我國貨幣政策區域非對稱效應的實證研究

葛騰飛 張成燕

（安徽工業大學工商學院，安徽 馬鞍山 243002）

1 引言

貨幣政策非對稱性效應是指擴張性貨幣政策對經濟的刺激作用和緊縮性貨幣政策對經濟的抑制作用效果是不對稱的[1]。在我國是否存在貨幣政策區域非對稱性效應的問題呢？擴張性貨幣政策和緊縮性貨幣政策誰的效果更顯著？本文將對照最優貨幣區標準對我國是否存在貨幣政策區域非對稱效應進行定性分析，然后基于VAR模型定量分析比較我國東部、中部、西部地區在面對統一貨幣政策沖擊時的不同響應。最后，得出我國貨幣政策的區域非對稱效應存在與否及其表現形式的結論，并提出相關的政策建議。

2 我國貨幣政策區域非對稱性存在性的定性分析

本文利用最優貨幣區標準從理論上驗證我國貨幣政策區域非對稱效應的存在。根據最優貨幣區理論，在最優貨幣區內部貨幣政策區域非對稱效應將不存在。因此我們通過對照我國是否滿足最優貨幣區的界定標準，從而對我國是否存在貨幣政策區域非對稱效應做出初步判斷。下面我們選取區域產品多樣化標準①區域產品多樣化標準，指的是通用的區域產業結構指標（即各產業產值與當年GDP之比）。來檢驗我國是不是最優貨幣區[2]。

表1 2005-2012年我國各區域產業結構

由表1可知，橫向看，東部地區第二、三產業占GDP比重較高，而中部和西部地區第一產業占GDP比重則較高[3]；縱向看，各地區產業結構調整速度也不盡相同。具體表現為，中部和西部地區產業結構的調整速度整體要比東部地區快。區域產業結構的不平衡性和各地區產業結構調整速度不一致必然影響到區域產品多樣化程度，因此從產品多樣性的角度分析，目前我國尚不符合最優貨幣區標準，初步分析顯示，我國距離最優貨幣區標準還有較大差距，因此我國貨幣政策在執行過程中出現區域非對稱效應也將不可避免。

3 我國貨幣政策區域非對稱效應存在性的實證研究

我們將利用計量經濟學方法定量分析我國東部、中部、西部地區在面對國家統一貨幣政策沖擊時的不同響應，如果區域非對稱性存在，將進一步分析我國貨幣政策的區域非對稱效應的具體表現。

3.1 變量選取及數據來源

本文選取2005-2012年廣義貨幣供應量M2作為我國貨幣政策的代表變量，取自然對數后記為LnM2；選取東、中、西部的地區GDP作為貨幣政策對各區域實體經濟影響的最終目標變量，取自然對數后分別記為lnGDP1、lnGDP2和lnGDP3。數據來源于歷年《中國統計年鑒》和國家統計局發布的2013年統計公報，分析軟件為Eviwes6.0。

3.2 實證研究

3.2.1 平穩性檢驗

為使變量滿足建模要求，本文采用ADF單位根 檢 驗 方 法 分 別 對 lnM2、lnGDP1、lnGDP2 和lnGDP3的原始序列進行檢驗，結果發現序列均為非平穩，則對變量的一階差分形式再進行檢驗。

表2 變量的ADF檢驗

當檢驗值t-統計量的絕對值大于臨界值的絕對值時，序列為平穩序列。由表2可知，DlnM2、DlnGDP2和DlnGDP3的t-統計量絕對值大于5%臨界值的絕對值，說明在顯著性水平為5%時，拒絕存在單位根的假設,說明變量是是平穩的。同理DlnGDP1在顯著性水平為10%時也是平穩的。

3.2.2 協整檢驗

協整關系反映了兩個變量之間的長期均衡關系。有些時間序列，雖然它們自身非平穩，但其某種線性組合卻是平穩的。這個線性組合反映了這兩個變量之間長期或均衡的關系，稱為協整關系。lnM2分別與lnGDP1、lnGDP2和lnGDP3協整檢驗結果如下：

表3 變量之間的協整檢驗

由表3得出 lnGDP1與 lnM2、lnGDP2與lnM2、lnGDP3與lnM2之間的協整方程：

對（1）（2）（3）的殘差分別進行單位根檢驗，記協整方程的殘差序列為resid1、resid2、resid3。

表4 殘差單位根檢驗

由表4可得，殘差序列resid1的單位根檢驗的t統計量的值為-3.2230，其絕對值小于10%的顯著性水平下的臨界值-2.8418的絕對值，可以認為回歸模型 （1）的殘差序列resid1為平穩序列。同理可得resid2，resid3均為平穩序列。說明lnM2分別與lnGDP1、lnGDP2和lnGDP3之間均存在協整關系。

3.2.3 Granger因果檢驗

接下來，分別對lnM2與lnGDP1、lnGDP和lnGDP3進行Granger因果關系檢驗。在進行因果檢驗之前，先確定滯后階數p。滯后階數p是通過VAR模型中的滯后長度標準確定的。所以，在此對 lnM2、lnGDP1、lnM2、lnGDP2 和 lnGDP3 構 建VAR模型，并通過AR根圖表法檢驗VAR模型的穩定性，以確保檢驗結果的有效性。如果被估計的VAR模型所有根的模的倒數小于1，則其位于單位元內，則模型是穩定的。反之，則模型是不穩定的。

圖1 AR根圖表法檢驗

從圖1可以看出，VAR模型所有根的模都小于1，都位于單位圓內，因此該模型是穩定的。接下來，通過VAR模型的滯后長度標準來確定滯后階數p。

表5 滯后階數p檢驗

根據SC準則，應該選擇的滯后階數為2階。同理lnM2與lnGDP2、lnM2與 lnGDP3應該選擇的滯后階數為2階。

表6 變量之間的Granger因果檢驗

從表6可以看出，對于第一個原假設“貨幣供應量M2不是區域GDP1的Granger原因”，其F統計量=5.4225，相應的概率值P=0.0156大于5%的檢驗水平，因此拒絕原假設，即可認為“貨幣供應量是區域GDP1的Granger原因”，對于第二個假設 “區域GDP1不是貨幣供應量M2的Granger原因”，其F統計量=2.6346,對應的概率值 P=0.2751，大于5%的檢驗水平，因此接受原假設，即可認為“區域GDP1不是貨幣供應量M2的Granger原因”。同理可得貨幣供應量是區域GDP2、GDP3變動的Granger原因。

3.2.4 脈沖響應函數

在對上述VAR模型進行系統穩定性進行檢驗后，我們就東部、中部、西部地區在面對國家統一貨幣政策沖擊時進行脈沖響應分析。

圖2 東部地區對貨幣政策沖擊的脈沖反應

圖3 中部地區對貨幣政策沖擊的脈沖反應

圖4 西部地區對貨幣政策沖擊的脈沖反應

由圖2-圖4可以看出，我國各區域經濟對于貨幣政策正向沖擊的累積響應反應方向上來看，東部地區在最初時可能由于貨幣政策滯后性的特點表現為負向反應，2年后迅速到達谷底，隨后其反應逐漸變為正向反應，在貨幣政策單位沖擊第4年后達到峰值，然后再逐步回歸到原點；中部和西部地區反應方向和步調則相對一致，表現在貨幣政策沖擊后的第4年達到峰頂，第6年后到達谷底，而從峰頂至谷底大約需要2年時間。總體來說，東部地區在應對貨幣政策沖擊時反應最為強烈，中部地區次之，西部地區反應最弱；從我國各區域的累積響應趨于穩定的時間來看，東部地區和中部地區在貨幣政策沖擊第7年后恢復至沖擊前的水平；而西部地區在貨幣政策沖擊后趨于基本穩定的時間要遠遠落后。

4 結論與建議

本文首先運用最優貨幣區判斷標準對我國是否存在貨幣政策區域非對稱效應進行定性分析，結果表明：我國各區域之間均不能構成最優貨幣區，進而從理論上證實我國貨幣政策區域非對稱效應存在性。然后運用VAR模型和脈沖響應函數分析了我國東部、中部、西部地區在面對貨幣政策沖擊時不同響應，實證結果與之前的理論分析一致，我國貨幣政策傳導過程中確實存在區域非對稱效應，其中東部地區反應最為強烈，中部地區次之，西部地區較不明顯。最后，得出單一的貨幣政策在我國東中西部地區確實產生了顯著的區域非對稱效應的結論。

根據最優貨幣區理論，在最優貨幣區內實行單一貨幣政策可以提高貨幣交易的微觀效率，降低貨幣的交易成本[4]；而在經濟非同質的經濟體內，片面強調單一的貨幣政策只可能加大區域之間的非平衡發展。對照最優貨幣區產品多樣化的標準，促進區域產業結構的協調發展，實現區域產品多樣化是實現最優貨幣區的重要途徑之一，因此我們應該積極促進區域產業結構協調發展，努力解決區域產業結構的不平衡性以及地區產業結構調整速度不一致等問題。

[1] 趙進文.央行貨幣政策操作效果非對稱性實證檢驗[J].經濟研究，2005，（10）.

[2] 于輝.中國貨幣政策效率分析[M].北京：中國經濟出版社，2007.

[3] 葛騰飛.自主創新能力對我國經濟增長影響的實證分析[J].長春理工大學學報（社會科學版），2012，（5）.

[4] 葛騰飛.貨幣政策價格效應的有效性研究[J].金融研究，2011，（9）.