貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性效應(yīng)研究

王文靜

（天津商業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300134）

0 引言

貨幣政策作為重要的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控工具，怎樣合理運(yùn)用貨幣政策進(jìn)行宏觀調(diào)控，貨幣政策的效果是否符合預(yù)期，以及貨幣政策對(duì)產(chǎn)出到底如何產(chǎn)生影響的，這些問題一直以來都是理論界和實(shí)務(wù)界的研究重點(diǎn)，對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)的機(jī)制及傳導(dǎo)非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行研究具有較強(qiáng)的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

本文通過探討擴(kuò)張性和緊縮性貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)，可以很好地掌握不同方向貨幣政策傳導(dǎo)的效果大小；而研究統(tǒng)一貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)，可以了解區(qū)域經(jīng)濟(jì)、區(qū)域金融發(fā)展的不同對(duì)我國(guó)貨幣政策實(shí)施效果的影響，從而為不同區(qū)域政府在統(tǒng)一貨幣政策前提下，因地制宜，制定合理政策，提高貨幣政策傳導(dǎo)效率提供一定理論依據(jù)。

1 貨幣政策傳導(dǎo)非對(duì)稱性的縱向分析

1.1 變量處理

本文在研究貨幣政策傳導(dǎo)縱向非對(duì)稱性時(shí)選取了2002年1月-2011年12月的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰君安、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站和巨靈金融數(shù)據(jù)平臺(tái)。設(shè)定的變量如下：實(shí)際產(chǎn)出（y），銀行一年期貸款利率（i），狹義貨幣供給量(m1)，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（cpi），社會(huì)消費(fèi)品零售總額(cs)，固定資產(chǎn)投資總額(invest)，其中，用月度工業(yè)總產(chǎn)值來代替實(shí)際產(chǎn)出。對(duì)所選變量進(jìn)行如下處理，以消除通脹因素影響和季節(jié)趨勢(shì)。具體地，對(duì)實(shí)際產(chǎn)出（y）使用工業(yè)品價(jià)格指數(shù)平減，對(duì)狹義貨幣供給(m1)和社會(huì)消費(fèi)品零售總額(cs)使用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（cpi）來進(jìn)行平減，對(duì)固定資產(chǎn)投資總額(invest)使用投資價(jià)格指數(shù)折算。然后對(duì)平減后的變量取對(duì)數(shù)，消除其他不規(guī)則影響后，轉(zhuǎn)換為lny，lni，lnm1，lncpi,lncs，lninvest。

1.2 基于貨幣供給均衡方程建模

經(jīng)典的貨幣供給模型認(rèn)為貨幣供應(yīng)量與實(shí)際產(chǎn)出、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)及其滯后項(xiàng)有關(guān)，建立如下方程

首先驗(yàn)證各變量的平穩(wěn)性，結(jié)果表明變量狹義貨幣供給量(m1)，實(shí)際產(chǎn)出（y），消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（cpi）均非平穩(wěn)，但其一階單整序列均平穩(wěn)。

根據(jù)原序列建立模型后，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜌埐钚蛄惺瞧椒€(wěn)的，因此說明公式（1）中包含的變量間具有協(xié)整關(guān)系，建立的模型合理。為分析傳導(dǎo)的非對(duì)稱性，根據(jù)建立的貨幣供給模型估計(jì)貨幣政策的沖擊項(xiàng)，這里先根據(jù)公式（1）估計(jì)出均衡狀況下的貨幣供給量，由實(shí)際貨幣供給m1t和均衡貨幣供給的差額作為貨幣政策沖擊的估計(jì)量，記為et，見圖1所示：

圖1 貨幣政策沖擊變量et

et代表貨幣政策沖擊，按照其理論含義，et＞0表示貨幣政策沖擊是正向的，說明實(shí)際貨幣供給大于均衡貨幣供給，貨幣供給過剩，很可能產(chǎn)生于擴(kuò)張性貨幣政策；et＜0表示負(fù)向的貨幣政策沖擊，說明實(shí)際的貨幣供給小于均衡貨幣供給，存在貨幣供給短缺的狀況，多半由緊縮性貨幣政策導(dǎo)致。

1.3 貨幣政策沖擊的非對(duì)稱性分析

在分析貨幣政策沖擊的非對(duì)稱性時(shí)，為了區(qū)分不同的貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，可以設(shè)定一個(gè)虛擬變量dt，當(dāng)貨幣政策的沖擊是正向時(shí)，dt=1，當(dāng)貨幣政策的沖擊是負(fù)向時(shí)，dt=0。公式表示如下。

從我國(guó)貨幣政策實(shí)施的實(shí)際情況看，中央銀行主要通過調(diào)整利率和存款準(zhǔn)備金率來影響貨幣供應(yīng)量，因而在方程中加入利率和貨幣供應(yīng)量?jī)蓚€(gè)變量是有意義的，而且本文主要分析當(dāng)貨幣政策受到不同方向的沖擊時(shí)，消費(fèi)和投資所受到的影響，另外，在建立VECM模型時(shí)，本文將對(duì)系數(shù)施加約束條件。

本文在理論和實(shí)踐的基礎(chǔ)上選擇了相關(guān)變量，建立如下VECM模型：

實(shí)證分析的第一步是檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，只有當(dāng)時(shí)間序列是同階單整時(shí)，才可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明模型中各時(shí)間序列均是一階單整的。另外，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，本文將模型的滯后階數(shù)設(shè)定為2，即p=2。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是常用的用于檢驗(yàn)時(shí)間序列是否存在協(xié)整關(guān)系的方法，協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果顯示：根據(jù)最大特征根統(tǒng)計(jì)量判定，時(shí)間序列間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。

本文主要分析不同的貨幣政策在消費(fèi)和投資領(lǐng)域的非對(duì)稱效應(yīng)，即長(zhǎng)期均衡方程主要用于分析不同貨幣政策對(duì)消費(fèi)和投資的影響，設(shè)定的約束條件如下：γ1,1=1,γ1,2=0,γ2,1=0,γ2,2=1，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果如下：

由公式(5)中結(jié)果可知：對(duì)于居民消費(fèi)，當(dāng)貨幣政策受到負(fù)向沖擊時(shí)，即實(shí)施緊縮性貨幣政策時(shí)，居民消費(fèi)對(duì)貨幣供給的彈性是0.0654，而擴(kuò)張性貨幣政策則會(huì)擠出居民消費(fèi)，貨幣供應(yīng)量增加1個(gè)單位時(shí)，居民消費(fèi)降低0.3453個(gè)百分點(diǎn)；對(duì)于利率而言，當(dāng)提高利率即實(shí)施緊縮性貨幣政策時(shí)，1單位利率的上升將使居民消費(fèi)降低0.6112個(gè)百分點(diǎn)，而降低利率即實(shí)施擴(kuò)張性貨幣政策時(shí)，1單位利率的下降將使居民消費(fèi)提高0.2489個(gè)百分點(diǎn)。t檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，貨幣供應(yīng)量的非對(duì)稱項(xiàng)系數(shù)通過檢驗(yàn)，即系數(shù)顯著，而利率非對(duì)稱項(xiàng)系數(shù)并不顯著，這表明，長(zhǎng)期來看，在實(shí)施擴(kuò)張性或緊縮性貨幣政策時(shí)，貨幣供應(yīng)量對(duì)居民消費(fèi)具有非對(duì)稱性的影響，而利率對(duì)居民消費(fèi)的非對(duì)稱影響不明顯。

公式（6）的結(jié)果顯示：對(duì)于固定資產(chǎn)投資，當(dāng)貨幣政策受到負(fù)向沖擊時(shí)，即實(shí)施緊縮性貨幣政策時(shí)，固定資產(chǎn)投資對(duì)貨幣供應(yīng)量的彈性是0.2564，而擴(kuò)張性貨幣政策則會(huì)擠出居民消費(fèi)，貨幣供應(yīng)量增加1個(gè)單位時(shí)，固定資產(chǎn)投資降低0.0054個(gè)百分點(diǎn)；對(duì)于利率而言，當(dāng)提高利率即實(shí)施緊縮性貨幣政策時(shí)，1單位利率的上升將使固定資產(chǎn)投資減少0.3953個(gè)百分點(diǎn)，而降低利率即實(shí)施擴(kuò)張性貨幣政策時(shí)，1單位利率的下降將使固定資產(chǎn)投資提高0.3207個(gè)百分點(diǎn)。t檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，貨幣供應(yīng)量的非對(duì)稱項(xiàng)系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，即系數(shù)顯著，而利率非對(duì)稱項(xiàng)系數(shù)并不顯著，長(zhǎng)期來看，在實(shí)施擴(kuò)張性或緊縮性貨幣政策時(shí)，貨幣供應(yīng)量對(duì)固定資產(chǎn)投資具有非對(duì)稱性的影響，而利率對(duì)固定資產(chǎn)投資的非對(duì)稱影響不明顯。

綜合以上的實(shí)證結(jié)果，當(dāng)調(diào)整貨幣供應(yīng)量實(shí)施寬松或緊縮貨幣政策時(shí)，消費(fèi)和投資受到的非對(duì)稱性影響都是顯著的，但調(diào)整利率實(shí)施寬松或緊縮貨幣政策時(shí)，消費(fèi)和投資受到的非對(duì)稱性影響并不顯著。根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況，我國(guó)的利率還未完全市場(chǎng)化，現(xiàn)階段仍實(shí)行相對(duì)固定的利率制度，中央銀行根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)的情況調(diào)整利率，貨幣市場(chǎng)上的變化并不能及時(shí)在利率上得到體現(xiàn)，利率的市場(chǎng)化程度不高，即利率渠道的作用不明顯。相對(duì)而言，隨著我國(guó)金融體系發(fā)展日益完善，貨幣供應(yīng)量對(duì)貨幣政策調(diào)控較為敏感，因此在長(zhǎng)期均衡方程中，可以更好地反映貨幣政策的縱向非對(duì)稱效應(yīng)。同時(shí)可以看出，在兩個(gè)長(zhǎng)期均衡方程中，貨幣供應(yīng)量的非對(duì)稱項(xiàng)前系數(shù)均為負(fù)的，這說明政府實(shí)施緊縮性貨幣政策時(shí)，貨幣供應(yīng)量變化對(duì)消費(fèi)和投資的影響比政府實(shí)施擴(kuò)張性貨幣政策的影響力大，效果也更加明顯。這一點(diǎn)和基本的經(jīng)濟(jì)理論相一致，一般來說，消費(fèi)者均為理性投資者，消極信息造成的沖擊比積極信息大，從而引發(fā)更明顯效果。

VECM模型用來分析貨幣政策的短期非對(duì)稱效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果如下：

由公式(7)分析可知，考慮短期內(nèi)對(duì)變量偏離均衡得到調(diào)整速度，方程中誤差修正項(xiàng)前系數(shù)均顯著，說明短期內(nèi)，長(zhǎng)期均衡方程對(duì)變量偏離均衡狀況的調(diào)整是顯著的，同時(shí)分析模型中非對(duì)稱項(xiàng)前系數(shù)可知，結(jié)果并不顯著，從而說明短期內(nèi)，不同方向的貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)的非對(duì)稱影響并不顯著。由公式(8)的結(jié)果可知，考慮短期內(nèi)對(duì)變量偏離均衡狀況的調(diào)整速度，兩個(gè)誤差修正項(xiàng)前系數(shù)均顯著，說明長(zhǎng)期均衡方程對(duì)短期內(nèi)變量偏離均衡狀況的調(diào)整是明顯的。貨幣政策對(duì)固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生的短期非對(duì)稱效應(yīng)，估計(jì)出的方程式中貨幣供應(yīng)量和利率非對(duì)稱項(xiàng)的一階滯后項(xiàng)顯著，說明短期內(nèi)，貨幣政策對(duì)貨幣供應(yīng)量和利率的影響對(duì)固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生明顯的非對(duì)稱效應(yīng)。

綜上可知，貨幣政策的變動(dòng)造成的貨幣供應(yīng)量和利率對(duì)變動(dòng)，進(jìn)而引起的對(duì)消費(fèi)短期非對(duì)稱性并不明顯，但引起對(duì)投資的非對(duì)稱性明顯。作者認(rèn)為，引起該現(xiàn)象的原因可能是貨幣政策的調(diào)整作為較為猛烈的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控方式，需要一定時(shí)間發(fā)揮作用，消費(fèi)者沒有投資者對(duì)市場(chǎng)的反應(yīng)靈敏，從而投資者短期內(nèi)做出行動(dòng)，而消費(fèi)者行為具有滯后性。

2 貨幣政策傳導(dǎo)非對(duì)稱性的橫向分析

2.1 指標(biāo)說明及變量選取

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)，為了研究各地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模與金融機(jī)構(gòu)貸款余額的關(guān)系以及貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)，本文選擇我國(guó)31個(gè)省市的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（y）、固定資產(chǎn)投資(invest)、金融機(jī)構(gòu)貸款投資余額(l)、各地居民消費(fèi)價(jià)格(cpi)作為研究變量，其中經(jīng)濟(jì)規(guī)模用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值代表。1985年，中央在《關(guān)于制訂國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的第七個(gè)五年計(jì)劃的建議》中將中國(guó)劃分為東部、中部、西部三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域，本文基于31個(gè)省市所有數(shù)據(jù)并引入兩個(gè)虛擬變量建模，量化非對(duì)稱性的大小。所選擇數(shù)據(jù)區(qū)間為1998～2009年，各省市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資、居民消費(fèi)價(jià)格數(shù)據(jù)來自國(guó)泰君安研究服務(wù)中心CSMAR系列數(shù)據(jù)庫，金融機(jī)構(gòu)貸款投資余額數(shù)據(jù)來自1999～2010年金融年鑒。在進(jìn)行分析前，對(duì)各省市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)使用居民消費(fèi)價(jià)格進(jìn)行處理，消除價(jià)格因素的影響，之后對(duì)3個(gè)數(shù)據(jù)均取對(duì)數(shù)，消除異方差和其他不可觀測(cè)因素的影響。本部分實(shí)證分析采用EVIEWS6.0和EXCEL2007軟件，由于數(shù)據(jù)為T＜N情形，同時(shí)也為了更好地進(jìn)行截面分析，本節(jié)選用面板結(jié)構(gòu)的工作文件作為研究對(duì)象進(jìn)行分析。

2.2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

與普通序列數(shù)據(jù)的建模過程類似，對(duì)于面板數(shù)據(jù)建模，首先應(yīng)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，然后在數(shù)據(jù)平穩(wěn)或者具有同階非平穩(wěn)但協(xié)整的基礎(chǔ)上進(jìn)行。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)和普通序列的單位根檢驗(yàn)方法類似，但由于面板數(shù)據(jù)包含截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)兩種，因此檢驗(yàn)過程相對(duì)復(fù)雜。對(duì)于面板數(shù)據(jù)，考慮如下AR（1）過程：

其中，xit表示模型中的外生變量向量，包括各截面的固定影響和時(shí)間趨勢(shì)；參數(shù)ρi為自回歸的系數(shù)，N表示截面成員的個(gè)數(shù)，Ti表示第i個(gè)截面成員的觀測(cè)時(shí)期數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)uit滿足獨(dú)立同分布的假設(shè)。若|ρi|＜1，則序列yi為平穩(wěn)序列，反之，序列yi不平穩(wěn)。

這里選擇了具有代表性的LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗(yàn)作為相同根情形下單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，IPS（Im-Pesaran-Skin）檢驗(yàn)作為不同根情形下的單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，對(duì)于東、中、西部3個(gè)區(qū)域中，建立方程所涉及的lngdp、lnl、lninvest三個(gè)變量單位根的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在兩種情況下，原序列及一階差分序列均在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，從而說明原序列和一階差分序列并非平穩(wěn)的，但其二階差分序列在5%的顯著性水平下，不能拒絕原假設(shè)，說明二階差分序列平穩(wěn)，所有變量均為I（2）序列。由于序列間具有相同的單整階數(shù)，因此，變量間可能存在協(xié)整關(guān)系，可以對(duì)原序列建立模型，分析變量之間的長(zhǎng)期均衡狀況。Pedroni檢驗(yàn)表明，東、中、西三個(gè)區(qū)域的lngdp、lnl、lninvest序列間是存在協(xié)整關(guān)系的，因此可以對(duì)原變量序列建立模型，分析變量間的相互關(guān)系。

2.3 面板數(shù)據(jù)的模型選擇

為研究金融機(jī)構(gòu)投資貸款余額不同對(duì)各個(gè)區(qū)域國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，本文在模型中加入虛擬變量，虛擬變量前的系數(shù)是否顯著以及系數(shù)值來橫向非對(duì)稱性的大小。

首先建立隨機(jī)影響模型，然后對(duì)其進(jìn)行Hansman檢驗(yàn)，對(duì)于截面隨機(jī)效應(yīng)、時(shí)期隨機(jī)效應(yīng)、截面和時(shí)期的聯(lián)合隨機(jī)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，三個(gè)檢驗(yàn)的P值均為1，不能拒絕原假設(shè)，從而說明本節(jié)中所涉及的面板數(shù)據(jù)在截面和時(shí)期兩個(gè)方向都具有隨機(jī)效應(yīng)，因此可以使用隨機(jī)影響的變截距模型進(jìn)行估計(jì)。

對(duì)數(shù)據(jù)擬合隨機(jī)影響的變截距模型，得到的估計(jì)結(jié)果為：

公式10中估計(jì)結(jié)果顯示，各地區(qū)的固定資產(chǎn)投資和金融機(jī)構(gòu)貸款余額對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響是正向的，并且系數(shù)均顯著，從而說明這兩個(gè)因素對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響明顯。分析貨幣政策傳導(dǎo)的橫向非對(duì)稱性，方程中兩個(gè)虛擬變量前系數(shù)均顯著，驗(yàn)證了我國(guó)三個(gè)區(qū)域金融機(jī)構(gòu)貸款余額對(duì)各區(qū)域國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值具有明顯的非對(duì)稱性效應(yīng)，也說明了我國(guó)貨幣政策具有明顯的橫向非對(duì)稱性。在貨幣政策的橫向傳導(dǎo)過程中，西部地區(qū)效果最差、東部地區(qū)其次，中部地區(qū)效果最好。具體地，當(dāng)東部地區(qū)金融機(jī)構(gòu)投資貸款余額增加一個(gè)單位，該地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.0297個(gè)單位；當(dāng)中部地區(qū)金融機(jī)構(gòu)投資貸款余額增加一個(gè)單位時(shí)，該地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.0337個(gè)單位；而當(dāng)西部地區(qū)金融機(jī)構(gòu)投資貸款余額增加一個(gè)單位時(shí)，該地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.4305個(gè)單位。本文得出的結(jié)論與一般經(jīng)濟(jì)理論及各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況相符合。

對(duì)于中部地區(qū)和東部地區(qū)，金融機(jī)構(gòu)投資貸款余額對(duì)該地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響相對(duì)較大，也就說明了貨幣政策在中部和東部地區(qū)的傳導(dǎo)過程更為暢通。近些年我國(guó)中部和東部地區(qū)金融體系已較為完善，中央施行的各項(xiàng)貨幣調(diào)控政策在中部和東部地區(qū)可以順利通過各地金融機(jī)構(gòu)傳導(dǎo)，迅速發(fā)揮效果。但對(duì)比分析中部和東部地區(qū)傳導(dǎo)的具體情況可以看出，相對(duì)而言，貨幣政策的傳導(dǎo)在中部的效果優(yōu)于在東部的傳導(dǎo)效果。對(duì)于西部地區(qū)，該地區(qū)金融、經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后，金融體系較不完善，貨幣政策傳導(dǎo)過程不通暢，金融機(jī)構(gòu)在推進(jìn)該地經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中所起作用受到限制，因此金融機(jī)構(gòu)貸款余額對(duì)該地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響相對(duì)較小。作者認(rèn)為，原因在于從總體看來，我國(guó)東部經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，金融企業(yè)眾多，不少國(guó)外金融機(jī)構(gòu)看中我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?jié)摿Γ氏仍跂|部地區(qū)開展業(yè)務(wù)，使得該地區(qū)金融業(yè)務(wù)具有多樣性的特點(diǎn)。這一方面能很好促進(jìn)我國(guó)金融體系的發(fā)展和完善，另一方面加劇了該地區(qū)金融業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，同時(shí)增加了該地區(qū)金融業(yè)的飽和度，在金融市場(chǎng)趨于飽和的狀況下，金融機(jī)構(gòu)投資貸款余額的增加對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的作用將呈現(xiàn)邊際效率遞減趨勢(shì)，從而造成我國(guó)東部地區(qū)金融業(yè)更完善，但金融機(jī)構(gòu)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)不是最大的狀況。相對(duì)而言，中部地區(qū)是近年來我國(guó)著力重點(diǎn)發(fā)展經(jīng)濟(jì)的地區(qū)，廣大金融機(jī)構(gòu)也開始涌入，搶占市場(chǎng)，促進(jìn)了該地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展和該地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提高。同時(shí)，根據(jù)邊際效用理論，金融業(yè)在中部地區(qū)還未達(dá)到飽和狀態(tài)，金融機(jī)構(gòu)投資貸款余額的增加對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提高還處于邊際效率遞增的狀態(tài)中，貨幣政策的傳導(dǎo)效率更高。

3 結(jié)論

本文從縱向和橫向分析了貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。貨幣政策縱向非對(duì)稱性的分析結(jié)果表明：對(duì)于長(zhǎng)期均衡關(guān)系，緊縮性和擴(kuò)張性貨幣政策引起貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)消費(fèi)的非對(duì)稱性明顯影響，而緊縮性和擴(kuò)張性貨幣政策引起的利率變化對(duì)消費(fèi)的非對(duì)稱性影響不明顯。同時(shí)，長(zhǎng)期內(nèi)，消費(fèi)和投資均具受到明顯的非對(duì)稱性影響，但短期內(nèi)，投資受到明顯非對(duì)稱效應(yīng)影響，消費(fèi)受到的非對(duì)稱效應(yīng)影響不明顯。作者認(rèn)為，由于貨幣政策屬于較猛烈的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策，在具體施行到最后產(chǎn)生效果期間存在時(shí)滯，而投資者相對(duì)于消費(fèi)者對(duì)市場(chǎng)信息更加敏感，因此短期均衡時(shí)，由貨幣政策變動(dòng)引起貨幣供應(yīng)量和利率的變動(dòng)對(duì)投資的非對(duì)稱效應(yīng)明顯，而對(duì)消費(fèi)的非對(duì)稱效應(yīng)不明顯。

貨幣政策的橫向非對(duì)稱效應(yīng)實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)過程中存在明顯的橫向非對(duì)稱效應(yīng)，東、中、西部3個(gè)區(qū)域在貨幣政策的傳導(dǎo)過程中，金融機(jī)構(gòu)貸款投資余額數(shù)據(jù)對(duì)各地國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)有明顯區(qū)別。中部地區(qū)金融機(jī)構(gòu)貸款投資余額數(shù)據(jù)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)的影響最大，東部地區(qū)其次，西部地區(qū)影響最小。該結(jié)果說明，各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和該地金融業(yè)的發(fā)展息息相關(guān)，金融業(yè)作用明顯。

貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性影響著貨幣政策的實(shí)施效果，由于我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)具有明顯的非對(duì)稱性，因此相關(guān)貨幣政策制定部門應(yīng)重視這種非對(duì)稱性，采取相應(yīng)措施應(yīng)對(duì)非對(duì)稱性，尤其是對(duì)于區(qū)域非對(duì)稱性，各區(qū)域的監(jiān)管部門可以在統(tǒng)一的貨幣政策下，制定具有本區(qū)域特點(diǎn)的金融政策，從而提高貨幣政策的實(shí)施效率。

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