基于ＶＡＲ模型的我國貨幣政策傳導區域差異性實證分析

林彧辰

摘要：運用VAR模型對四大經濟區的貨幣政策傳導情況進行了實證檢驗，證明我國貨幣政策傳導渠道和效應存在區域差異性。

關鍵詞：VAR模型；貨幣政策傳導；區域差異

中圖分類號：F82

文獻標識碼：A

文章編號：1672-3198(2009)09-0072-02

1引言

我國幅員遼闊，四大經濟區經濟發展異質性明顯，因而從中微觀的角度對我國貨幣政策傳導的差異性進行分析非常有必要。孫天琦(2004)在對貨幣政策的研究中強調了區域差別化的重要性后，國內一些學者陸續對貨幣政策的區域差異性進行了研究，但從傳導機制角度人手的實證分析較少。考慮到現階段我國貨幣政策傳導主要通過貨幣渠道和信貸渠道。本文選取M2作為貨幣渠道代表變量，金融機構各項貸款余額L作為信貸渠道代表變量。各個經濟區域的GDP作為檢驗貨幣政策效應的代表變量，首先運用VAR模型，進行ADF單位根檢驗、協整檢驗、Granger因果關系檢驗，分析代表變量之間的動態交互關系，了解各個區域貨幣政策傳導渠道的異同，接著通過脈沖響應分析反映傳導效應的區域差異性。

2實證檢驗

2.1區域劃分殛數據說明

將全國劃分為四大經濟區域：東部地區(E)包含北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南；中部地區(M)包括山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西；西部地區(W)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和內蒙古、廣西；東北地區(N)包括遼寧、吉林、黑龍江。GDP、M2、L均先取經全國零售物價指數調整后的實際值，再進行對數處理。數據選取區間為1985－2008年，來源于wind數據庫、中國統計年鑒、中國金融年鑒。

2.2傳導渠道差異實證檢驗

首先，對各大經濟區各變量的原始序列進行ADF檢驗(限于篇幅，結果未列出)，發現時間序列數據非平穩，因而對原始序列進行一階差分變換，ADF檢驗結果如下：

從上表可以看出，ADF檢驗值均小于1％、5％、10％的臨界值，因而拒絕原假設，即在1％的水平上一階差分平穩，繼而進行Johansen協整檢驗，結果如下：

從協整結果可以看出，各個經濟區域的GDP與L，GDP與M2均在不同的顯著性水平下(5％或1％)存在著協整關系。最后，為確認解釋變量與被解釋變量，進一步對其進行Granger因果檢驗。

因果檢驗結果表明，東部、中部、東北地區的M2對GDP，L對GDP以及西部地區的L對GDP在不同顯著性水平下構成Granger因果關系，但西部地區的M2對GDP卻不構成Granger因果關系。

2.3傳導效應差異實證檢驗

在已建立的VAR系統中，脈沖響應可由軟件自動模擬完成，為便于觀察，將脈沖響應峰值和時滯列表如下：

3實證檢驗結論

從上述實證檢驗可以得出兩方面的結論。首先，從貨幣政策傳導渠道來看，在東部地區，貨幣政策已開始利用多渠道進行傳導，貨幣渠道和信貸渠道在傳導中均發揮了重要作用。但是，在全國的其他地區，信貸渠道依然占據主導地位，貨幣渠道的傳導并不盡暢通，特別是西部地區，貨幣渠道受到嚴重阻礙，效應甚微。造成這種現象的原因主要在于我國經濟與金融二元結構的存在，東部地區不論在金融總量還是結構方面都要優于其他地區。

其次，從貨幣政策的傳導效應來看，東部地區對貨幣政策非常敏感，貨幣渠道的峰值達到0.04，信貸渠道達到0.03，且只用2期就達到峰值；東北地區較為敏感。貨幣渠道峰值達到0.02，信貸渠道達到0.03，且同樣只用2期達到；而最需要國家貨幣政策支持的中部和西部地區對貨幣政策的敏感度則較低，通過脈沖響應對比我們可以發現，這主要是由貨幣渠道不暢導致的，兩地區貨幣渠道的峰值僅為0.005，且響應時間較長，特別是西部貨幣渠道直到4期才達響應峰值，影響了貨幣政策的有效實施。

貨幣政策有效實施對一國宏觀調控起著至關重要的作用，因而就長期來說，我國應大力促進貨幣市場和資本市場發展，特別是中西部地區貨幣市場發展，盡量縮小各地區經濟與金融差距；短期來說，可考慮針對各地區的具體情況，實行有差異的貨幣政策，通過貨幣政策工具的靈活區域化操作，保證貨幣政策實施效果。