○歐元明 (中南民族大學經濟學院 湖北武漢 430074)
貨幣政策是以調節總量為主的宏觀經濟政策,但由于區域經濟發展水平差異,實行統一的貨幣政策會導致不同區域間在宏觀經濟指標上表現出不同的效果,這就是所謂的貨幣政策的區域效應,正是Scott開啟了這一新的研究領域。
國內外對貨幣政策的區域效應研究頗豐。巴曙松(1998)認為,我國東西部地區存在經濟、金融發展水平的巨大差距,中央銀行實行高度統一的貨幣政策,會導致貨幣政策執行效果與目標不一致,降低貨幣政策的有效性。焦瑾璞等(2006)從貨幣政策傳導機制和貨幣政策工具執行效果兩個方面深入、全面分析貨幣政策的區域效應,并提出了相應的政策建議。丁文麗(2006)運用協整檢驗和Granger因果關系檢驗方法對1990年以來貨幣政策效應進行檢驗,發現各區域信貸供給量和貨幣供給量與經濟增長之間的影響關系確實存在著較為顯著的差異。張晶(2006)從利率渠道、信貸渠道和匯率渠道出發,利用VAR模型和IRF檢驗證實中國貨幣政策存在顯著的區域效應。曾康霖(1995)指出,經濟、金融發展不平衡必然會引起銀行信貸借存差的問題。王維強(2005)認為,區域差異的存在可能扭曲統一貨幣金融政策的作用機制,耿識博等(2005)通過建立貨幣政策區間不對稱效應模型,分析了貨幣政策對區域經濟的差異影響。劉玄等(2006)利用VAR模型和沖擊響應函數方法對1997年1月至2004年8月貨幣政策傳導的地區差異問題作實證分析,發現東部地區對貨幣政策敏感度高于中西部地區。宋旺等(2006)基于VAR模擬貨幣供給量M2沖擊對東中西部實際產出的影響,證實我國存在明顯的貨幣政策效應區域差異。常海濱和徐成賢(2007)將全國劃分為八大區域,基于Granger因果關系、協整關系分析一年期存款基準利率和各區域內金融機構各項存款余額之間的關系,認為部分地區貨幣政策傳導機制通暢,部分地區傳導機制不通暢。楊曉和楊開忠(2007)基于Granger因果關系、協整關系、脈沖響應分析方法,分析M1和人均GDP之間關系,認為貨幣政策對東中西各地區影響依次減弱。曹永琴(2007)基于Panel Data和SVAR研究,發現貨幣政策效應的區域差異主要體現在廣義貨幣沖擊對區域真實人均國民生產總值的影響上,微觀主體可以通過多元化投資分散貨幣沖擊,減少貨幣政策區域效應差異。陳安平(2007)通過建立一個包括政府投資、銀行貸款、價格指數和東中西部人均產出等變量的SVAR模型,分析認為自1978年以來,貨幣政策對中西部,尤其是對西部的影響明顯增加。江群等(2008)運用固定效應變系數模型估計中國八大綜合經濟區實際產出對信貸沖擊的敏感系數,研究表明,我國貨幣政策信貸傳導效果存在顯著的區域效應。郭評生、吳偉軍(2009)利用結構向量自回歸模型,證實我國貨幣政策確實存在明顯的區域效應。
Scott(1955)用自由儲備率的變動與各地銀行儲備之間的關系,研究了貨幣政策的差異性影響。Garrison等(1979)分析美聯儲貨幣政策對美國8個經濟區的影響,發現貨幣政策對不同地區的制造業收入影響差異較大。Carlino等(1998)研究發現各州金融發展程度和產業構成等對美國的貨幣政策存在顯著的區域差異。Aksoy等(2002)、Huchet(2003)、Belke等(2005)、Clausen等(2006)證實歐洲中央銀行統一的貨幣政策下貨幣政策效應區域差異性是存在的。David(2006)建立VAR模型分析南非1的M1和各省物價指數關系,發現各地對貨幣政策沖擊敏感度不一致。Bias(1992)通過美聯儲公開市場操作、貼現率與美國12個州的州內M1等指標建立地區貨幣供應模型,認為美國國家貨幣政策具有顯著的區域差異效應。
(1)貨幣政策中介變量。國外的貨幣政策區域效應研究多基于利率,然而我國貨幣市場不成熟,人民幣利率缺乏彈性、市場化程度較低,全國一致的利率水平是無法顯現貨幣政策區域效應的。故此以廣義貨幣供給量作為貨幣政策中介變量是比較好的選擇。不過當前階段缺乏各自治區的貨幣供給量統計數據,鑒于此,本文使用各自治區貸款來替代貨幣供應量。
(2)區域經濟協調發展指標。如文獻綜述所闡述,大多數對中國貨幣政策區域效應研究都是以人均GDP或以經過價格水平調整的GDP或人均GDP來測度區域經濟協調發展的指標。考慮到打工經濟非常突出,打工者生活、工作的大多數時間是遠離戶籍地的,不適宜用人均總量水平來測度經濟發展。況且貨幣政策影響的是宏觀經濟變量,貨幣政策中介變量本身也是宏觀經濟變量,無需進行平均化處理。此外,價格水平影響了GDP的核算,也影響了貨幣的實際投放量的核算,故而實證分析也無需進行價格水平的調整。本文是基于月度數據分析,而當前階段缺乏各自治區的月度GDP統計數據,故此,本文使用各自治區月度工業增加值來代替。
本文是從月度數據收集的現實困境以及整個經濟運行態勢的轉換角度來確定數據樣本期的。2004年以來由于房地產市場泡沫、能源價格帶動整個物價水平持續顯著上升,央行持續采取了適度緊縮貨幣政策,而從2008年下半年開始,我國受到金融危機的巨大沖擊,作為應對措施,財政政策和貨幣政策都完全轉向了,受數據不足所限本文不能捕捉緊縮和積極貨幣政策的差別效應,所以本文選擇的樣本期間為2004年1月至2008年6月。本文所有使用的數據來自于中宏數據庫以及中國統計年鑒。
2006年11月以后國家統計局不再公布月度工業增加值數據,故此本文使用該公式計算出后續數據:月度工業增加值=上年同期月度工業增加值×(本期數比上年同期增長%+1)×消費者物價指數(上年同期=100)/100。利用估計算的各自治區2006年11月之前月度工業增加值與公布的數據進行兩變量線性回歸分析得到的斜率系數,經WALD檢驗與“1”無顯著差異,這表明估算的數據替代效果良好。
本文以Yit、Xit分別表示第i個自治區t期月度工業增加值與工業貸款,建立五個自治區的綜列模型為:

令yit=log(Yit),xit=log(Xit),則上述模型可以表述為:

其中βi度量i自治區工業增加值的工業信貸彈性,αi度量了i自治區工業增加值對工業信貸的靜態依賴,μit綜合反映了所有其他因素在t期對i自治區工業增加值的影響。
為避免繆誤回歸,在進行協整檢驗前,需要對綜列變量進行綜列單位根檢驗來證實變量是由綜列單位根過程生成。
所謂綜列單位根檢驗是指將綜列變量各橫截面序列作為一個整體進行單位根檢驗,本文應用Im、Persaran和Shin的統計量實現綜列單位根檢驗。

表1 綜列單位根檢驗結果
對各自治區的工業增加值y和工業總產值x綜列變量分別進行IPS檢驗。由檢驗結果(如表1)可知,模型的2個變量的綜列數據水平值的t檢驗的下尾單側p值均大于99%,不能拒絕存在綜列單位根的原假設;而其一階差分數據t檢驗的下尾單側p值均為0,高度顯著地拒絕原假設。故此可認為,2個變量的綜列數據均為I(1)過程所生成。
基于(2)式估計 αi,βi,得到的結果如表 2 所示。

表2 綜列協整向量的估計結果
由估計的結果,在10%的顯著水平上,βi通過了t檢驗,這表明從長期看貨幣政策顯著影響各自治區的發展。并且除新疆外,其他四個自治區擴張的貨幣政策會導致經濟同向增長,其中寧夏貸款彈性達到1.335,而廣西、內蒙古貸款彈性更是都超過2.000,工業增加值的增長率超過貸款的增長率,表明在這些區域貸款對經濟發展能提供更大的推動作用。
綜列模型揭示了五個自治區工業增加值與工業貸款的長期均衡關系,為決策部門提供了制定差異化貨幣政策的依據。進一步還可以利用如下誤差校正模型分析兩經濟變量的短期動態調整,即:


表3 估計結果
從結果可以看出,內蒙古和寧夏自治區短期調整系數具有正確的符號,并且在5%的水平上顯著,盡管其他三個地區調整系數是正的,但統計上并不顯著。估計的結果印證了前述綜列協整關系的存在。與反映長期均衡關系的協整向量不同,反映各自治區工業貸款短期變化對工業增加值的短期影響。估計結果顯示,除西藏外各自治區貸款的短期變化對工業增加值的增長具有抑制作用,不過在統計上除內蒙古外都不顯著。五個自治區中三個的短期效應系數為正,兩個為負,絕對值最大的為內蒙古0.168,這意味著其均衡偏差在下一期約有16.8%得到調整,這些表明各自治區信貸的影響具有發散性,并且對各地區的影響存在差異。
基于綜列數據協整模型以及短期動態調整分析,對2004年1月至2008年6月五個自治區經濟增長與貨幣政策關系進行實證研究,民族地區存在明顯的貨幣政策區域效應:貨幣供應對經濟發展的推動力度有顯著差異,且短期上貨幣政策的影響具有發散性。
鑒于分析的結論,本文建議:第一,考慮各民族地區的實際情況,建立充分反映區域經濟特點的貨幣政策體系,實施差別化的貨幣調控政策,例如在貸款額度,存款準備金率等方面給予區別對待。第二,培育發展區域金融市場,增強區域融資能力。民族地區貨幣市場發展滯后,貨幣政策傳導效率低下。對民族地區適當降低金融機構的準入門檻,大力發展本地化經營的區域性中小金融機構,使貨幣政策能更有效的發揮作用。第三,強化金融監管政策,避免民族地區信貸違規流向其他地區而影響政策效果以及政策的調整。
[1]常海濱、徐成賢:我國貨幣政策傳導機制區域差異的實證分析[J].經濟科學,2007(5).
[2]楊曉、楊開忠:中國貨幣政策影響的區域差異研究[J].財經研究,2007(2).
[3]曹永琴:中國貨幣政策效應的區域差異研究[J].數量經濟技術經濟研究,2007(9).
[4]陳安平:我國財政貨幣政策的區域差異效應研究[J].數量經濟技術經濟研究,2007(6).
[5]郭評生、吳偉軍:基于SVAR模型的貨幣政策區域效應存在性的實證研究[J].當代財經,2009(5).