曲佳宇

摘要：基于2001年-2015年各省市的面板數(shù)據(jù)，建立固定面板變系數(shù)模型分析產(chǎn)業(yè)結構升級對貨幣政策傳導機制的影響。結果表明，產(chǎn)業(yè)結構升級對貨幣政策傳導機制有著顯著影響，信貸規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用，產(chǎn)業(yè)結構調整有利于人均GDP的增長；各地區(qū)的反應程度不同，比較而言西部最敏感，東部最不敏感。

關鍵詞：產(chǎn)業(yè)結構升級 貨幣政策 固定效應

一、 引言

近年來，隨著我國經(jīng)濟從高速增長時期轉向中高速增長時期，進入經(jīng)濟“新常態(tài)”，推動供給側改革成為經(jīng)濟轉型的關鍵，在改革過程中，產(chǎn)業(yè)結構升級是亟待解決的問題。貨幣政策作為宏觀調控重要手段之一，起著十分重要的作用。然而，如果只考慮貨幣政策對產(chǎn)業(yè)結構的影響，忽略產(chǎn)業(yè)結構的調整對貨幣政策的作用，很容易出現(xiàn)目標與效果相背離，造成經(jīng)濟失衡。因此，研究產(chǎn)業(yè)結構升級對貨幣政策傳導機制的影響十分必要。

二、 文獻綜述

關于產(chǎn)業(yè)結構對貨幣政策的影響研究，早在上世紀80年代就引起西方學者的關注，McCallum（1987）基于美國1954年-1985年數(shù)據(jù)，對麥卡勒姆規(guī)則進行回歸，研究表明，麥卡勒姆規(guī)則可使GNP靠近目標路徑。Taylor（1993）提出的泰勒規(guī)則，指出貨幣政策在考慮通貨膨脹率的同時還要考慮產(chǎn)出。張輝（2010）利用脈沖響應函數(shù)和方差分解考察了貨幣政策傳導變量對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響機制。劉揚（2011）基于1994-2013年數(shù)據(jù)研究了貨幣政策對產(chǎn)業(yè)結構的影響機理與效應。

梳理文獻發(fā)現(xiàn)學者關于產(chǎn)業(yè)結構對貨幣政策的影響研究較少，研究方法多數(shù)局限于VAR模型，基于此，本文將采用固定效應變系數(shù)模型探究產(chǎn)業(yè)結構升級對貨幣政策傳導機制的影響。

三、 實證檢驗

（一）數(shù)據(jù)及變量設置

1. 數(shù)據(jù)來源

樣本選取2001年-2015年我國31個省市的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

2. 變量設置和說明

（1）產(chǎn)業(yè)結構升級水平指標。采用一二三產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率乘以各自占GDP的比重加權表示。（楊飛虎等，2016）

（2）貨幣政策。由于我國利率市場化還不夠完善，主要靠信貸傳導機制來實現(xiàn)宏觀調控，因此，本文選取貨幣政策中的信貸傳導機制，用全社會固定資產(chǎn)投資完成額（loan）表示。

（3）貨幣政策目標。采用各省實際人均GDP表示，通過各省價格指數(shù)修正得到，基期為2000年。

（二）模型建立

研究分為兩個部分，首先是貨幣政策對產(chǎn)業(yè)結構的影響，其次是產(chǎn)業(yè)結構調整對貨幣政策目標的影響?；诖?，建立如下模型：

其中，i代表各省市，t代表時間，ξit為隨機誤差項，且滿足E（ξit=0）=0。

（三）估計結果

1.單位根檢驗。為了避免出現(xiàn)偽回歸，需要對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，LLC、IPS和ADF檢驗結果顯示各變量均為平穩(wěn)變量。

2.模型估計結果。運用Eviews8.0對模型進行回歸，分析結果如下：

首先，全國各地區(qū)（上海除外）模型參數(shù)估計均非常顯著。產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)對全社會固定投資完成額的彈性在東部地區(qū)表現(xiàn)為介于0.110728至0.256710之間，其中江蘇最高，北京最低；在中部地區(qū)表現(xiàn)為介于0.121968至0.267379之間，其中湖北最高，黑龍江最低；在西部地區(qū)表現(xiàn)為0.140219至0.355166之間，其中內蒙古最高，新疆最低?？傮w上看，貨幣政策對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響比較顯著。

其次，全國大多數(shù)地區(qū)模型參數(shù)估計顯著，上海不顯著。人均GDP對產(chǎn)業(yè)結構升級水平的彈性在東部地區(qū)表現(xiàn)為介于0.655303至1.540627之間，其中河北最高，北京最低；在中部地區(qū)表現(xiàn)為介于0.525241至1.493981之間，其中安徽最高，黑龍江最低；在西部地區(qū)表現(xiàn)為1.083956至1.493211之間，其中陜西最高，貴州最低?？傮w來說，人均GDP受產(chǎn)業(yè)結構調整的影響比較顯著。

四、結論

本文通過建立2001年-2015年全國各省市的面板數(shù)據(jù)實證分析了產(chǎn)業(yè)結構升級水平對貨幣政策傳導機制的影響。結果表明，從全國來看，產(chǎn)業(yè)結構升級對貨幣政策的傳導機制有著顯著影響，信貸規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用，產(chǎn)業(yè)結構的調整對人均GDP有正向影響；除此之外，產(chǎn)業(yè)結構升級水平對貨幣政策傳導機制有著明顯的地區(qū)差異，西部反應最敏感。由于我國貨幣政策是以穩(wěn)定物價和實現(xiàn)經(jīng)濟增長為目標的，因此，在制定貨幣政策時需要考慮地區(qū)差異，實施差異化的貨幣政策，從而實現(xiàn)最大限度的經(jīng)濟增長。

參考文獻

[1]McCallum B T.Robustness properties of a rule for monetary policy [C] Carnegie-Rochester conference series on public policy.North-Holland，1998，29.Taylor J B.Discretion versus policy rules in practice[C].Carnegie-Rochester conference series on public policy.North-Holland，1993，39.

[2]張輝，我國貨幣政策傳導變量對產(chǎn)業(yè)結構影響的實證研究，經(jīng)濟科學，2013年第1期。

[3]劉揚，貨幣政策對產(chǎn)業(yè)機構的影響機理與效應研究：基于中國1994-2013年的數(shù)據(jù)，碩士畢業(yè)論文，2015年12月。