信貸的縮減,不同產(chǎn)業(yè)和不同企業(yè)會受到不同程度的影響,因而區(qū)域間產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成不同最終表現(xiàn)為區(qū)域投資變動情況對貨幣政策沖擊反應(yīng)程度的差異。

圖1 八個綜合經(jīng)濟區(qū)的區(qū)域?qū)嶋H投資完成額對貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

五、 結(jié)論與展望

現(xiàn)階段我國的貨幣政策采取的是總量調(diào)控方式,在全國范圍內(nèi)實施統(tǒng)一的貨幣政策,并逐步完成了由直接調(diào)控向間接調(diào)控的轉(zhuǎn)變,主要通過信用渠道作用于實體經(jīng)濟。在統(tǒng)一的貨幣政策框架下,不同區(qū)域間經(jīng)濟、金融環(huán)境的差異導致了貨幣政策作用效果的差異,形成了貨幣政策區(qū)域效應(yīng)。

本文選擇近年來對我國經(jīng)濟發(fā)展最具推動力的投資作為衡量各區(qū)域經(jīng)濟增長的變量,以投資對貨幣政策沖擊的反應(yīng)強弱程度反映貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的作用效果,應(yīng)用新古典投資理論,借助于面板數(shù)據(jù)模型和向量自回歸模型進行實證研究,結(jié)果表明,我國貨幣政策在長期和短期中均存在顯著的區(qū)域效應(yīng),并且,在長期和短期中表現(xiàn)出不同的特征。在短期中,區(qū)域效應(yīng)的產(chǎn)生主要源于區(qū)域間金融環(huán)境的不同和區(qū)域間產(chǎn)業(yè)構(gòu)成的不同,金融環(huán)境較好或工業(yè)企業(yè)較集中的區(qū)域其投資變化在短期中對貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度較弱;而與短期表現(xiàn)不同的是,從長期貨幣政策的作用效果來看,在經(jīng)濟、金融環(huán)境較好的區(qū)域作用效果較為理想。這一實證研究結(jié)果為貨幣政策實施區(qū)域差別化策略提供了經(jīng)驗支持,同時,從長期來看,不斷完善各區(qū)域的經(jīng)濟、金融環(huán)境是提升貨幣政策有效性的根本方法。

本文對貨幣政策區(qū)域效應(yīng)成因的分析只是一種解釋,并沒有從理論和實證的角度給出有力的證明,同時這也是目前文獻中較為缺乏的部分,作為關(guān)于貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的后續(xù)研究,主要應(yīng)從兩個方面著手,一是將貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)效應(yīng)進行結(jié)合,并進而在數(shù)據(jù)允許的情況下,細分至企業(yè)層面,深入研究貨幣政策效應(yīng)差異性產(chǎn)生的原因;二是從區(qū)域間金融結(jié)構(gòu)差異切入,揭示貨幣政策區(qū)域效應(yīng)成因中的金融因素。

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