葛騰飛 張成燕

（安徽工業(yè)大學(xué)工商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243002）

1 引言

貨幣政策非對(duì)稱性效應(yīng)是指擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的刺激作用和緊縮性貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的抑制作用效果是不對(duì)稱的[1]。在我國(guó)是否存在貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性效應(yīng)的問題呢？擴(kuò)張性貨幣政策和緊縮性貨幣政策誰的效果更顯著？本文將對(duì)照最優(yōu)貨幣區(qū)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)我國(guó)是否存在貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行定性分析，然后基于VAR模型定量分析比較我國(guó)東部、中部、西部地區(qū)在面對(duì)統(tǒng)一貨幣政策沖擊時(shí)的不同響應(yīng)。最后，得出我國(guó)貨幣政策的區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)存在與否及其表現(xiàn)形式的結(jié)論，并提出相關(guān)的政策建議。

2 我國(guó)貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性存在性的定性分析

本文利用最優(yōu)貨幣區(qū)標(biāo)準(zhǔn)從理論上驗(yàn)證我國(guó)貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)的存在。根據(jù)最優(yōu)貨幣區(qū)理論，在最優(yōu)貨幣區(qū)內(nèi)部貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)將不存在。因此我們通過對(duì)照我國(guó)是否滿足最優(yōu)貨幣區(qū)的界定標(biāo)準(zhǔn)，從而對(duì)我國(guó)是否存在貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)做出初步判斷。下面我們選取區(qū)域產(chǎn)品多樣化標(biāo)準(zhǔn)①區(qū)域產(chǎn)品多樣化標(biāo)準(zhǔn)，指的是通用的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)（即各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與當(dāng)年GDP之比）。來檢驗(yàn)我國(guó)是不是最優(yōu)貨幣區(qū)[2]。

表1 2005-2012年我國(guó)各區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

由表1可知，橫向看，東部地區(qū)第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP比重較高，而中部和西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重則較高[3]；縱向看，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度也不盡相同。具體表現(xiàn)為，中部和西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度整體要比東部地區(qū)快。區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不平衡性和各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度不一致必然影響到區(qū)域產(chǎn)品多樣化程度，因此從產(chǎn)品多樣性的角度分析，目前我國(guó)尚不符合最優(yōu)貨幣區(qū)標(biāo)準(zhǔn)，初步分析顯示，我國(guó)距離最優(yōu)貨幣區(qū)標(biāo)準(zhǔn)還有較大差距，因此我國(guó)貨幣政策在執(zhí)行過程中出現(xiàn)區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)也將不可避免。

3 我國(guó)貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)存在性的實(shí)證研究

我們將利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法定量分析我國(guó)東部、中部、西部地區(qū)在面對(duì)國(guó)家統(tǒng)一貨幣政策沖擊時(shí)的不同響應(yīng)，如果區(qū)域非對(duì)稱性存在，將進(jìn)一步分析我國(guó)貨幣政策的區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)的具體表現(xiàn)。

3.1 變量選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取2005-2012年廣義貨幣供應(yīng)量M2作為我國(guó)貨幣政策的代表變量，取自然對(duì)數(shù)后記為L(zhǎng)nM2；選取東、中、西部的地區(qū)GDP作為貨幣政策對(duì)各區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)影響的最終目標(biāo)變量，取自然對(duì)數(shù)后分別記為lnGDP1、lnGDP2和lnGDP3。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的2013年統(tǒng)計(jì)公報(bào)，分析軟件為Eviwes6.0。

3.2 實(shí)證研究

3.2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為使變量滿足建模要求，本文采用ADF單位根 檢 驗(yàn) 方 法 分 別 對(duì) lnM2、lnGDP1、lnGDP2 和lnGDP3的原始序列進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)序列均為非平穩(wěn)，則對(duì)變量的一階差分形式再進(jìn)行檢驗(yàn)。

表2 變量的ADF檢驗(yàn)

當(dāng)檢驗(yàn)值t-統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值大于臨界值的絕對(duì)值時(shí)，序列為平穩(wěn)序列。由表2可知，DlnM2、DlnGDP2和DlnGDP3的t-統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值大于5%臨界值的絕對(duì)值，說明在顯著性水平為5%時(shí)，拒絕存在單位根的假設(shè),說明變量是是平穩(wěn)的。同理DlnGDP1在顯著性水平為10%時(shí)也是平穩(wěn)的。

3.2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系反映了兩個(gè)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。有些時(shí)間序列，雖然它們自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻是平穩(wěn)的。這個(gè)線性組合反映了這兩個(gè)變量之間長(zhǎng)期或均衡的關(guān)系，稱為協(xié)整關(guān)系。lnM2分別與lnGDP1、lnGDP2和lnGDP3協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表3 變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)

由表3得出 lnGDP1與 lnM2、lnGDP2與lnM2、lnGDP3與lnM2之間的協(xié)整方程：

對(duì)（1）（2）（3）的殘差分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，記協(xié)整方程的殘差序列為resid1、resid2、resid3。

表4 殘差單位根檢驗(yàn)

由表4可得，殘差序列resid1的單位根檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量的值為-3.2230，其絕對(duì)值小于10%的顯著性水平下的臨界值-2.8418的絕對(duì)值，可以認(rèn)為回歸模型 （1）的殘差序列resid1為平穩(wěn)序列。同理可得resid2，resid3均為平穩(wěn)序列。說明lnM2分別與lnGDP1、lnGDP2和lnGDP3之間均存在協(xié)整關(guān)系。

3.2.3 Granger因果檢驗(yàn)

接下來，分別對(duì)lnM2與lnGDP1、lnGDP和lnGDP3進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。在進(jìn)行因果檢驗(yàn)之前，先確定滯后階數(shù)p。滯后階數(shù)p是通過VAR模型中的滯后長(zhǎng)度標(biāo)準(zhǔn)確定的。所以，在此對(duì) lnM2、lnGDP1、lnM2、lnGDP2 和 lnGDP3 構(gòu) 建VAR模型，并通過AR根圖表法檢驗(yàn)VAR模型的穩(wěn)定性，以確保檢驗(yàn)結(jié)果的有效性。如果被估計(jì)的VAR模型所有根的模的倒數(shù)小于1，則其位于單位元內(nèi)，則模型是穩(wěn)定的。反之，則模型是不穩(wěn)定的。

圖1 AR根圖表法檢驗(yàn)

從圖1可以看出，VAR模型所有根的模都小于1，都位于單位圓內(nèi)，因此該模型是穩(wěn)定的。接下來，通過VAR模型的滯后長(zhǎng)度標(biāo)準(zhǔn)來確定滯后階數(shù)p。

表5 滯后階數(shù)p檢驗(yàn)

根據(jù)SC準(zhǔn)則，應(yīng)該選擇的滯后階數(shù)為2階。同理lnM2與lnGDP2、lnM2與 lnGDP3應(yīng)該選擇的滯后階數(shù)為2階。

表6 變量之間的Granger因果檢驗(yàn)

從表6可以看出，對(duì)于第一個(gè)原假設(shè)“貨幣供應(yīng)量M2不是區(qū)域GDP1的Granger原因”，其F統(tǒng)計(jì)量=5.4225，相應(yīng)的概率值P=0.0156大于5%的檢驗(yàn)水平，因此拒絕原假設(shè)，即可認(rèn)為“貨幣供應(yīng)量是區(qū)域GDP1的Granger原因”，對(duì)于第二個(gè)假設(shè) “區(qū)域GDP1不是貨幣供應(yīng)量M2的Granger原因”，其F統(tǒng)計(jì)量=2.6346,對(duì)應(yīng)的概率值 P=0.2751，大于5%的檢驗(yàn)水平，因此接受原假設(shè)，即可認(rèn)為“區(qū)域GDP1不是貨幣供應(yīng)量M2的Granger原因”。同理可得貨幣供應(yīng)量是區(qū)域GDP2、GDP3變動(dòng)的Granger原因。

3.2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

在對(duì)上述VAR模型進(jìn)行系統(tǒng)穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)后，我們就東部、中部、西部地區(qū)在面對(duì)國(guó)家統(tǒng)一貨幣政策沖擊時(shí)進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

圖2 東部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖反應(yīng)

圖3 中部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖反應(yīng)

圖4 西部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖反應(yīng)

由圖2-圖4可以看出，我國(guó)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)對(duì)于貨幣政策正向沖擊的累積響應(yīng)反應(yīng)方向上來看，東部地區(qū)在最初時(shí)可能由于貨幣政策滯后性的特點(diǎn)表現(xiàn)為負(fù)向反應(yīng)，2年后迅速到達(dá)谷底，隨后其反應(yīng)逐漸變?yōu)檎蚍磻?yīng)，在貨幣政策單位沖擊第4年后達(dá)到峰值，然后再逐步回歸到原點(diǎn)；中部和西部地區(qū)反應(yīng)方向和步調(diào)則相對(duì)一致，表現(xiàn)在貨幣政策沖擊后的第4年達(dá)到峰頂，第6年后到達(dá)谷底，而從峰頂至谷底大約需要2年時(shí)間?？傮w來說，東部地區(qū)在應(yīng)對(duì)貨幣政策沖擊時(shí)反應(yīng)最為強(qiáng)烈，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)反應(yīng)最弱；從我國(guó)各區(qū)域的累積響應(yīng)趨于穩(wěn)定的時(shí)間來看，東部地區(qū)和中部地區(qū)在貨幣政策沖擊第7年后恢復(fù)至沖擊前的水平；而西部地區(qū)在貨幣政策沖擊后趨于基本穩(wěn)定的時(shí)間要遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后。

4 結(jié)論與建議

本文首先運(yùn)用最優(yōu)貨幣區(qū)判斷標(biāo)準(zhǔn)對(duì)我國(guó)是否存在貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行定性分析，結(jié)果表明：我國(guó)各區(qū)域之間均不能構(gòu)成最優(yōu)貨幣區(qū)，進(jìn)而從理論上證實(shí)我國(guó)貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)存在性。然后運(yùn)用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了我國(guó)東部、中部、西部地區(qū)在面對(duì)貨幣政策沖擊時(shí)不同響應(yīng)，實(shí)證結(jié)果與之前的理論分析一致，我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)過程中確實(shí)存在區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)，其中東部地區(qū)反應(yīng)最為強(qiáng)烈，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)較不明顯。最后，得出單一的貨幣政策在我國(guó)東中西部地區(qū)確實(shí)產(chǎn)生了顯著的區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)的結(jié)論。

根據(jù)最優(yōu)貨幣區(qū)理論，在最優(yōu)貨幣區(qū)內(nèi)實(shí)行單一貨幣政策可以提高貨幣交易的微觀效率，降低貨幣的交易成本[4]；而在經(jīng)濟(jì)非同質(zhì)的經(jīng)濟(jì)體內(nèi)，片面強(qiáng)調(diào)單一的貨幣政策只可能加大區(qū)域之間的非平衡發(fā)展。對(duì)照最優(yōu)貨幣區(qū)產(chǎn)品多樣化的標(biāo)準(zhǔn)，促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)品多樣化是實(shí)現(xiàn)最優(yōu)貨幣區(qū)的重要途徑之一，因此我們應(yīng)該積極促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)發(fā)展，努力解決區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不平衡性以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度不一致等問題。

[1] 趙進(jìn)文.央行貨幣政策操作效果非對(duì)稱性實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，（10）.

[2] 于輝.中國(guó)貨幣政策效率分析[M].北京：中國(guó)經(jīng)濟(jì)出版社，2007.

[3] 葛騰飛.自主創(chuàng)新能力對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析[J].長(zhǎng)春理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2012，（5）.

[4] 葛騰飛.貨幣政策價(jià)格效應(yīng)的有效性研究[J].金融研究，2011，（9）.