(武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院　湖北　武漢　430072)

一、文獻綜述

Scott(1955)認(rèn)為由于美國不同行政區(qū)和不同類別銀行的自由儲備時間變動不一樣，表明公開市場操作在從中心市場向周邊地區(qū)傳導(dǎo)的過程中存在重要的時滯現(xiàn)象，他的分析開創(chuàng)了貨幣政策區(qū)域效應(yīng)領(lǐng)域的研究先河。隨著相關(guān)統(tǒng)計學(xué)理論與工具的發(fā)展創(chuàng)新，1980年，Sims第一次提出了向量自回歸(VAR)模型，此后，許多學(xué)者開始運用VAR(或SVAR)模型進行貨幣政策效應(yīng)區(qū)域差異的分析。Carlino和Defina(1998)通過結(jié)構(gòu)性向量自回歸(SVAR)模型，研究了個人真實收入對貨幣政策的反應(yīng)程度，結(jié)果證明了貨幣政策效應(yīng)在不同地區(qū)間確實存在差異，而影響貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的關(guān)鍵因素則是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異性。HansN.E.等(2005)對中國是否最優(yōu)貨幣區(qū)進行分析，通過對各地區(qū)國民生產(chǎn)總值、貿(mào)易、通貨膨脹等方面指標(biāo)的測算，運用面板數(shù)據(jù)分析認(rèn)為中國實際上比預(yù)期假設(shè)的更符合最優(yōu)貨幣區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)。與此同時，也有大量文獻探究貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的成因，這些原因大體上可以歸結(jié)為三類：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異、金融結(jié)構(gòu)的差異、企業(yè)結(jié)構(gòu)的差異。

二、實證模型

(一)數(shù)據(jù)樣本

本文按照2005年國務(wù)院發(fā)展研究中心發(fā)布的《地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略和政策》報告將內(nèi)地劃分為八大綜合經(jīng)濟區(qū)依次進行實證檢驗，數(shù)據(jù)樣本的選取均是從2004年到2014年的月度數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)選擇和變量選取方面，故本文選取實際廣義貨幣供應(yīng)量M2作為貨幣政策的代表變量，取對數(shù)后記為LnM2。在產(chǎn)出的衡量指標(biāo)上，本文擬選取區(qū)域月度GDP作為產(chǎn)出的代表變量，但是由于月度的GDP數(shù)據(jù)不可得，故選擇固定資產(chǎn)投資額作為代表以表示GDP的相對變化，取對數(shù)后記為LGDP。本文選取的樣本區(qū)間為2004一2014年，所有數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)均來源于中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，TRADING ECONOMICS，CEIC數(shù)據(jù)庫。

(二)單位根檢驗

各變量的ADF檢驗值如下表，其中各變量含義依次為：LnM2為貨幣供應(yīng)量M2取對數(shù)，LnGDPby、LnGDPcj、LnGDPdb、LnGDPdy、LnGDPhh、LnGDPny、LnGDPxb、LnGDPxn依次為北部沿海、長江中游、東北、東部沿海、黃河中游、南部沿海、西北、西南地區(qū)的GDP取對數(shù)后的數(shù)據(jù)，d(LnM2)為貨幣供應(yīng)量M2取對數(shù)后的一階差分，dd(LnM2)為貨幣供應(yīng)量M2取對數(shù)后的二階差分，其他依次類推。

表2.1　相關(guān)數(shù)據(jù)的ADF檢驗

(三)協(xié)整檢驗

表2.2　協(xié)整檢驗結(jié)果

從上表協(xié)整檢驗的數(shù)據(jù)來看，滯后一期和滯后兩期的t值和P值均符合協(xié)整條件，故綜上所述，本文八個綜合經(jīng)濟區(qū)的月度生產(chǎn)總值GDP和金融機構(gòu)貸款額M2之間存在著協(xié)整關(guān)系。

(四)VEC檢驗

根據(jù)VAR模型的基本原理，建立我國貨幣政策傳導(dǎo)區(qū)域效應(yīng)的向量自回歸模型：

基本形式為：yt=A1*yt-1+…+Ap*yt-p+B*xt+εt，其中yt表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，xt則表示外生變量，視具體情況而定；B、Ap為系數(shù)矩陣，P=l，2，3……，t=l，2，3……，εt是隨機擾動變量。

八大區(qū)域向量誤差修正模型實證結(jié)果如下，為節(jié)省篇幅，本文主要列舉代表性區(qū)域。

表2.3長江中游地區(qū)向量誤差修正模型

表2.4東北地區(qū)向量誤差修正模型

表2.5東部沿海地區(qū)向量誤差修正模型

表2.6黃河中游地區(qū)向量誤差修正模型

八大綜合經(jīng)濟區(qū)基于滯后階數(shù)為2的VEC模型估計結(jié)果如上圖示，從相關(guān)t值對比和擬合度R值的分析來看，八大綜合經(jīng)濟區(qū)估計得出的向量誤差修正模型擬合程度都相對較好，R值都差不多在0.38左右波動。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

本文將通過觀察脈沖響應(yīng)函數(shù)產(chǎn)生的波峰曲線的差異來判斷貨幣政策存在的區(qū)域差異，為了進一步細化分析，下表提供了各個區(qū)域?qū)ω泿殴?yīng)量M2沖擊的響應(yīng)程度。

表2.7　M2沖擊下各區(qū)域產(chǎn)出累計響應(yīng)差異比較

綜上所述，我們可以大致看到在貨幣供應(yīng)量M2受到了一個標(biāo)準(zhǔn)差的系統(tǒng)性沖擊以后，八大區(qū)域初期都會產(chǎn)生振幅不同的響應(yīng)，隨著時間的推移，最終各大區(qū)域都穩(wěn)定產(chǎn)生了正值響應(yīng)，整體來看表現(xiàn)出了明顯的區(qū)域差異。從最后的均衡值來看，我們發(fā)現(xiàn)對于貨幣供應(yīng)量M2響應(yīng)程度，排名較為靠前的是長江中游，黃河中游和東北地區(qū)，而傳統(tǒng)的東部沿海和南部沿海地區(qū)對于M2的響應(yīng)程度有所下降，本文認(rèn)為原因有以下兩點：1、數(shù)據(jù)采集區(qū)間問題；2、由于現(xiàn)階段國家更加注重區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，隨著東北老工業(yè)基地振興、長江中游城市群等戰(zhàn)略的推進，導(dǎo)致相關(guān)區(qū)域?qū)τ谪泿耪叩拿舾谐潭壬仙愃茤|部沿海地區(qū)則由于金融體系逐漸與西方發(fā)達國家靠攏，加之其信貸渠道的通暢及其金融市場的自由化，導(dǎo)致其對于貨幣政策的沖擊有一定的削弱效應(yīng)。

三、結(jié)論

本文利用了VEC模型研究了貨幣政策對我國各區(qū)域經(jīng)濟的影響程度，通過研究證實了統(tǒng)一的貨幣政策在我國確實存在著明顯的區(qū)域差異效應(yīng)，從實證的數(shù)據(jù)來看，整體來說，東部地區(qū)產(chǎn)出對貨幣政策變動的敏感性比西部地區(qū)要高很多，而且隨著我國振興東北老工業(yè)基地、中部崛起戰(zhàn)略的推進，長江中游城市群對貨幣供應(yīng)量M2的敏感程度逐步上升，但由于東部沿海地域金融體系相對發(fā)達，面對貨幣政策沖擊時可以采取的渠道較多(信貸渠道較為通暢)，故其對貨幣供應(yīng)量M2的敏感程度有所下降。

從最優(yōu)貨幣區(qū)的評價標(biāo)準(zhǔn)出發(fā)，本文認(rèn)為貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)，主要是由于以下這些因素所造成的：經(jīng)濟環(huán)境差異、金融中介差異、微觀主體差異。首先從經(jīng)濟環(huán)境差異的角度看，東部地區(qū)自身得天獨厚的地理優(yōu)勢導(dǎo)致其區(qū)域生產(chǎn)總值和人均GDP均占區(qū)域之首，且由于區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(東部第二、第三產(chǎn)業(yè)較為發(fā)達)和區(qū)域市場化程度的差異，導(dǎo)致各大區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀不盡相同，加之得益于政策紅利，央行在施行貨幣政策時也會主動考慮其經(jīng)濟發(fā)展的需求，而這種發(fā)展不對稱性往往就導(dǎo)致了貨幣政策實施的區(qū)域效應(yīng)；其次由于各個區(qū)域金融中介的發(fā)展歷史和現(xiàn)狀也存在很大的差異性，比如沿海地段金融市場較為發(fā)達，信貸渠道較為暢通，而西部地區(qū)往往會由于各種外在因素的干擾導(dǎo)致貨幣政策的傳導(dǎo)機制失效，所以也會導(dǎo)致所謂的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)；再者，從各個區(qū)域投資水平、人均收入和物價來看，往往東部和沿海地段的企業(yè)較為密集，人均可支配收入也較多，消費傾向較高，自然貨幣政策的實施是有效率的，而西部地區(qū)的傳導(dǎo)機制相對緩慢、低效，故也是貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的一個直接原因。

【參考文獻】

[1]Scott.I.O.The Regional Impact of Monetary Policy[J].The Quarterly Journal of Economics，1955(2).

[2]Robert Mundell.Currency Areas，Volatility and Intervention[J].Journal of Policy Modeling，2000，223：.

[3]Gerald Carlino，Robert DeFinan.The Differential Regional Effects of Monetary Policy：Evidence from the U.S.States[J].Journal of Regional Science，2002，392：.

[4]Ivo.Arnold，Evert B.Vrugt.Firm Size，Industry Mix and the Regional Transmission of Monetary Policy in Germany[J].German Economic Review，2002(5).

[5]Michael T.Owyang，J.Howard.Structural Breaks and Regional Disparities in the Transmission of Monetary Policy[Z].Fedexal Reserve Bank of St.Louis Working Papers，2004(8).

[6]曹永琴，中國貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異研究[J]，數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007.09：PP.37一47

[7]吳金福.我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究[D].暨南大學(xué)，2013.

[8]蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的實證研究：1978～2006[J].金融研究，2009，04：180-195.

[9]閆力，劉克宮，張次蘭.貨幣政策有效性問題研究——基于1998～2009年月度數(shù)據(jù)的分析[J].金融研究，2009，12：59-71.