陳 忱 高 然 龔六堂

一、引言

區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡是中國(guó)經(jīng)濟(jì)的重要特征之一。改革開(kāi)放40余年來(lái),中國(guó)在由沿海向內(nèi)陸不斷開(kāi)放發(fā)展的過(guò)程中,各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平獲得了極大提高,但同時(shí)也表現(xiàn)出在生產(chǎn)力水平、市場(chǎng)化程度、金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面的不平衡特征。這可能導(dǎo)致中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)存在區(qū)域異質(zhì)性,即貨幣政策在不同區(qū)域的傳導(dǎo)存在效果上的差異。二十大報(bào)告明確將區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展作為國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略之一,并強(qiáng)調(diào)健全宏觀經(jīng)濟(jì)治理體系。貨幣政策作為國(guó)家宏觀調(diào)控最重要的工具之一,回答其在傳導(dǎo)過(guò)程中是否存在區(qū)域異質(zhì)性,對(duì)于深入實(shí)施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略具有較強(qiáng)的理論意義。

Scott(1)Scott I., “The Regional Impact of Monetary Policy”, Quarterly Journal of Economics,Vol.69,No.2,1955,pp.269-284.在對(duì)美國(guó)公開(kāi)市場(chǎng)操作的研究中,最早發(fā)現(xiàn)了貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性。此后,這一問(wèn)題受到越來(lái)越多的學(xué)者關(guān)注。Toal(2)Toal W., “Regional Impacts of Monetary and Fiscal Policies in the Postwar Period: Some Initial Test”, Federal Reserve Bank of Atlanta Working Paper,1977.、Garrison和Chang(3)Garrison C., Chang H., “The Effects of Monetary Forces in Regional Economic Activity”, Journal of Regional Science,Vol.19,1979,pp.15-29.、Garrison和Kort(4)Garrison C., Kort J., “Regional Impact of Monetary and Fiscal Policy: A Comment”, Journal of Regional Science,Vol.23,No.2,1983,pp.249-261.以及Carlino和Defina(5)Carlino G., Defina R., “The Differential Regional Effects of Monetary Policy”, Review of Economics and Statistics,Vol.80,No.4,1998,pp.572-587.(6)Carlino G., Defina R., “The Differential Regional Effects of Monetary Policy: Evidence from the US States”, Journal of Regional Science,Vol.39,No.2,pp.339-358.等通過(guò)實(shí)證研究證實(shí)了美國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)存在區(qū)域異質(zhì)性,例如五大湖地區(qū)對(duì)貨幣政策的反應(yīng)程度較強(qiáng),而西南地區(qū)和洛基山地區(qū)對(duì)貨幣政策的反應(yīng)程度較弱。貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性在其他一些國(guó)家和地區(qū)也先后被實(shí)證研究所證實(shí),如Georgopoulos(7)Georgopoulos G., “Measuring Regional Effects of Monetary Policy in Canada”, International Advances in Economic Research,Vol.7,No.2,2001,pp.269-269.對(duì)加拿大、Arnold和Vrugt(8)Arnol I., Vrugt E., “Regional Effects of Monetary Policy in the Netherlands”, International Journal of Business &Economics,Vol.1,No.2,2002,pp.123-134.對(duì)荷蘭、Nachane和Ghosh(9)Nachane D., Ghosh S., “Does Monetary Policy Have Differential State-Level Effects?—An Empirical Evaluation”, Economic &Political Weekly,Vol.37,No.47,2002,pp.4723-4728.對(duì)印度、Arnold和Vrugt(10)Arnold I., Vrugt E., “Firm Size, Industry Mix and the Regional Transmission of Monetary Policy in Germany”, German Economic Review,Vol.5,No.1,2004,pp.35-59.對(duì)德國(guó)以及Huchet(11)Huchet M., “Does Single Monetary Policy Have Asymmetric Real Effects in EMU?”, Journal of Policy Modeling,Vol.25,No.2,2003,pp.151-178.、Belke和Gros(12)Belke A., Gros D., “Asymmetries in Transatlantic Monetary Policy-making: Does the ECB Follow the Fed?”, Journal of Common Market Studies,Vol.43,No.5,2005,pp.921-946.、Elbourne和Haan(13)Elbourne A., Haan J., “Modeling Monetary Policy Transmission in Acceding Countries: Vector Autoregression versus Structural Vector Autoregression”, Emerging Markets Finance and Trade,Vol.45,No.2,2009,pp.4-20.等對(duì)歐元區(qū)的研究。貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性已成為貨幣政策研究領(lǐng)域基本且重要的理論問(wèn)題之一。

在國(guó)內(nèi)研究方面,駱玉鼎(14)駱玉鼎:《區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡與貨幣總量調(diào)控的局限性——最適貨幣區(qū)理論對(duì)宏觀政策選擇的啟示》,《金融研究》1998年第4期。、孫天琦(15)孫天琦:《貨幣政策:統(tǒng)一性前提下部分內(nèi)容的區(qū)域差別化研究》,《金融研究》2004年第5期。以及焦瑾璞等(16)焦瑾璞、孫天琦、劉向耘:《貨幣政策執(zhí)行效果的地區(qū)差別分析》,《金融研究》2006年第3期。最早從理論上分析認(rèn)為中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)存在區(qū)域異質(zhì)性。此后,諸多學(xué)者針對(duì)這一問(wèn)題展開(kāi)了實(shí)證研究。根據(jù)區(qū)域劃分方式的不同,這些實(shí)證研究包括:基于東部、中部和西部3區(qū)域的研究(17)劉玄、王劍:《貨幣政策傳導(dǎo)地區(qū)差異:實(shí)證檢驗(yàn)及政策含義》,《財(cái)經(jīng)研究》2006年第5期。(18)丁文麗:《轉(zhuǎn)軌時(shí)期中國(guó)貨幣政策效力區(qū)域非對(duì)稱(chēng)性實(shí)證研究——基于VAR模型的經(jīng)驗(yàn)分析》,《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2006年第6期。(19)宋旺、鐘正生:《我國(guó)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》,《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第3期。(20)楊曉、楊開(kāi)忠:《中國(guó)貨幣政策影響的區(qū)域差異性研究》,《財(cái)經(jīng)研究》2007年第2期。(21)封思賢、任琇卿、易志高:《貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異:基于SVAR的分析》,《南京師大學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》2011年第2期。;基于東部、中部、西部、東北和京津冀5區(qū)域的研究(22)于則:《我國(guó)貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)分析》,《管理世界》2006年第2期。;基于東北、北部沿海、東部沿海、南部沿海、黃河中游、長(zhǎng)江中游、大西南和大西北8區(qū)域的研究(23)曹永琴:《中國(guó)貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異研究》,《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2007年第9期。(24)蔣益民、陳璋:《SVAR模型框架下貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的實(shí)證研究:1978-2006》,《金融研究》2009年第4期。(25)郭其友、陳銀忠:《中國(guó)緊縮性與擴(kuò)張性貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)研究》,《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2011年第2期。(26)張輝、王征:《我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)變量的區(qū)域效應(yīng):2005-2010》,《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2013年第4期。;以及基于全國(guó)31省市的研究(27)申俊喜、曹源芳、封思賢:《貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)——基于中國(guó)31個(gè)省域的實(shí)證分析》,《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2011年第6期。(28)彭惠、全智敏:《我國(guó)貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)研究——基于省際視角的分析》,《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2013年第6期。。

上述實(shí)證研究的結(jié)果大多在不同程度上表明了中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)存在區(qū)域異質(zhì)性,但卻在異質(zhì)性的方向和程度上存在較大爭(zhēng)議。其中部分研究認(rèn)為,中國(guó)東部、中部、西部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度依次減弱,抑或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度越強(qiáng)烈。而與此結(jié)論形成鮮明對(duì)比,另有部分研究認(rèn)為,中國(guó)西部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度要強(qiáng)于中部和東部地區(qū),抑或欠發(fā)達(dá)的內(nèi)陸或中西部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度要強(qiáng)于發(fā)達(dá)地區(qū)。(29)劉玄和王劍、宋旺和鐘正生、楊曉和楊開(kāi)忠、彭惠和全智敏的研究均認(rèn)為,中國(guó)東部、中部、西部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度依次減弱;蔣益民和陳璋、郭其友和陳銀忠、封思賢等的研究也認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度越強(qiáng)烈。而于則、丁文麗的研究則認(rèn)為,中國(guó)西部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度要強(qiáng)于中部和東部地區(qū);曹永琴、申俊喜等、張輝和王征的研究也認(rèn)為,中國(guó)欠發(fā)達(dá)的內(nèi)陸或中西部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度要強(qiáng)于發(fā)達(dá)地區(qū)。

什么原因?qū)е铝爽F(xiàn)有研究結(jié)論的較大差異?首先,通過(guò)將區(qū)域劃分方式與研究結(jié)論進(jìn)行對(duì)比,可以基本排除是由于區(qū)域劃分方式的不同而導(dǎo)致的研究結(jié)論不同。其次,通過(guò)將樣本區(qū)間長(zhǎng)度與研究結(jié)論進(jìn)行對(duì)比,也可以基本排除是由于樣本區(qū)間選取的不同而導(dǎo)致的研究結(jié)論不同。最終,通過(guò)對(duì)實(shí)證方法的梳理本文發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有的實(shí)證研究主要基于傳統(tǒng)的向量自回歸(VAR)模型和遞歸假設(shè)下的結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型兩種方法之一。(30)劉玄和王劍、于則、丁文麗、宋旺和鐘正生、申俊喜等、彭惠和全智敏、張輝和王征的研究均采用了傳統(tǒng)VAR的方法。楊曉和楊開(kāi)忠、曹永琴、蔣益民和陳璋、郭其友和陳銀忠、封思賢等的研究均使用了基于遞歸假設(shè)的SVAR的方法。本文將表明,上述方法由于存在一系列內(nèi)在的局限性,難以對(duì)中國(guó)貨幣政策沖擊進(jìn)行有效識(shí)別,這也是導(dǎo)致現(xiàn)存研究爭(zhēng)議的主要原因。

在此基礎(chǔ)上,本文采用基于符號(hào)約束的SVAR模型對(duì)中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行再檢驗(yàn)。對(duì)比研究顯示,該方法可以有效彌補(bǔ)傳統(tǒng)方法在估計(jì)識(shí)別中存在的不足,從而顯著增強(qiáng)實(shí)證結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性。進(jìn)一步地,本文通過(guò)構(gòu)建和估計(jì)一個(gè)包含兩區(qū)域的DSGE模型,對(duì)導(dǎo)致中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)存在上述區(qū)域異質(zhì)性的結(jié)構(gòu)性原因進(jìn)行探討。本文基于結(jié)構(gòu)模型對(duì)中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證研究,其邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在如下三個(gè)方面:(1)揭示了方法上的局限性是導(dǎo)致現(xiàn)有研究結(jié)論差異較大的主要原因;(2)改進(jìn)方法后給出了更加有效和穩(wěn)健的實(shí)證結(jié)果;(3)構(gòu)建了一個(gè)可估計(jì)的模型框架對(duì)區(qū)域因素及其影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn),該模型框架可以為今后更深入的理論研究提供基礎(chǔ)。

本文接下來(lái)的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分對(duì)相關(guān)實(shí)證模型和實(shí)證方法進(jìn)行闡釋;第三部分對(duì)實(shí)證數(shù)據(jù)進(jìn)行說(shuō)明;第四和第五部分分別構(gòu)建基于遞歸假設(shè)和符號(hào)約束的SVAR模型對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),并對(duì)比兩種方法下實(shí)證結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性;第六部分構(gòu)建一個(gè)兩區(qū)域的DSGE模型,并運(yùn)用貝葉斯方法對(duì)模型的結(jié)構(gòu)參數(shù)進(jìn)行估計(jì);第七部分進(jìn)行總結(jié)。

二、實(shí)證模型與方法

(一)傳統(tǒng)VAR模型與混合識(shí)別問(wèn)題

Sims(31)Sims C., “Macroeconomics and Reality”, Econometrica,Vol.48,No.1,1980,pp.1-48.倡導(dǎo)的向量自回歸(VAR)模型為研究宏觀時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)變量之間的影響關(guān)系提供了重要方法。給定簡(jiǎn)約形式(reduced-form)的VAR模型如下:

Yt=B1Yt-1+B2Yt-2+...+BqYt-q+ut,t=1,...,T

(1)

其中,Yt為m×1的列向量,Bi為m×m的系數(shù)矩陣,ut為誤差項(xiàng),其協(xié)方差矩陣為Σ。

通過(guò)對(duì)式進(jìn)行OLS估計(jì)可以得到Bi,并進(jìn)而得到ut。然而,ut并不是結(jié)構(gòu)性沖擊(structural shock)(32)后文的推導(dǎo)將表明,ut是各種結(jié)構(gòu)性沖擊的一個(gè)線性組合。,其是對(duì)經(jīng)濟(jì)受到的各種外生沖擊的綜合反映。如果研究的目的在于考察單一結(jié)構(gòu)性沖擊(本文為貨幣政策沖擊)對(duì)Yt的影響,則文獻(xiàn)中基于傳統(tǒng)VAR模型的估計(jì)以及通過(guò)構(gòu)建Yt對(duì)ut的反應(yīng)函數(shù)的方法會(huì)導(dǎo)致混合識(shí)別問(wèn)題,即不能正確識(shí)別貨幣政策沖擊,從而嚴(yán)重影響實(shí)證結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性。

(二)SVAR模型與遞歸假設(shè)

為了解決傳統(tǒng)VAR模型對(duì)貨幣政策沖擊的混合識(shí)別問(wèn)題,Christiano等(33)Christiano L., Eichenbaum M., Evans C., “Monetary Policy Shocks: What Have We Learned and to What End?”, Handbook of Macroeconomics,Vol.1,1999,pp.65-148.構(gòu)建了下列結(jié)構(gòu)向量自回歸(Structural VAR)模型:

A0Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+...+AqYt-q+εt

(2)

(2)式可變換為:

(3)

為此,可以將Yt分解為三個(gè)部分,即

(4)

并對(duì)其施加遞歸假設(shè)(recursiveness assumption):當(dāng)期的貨幣政策St不會(huì)對(duì)當(dāng)期的Y1t產(chǎn)生影響,但會(huì)對(duì)當(dāng)期的Y2t產(chǎn)生影響。

遞歸假設(shè)的本質(zhì)是對(duì)系數(shù)矩陣A0人為施加零約束條件,使其形式變?yōu)?

(5)

可以證明,上述下三角形式的A0能夠幫助識(shí)別出Yt對(duì)貨幣政策沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。與此同時(shí),這一假設(shè)在技術(shù)上為模型的估計(jì)識(shí)別提供了極大的便利性,其意味著通過(guò)Cholesky分解便可得到A0,即使得ut=chol(Σ)εt。

基于遞歸假設(shè)的SVAR模型雖然有效解決了傳統(tǒng)VAR模型對(duì)貨幣政策沖擊的混合識(shí)別問(wèn)題,但該模型仍然存在以下三個(gè)方面的估計(jì)識(shí)別問(wèn)題:

第二,由于難以剔除導(dǎo)致價(jià)格變動(dòng)的冗余信息的影響,該模型在應(yīng)用中普遍容易產(chǎn)生“價(jià)格之謎”(price puzzle)?！皟r(jià)格之謎”是指在該模型識(shí)別出的緊縮性貨幣政策沖擊下,物價(jià)指數(shù)(通貨膨脹)不降反升的現(xiàn)象。價(jià)格之謎存在意味著對(duì)貨幣政策沖擊的識(shí)別缺乏有效性。

第三,該模型的識(shí)別結(jié)果嚴(yán)重依賴(lài)變量排序。由于基于遞歸假設(shè),該模型對(duì)貨幣政策沖擊的識(shí)別依賴(lài)于各變量加入模型的順序。如果經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中存在當(dāng)期相互影響關(guān)系不明確的變量,那么對(duì)變量排序的設(shè)定將很難避免一定的隨意性。(34)楊曉和楊開(kāi)忠、蔣益民和陳璋、封思賢等以及郭其友和陳銀忠的研究雖然都不同程度地提及了加入變量的順序問(wèn)題,但在這些研究中相同或相似變量的排序也不盡一致。而一旦變量排序發(fā)生變化,則很容易導(dǎo)致識(shí)別結(jié)果也隨之變化,從而難以保證模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

(三)SVAR模型與符號(hào)約束

針對(duì)基于遞歸假設(shè)SVAR模型的不足之處,Uhlig(35)Uhlig H., “What Are the Effects of Monetary Policy on Output? Results from an Agnostic Identification Procedure”, Journal of Monetary Economics,Vol.52,No.2,2005,pp.381-419.在模型識(shí)別方面提出了一個(gè)全新的思路。其不對(duì)A0的形式人為施加零約束條件,而是通過(guò)隨機(jī)抽樣的方法從所有可能的脈沖反應(yīng)函數(shù)中抽取那些滿足基本經(jīng)濟(jì)含義的樣本作為識(shí)別出的結(jié)構(gòu)性沖擊反應(yīng)。

具體方法是,計(jì)算結(jié)構(gòu)性沖擊εj對(duì)Yi的脈沖反應(yīng)函數(shù):

(6)

從技術(shù)角度,該方法放松了遞歸模型通過(guò)Cholesky分解得到系數(shù)矩陣的強(qiáng)假設(shè),因此更具一般性。更為重要地,這種方法上的改進(jìn)將顯著提升識(shí)別結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性。為了說(shuō)明這一點(diǎn),本文接下來(lái)分別構(gòu)建基于遞歸假設(shè)和符號(hào)約束的SVAR模型對(duì)中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),并對(duì)兩種方法下的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行對(duì)比。

三、數(shù)據(jù)說(shuō)明

在區(qū)域劃分方式上,本文采用東部、中部和西部3區(qū)域的劃分(36)根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn),東部地區(qū)包含北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11個(gè)省市;中部地區(qū)包含山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個(gè)省;西部地區(qū)包含內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等12個(gè)省市。,以期得到關(guān)于中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)區(qū)域異質(zhì)性的基礎(chǔ)性結(jié)論。在樣本區(qū)間選取上,本文采用2005年1月至2019年12月的月度數(shù)據(jù),以彌補(bǔ)已有研究采用年度數(shù)據(jù)或短期月度數(shù)據(jù)在樣本容量方面的不足。本文研究的經(jīng)濟(jì)變量主要包括:產(chǎn)出水平、通貨膨脹率、利率水平和貨幣供應(yīng)量。其中,產(chǎn)出水平采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP),通貨膨脹率采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同比增長(zhǎng)率(CPI),利率水平采用銀行間同業(yè)拆借7天加權(quán)平均利率(CHIBOR),貨幣供應(yīng)量采用廣義貨幣量(M2)。此外,在基于遞歸假設(shè)的SVAR模型中,為控制價(jià)格之謎的問(wèn)題,本文還加入商品價(jià)格指數(shù)(PCOM)進(jìn)行調(diào)節(jié)。以上所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)。

對(duì)原始數(shù)據(jù)的處理如下:通過(guò)加總地區(qū)內(nèi)各省市的季度GDP得到東中西三個(gè)地區(qū)的季度GDP,然后利用Chow和Lin(37)Chow G., Lin A., “Best Linear Unbiased Interpolation, Distribution, and Extrapolation of Time Series by Related Series”, Review of Economics and Statistics,Vol.53,No.4,1971,pp.372-375.的方法,借助宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)將各地區(qū)的季度GDP轉(zhuǎn)換為月度數(shù)據(jù);通過(guò)對(duì)地區(qū)內(nèi)各省市的同比居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)求算術(shù)平均得到各地區(qū)的同比居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù);月度名義GDP和M2數(shù)據(jù)均通過(guò)以2005年1月為基期構(gòu)建的CPI定基價(jià)格指數(shù)轉(zhuǎn)換為實(shí)際值;除CHIBOR外所有數(shù)據(jù)均采用X—13方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整;對(duì)季節(jié)調(diào)整后的實(shí)際GDP和M2分別計(jì)算同比增長(zhǎng)率。

對(duì)處理后的GDP、CPI、PCOM、CHIBOR和M2數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果如表1所示?？梢钥吹?各變量分別在1%、5%或10%的水平上拒絕存在單位根的零假設(shè),即均為平穩(wěn)時(shí)間序列。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

四、基于遞歸假設(shè)SVAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

根據(jù)遞歸假設(shè),央行對(duì)貨幣政策的選擇St會(huì)受到當(dāng)期前序變量的影響,而St對(duì)前序變量的影響則從下一期開(kāi)始。因此,基于遞歸假設(shè)的SVAR模型一般將產(chǎn)出和通脹置于貨幣政策變量之前,這里據(jù)此設(shè)定變量排序?yàn)?GDP、CPI、CHIBOR和M2。同時(shí),根據(jù)Schwarz信息準(zhǔn)則和Hannan—Quinn信息準(zhǔn)則設(shè)定模型為一階滯后。

(一)實(shí)證結(jié)果

圖1給出了一單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向利率沖擊(緊縮性貨幣政策沖擊)下,東部、中部和西部三個(gè)地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變動(dòng)情況?？梢钥吹?盡管面對(duì)同樣的貨幣政策沖擊,但不同地區(qū)的反應(yīng)在深度、速度和持續(xù)性上都不盡相同。從反應(yīng)深度來(lái)看,西部地區(qū)最大,其次依次為中部地區(qū)和東部地區(qū),最大響應(yīng)值分別為-0.40%、-0.34%和-0.28%。從反應(yīng)速度來(lái)看,中部地區(qū)最快,在第4期達(dá)到響應(yīng)極值,東部地區(qū)和西部地區(qū)分別在第10期和第13期達(dá)到響應(yīng)極值。從政策效果的持續(xù)性來(lái)看,由強(qiáng)到弱依次為西部、中部和東部地區(qū)。

圖1 GDP對(duì)正向CHIBOR沖擊的脈沖反應(yīng)

(二)沖擊識(shí)別的有效性

圖2給出了三個(gè)地區(qū)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)情況?？梢钥吹?在緊縮性貨幣政策沖擊下,三個(gè)地區(qū)的CPI均呈現(xiàn)出連續(xù)12個(gè)月以上的上升態(tài)勢(shì),即出現(xiàn)了價(jià)格之謎。本文還參照文獻(xiàn)中通過(guò)加入商品價(jià)格指數(shù)PCOM控制價(jià)格之謎的方法對(duì)模型進(jìn)行了再估計(jì),結(jié)果如圖3所示。通過(guò)對(duì)比,雖然CPI不合理變動(dòng)的程度有所減弱,但價(jià)格之謎仍然難以消除。價(jià)格之謎的存在意味著模型對(duì)貨幣政策沖擊的識(shí)別缺乏有效性。

圖2 CPI對(duì)正向CHIBOR沖擊的脈沖反應(yīng) 圖3 模型加入PCOM后CPI的脈沖反應(yīng)

(三)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性

進(jìn)一步地,本文通過(guò)改變模型中的變量排序,檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。參照現(xiàn)有研究中的另一種排序方式,將貨幣政策變量置于產(chǎn)出和通脹之前進(jìn)行估計(jì),即設(shè)定新的變量排序?yàn)?CHIBOR、M2、GDP和CPI。圖4對(duì)比了不同變量排序下,東部、中部和西部三個(gè)地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)一單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向利率沖擊的反應(yīng)情況。其中,實(shí)線表示的排序1為原排序,虛線表示的排序2為新排序。可以看到,不同變量排序下的估計(jì)結(jié)果并不一致,例如新排序下東部地區(qū)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)程度顯著增強(qiáng),這使得實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性難以得到保證。

圖4 變量排序與實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健性

基于以上的分析,國(guó)內(nèi)現(xiàn)有研究結(jié)論差異較大的現(xiàn)象也就不足為奇了。傳統(tǒng)VAR模型的混合識(shí)別問(wèn)題和基于遞歸假設(shè)SVAR模型的約束條件過(guò)強(qiáng)、價(jià)格之謎、變量排序等問(wèn)題,影響了對(duì)中國(guó)貨幣政策沖擊的有效識(shí)別,進(jìn)而難以保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。為彌補(bǔ)上述方法在估計(jì)識(shí)別中存在的不足,本文接下來(lái)采用基于符號(hào)約束的SVAR模型對(duì)中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行再檢驗(yàn)。

五、基于符號(hào)約束SVAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

本文對(duì)SVAR模型施加的符號(hào)約束如下:緊縮性貨幣政策環(huán)境下,利率水平CHIBOR不下降,貨幣供應(yīng)量M2和通貨膨脹率CPI不上升,并將最大約束期數(shù)設(shè)為2期(38)Uhlig選取的約束期數(shù)為5期,謹(jǐn)慎起見(jiàn),本文放松了這一假設(shè)。;而對(duì)產(chǎn)出水平變量GDP不施加任何約束。

(一)實(shí)證結(jié)果

本文對(duì)東部、中部和西部地區(qū)分別通過(guò)20777次、20371次和15961次隨機(jī)抽樣各抽出了2000條滿足符號(hào)約束的脈沖反應(yīng),并以樣本中位數(shù)作為相關(guān)變量的脈沖反應(yīng),結(jié)果如圖5所示。

圖5 GDP在緊縮性貨幣政策沖擊下的脈沖反應(yīng)

實(shí)證結(jié)果證明了中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)存在區(qū)域異質(zhì)性。從反應(yīng)深度來(lái)看,中部地區(qū)最大,其次依次為西部地區(qū)和東部地區(qū),最大響應(yīng)值分別為-0.80%、-0.70%和-0.58%。從反應(yīng)速度來(lái)看,中部地區(qū)最快,在第3期達(dá)到響應(yīng)極值,東部地區(qū)和西部地區(qū)分別在第5期和第6期達(dá)到響應(yīng)極值。從政策效果的持續(xù)性來(lái)看,由強(qiáng)到弱依次為西部(從第10期開(kāi)始中部地區(qū)的反應(yīng)開(kāi)始弱于西部地區(qū))、中部和東部地區(qū)。綜合政策影響的深度和持續(xù)時(shí)間,貨幣政策在中西部地區(qū)的影響效果要強(qiáng)于東部地區(qū)。

(二)沖擊識(shí)別的有效性

圖6給出了三個(gè)地區(qū)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)情況。可以看到,在緊縮性貨幣政策沖擊下,三個(gè)地區(qū)的CPI均呈現(xiàn)出持續(xù)的下降態(tài)勢(shì)。與基于遞歸假設(shè)的SVAR模型相比,價(jià)格之謎的問(wèn)題得到有效解決,從而模型對(duì)貨幣政策沖擊的識(shí)別也更加有效。而從三個(gè)地區(qū)CPI反應(yīng)的深度和持續(xù)性來(lái)看,結(jié)果同樣表明,貨幣政策在中西部地區(qū)的影響效果要強(qiáng)于東部地區(qū)。

圖6 CPI在緊縮性貨幣政策沖擊下的脈沖反應(yīng)

(三)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性

類(lèi)似地,本文檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果在不同變量排序下的穩(wěn)健性,結(jié)果如圖7所示?？梢钥吹?不同變量排序下的估計(jì)結(jié)果高度一致。與基于遞歸假設(shè)的SVAR模型相比,實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性得到顯著提高。

圖7 變量排序與實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健性

事實(shí)上,除了能夠有效解決傳統(tǒng)方法的估計(jì)識(shí)別問(wèn)題,基于符號(hào)約束的SVAR模型在擬合中國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)上也獨(dú)具優(yōu)勢(shì)。與傳統(tǒng)方法基于單一政策變量(CHIBOR或M2)構(gòu)造貨幣政策沖擊不同,符號(hào)約束基于指標(biāo)體系(CHIBOR和M2)構(gòu)造貨幣政策沖擊,由于對(duì)中國(guó)貨幣政策屬于“價(jià)格型”還是“數(shù)量型”尚存爭(zhēng)議,這使得該方法更適宜用于對(duì)中國(guó)貨幣政策沖擊的準(zhǔn)確識(shí)別。

六、基于DSGE模型的實(shí)證檢驗(yàn)

在以上實(shí)證結(jié)果的基礎(chǔ)上,本文進(jìn)一步構(gòu)建一個(gè)包含兩區(qū)域(分別對(duì)應(yīng)東部地區(qū)和中西部地區(qū))的DSGE模型,借以探討導(dǎo)致中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)存在上述區(qū)域異質(zhì)性的結(jié)構(gòu)性原因。模型的基本結(jié)構(gòu)最早源于Obstfeld和Rogoff(39)Obtsfeld M., Rogoff K., “Exchange Rate Dynamics Redux”, Journal of Political Economy,Vol.103,No.3,1995,pp.624-660.、Clarida等(40)Clarida R., Gali J., Gertler M., “A Simple Framework for International Monetary Policy Analysis”, Journal of Monetary Economics,Vol.49,No.5,2002,pp.879-904.、Pappa(41)Pappa E., “Do the ECB and the Fed Really Need to Cooperate? Optimal Monetary Policy in a Two-Country World”,Journal of Monetary Economics,Vol.51,No.4,2004,pp.753-779.以及Benigno和Benigno(42)Benigno G., Benigno P., “Designing Targeting Rules for International Monetary Policy Cooperation”, Journal of Monetary Economics,Vol.53,No.3,2006,pp.473-506.等建立的兩國(guó)模型,而B(niǎo)enigno(43)Benigno P., “Optimal Monetary Policy in a Currency Area”, Journal of International Economics,Vol.63,No.2,2004,pp.293-320.、Beetsma和Jensen(44)Beetsma J., Jensen H., “Monetary and Fiscal Policy Interactions in a Micro-Founded Model of a Monetary Union”, Journal of International Economics,Vol.67,No.2,2005,pp.320-352.、Gali和Monacelli(45)Gali J., Monacelli T., “Optimal Monetary and Fiscal Policy in a Currency Union”, Journal of International Economics,Vol.76,No.1,2008,pp.116-132.以及Ferrero(46)Ferrero A., “Fiscal and Monetary Rules for a Currency Union”, Journal of International Economics,Vol.77,No.1,2009,pp.1-10.等關(guān)于貨幣區(qū)貨幣政策和財(cái)政政策的研究則提供了一個(gè)類(lèi)似區(qū)域?qū)用娴囊暯?。本文在模型?gòu)建時(shí),還特別注意考慮了以下兩個(gè)方面的作用:(1)金融加速器機(jī)制。金融市場(chǎng)摩擦對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的放大作用已被廣泛討論,這里引入基于房地產(chǎn)的抵押約束機(jī)制(47)高然、祝梓翔、陳忱:《地方債與中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng):金融加速器機(jī)制的分析》,《經(jīng)濟(jì)研究》2022年第6期。,以刻畫(huà)金融市場(chǎng)基本特征。(2)地方政府土地財(cái)政。已有研究證實(shí)了中國(guó)地方政府的土地財(cái)政行為顯著放大了地方經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(48)高然、龔六堂:《土地財(cái)政、房地產(chǎn)需求沖擊與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)》,《金融研究》2017年第4期。,這促使本文在對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)進(jìn)行刻畫(huà)時(shí)引入地方政府土地財(cái)政。

(一)模型框架

經(jīng)濟(jì)由兩個(gè)區(qū)域組成,分別稱(chēng)作區(qū)域1和區(qū)域2,兩個(gè)區(qū)域的規(guī)模分別為[0,n)和[n,1]。每個(gè)區(qū)域內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)主體包括:家庭、最終品生產(chǎn)商、中間品生產(chǎn)商、零售商、以及地方政府。在兩個(gè)區(qū)域之上,一個(gè)共同的貨幣當(dāng)局制定統(tǒng)一的貨幣政策。下面給出對(duì)模型結(jié)構(gòu)的具體描述,簡(jiǎn)潔起見(jiàn),這里僅對(duì)區(qū)域1作重點(diǎn)介紹,區(qū)域2的結(jié)構(gòu)可類(lèi)比得到。

1．家庭

家庭的效用函數(shù)建立在消費(fèi)Ch,t,房地產(chǎn)持有Lh,t,以及勞動(dòng)Nh,t的基礎(chǔ)上,其目標(biāo)函數(shù)為:

(7)

其中,βh為家庭的貼現(xiàn)因子,jt為房地產(chǎn)需求沖擊,κ為勞動(dòng)供給偏好參數(shù),φ為勞動(dòng)供給彈性的倒數(shù)。對(duì)家庭部門(mén)的設(shè)定還基于以下兩個(gè)假設(shè)。首先,本文假設(shè)家庭具有相對(duì)更高的耐心程度,從而允許廠商和地方政府向其舉借債務(wù)。其次,本文假設(shè)廠商和地方政府不能直接參與區(qū)域間資本市場(chǎng),他們只能向區(qū)域內(nèi)的家庭借債,而家庭則可以在區(qū)域間進(jìn)行借債。

家庭的預(yù)算約束為:

(8)

家庭在預(yù)算約束下,最大化其目標(biāo)函數(shù),最優(yōu)性條件為:

(9)

(10)

(11)

(12)

(9)式表示收入的邊際效用等于消費(fèi)的邊際效用,其中λh,t為對(duì)應(yīng)預(yù)算約束的拉格朗日乘子。(10)式為房地產(chǎn)的歐拉方程,表示房地產(chǎn)的相對(duì)價(jià)格等于其邊際收益。(11)式為勞動(dòng)供給方程,表示實(shí)際工資等于休閑和收入的邊際替代率。(12)式為家庭債務(wù)的歐拉方程。

2．最終品生產(chǎn)商

最終品Zt的生產(chǎn)函數(shù)為:

(13)

其中,Y1,t和Y2,t分別為來(lái)自區(qū)域1和區(qū)域2的產(chǎn)品,η>0為其替代彈性,ζ∈(0,1)則決定了其在均衡時(shí)的份額。

通過(guò)解成本最小化問(wèn)題,可以得到最終品生產(chǎn)商對(duì)Y1,t和Y2,t的需求:

(14)

(15)

其中,P1,t和P2,t分別為Y1,t和Y2,t的價(jià)格。Pt表示區(qū)域1的總體價(jià)格水平,其定義為:

(16)

對(duì)價(jià)格方程進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化,可以得到:

(17)

3．中間品生產(chǎn)商

(18)

其中,At為技術(shù)沖擊,α,ψK和ψL用于度量各生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性。

中間品生產(chǎn)商面臨的預(yù)算約束為:

(19)

中間品生產(chǎn)商的資本積累方程為:

(20)

其中,δ為資本折舊率,Ω為調(diào)整成本參數(shù)。

中間品生產(chǎn)商可以以房地產(chǎn)和資本的價(jià)值作為抵押舉借債務(wù),其面臨如下的信貸約束:

be,t≤μEt[qL,t+1Le,t+qK,t+1Kt]

(21)

其中,μ為企業(yè)抵押比例,qK,t為資本的相對(duì)價(jià)格。

中間品生產(chǎn)商在(18)—(21)的約束下,最大化自己的貼現(xiàn)效用和:

(22)

其中,βe為貼現(xiàn)因子。

中間品生產(chǎn)商的最優(yōu)性條件為:

(23)

(24)

(25)

(26)

(27)

(28)

λe,t和λb,t分別為對(duì)應(yīng)預(yù)算約束和信貸約束的拉格朗日乘子。(23)式表示收入的邊際效用等于消費(fèi)的邊際效用。(24)式為房地產(chǎn)的歐拉方程,表示房地產(chǎn)的價(jià)格等于其未來(lái)邊際產(chǎn)出以及未來(lái)價(jià)值的現(xiàn)值,加上其作為抵押品的價(jià)值。(25)式為資本的歐拉方程,表示資本的影子價(jià)格等于資本未來(lái)邊際產(chǎn)出以及未來(lái)價(jià)值的現(xiàn)值,加上資本作為抵押品的價(jià)值。(26)式為投資的歐拉方程,表示投資的邊際成本等于資本的邊際收益。(27)式為勞動(dòng)需求方程,表示實(shí)際工資等于勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出。(28)式為中間品生產(chǎn)商債務(wù)的歐拉方程。

4．零售商

(29)

相應(yīng)的價(jià)格指數(shù)為:

(30)

其中,σ為差異化產(chǎn)品Yt(i)間的替代彈性。

每個(gè)零售商以Calvo的方式調(diào)整其價(jià)格P1,t(i),每期調(diào)整價(jià)格的概率為1—θ,則其最優(yōu)化問(wèn)題為:

(31)

受約束于其需求曲線:

(32)

(33)

從而價(jià)格變動(dòng)滿足:

(34)

結(jié)合(33)和(34)式并進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化,可以得到零售商產(chǎn)品價(jià)格水平的菲利普斯曲線:

(35)

其中,εP,t為價(jià)格沖擊,反映了成本變化對(duì)通脹的影響。

5．地方政府

假設(shè)地方政府通過(guò)推動(dòng)政府支出規(guī)模Gt的擴(kuò)張追求自身效用最大化(50)高然、龔六堂:《土地財(cái)政、房地產(chǎn)需求沖擊與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)》,《金融研究》2017年第4期。,其目標(biāo)函數(shù)為:

(36)

其中,βg為貼現(xiàn)因子。

(37)

中國(guó)地方政府債務(wù)對(duì)土地財(cái)政的高度依賴(lài),本質(zhì)上體現(xiàn)為地方政府以未來(lái)的土地收益作為抵押舉借債務(wù)。這里通過(guò)以下的信貸約束來(lái)刻畫(huà)地方政府的這一行為特征:

(38)

其中,ν表示地方政府抵押比例。

地方政府在預(yù)算約束和信貸約束下,通過(guò)選擇支出規(guī)模和債務(wù)規(guī)模來(lái)最大化其目標(biāo)函數(shù),最優(yōu)性條件為:

(39)

(40)

λg,t和λd,t分別為對(duì)應(yīng)預(yù)算約束和信貸約束的拉格朗日乘子。(39)式表示政府收入的影子價(jià)格等于政府支出的邊際效用。(40)式為政府債務(wù)的歐拉方程。

6．貨幣當(dāng)局

假設(shè)貨幣當(dāng)局的貨幣政策調(diào)控遵循如下規(guī)則(51)高然、陳忱、曾輝、龔六堂:《信貸約束、影子銀行與貨幣政策傳導(dǎo)》,《經(jīng)濟(jì)研究》2018年第12期。:

(41)

其中,ρR為利率平滑參數(shù),φπ和φY分別為對(duì)通脹和產(chǎn)出的反應(yīng)參數(shù),εR,t為貨幣政策沖擊?？傮w通貨膨脹率是對(duì)兩個(gè)區(qū)域通貨膨脹率的加權(quán)平均,權(quán)重分別為兩個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)規(guī)模:

(42)

7．宏觀均衡與沖擊過(guò)程

在宏觀均衡,產(chǎn)品市場(chǎng)、勞動(dòng)力市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)以及債券市場(chǎng)均需滿足市場(chǎng)均衡條件:

Zt=n(Ch,t+Ce,t+It+Gt)

(43)

Nh,t=Ne,t

(44)

(45)

(46)

除貨幣政策沖擊和價(jià)格沖擊外,模型中的其他沖擊Ξt=[At,jt,st]服從AR(1)過(guò)程:

lnΞt=ρΞlnΞt-1+εΞ,t

(47)

(二)模型估計(jì)

根據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)特征以及國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究,本文對(duì)模型中的部分參數(shù)進(jìn)行校準(zhǔn)和賦值,以提高估計(jì)的有效性。所有參數(shù)均在月度頻率上進(jìn)行校準(zhǔn),參數(shù)具體取值情況在表2中進(jìn)行了總結(jié)。取家庭貼現(xiàn)因子為0.9975,從而使穩(wěn)態(tài)時(shí)年度存款利率為3%;為保證信貸約束在均衡點(diǎn)附近可以得到滿足,設(shè)家庭具有更高的耐心程度,取中間品生產(chǎn)商和地方政府的貼現(xiàn)因子為0.98。取房地產(chǎn)偏好參數(shù)為0.075,取勞動(dòng)供給偏好參數(shù)為1。遵循文獻(xiàn)中對(duì)“本土偏好”(home bias)的一般設(shè)定,取最終品生產(chǎn)地區(qū)份額為0.7。國(guó)外相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出彈性的取值一般在0.6—0.7之間,而考慮到國(guó)內(nèi)已有學(xué)者根據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)這一數(shù)值進(jìn)行了修正,普遍表現(xiàn)為低于國(guó)外文獻(xiàn)常值,故本文將勞動(dòng)產(chǎn)出彈性向下調(diào)整為0.55。資本季度折舊率按照慣例一般為2.5%,相當(dāng)于年折舊10%,本文據(jù)此取月度折舊率為0.8%。取債務(wù)調(diào)整成本參數(shù)為0.001,取地方政府土地收益份額為0.3。對(duì)于貨幣政策規(guī)則中通脹和產(chǎn)出的反應(yīng)參數(shù),也已有學(xué)者根據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行了估計(jì),普遍表現(xiàn)為通脹反應(yīng)參數(shù)顯著高于國(guó)外文獻(xiàn)常值,故本文在上述經(jīng)過(guò)修正的估計(jì)結(jié)果里折中取通脹反應(yīng)參數(shù)為2.5,取產(chǎn)出反應(yīng)參數(shù)為0.17。根據(jù)對(duì)樣本區(qū)間內(nèi)兩區(qū)域GDP平均水平的計(jì)算,取(東部)地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模為0.56。

表2 參數(shù)取值情況

對(duì)于待估計(jì)的模型結(jié)構(gòu)參數(shù),本文根據(jù)其理論含義和取值范圍來(lái)設(shè)定先驗(yàn)分布,先驗(yàn)均值和標(biāo)準(zhǔn)差的設(shè)定與國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究保持一致。對(duì)于取值范圍在區(qū)間(0,1)中的參數(shù),將其先驗(yàn)分布設(shè)定為貝塔分布;對(duì)于取值始終大于零的參數(shù),將其先驗(yàn)分布設(shè)定為伽馬分布;對(duì)于外生沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差,將其先驗(yàn)分布設(shè)定為逆伽馬分布。各結(jié)構(gòu)參數(shù)的先驗(yàn)分布設(shè)定和后驗(yàn)估計(jì)結(jié)果如表3所示。其中對(duì)于區(qū)域?qū)用娴慕Y(jié)構(gòu)參數(shù),估計(jì)結(jié)果分為兩行匯報(bào),前一行表示東部地區(qū),后一行表示中西部地區(qū)。

表3 結(jié)構(gòu)參數(shù)的先驗(yàn)分布和估計(jì)結(jié)果

(三)實(shí)證結(jié)果分析

總體來(lái)看,模型各結(jié)構(gòu)參數(shù)的估計(jì)值均在合理的范圍內(nèi)。在此基礎(chǔ)上,本文著重比較東部地區(qū)和中西部地區(qū)在結(jié)構(gòu)參數(shù)上的差異,進(jìn)而探究導(dǎo)致中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)存在區(qū)域異質(zhì)性的結(jié)構(gòu)性原因。通過(guò)對(duì)比,東部地區(qū)和中西部地區(qū)在區(qū)域?qū)用娴慕Y(jié)構(gòu)性差異主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面:

1．市場(chǎng)調(diào)節(jié)能力

多個(gè)結(jié)構(gòu)參數(shù)的估計(jì)結(jié)果表明,東部地區(qū)的市場(chǎng)調(diào)節(jié)能力要顯著高于中西部地區(qū)。根據(jù)對(duì)φ值的估計(jì)結(jié)果,東部地區(qū)的Frisch勞動(dòng)供給彈性(1/φ)要顯著高于中西部地區(qū),兩地區(qū)勞動(dòng)力市場(chǎng)的調(diào)節(jié)能力存在顯著差異。而在產(chǎn)品市場(chǎng),一方面東部地區(qū)在最終品生產(chǎn)的地區(qū)替代彈性η上要高于中西部地區(qū)(54)兩國(guó)模型中η一般為1.5左右,對(duì)兩地區(qū)而言,由于貿(mào)易壁壘和運(yùn)輸成本等相對(duì)較低,所以高于文獻(xiàn)常值。,另一方面在產(chǎn)品價(jià)格的調(diào)整(1-θ)上也更加靈活。然而估計(jì)結(jié)果也顯示,東部地區(qū)的資本調(diào)整成本參數(shù)Ω要高于中西部地區(qū),意味著在東部地區(qū)的投資變動(dòng)將面臨更高的調(diào)整成本。總體而言,東部地區(qū)更高的市場(chǎng)調(diào)節(jié)能力可能對(duì)貨幣政策沖擊具有更強(qiáng)的緩沖作用,進(jìn)而導(dǎo)致貨幣政策傳導(dǎo)產(chǎn)生區(qū)域異質(zhì)性。

2．金融發(fā)展水平

企業(yè)的貸款抵押比例μ反映了一個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展水平(55)高然、龔六堂:《論房?jī)r(jià)波動(dòng)的區(qū)域間傳導(dǎo)——基于兩地區(qū)DSGE模型與動(dòng)態(tài)空間面板模型的研究》,《華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)》2017年第1期。,其越高意味著當(dāng)?shù)亟鹑谑袌?chǎng)的摩擦和成本越低,企業(yè)融資越便捷。估計(jì)結(jié)果顯示,東部地區(qū)的企業(yè)抵押比例要顯著高于中西部地區(qū),表明金融發(fā)展水平更高。以緊縮性貨幣政策沖擊為例,導(dǎo)致貨幣政策傳導(dǎo)產(chǎn)生區(qū)域異質(zhì)性的一個(gè)可能的原因在于:東部地區(qū)金融市場(chǎng)較為發(fā)達(dá)、資金充裕、融資渠道多元,因此其能夠通過(guò)多種渠道補(bǔ)充資金,從而部分抵消緊縮性貨幣政策的效果;而中西部地區(qū)金融市場(chǎng)發(fā)展較為滯后、融資結(jié)構(gòu)相對(duì)單一,對(duì)銀行信貸的高度依賴(lài)使其對(duì)貨幣政策沖擊更為敏感。

3．地方政府行為

已有研究表明,中國(guó)地方政府的土地財(cái)政行為顯著放大了地方經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。本文的估計(jì)結(jié)果顯示,中西部地區(qū)地方政府以土地收益為抵押舉借債務(wù)的抵押比例ν顯著高于東部地區(qū),一定程度上反映出中西部地區(qū)地方政府對(duì)土地財(cái)政的依賴(lài)更大。同時(shí),中西部地區(qū)地方政府生產(chǎn)性支出的產(chǎn)出彈性參數(shù)(1-ψK-ψL)也顯著高于東部地區(qū)。根據(jù)上述研究的傳導(dǎo)機(jī)制,這種地方政府行為的差異也可能是導(dǎo)致貨幣政策在中西部地區(qū)的影響效果強(qiáng)于東部地區(qū)的重要原因。

七、結(jié)論與政策建議

本文基于結(jié)構(gòu)模型對(duì)中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),主要結(jié)論包括以下三個(gè)方面。

第一,揭示現(xiàn)有研究結(jié)論差異較大的主要原因。通過(guò)文獻(xiàn)梳理本文發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有的實(shí)證研究主要基于傳統(tǒng)的VAR模型和遞歸假設(shè)下的SVAR模型兩種方法之一,而本文通過(guò)理論和實(shí)證分析表明,傳統(tǒng)VAR模型的混合識(shí)別問(wèn)題和基于遞歸假設(shè)SVAR模型的約束條件過(guò)強(qiáng)、價(jià)格之謎、變量排序等問(wèn)題,影響了對(duì)中國(guó)貨幣政策沖擊的有效識(shí)別,進(jìn)而難以保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。方法上的局限性是導(dǎo)致現(xiàn)有研究結(jié)論差異較大的主要原因。

第二,改進(jìn)方法后給出更加有效和穩(wěn)健的實(shí)證結(jié)果。為彌補(bǔ)上述方法在估計(jì)識(shí)別中存在的不足,本文采用基于符號(hào)約束的SVAR模型對(duì)中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行再檢驗(yàn)。對(duì)比研究表明,改進(jìn)方法后模型在沖擊識(shí)別的有效性和實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性方面都有顯著的提升。實(shí)證結(jié)果表明,中國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性確實(shí)存在,并且貨幣政策在中西部地區(qū)的影響效果要強(qiáng)于東部地區(qū)。

第三,探討可能的結(jié)構(gòu)性原因及影響機(jī)制。本文通過(guò)構(gòu)建一個(gè)包含兩區(qū)域的DSGE模型,對(duì)區(qū)域?qū)用娴慕Y(jié)構(gòu)參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計(jì)。估計(jì)結(jié)果顯示,中國(guó)東部地區(qū)和中西部地區(qū)在市場(chǎng)調(diào)節(jié)能力、金融發(fā)展水平以及地方政府行為等方面存在較為顯著的結(jié)構(gòu)性差異,共同構(gòu)成了貨幣政策傳導(dǎo)產(chǎn)生異質(zhì)性的重要原因。

從深入實(shí)施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的角度,本文結(jié)論主要蘊(yùn)含以下三方面的政策含義。一是貨幣政策傳導(dǎo)區(qū)域異質(zhì)性的存在,可能會(huì)使“一刀切”的貨幣政策規(guī)則難以達(dá)到預(yù)期的目標(biāo),最優(yōu)貨幣政策的制定可能需要給不同的區(qū)域賦予不同的權(quán)重,更加注重結(jié)構(gòu)性工具的使用,以協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。二是建立健全區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策、財(cái)政政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)機(jī)制,利用區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策和財(cái)政政策彌補(bǔ)貨幣政策在調(diào)控區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中的不足。三是加快建設(shè)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng),促進(jìn)要素流動(dòng),降低市場(chǎng)摩擦,增強(qiáng)貨幣政策傳導(dǎo)的有效性。

最后需要指出,本文對(duì)異質(zhì)性成因的探討仍較為初步。中國(guó)不同地區(qū)在生產(chǎn)力水平、市場(chǎng)化程度、金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面的不平衡均有可能是導(dǎo)致貨幣政策傳導(dǎo)存在區(qū)域異質(zhì)性的重要原因。本文構(gòu)建了一個(gè)可估計(jì)的模型框架對(duì)區(qū)域因素及其影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn),可以為今后更深入的理論研究提供基礎(chǔ)。