蔣彬 方勇華

[摘 要] 基于采用向量自回歸模型與廣義脈沖響應函數(shù)，從地方政府行為差異的角度出發(fā)，對我國貨幣政策的區(qū)域效應進行實證檢驗，結果表明：我國貨幣政策存在區(qū)域效應的主要原因是各區(qū)域政府對區(qū)域經濟的干涉與控制力度不同;地方政府對經濟干預越多，其對貨幣政策的反應效果越弱。加強經濟欠發(fā)達地區(qū)的市場化進程，減少政府對經濟的干預程度，改善區(qū)域金融生態(tài)環(huán)境，增強區(qū)域間的金融合作，可有效消除貨幣政策的區(qū)域效應。

[關鍵詞] 區(qū)域經濟;貨幣政策;區(qū)域效應;廣義脈沖響應函數(shù)

[中圖分類號] F493[文獻標識碼] A[文章編號] 1009-6043（2020）08-0178-04

Abstract： Based on the vector autoregressive model and generalized impulse response function， this paper empirically tests the regional effect of monetary policy in China from the perspective of local government behavior differences. The results show that the main reason for the regional effect of monetary policy in China is that the regional governments' interference and control on regional economy are different. The more local governments intervene in the economy， the weaker their response to the monetary policy is. The regional effect of monetary policy can be effectively eliminated by strengthening the marketization process in underdeveloped areas， reducing the degree of government intervention in the economy， improving the regional financial ecological environment， and strengthening the regional financial cooperation.

Key words： regional economy， monetary policy， regional effect， generalized impulse response function

一、引言及文獻回顧

國內學者對貨幣政策區(qū)域效應問題的研究最初基本上從貨幣政策傳導機制的角度出發(fā)。于則（2006）構建了向量自回歸模型，實證研究了我國貨幣政策區(qū)域效應，其研究結果表明我國各地區(qū)對貨幣政策的反應幅度由大到小依次是東部地區(qū)、東北和中部地區(qū)、西部地區(qū)。[1]宋旺、鐘正生（2006）的研究則認為，我國之所以存在貨幣政策的區(qū)域不對稱性，主要歸因于信貸傳導渠道和利率傳導渠道。[2]蔣益民、陳章（2009）的研究則表明，我國8大綜合經濟區(qū)對貨幣政策反應不一的主要原因是各區(qū)域的產業(yè)結構不同。[3]胡振華、胡緒紅（2007）的研究則表明，區(qū)域金融結構的不同也是造成貨幣政策區(qū)域效應的原因。[4]索彥峰等（2007）的研究表明，貨幣政策區(qū)域效應是因各區(qū)域銀行體系信貸的能力差異所造成的各區(qū)域私人部門的信用可得性不同，最終導致各區(qū)域的經濟發(fā)展水平參差不齊。[5]卞志村、楊全年（2010）分析得出我國商業(yè)銀行地域性信貸配給和結構性信貸配給行為是造成我國貨幣政策區(qū)域效應的原因。[6]中國人民銀行武漢分行課題組基于金融發(fā)展收斂視角，對我國區(qū)域金融發(fā)展差異的動態(tài)變化對貨幣政策區(qū)域效應的影響進行了實證研究，其研究結果證明八大經濟區(qū)域金融發(fā)展水平存在σ收斂和條件β收斂趨勢，我國區(qū)域金融發(fā)展收斂速度與貨幣政策的區(qū)域效應之間存在顯著正相關性。[7]

總體來看，現(xiàn)有文獻對貨幣政策的區(qū)域效應的研究主要基于兩個途徑，一是從古典凱恩斯主義的利率傳導機制，二是從后凱恩斯學派的信用傳導機制。前者強調利率變化影響企業(yè)的資金成本，從而影響產出，不同產業(yè)對利率敏感性不同，而不同地區(qū)產業(yè)結構不一樣從而最終體現(xiàn)在貨幣政策對于不同地區(qū)具有不同的政策效應。后者強調不同區(qū)域信貸可得性的重要，又分為銀行信貸渠道和金融加速器渠道，一方面不同區(qū)域由于金融結構、銀行大小、融資渠道等的差異從而導致不同區(qū)域在實行緊縮性貨幣政策時可獲得信貸資金的能力具有較大差異從而導致產出不一樣;另一方面，緊縮性政策通過影響企業(yè)資產負債表結構從而影響企業(yè)獲得貸款的能力，經營穩(wěn)定、信用良好的企業(yè)由于更容易獲得貸款，從而導致貨幣政策對中小企業(yè)比重大的地區(qū)具有更大的效果。從已有研究成果看，目前所有文獻均忽略了我國金融發(fā)展程度地區(qū)差異的另一個重要原因，即政府行為的影響。目前我國經濟發(fā)展仍以政府主導型為主，地方政府行為對各區(qū)域金融生態(tài)環(huán)境的發(fā)展起著至關重要的作用，而目前我國貨幣政策的傳導則是以信貸傳導為主，由地方政府行為異質性而造成的各地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境的不同必然影響貨幣政策的實施效果，從而最終造成貨幣政策效果的區(qū)域性差異。

我國幅員遼闊，客觀上存在東、中、西三大經濟區(qū)域。尤其是改革開放以來，因不同區(qū)域間地理位置、自然資源、國家政策、開放程度等諸多因素的差異，進一步加劇了區(qū)域間的經濟發(fā)展不平衡。然而，由于東部發(fā)達地區(qū)在我國經濟中的地位更重，使得國家宏觀政策的制定必然以其為參照，這導致統(tǒng)一的宏觀調控政策措施在一定程度上進一步加劇了區(qū)域間經濟發(fā)展的不平衡。因此研究貨幣政策效應的區(qū)域差異性，針對不同區(qū)域采取不同的差異性政策，對促進我國各區(qū)域經濟的協(xié)調可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

二、當前我國的地方政府行為分析

改革開放以來中央與地方的財政分權極大的調動了地方政府的積極性，擴大了地方政府對轄區(qū)的主導權，促使各地方勢力的崛起。此外，隨著分權改革的進行，中央對地方官員升遷過往常以GDP為主要考核指標的機制促使地方政府將發(fā)展經濟放在首位，造成地方政府間的競爭興起，各地方出于本地區(qū)的利益，都以本地區(qū)經濟發(fā)展為首要任務，想盡各種辦法保證本地區(qū)經濟的發(fā)展。

在這一輪分權改革中，到1983年底，大多數(shù)國有企業(yè)被劃為地方政府所有，成為了地方政府發(fā)展經濟的重要資源。在我國這樣一個新興經濟體而言，對經濟發(fā)展邊際貢獻率最高的當屬資本，而資本對于各地來說也是最為緊缺的生產要素。財政分權后，受限于地方政府的財政收入，各地政府紛紛將注意力轉向對金融資源的控制。由于地方政府之間的競爭關系，地方金融資源尤其是信貸資源作為稀缺品被地方政府牢牢控制，金融市場中的“銀政壁壘”限制了金融資源的自由流動，形成商業(yè)銀行地域性信貸配給行為。在國有企業(yè)的市場化改革過程中，國有經濟所占份額越高、改革時間越晚的區(qū)域，政府對金融機構的干預程度越深。反之，改革時間越早、國有經濟份額占比越小的區(qū)域，政府對金融機構的干預程度越淺。隨著時間的推移，各地區(qū)金融發(fā)展的差異便會顯現(xiàn)出來，國有經濟所占份額越小、對地方金融干預越小的地區(qū)其金融深化程度將明顯高于其它地區(qū)。在中央實行統(tǒng)一的貨幣政策時，因為各地區(qū)地方政府對經濟的干預不同造成地區(qū)金融發(fā)展程度不一樣，從而導致貨幣政策通過信貸渠道對各地區(qū)產出影響也不一樣，最終表現(xiàn)為貨幣政策的區(qū)域效應。

可見，政府行為的差異主要表現(xiàn)在對地方經濟的控制與干預程度上，其中國有經濟占當?shù)亟洕姆蓊~是一個重要指標，由于數(shù)據(jù)的可得性，本研究中當?shù)貒薪洕煞菟急戎?，采用當?shù)貒屑皣锌毓善髽I(yè)工業(yè)總產值與當?shù)毓I(yè)總產值之比來表征。此外，因地方政府對經濟的干預也表現(xiàn)在財政支出上，故研究采用社科院發(fā)布的《中國地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境評價》所用之指標，以當?shù)卣斦С稣籍數(shù)谿DP的比例（FIGDP）從地方財政這一方面反應政府對經濟的干預程度。因為我國在很大程度上是政府主導型經濟，地方經濟發(fā)展的很大一部分來源于地方財政支出，不同地區(qū)財政支出占當?shù)谿DP比重的不同，也從一定程度上反應該地區(qū)政府對當?shù)亟洕母深A度。鑒于我國國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產值占工業(yè)總產值的比重與各地區(qū)財政支出占GDP比重一直以來都是西部大于中部，中部大于東部，東北地區(qū)位于西部與中部之間。因此在政府干預方面，西部干預最多，東部最少，其次是中部與西部，久而久之便造成地區(qū)金融發(fā)展的不平衡。因此貨幣政策對各地區(qū)的效應由于政府干預程度不同而不同，地方政府干預最多的西部由于金融市場自由化低從而對貨幣政策的反應最弱，地方政府干預最少的東部由于金融市場自由化高從而對貨幣政策的反應最強，貨幣政策的區(qū)域效應明顯。

三、模型及變量

（一）模型設定

構建向量自回歸模型（VAR）和脈沖響應函數(shù)（IRF）研究貨幣政策的區(qū)域效應。一般VAR（p）的模型形式為：

yt=θ1yt-1+θ2yt-2+……θpyt-p+Axt+εt （1）

（1）式中的yt為k維內生變量列變量，xt為d維外生變量列變量，p為滯后階數(shù)，εt為k維擾動列向量，變量之間彼此可同期相關，但不與其自身滯后值相關且不與等式右邊的變量相關，且εt的協(xié)方差矩陣是一個K×K的正定矩陣。

在估計VAR模時一般可以用最小二乘法或廣義最小二乘法估計。在使用VAR模型時，我們更關心的是一個變量沖擊對其它變量的影響，即用到脈沖響應函數(shù)（IRF），一般的脈沖響應通常采用Cholesky分解完成，但是其結果嚴格依賴于模型中變量的次序，因此往往造成研究結果的不穩(wěn)定性。廣義脈沖響應函數(shù)（GIRF）克服了上述缺陷，可以得出不考慮變量排序問題而得出唯一的脈沖響應函數(shù)。卞志村、楊全年（2010）采用GIRF研究貨幣政策的區(qū)域效應。本文也沿用VAR模型和GIRF來研究此問題。[12]

（二）變量、區(qū)域確定及數(shù)據(jù)來源

當前我國利率市場化改革尚未完成，因此本研究沒有直接用利率做為我國貨幣政策變量，而是選取M1做為貨幣政策的代理變量。同時貨幣政策的最終效果是影響區(qū)域產出和物價水平，因此在區(qū)域層面的VAR內生變量的選取上，使用各區(qū)域的GDP及CPI定基指數(shù)（1978年為100）。在區(qū)域的劃分上，國內各文獻也不同，主要有三區(qū)域（東、中、西）、四區(qū)域（東、中、西、東北）和國務院發(fā)展研究中心提出的八區(qū)域劃分法。為了消除由人為規(guī)定區(qū)域劃分而造成的對結論的影響以及為了本文的研究目的，本文以省為單位來研究貨幣政策對全國29個?。ㄖ貞c與西藏因數(shù)據(jù)不全剔除）的影響。

本文M1，各省GDP及各省CPI使用1978年～2017年的數(shù)據(jù)，各省財政支出（FIGDP）、各省國有及國有控股企業(yè)工業(yè)產值占工業(yè)產值的比例（STATE）使用1994年-2017年的數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》和相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。所有變量取自然對數(shù)，由于考慮到VAR模型是研究內生變量間的相互關系，而且本文以貨幣供應量作為研究出發(fā)點，貨幣供應量本身的增減會對物價產生影響，CPI也已作為區(qū)域層面內生變量引入模型，如果將M1進行物價調整便無法解釋M1在VAR模型中影響CPI的經濟意義，因此此處不對數(shù)據(jù)進行物價調整。

四、實證分析

VAR模型要求所有序列均為平穩(wěn)性序列，故先對所有變量進行平穩(wěn)性檢驗（因序列較多，下表僅隨機列出四川省的檢驗結果）。

對于所有序列，原序列為非平穩(wěn)序列，但是其一階差分序列為平穩(wěn)序列。M1、GDP、定基CPI的一階差分序列可以近似表示為貨幣供應量增長率、GDP增長率和通貨膨脹率。因此可以用變量的一階差分序列建立無約束的VAR模型。

再根據(jù)各模型滯后期的SIC、SC、HQ等信息準則，我們選擇模型的滯后期為2期。經檢驗，滯后期為2期的VAR模型的所有單位根均在單位圓內，模型是穩(wěn)定的。因此我們最終建立的模型如下：

其中i代表各省，此VAR（2）模型分別對29個省做回歸。各省經濟對貨幣政策變量單位沖擊的廣義脈沖響應函數(shù)（GIRF）結果如表2、表3所示：

從表2、表3可以看出，我國貨幣政策存在明顯的區(qū)域效應，從平均值來看，東部地區(qū)最大響應平均值、最大累積響應平均值、累積響應穩(wěn)定值的平均值均為全國最高，西部則是全國最低，中部與東北其次。但是應該看到，不同區(qū)域內部各省對貨幣政策的反應也各不一樣。總體而言，我國貨幣政策區(qū)域效應明顯，尤其體現(xiàn)在西部欠發(fā)達地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應顯著小于其它經濟較發(fā)達地區(qū)。這一結論與我國其它學者的研究結果基本符合，但是本文從區(qū)域最小劃分單元及各省角度重新做了分析，得出即使在各區(qū)域內部，貨幣政策沖擊的脈沖響應也不盡相同，因此中央銀行也不應簡單的按照普通區(qū)域劃分法來實行差別化貨幣政策規(guī)則。

采用各省的橫向數(shù)據(jù)進行比較，進一步研究地方政府對經濟的干涉與控制力度和貨幣政策區(qū)域效應之間的關聯(lián)。由于數(shù)據(jù)的可得性，在解釋變量上，各地區(qū)國有及國有控股工業(yè)產值占工業(yè)總產值的比重（STATE）以及各地區(qū)財政支出占當?shù)谿DP比例（FIGDP）均以2002年～2017年16年的數(shù)據(jù)為基礎計算其平均值，總共有29個省，即有29個橫向數(shù)據(jù)。在被解釋變量上，以各省產出對貨幣政策的最大響應（max shock）作為各省經濟對貨幣政策的反應，以14期累積響應穩(wěn)定值（stable shock）作為貨幣政策的傳導深度。

各變量的相關系數(shù)及回歸結果如下：

從以上兩表可以看出，無論是從強度來看，還是從深度來看，各指標與貨幣政策的響應值之間存在明顯的負相關關系。在回歸分析中，由于STATE與FIGDP存在多重共線性，因此用兩指標單獨與貨幣政策反應變量回歸，R2較低是由于影響貨幣政策響應的因素除了上述兩個外還有其它因素，但是此處我們只關注其符號和顯著性，從結果可以看出STATE與FIGDP的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負，也就是說在國有經濟占比較高、財政支出占GDP較高的省份，其對貨幣政策的反應越弱。換句話說，也就是政府對經濟控制力越強，干預程度越深，貨幣政策的效果就越弱。我國西部地區(qū)地方政府對經濟的干預明顯強于東部，這在一定程度上可以解釋為何西部地區(qū)經濟對貨幣政策沖擊的反應小于其它地區(qū)。

五、結論

研究表明，我國存在明顯的貨幣政策區(qū)域效應，其主要原因是各區(qū)域政府對區(qū)域經濟的干涉與控制力度不同;地方政府對經濟干預越多，其對貨幣政策的反應效果越弱。從各區(qū)域政府行為差異導致地方政府對經濟控制力不同這個角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)地方政府對區(qū)域經濟的干預程度會顯著影響貨幣政策的效果，地方政府對經濟控制力最強，干預最多的西部對貨幣政策沖擊的反應明顯小于其它地區(qū)。要解決這一問題，應加快西部地區(qū)的市場化進程，減少政府對經濟的干預，削弱唯GDP是從的官員考核機制，建立區(qū)域金融中心，以區(qū)域金融中心為依托，增強各地區(qū)間的金融合作，完善地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境。此外，短期應充分發(fā)揮差別化貨幣政策工具的作用，對貨幣政策調控以行政劃分區(qū)域方式改為更為合理的方法，充分發(fā)揮財政政策在縮小區(qū)域經濟發(fā)展差異的作用。

[參考文獻]

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[2]宋旺，鐘正生.我國貨幣政策區(qū)域效應的存在性及原因——基于最優(yōu)貨幣區(qū)理論的分析[J].經濟研究，2006（3）：46-58.

[3]蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策區(qū)域效應的實證研究：1978-2006[J].金融研究，2009（4）：180-195.

[4]胡振華，胡緒紅.金融結構差異與貨幣政策的區(qū)域效應[J].財貿研究，2007（5）：73-78.

[5]索彥峰，陳繼明.中國貨幣政策的區(qū)域效應研究——來自信用觀點的解釋[J].當代經濟科學，2007（6）：1-9.

[6]卞志村，楊全年.中國貨幣政策效應的區(qū)域性配給均衡分析[J].金融研究，2010（9）：34-50.

[7]中國人民銀行武漢分行課題組，楊立杰.我國區(qū)域金融發(fā)展差異的動態(tài)變化對貨幣政策區(qū)域效應的影響——基于金融發(fā)展收斂視角的實證研究[J].武漢金融，2016（4）：4-9.

[責任編輯：趙磊]