郭小卉　康書生

摘 要：本文使用SVAR模型分析2005年第1季度—2016年第1季度我國(guó)京津冀三地經(jīng)濟(jì)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)，結(jié)果顯示貨幣政策對(duì)京津冀三地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不相同。數(shù)量型貨幣政策工具的沖擊在一定程度上縮小了京津冀三地之間的經(jīng)濟(jì)差距，但是力度比較小。價(jià)格型貨幣政策工具的沖擊在一定程度上擴(kuò)大了三地間的差距。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；區(qū)域效應(yīng)；京津冀協(xié)同發(fā)展

中圖分類號(hào)：F822.0 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1674-2265（2016）12-0017-08

一、引言

京津冀協(xié)同發(fā)展是我國(guó)目前非常重要的區(qū)域經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略規(guī)劃之一，其目標(biāo)是建立以首都為核心的世界級(jí)城市群，在京津冀三地實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，交通、醫(yī)療、教育、就業(yè)和公共服務(wù)一體化，使得京津冀三地作為一個(gè)整體，真正地實(shí)現(xiàn)協(xié)同發(fā)展。但就目前來看，京津冀三地特別是京津和河北之間的經(jīng)濟(jì)差距還非常大。如圖1所示，京津兩地人均GDP水平差距不大，而河北人均GDP比較落后，低于全國(guó)平均水平。2015年，京津兩地人均GDP是河北人均水平的2.5倍以上。因此，京津冀協(xié)同發(fā)展過程中，應(yīng)大力發(fā)展河北經(jīng)濟(jì)，逐步縮小三地之間的經(jīng)濟(jì)差距。

近年來，貨幣政策在我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)過程中發(fā)揮了重要的作用（He、Leung和Chong，2013；Dickinson和Liu，2007；Hsing和Haieh，2004）。但由于我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距過大，貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)問題（宋旺、鐘正生，2006；Guo和Tajul，2014）一直備受關(guān)注。我國(guó)貨幣政策開始注重“定向調(diào)控、精準(zhǔn)發(fā)力”，來解決貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)問題和經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的結(jié)構(gòu)性問題（汪川，2015）。因此，本文主要研究在京津冀協(xié)同發(fā)展的大背景下，貨幣政策對(duì)京津冀三地的影響以及如何使用貨幣政策縮小三地之間的經(jīng)濟(jì)差距，以實(shí)現(xiàn)京津冀三地的經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

大多數(shù)學(xué)者對(duì)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究集中在一國(guó)范圍內(nèi)，他們一致認(rèn)為，貨幣政策對(duì)大國(guó)國(guó)內(nèi)不同地區(qū)的影響存在差異。Beare（1976） 采用圣路易斯簡(jiǎn)約方程 （St. Louis Reduced-form Model） 證實(shí)了貨幣主義的主張：貨幣政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)也有重要的影響，他指出貨幣政策的沖擊在一定程度上導(dǎo)致了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)。其后，諸多學(xué)者（Cohen和Maeshiro，1977；Mathur和Stein，1980、1983；Garrison和Kort，1983）對(duì)于Beare（1976）的觀點(diǎn)和研究方法展開了爭(zhēng)論（Dow和Rodríguez-Fuentes，1997）。

Fishkind（1977）在凱恩斯理論的基礎(chǔ)上采用大型宏觀經(jīng)濟(jì)模型研究了貨幣政策對(duì)美國(guó)印第安納州的影響，研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對(duì)美國(guó)整體經(jīng)濟(jì)的影響與對(duì)印第安納州的影響存在明顯的區(qū)別。Garrison和Chang（1979）、Chase Econometric Associates（1981）同樣在凱恩斯模型的框架下利用大型宏觀經(jīng)濟(jì)模型研究了美國(guó)貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)問題，結(jié)論與Fishkind （1977） 大體一致。

Carlino和DeFina（1998、1999） 最早使用SVAR模型證實(shí)了美國(guó)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在，并指出了區(qū)域效應(yīng)存在的原因：區(qū)域利率敏感性產(chǎn)業(yè)占比的不同，區(qū)域中小企業(yè)占比的差異和區(qū)域大小銀行結(jié)構(gòu)的差異。然而，他們的實(shí)證分析只證實(shí)了貨幣政策區(qū)域利率傳播渠道的存在，并沒有找到區(qū)域信貸渠道存在的證據(jù)。

此后，眾多學(xué)者在不同國(guó)家使用VAR方法分別證實(shí)了貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在。例如De Lucio和Izquierdo（1999，西班牙），Weber（2006，澳大利亞），Nachane、Ray和Ghosh（2002，印度），Cortes和Kong（2007，中國(guó)），Guo和Tajul（2014，中國(guó)），Georgopoulos （2009，加拿大），Ridhwan等（2014，印尼）。

國(guó)內(nèi)大部分學(xué)者也都采用了VAR模型來研究我國(guó)貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)，研究一致表明，我國(guó)貨幣政策對(duì)東、中、西部三大地區(qū)的影響存在差異（宋旺、鐘正生，2006等），并且貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)傾向于擴(kuò)大地區(qū)間的差距（楊曉、楊開忠，2007；Guo和 Tajul，2014），東部地區(qū)在貨幣政策傳導(dǎo)速度和深度上都大大優(yōu)于中西部地區(qū)，對(duì)貨幣政策的反應(yīng)更加迅速和敏感，而中西部地區(qū)的反應(yīng)相對(duì)遲緩（劉玄、王劍，2006）。曹永琴（2007）、蔣益民和陳章（2009）將我國(guó)分為八大經(jīng)濟(jì)區(qū)，通過面板模型和SVAR模型證實(shí)了貨幣政策對(duì)我國(guó)八大經(jīng)濟(jì)區(qū)的影響存在差異。Corts和Kong（2007），孔丹鳳、Corts和秦大忠（2007）采用VEC模型研究了我國(guó)貨幣政策的省際效應(yīng)，結(jié)果顯示，沿海省份對(duì)于貨幣政策沖擊的反應(yīng)要比內(nèi)陸省份更大些。陳安平（2007）指出我國(guó)貨幣政策不僅存在區(qū)域上的不對(duì)稱效應(yīng)，在時(shí)間上也存在明顯的不對(duì)稱效應(yīng)，1978年后貨幣政策的對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響要明顯強(qiáng)于1978之前。

關(guān)于貨幣政策區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生的原因，學(xué)者們大部分是從貨幣政策傳播渠道的差異進(jìn)行分析。宋旺、鐘正生（2006）指出利率渠道和信貸渠道是導(dǎo)致貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的重要原因，而匯率渠道基本沒有解釋力。具體而言，區(qū)域生產(chǎn)力水平的差異（蔣益民和陳章，2009）、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和區(qū)域金融結(jié)構(gòu)（劉玄、王劍，2006；蔣益民和陳章，2009）、國(guó)有銀行信貸制度（曹永琴，2007；楊曉、楊開忠，2007）是造成貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的主要原因，并且區(qū)域金融發(fā)展對(duì)削弱貨幣政策區(qū)域效應(yīng)更具實(shí)際意義（蔣益民和陳章，2009）。

綜上所述，大多數(shù)學(xué)者對(duì)于我國(guó)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究都是集中在2005年以前，且多使用年度數(shù)據(jù)。而本文主要研究2005年至今貨幣政策對(duì)京津冀區(qū)域經(jīng)濟(jì)中北京、天津和河北的差異性影響，以謀求貨幣政策能夠在促進(jìn)京津冀經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展中發(fā)揮一定的作用。

三、研究方法

跟Carlino和DeFina（1998、1999）的方法相似，本文采用SVAR模型來衡量貨幣政策對(duì)京津冀三地經(jīng)濟(jì)的影響。由貨幣理論（Friedman和Schwartz，1963）、貨幣政策反應(yīng)公式 （Taylor，1995；McCallum，1988）和區(qū)域經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)（Carlino和DeFina，1995；Groenewold、Chen和Lee，2010）可知，貨幣政策、區(qū)域經(jīng)濟(jì)和價(jià)格水平之間相互影響，由此，我們可得到SVAR模型：

[CYt=A（L）Yt-1+H（L）USGDPt+ut] （1）

其中，C是一個(gè)6×6階的系數(shù)矩陣，描述變量之間的當(dāng)期關(guān)系。A（L）和H（L） 是6×6階滯后算子的參數(shù)矩陣。ut是6×1階結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)。向量Yt為：

[Yt=[MPt，SGDPt，HGDPt，TGDPt，BGDPt，PRICEt]′] （2）

MP是貨幣政策變量。本文將貨幣政策變量分為數(shù)量型貨幣政策變量和價(jià)格型貨幣政策變量（王去非等，2015；黃憲、王旭東，2015；馬鑫媛、趙天奕，2016）。其中，數(shù)量型貨幣政策變量采用M2和M1，盡管貨幣供應(yīng)量是貨幣政策工具操作的對(duì)象，且具有內(nèi)生性，但其距離貨幣政策最終目標(biāo)比較近，與宏觀數(shù)據(jù)頻度相一致，故而很多學(xué)者仍然采用它作為貨幣政策變量（白戰(zhàn)偉、李樹培，2010；肖衛(wèi)國(guó)、劉杰，2013；王去非等，2015；王玉鳳、張淑芹，2015）。對(duì)于價(jià)格型貨幣政策變量，本文選取一年期貸款基準(zhǔn)利率R1（董華平、干杏娣，2015）和全國(guó)銀行間同業(yè)拆借利率R2（黃憲、王旭東， 2015；馬勇，2015）作為衡量指標(biāo)。PRICE是全國(guó)一般價(jià)格水平（用CPI來衡量，2005Q1=100）。HGDP、TGDP和BGDP是河北、天津和北京的實(shí)際GDP（以2005年第1季度為基期），這三個(gè)變量用于衡量京津冀三地的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。SGDP是全國(guó)GDP扣除掉京津冀三地GDP之后的其他地區(qū)的實(shí)際GDP 總和，用以控制其他地區(qū)與京津冀地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng) （Carlino和 DeFina， 1995；Guo和Tajul，2014）。USGDP是美國(guó)實(shí)際GDP。近年來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)融入世界經(jīng)濟(jì)的步伐在不斷加快，京津冀地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受外部的影響也非常大，將USGDP納入本模型主要是為了控制外部沖擊對(duì)京津冀區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響，因此，USGDP在本模型中視為一個(gè)外生變量。

在SVAR系統(tǒng)中，每一個(gè)解釋變量視為該變量和其他變量的滯后變量的函數(shù)。本文通過估計(jì)SVAR模型來分析整個(gè)系統(tǒng)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)。在本模型中，貨幣政策的沖擊是指貨幣政策變量殘差的1個(gè)正向標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊。本文實(shí)證分析采用季度數(shù)據(jù)，樣本估計(jì)期間是2005年第1季度—2016年第1季度，所有的數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫、中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站和萬得資訊。

我們可以把SVAR模型（1）轉(zhuǎn)換成簡(jiǎn)化式VAR模型：

[Yt=Z（L）Yt-1+G（L）WDGDPt+et] （3）

其中，Z（L） = C-1A（L）和G（L） = C-1H（L）是無窮階滯后算子形式， et=C-1ut和ut=Cet描述的是模型的簡(jiǎn)化式擾動(dòng)項(xiàng)和結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)之間的關(guān)系。本文將ut=Cet轉(zhuǎn)化成A-B型 SVAR形式來估計(jì)SVAR模型： Aet=But。本文對(duì)于結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)和簡(jiǎn)化式擾動(dòng)項(xiàng)之間的識(shí)別方法主要是對(duì)矩陣A和B施加限制條件和對(duì)結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)的方差協(xié)方差矩陣做出假設(shè)。

矩陣A反映的是5個(gè)內(nèi)生變量之間的當(dāng)期關(guān)系。在估計(jì)SVAR模型時(shí)，Bernanke和Blinder （1992） 提出一個(gè)普遍使用的識(shí)別條件，他們假設(shè)貨幣政策對(duì)產(chǎn)出水平和價(jià)格水平?jīng)]有當(dāng)期影響，考慮到貨幣政策的時(shí)滯，這個(gè)假設(shè)是比較合理的。但Di Giacinto （2003） 指出當(dāng)研究采用季度數(shù)據(jù)而不是月度數(shù)據(jù)時(shí)，該假設(shè)條件不太適合。白戰(zhàn)偉、李樹培（2010）認(rèn)為我國(guó)貨幣供應(yīng)量的改變?cè)诋?dāng)月開始對(duì)GDP產(chǎn)生影響，3個(gè)月后完全發(fā)揮作用。肖衛(wèi)國(guó)、劉杰（2013）指出，不可預(yù)期的貨幣供應(yīng)量對(duì)產(chǎn)出和通脹的時(shí)滯為3個(gè)月和4個(gè)月。因此，本文假定貨幣政策在當(dāng)期內(nèi)（一個(gè)季度）直接影響產(chǎn)出水平和價(jià)格水平。Fan、Yu和Zhang （2011）指出我國(guó)貨幣政策的制定是遵循Taylor規(guī)則和McCallum規(guī)則的①。因此，在本文中，我們假設(shè)貨幣政策的制定不受當(dāng)期產(chǎn)出和通脹水平的影響，而是受到滯后期的產(chǎn)出和價(jià)格水平的影響（考慮到數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的滯后性，這個(gè)假設(shè)是比較合理的）。由于多年來北京對(duì)周邊地區(qū)的虹吸效應(yīng)，本文假設(shè)在當(dāng)期內(nèi)，國(guó)內(nèi)其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠影響到京津冀地區(qū)，HGDP能夠影響到TGDP和BGDP，TGDP能影響到BGDP，而BGDP在當(dāng)期內(nèi)不能影響HGDP和TGDP。因此，在SVAR模型中，內(nèi)生變量的順序安排是MP、SGDP、HGDP、TGDP、BGDP、PRICE。本文同時(shí)假定結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)具有單位方差，把矩陣B看作是一個(gè)對(duì)角矩陣，對(duì)角元素就是待估計(jì)的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊的標(biāo)準(zhǔn)差。

四、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

在估計(jì)SVAR模型之前，首先需要檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，以確保估計(jì)的有效性。本文在Eviews 8.0上用ADF檢驗(yàn)對(duì)變量的水平數(shù)據(jù)和一階差分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)（見表1），除了一年期貸款利率R1和同業(yè)拆借利率R2以外，所有變量以自然對(duì)數(shù)的形式進(jìn)入分析。從表1中我們可以看到，在水平形式上，LNBGDP、LNHGDP、LNSGDP平穩(wěn)，其他變量不平穩(wěn)。在一階差分形式上，除了LNTGDP之外，其他變量都已經(jīng)平穩(wěn)②。繼續(xù)用PP檢驗(yàn)和KPSS檢驗(yàn)LNTGDP時(shí)發(fā)現(xiàn)LNTGDP一階差分平穩(wěn)。因此，在一階差分形式上，所有的變量都已經(jīng)平穩(wěn)。

當(dāng)所有變量一階差分平穩(wěn)時(shí)，應(yīng)先檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，如果不存在協(xié)整關(guān)系，則采用VAR模型，如果存在協(xié)整關(guān)系，則意味著變量之間存在長(zhǎng)期關(guān)系，應(yīng)該采用VECM模型進(jìn)行估計(jì)。但是，本文沒有進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，直接運(yùn)行SVAR模型，主要原因在于：第一，小樣本（11年）再加上季度數(shù)據(jù)并不足以探討變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系；第二，Bewley等 （1994）指出小樣本估計(jì)的偏度和峰度問題都會(huì)影響對(duì)協(xié)整關(guān)系的衡量；第三，本文主要采用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析貨幣政策對(duì)京津冀三地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，Carlino和DeFina（1998、1999）、Di Giacinto（2003）指出SVAR模型在解釋脈沖響應(yīng)函數(shù)上具有明顯優(yōu)勢(shì)，可以在經(jīng)濟(jì)理論的基礎(chǔ)上對(duì)變量之間的當(dāng)期關(guān)系和短期關(guān)系施加合理的假設(shè)，從而能夠更加準(zhǔn)確地描述變量之間的關(guān)系。在短期內(nèi)，我們認(rèn)為變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系并不是本文的研究重點(diǎn)，因此，本文所有變量的一階差分形式直接進(jìn)入SVAR模型來估計(jì)。

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)

首先，我們采用M2作為貨幣政策變量來估計(jì)SVAR模型（基準(zhǔn)模型），在綜合考慮各種滯后階數(shù)選擇標(biāo)準(zhǔn)之后，本文選定滯后階數(shù)為2，SVAR模型所有根的倒數(shù)都在單位圓之內(nèi)，顯示模型是平穩(wěn)的，模型屬于恰好識(shí)別。脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像如圖2和圖3所示。

圖2展示了對(duì)于M2結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)施加未預(yù)期到的1個(gè)單位的正向標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊（1.43%），所有變量在每一期的脈沖響應(yīng)圖像（即M2增速一次性意外加快1.43%，GDP和其他變量在各期的變化），其中實(shí)線是變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)值，兩條虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。如圖2所示，河北GDP增長(zhǎng)從第1期（季度）開始加速，在第3期加速到最大0.35%，第3期以后其加速開始放緩，長(zhǎng)期（第8期以后）逐漸趨向于0。天津GDP增速也是從第1期開始加快，同樣在第3期達(dá)到最大值0.37%，隨后緩慢下降，長(zhǎng)期逐漸趨向于0。北京GDP增長(zhǎng)在第2期加速到最快0.33%，在第4期以后，其加速開始圍繞0上下波動(dòng)，最終收斂于0。全國(guó)其他地區(qū)綜合GDP的增長(zhǎng)趨勢(shì)跟京津冀地區(qū)類似，在第2期GDP增速便加速至最快0.37%。一般價(jià)格水平增長(zhǎng)在第4期達(dá)到最快0.19%，隨后其增長(zhǎng)開始逐漸趨向于0。

圖3展示了M2增速一次性意外增加1.43%，所有變量的累計(jì)脈沖響應(yīng)增加值圖像（即所有變量在各期累計(jì)的增長(zhǎng)量）。京津冀三地GDP和其他地區(qū)GDP的變化趨勢(shì)基本類似，在第1—4期開始增長(zhǎng)，在第8期以后逐步趨于穩(wěn)定，不同地區(qū)在GDP增長(zhǎng)量上有所區(qū)別，天津GDP增速最快，在第8期（兩年）累計(jì)加速達(dá)1.3%，最終穩(wěn)定于1.7%左右。河北GDP增長(zhǎng)在第8期累計(jì)加快至1.1%，長(zhǎng)期穩(wěn)定于1.3%左右。北京GDP增速增長(zhǎng)相對(duì)較緩，在第8期達(dá)到0.7%，長(zhǎng)期穩(wěn)定于0.9%左右。全國(guó)其他地區(qū)GDP增速在第8期累計(jì)加速至0.7%，長(zhǎng)期穩(wěn)定在0.8%左右。

其次，為檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性，本文采用M1作為貨幣政策變量來估計(jì)SVAR模型，滯后階數(shù)為2。SVAR模型所有根的倒數(shù)都在單位圓之內(nèi)，顯示模型是穩(wěn)定的，模型屬于恰好識(shí)別。為簡(jiǎn)化考慮，我們只列出了GDP對(duì)M1沖擊反應(yīng)的累計(jì)脈沖響應(yīng)圖像（見圖4）。

由圖4可以看出，各地GDP增長(zhǎng)率對(duì)M1沖擊（1.89%）的累計(jì)響應(yīng)圖像與其對(duì)M2沖擊的累計(jì)響應(yīng)圖像極其相似，在第1—5期開始增長(zhǎng)，第8期以后逐漸趨于穩(wěn)定。天津GDP增速仍然最快，河北次之，北京第三，全國(guó)其他地區(qū)GDP增速跟北京相似。天津、河北、北京和全國(guó)其他地區(qū)GDP增速累計(jì)增長(zhǎng)在第8期分別為1.1%、0.8%、0.63%和0.72%，長(zhǎng)期穩(wěn)定水平分別在1.4%、1%、0.8%和0.8%左右。

在數(shù)據(jù)處理程序上，由于原始數(shù)據(jù)水平形式不平穩(wěn)，本文通過一階差分使得數(shù)據(jù)平穩(wěn)，然后直接進(jìn)入SVAR模型。因?yàn)樾颖締栴}，本文沒有檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。Sims、Stock和Watson（1990）認(rèn)為使用一階差分序列來做VAR模型時(shí)，如果原始序列是平穩(wěn)的或者原始序列的變量之間存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，可能會(huì)損失數(shù)據(jù)當(dāng)中蘊(yùn)含的某些重要信息，在這種情況下，可以直接用VAR模型對(duì)水平數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)（Hamilton，1994；Carlino和DeFina，1998）。因此，本文又用水平數(shù)據(jù)（log形式）、以M2為貨幣政策變量來進(jìn)行SVAR模型分析，模型滯后階數(shù)為2，模型本身穩(wěn)定且屬于恰好識(shí)別。如果所得結(jié)果跟一階差分?jǐn)?shù)據(jù)的結(jié)果相似，則證明本文的結(jié)論是穩(wěn)定的。

圖5顯示的是當(dāng)M2一次性意外增加1.14%時(shí)，GDP變化的脈沖響應(yīng)圖。各地區(qū)GDP從第1期開始增長(zhǎng)，前8期內(nèi)出現(xiàn)一些波動(dòng)，在第8期之后逐漸趨于穩(wěn)定。依然是天津GDP增長(zhǎng)最快（第8期：0.37%；長(zhǎng)期穩(wěn)定水平：0.32%），河北、北京和全國(guó)其他地區(qū)GDP增長(zhǎng)水平相似（河北第8期：0.3%，長(zhǎng)期穩(wěn)定水平：0.22%；北京第8期：0.3%，長(zhǎng)期穩(wěn)定水平：0.21%；全國(guó)其他地區(qū)第8期：0.32%，長(zhǎng)期穩(wěn)定水平：0.21%）。由此可見，圖3—圖5的脈沖響應(yīng)圖像就總體趨勢(shì)而言差別不大，本文基準(zhǔn)模型的結(jié)論是可靠的。

綜上所述，就數(shù)量型貨幣政策工具（M2）而言（根據(jù)基準(zhǔn)模型進(jìn)行分析），2005年以后，數(shù)量型貨幣政策工具的實(shí)施（擴(kuò)張型），在總體上對(duì)京津冀地區(qū)的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用要稍好于全國(guó)其他地區(qū)，在京津冀區(qū)域內(nèi)部，數(shù)量型貨幣政策對(duì)京津冀三地的影響呈現(xiàn)出一定的區(qū)域效應(yīng)，擴(kuò)張型政策對(duì)天津的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用最大，河北次之，北京排在最后；就累計(jì)影響而言，天津要比北京高出80%以上，河北比北京稍高。從這個(gè)意義上講，2005年以來，數(shù)量型貨幣政策工具的執(zhí)行在一定程度上有助于京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)差距的縮小。由圖1可知，2005年以后，京津兩地的人均GDP差距不斷縮小，天津人均GDP于2010年超過北京，目前兩地人均GDP基本類似。盡管貨幣政策對(duì)河北的影響稍高于北京，但是河北與京津兩地的差距還是在緩慢增大。也就是說，盡管數(shù)量型貨幣政策工具在一定程度上有助于京津冀三地之間經(jīng)濟(jì)差距的縮小，但是力度還不夠（特別是對(duì)河北而言）。

最后，本文引入價(jià)格型貨幣政策工具：一年期貸款利率（R1）和同業(yè)拆借利率（R2）來分析價(jià)格型貨幣政策工具對(duì)京津冀三地經(jīng)濟(jì)的影響。其中，一年期貸款利率采用央行公布的一年期貸款基準(zhǔn)利率，通過時(shí)間加權(quán)獲得季度數(shù)據(jù)。同業(yè)拆借利率采用全國(guó)銀行間7天加權(quán)平均利率，以月度交易量為權(quán)重加權(quán)獲得季度數(shù)據(jù)。本文以R1和R2分別作為貨幣政策變量來估計(jì)SVAR模型，滯后階數(shù)都為2，模型平穩(wěn)且屬于恰好識(shí)別。其累計(jì)脈沖響應(yīng)圖像如圖6所示。

圖6顯示的是面對(duì)R1和R2的沖擊，京津冀GDP增長(zhǎng)的累計(jì)脈沖響應(yīng)圖像。當(dāng)央行一次性意外加息0.3%時(shí)（一年期貸款利率R1意外增加0.3%，圖6第1列），河北GDP增長(zhǎng)當(dāng)期便開始減速，在第5期減速至最低值-0.48%，在第8期之后逐步趨于穩(wěn)定（-0.21%）。天津GDP增長(zhǎng)在第3期之后才開始減速，在第6期減至最低值-0.3%，第8期以后趨于穩(wěn)定水平-0.2%。北京GDP增長(zhǎng)在第3期即減至最低值-0.52%，但其恢復(fù)得也比較快，第4期以后GDP增長(zhǎng)開始恢復(fù)，第7期以后即轉(zhuǎn)為正增長(zhǎng)，長(zhǎng)期穩(wěn)定于0.08%。

當(dāng)同業(yè)拆借利率R2一次性意外增加0.53%時(shí)（圖6第2列），河北GDP增速當(dāng)期便開始放緩，第3期減至最低值-0.21%，第8期以后逐步趨于穩(wěn)定水平-0.09%。天津GDP增速從第一期開始下降，第5期減至-0.56%，隨后逐漸穩(wěn)定于-0.53%。北京GDP增速反應(yīng)比較靈敏，第2期便減至最低值-0.16%，但其恢復(fù)得也較快，第3期變成正值，第8期達(dá)0.28%，長(zhǎng)期穩(wěn)定于0.21%。

綜上所述，就價(jià)格型貨幣政策工具而言，由于京津冀三地金融業(yè)發(fā)展差距較大（郭小卉、康書生，2016），京津冀三地在受到價(jià)格型貨幣政策沖擊時(shí)的反應(yīng)差別也很大，呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域效應(yīng)?？傮w而言，在京津冀三地間接融資仍然占據(jù)較大比重，所以各變量在面臨一年期貸款利率沖擊時(shí)的反應(yīng)整體上要優(yōu)于在受到同業(yè)拆借利率沖擊后的反應(yīng)③。河北金融業(yè)發(fā)展水平比較落后，傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)（國(guó)有銀行）占據(jù)主導(dǎo)地位，以間接融資為主，因此，在面對(duì)一年期貸款利率的沖擊時(shí)，河北GDP增速下滑的幅度較大。由于金融市場(chǎng)發(fā)展比較落后，金融機(jī)構(gòu)對(duì)于同業(yè)拆借利率的變化相對(duì)不太敏感，所以在面臨同業(yè)拆借利率的沖擊時(shí)，河北GDP增速下滑的幅度比較小。天津金融業(yè)發(fā)展略高于全國(guó)平均水平，金融機(jī)構(gòu)實(shí)力比較雄厚，間接融資占比占據(jù)相當(dāng)規(guī)模，因此，當(dāng)一年期貸款利率一次性意外增加時(shí)，天津GDP增速緩慢下滑了一定的幅度，但下滑幅度要小于河北。近年來，天津社會(huì)融資結(jié)構(gòu)中直接融資的比重在逐步增加，資本市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)相當(dāng)發(fā)達(dá)，所以在受到同業(yè)拆借利率的沖擊時(shí)，天津GDP增速下滑的幅度在京津冀三地中是最大的。北京擁有豐富的優(yōu)質(zhì)金融資源，金融業(yè)發(fā)展處于全國(guó)領(lǐng)先水平，金融機(jī)構(gòu)眾多且已實(shí)現(xiàn)多樣化發(fā)展，資本市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)非常發(fā)達(dá)。金融機(jī)構(gòu)和金融市場(chǎng)對(duì)價(jià)格的變化都非常敏感，所以在面對(duì)一年期貸款利率和同業(yè)拆借利率的沖擊時(shí)，北京GDP增速在前3期之內(nèi)便下滑到最大幅度，同時(shí)，由于北京金融資源豐富，融資結(jié)構(gòu)合理，在面臨利率負(fù)向沖擊的時(shí)候，北京GDP增速短暫下滑之后迅速恢復(fù)，甚至長(zhǎng)期GDP增速還穩(wěn)定于正向增長(zhǎng)水平?？傊?，在面臨價(jià)格型貨幣政策工具的沖擊時(shí)，津冀兩地經(jīng)濟(jì)受到的影響比較大，而北京受到的影響較小，價(jià)格型貨幣政策工具的執(zhí)行呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域效應(yīng)，且在一定程度上擴(kuò)大了京津冀三地之間的經(jīng)濟(jì)差距。

五、結(jié)論

本文使用SVAR模型分析了2005年第1季度—2016年第1季度貨幣政策對(duì)京津冀三地經(jīng)濟(jì)的影響。結(jié)果顯示，貨幣政策對(duì)京津冀三地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響各不相同，整體而言，數(shù)量型貨幣政策的效果要優(yōu)于價(jià)格型貨幣政策。2005年以來，數(shù)量型貨幣政策工具的執(zhí)行在一定程度上縮小了京津冀三地之間的經(jīng)濟(jì)差距，但是力度還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。由于京津冀三地金融業(yè)發(fā)展差距比較大，價(jià)格型貨幣政策工具的執(zhí)行對(duì)京津冀三地的影響差異也非常大，并且這種差異要大于數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)京津冀地區(qū)的差異性影響，同時(shí)，這種差異在一定程度上擴(kuò)大了京津冀三地之間的經(jīng)濟(jì)差距。因此，從貨幣政策的角度來看，促進(jìn)京津冀經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展，應(yīng)當(dāng)做到以下兩點(diǎn)：

第一，就貨幣政策工具而言，可以考慮對(duì)河北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較落后地區(qū)（如環(huán)京津貧困帶、張承地區(qū)、河北西部山區(qū)）的金融機(jī)構(gòu)適當(dāng)實(shí)行定向降準(zhǔn)，對(duì)于河北落后農(nóng)村和小微企業(yè)，可以加大支農(nóng)再貸款和支小再貸款的力度。同時(shí)，應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮貨幣政策調(diào)結(jié)構(gòu)的作用，利用新型貨幣政策工具（如抵押補(bǔ)充貸款、借貸便利和合格抵押品質(zhì)押再貸款等）來引導(dǎo)河北經(jīng)濟(jì)不斷淘汰落后產(chǎn)能、轉(zhuǎn)型升級(jí)，逐步向綠色、生態(tài)、和諧和可持續(xù)發(fā)展靠攏。總之，應(yīng)不斷提高貨幣政策的靈活性，充分發(fā)揮貨幣政策“定向調(diào)控、精準(zhǔn)發(fā)力”的作用，加大對(duì)河北經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支持力度，縮小京津冀三地之間的經(jīng)濟(jì)差距。

第二，大力發(fā)展河北省的金融業(yè)，引進(jìn)新型金融機(jī)構(gòu)，發(fā)展貨幣市場(chǎng)和多層次資本市場(chǎng)。河北應(yīng)不斷引進(jìn)京津兩地優(yōu)質(zhì)的金融資源，爭(zhēng)取京津兩地的金融市場(chǎng)向河北開放。同時(shí)，加強(qiáng)京津冀三地金融機(jī)構(gòu)的橫向聯(lián)合，促進(jìn)京津冀地區(qū)的金融協(xié)同發(fā)展，建立京津冀統(tǒng)一開放的金融市場(chǎng)，以有效疏通價(jià)格型貨幣政策工具的傳導(dǎo)機(jī)制，逐步縮小價(jià)格型貨幣政策工具對(duì)京津冀三地的差異性影響。

此外，本文的研究有一定的局限性。首先，由于數(shù)據(jù)的可得性，研究期間比較短，長(zhǎng)期的趨勢(shì)性可能顯現(xiàn)得不夠充分，存在小樣本問題；其次，本文在實(shí)證分析過程中沒有考慮到2008年次貸危機(jī)的影響，危機(jī)前和危機(jī)之后貨幣政策對(duì)京津冀地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響可能會(huì)有所差別。這些問題期望在后續(xù)研究中得到解決。

注：

①Taylor（1993）提出了泰勒規(guī)則，認(rèn)為央行在制定貨幣政策時(shí)（利率變化），主要是依據(jù)預(yù)期的通脹缺口和產(chǎn)出缺口。McCallum（1988） 規(guī)則是指貨幣供應(yīng)量的變化也是主要依據(jù)預(yù)期的通脹缺口和產(chǎn)出缺口的。這兩個(gè)規(guī)則主要用來描述當(dāng)預(yù)期通脹高于通脹目標(biāo)和真實(shí)產(chǎn)出高于自然產(chǎn)出水平時(shí)，央行如何提高利率或者增加貨幣供應(yīng)量。

②LNUSGDP在一階差分形式“none項(xiàng)”的檢驗(yàn)下平穩(wěn)：-1.951**。

③各變量也包括其他地區(qū)GDP、一般價(jià)格水平，在本文沒有列示，感興趣的讀者可向作者索要。

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