陳 忱 高 然 龔六堂

一、引言

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡是中國經(jīng)濟的重要特征之一。改革開放40余年來,中國在由沿海向內陸不斷開放發(fā)展的過程中,各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平獲得了極大提高,但同時也表現(xiàn)出在生產(chǎn)力水平、市場化程度、金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構等方面的不平衡特征。這可能導致中國貨幣政策傳導存在區(qū)域異質性,即貨幣政策在不同區(qū)域的傳導存在效果上的差異。二十大報告明確將區(qū)域協(xié)調發(fā)展作為國家經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略之一,并強調健全宏觀經(jīng)濟治理體系。貨幣政策作為國家宏觀調控最重要的工具之一,回答其在傳導過程中是否存在區(qū)域異質性,對于深入實施區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略具有較強的理論意義。

Scott(1)Scott I., “The Regional Impact of Monetary Policy”, Quarterly Journal of Economics,Vol.69,No.2,1955,pp.269-284.在對美國公開市場操作的研究中,最早發(fā)現(xiàn)了貨幣政策傳導的區(qū)域異質性。此后,這一問題受到越來越多的學者關注。Toal(2)Toal W., “Regional Impacts of Monetary and Fiscal Policies in the Postwar Period: Some Initial Test”, Federal Reserve Bank of Atlanta Working Paper,1977.、Garrison和Chang(3)Garrison C., Chang H., “The Effects of Monetary Forces in Regional Economic Activity”, Journal of Regional Science,Vol.19,1979,pp.15-29.、Garrison和Kort(4)Garrison C., Kort J., “Regional Impact of Monetary and Fiscal Policy: A Comment”, Journal of Regional Science,Vol.23,No.2,1983,pp.249-261.以及Carlino和Defina(5)Carlino G., Defina R., “The Differential Regional Effects of Monetary Policy”, Review of Economics and Statistics,Vol.80,No.4,1998,pp.572-587.(6)Carlino G., Defina R., “The Differential Regional Effects of Monetary Policy: Evidence from the US States”, Journal of Regional Science,Vol.39,No.2,pp.339-358.等通過實證研究證實了美國貨幣政策傳導存在區(qū)域異質性,例如五大湖地區(qū)對貨幣政策的反應程度較強,而西南地區(qū)和洛基山地區(qū)對貨幣政策的反應程度較弱。貨幣政策傳導的區(qū)域異質性在其他一些國家和地區(qū)也先后被實證研究所證實,如Georgopoulos(7)Georgopoulos G., “Measuring Regional Effects of Monetary Policy in Canada”, International Advances in Economic Research,Vol.7,No.2,2001,pp.269-269.對加拿大、Arnold和Vrugt(8)Arnol I., Vrugt E., “Regional Effects of Monetary Policy in the Netherlands”, International Journal of Business &Economics,Vol.1,No.2,2002,pp.123-134.對荷蘭、Nachane和Ghosh(9)Nachane D., Ghosh S., “Does Monetary Policy Have Differential State-Level Effects?—An Empirical Evaluation”, Economic &Political Weekly,Vol.37,No.47,2002,pp.4723-4728.對印度、Arnold和Vrugt(10)Arnold I., Vrugt E., “Firm Size, Industry Mix and the Regional Transmission of Monetary Policy in Germany”, German Economic Review,Vol.5,No.1,2004,pp.35-59.對德國以及Huchet(11)Huchet M., “Does Single Monetary Policy Have Asymmetric Real Effects in EMU?”, Journal of Policy Modeling,Vol.25,No.2,2003,pp.151-178.、Belke和Gros(12)Belke A., Gros D., “Asymmetries in Transatlantic Monetary Policy-making: Does the ECB Follow the Fed?”, Journal of Common Market Studies,Vol.43,No.5,2005,pp.921-946.、Elbourne和Haan(13)Elbourne A., Haan J., “Modeling Monetary Policy Transmission in Acceding Countries: Vector Autoregression versus Structural Vector Autoregression”, Emerging Markets Finance and Trade,Vol.45,No.2,2009,pp.4-20.等對歐元區(qū)的研究。貨幣政策傳導的區(qū)域異質性已成為貨幣政策研究領域基本且重要的理論問題之一。

在國內研究方面,駱玉鼎(14)駱玉鼎:《區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡與貨幣總量調控的局限性——最適貨幣區(qū)理論對宏觀政策選擇的啟示》,《金融研究》1998年第4期。、孫天琦(15)孫天琦:《貨幣政策:統(tǒng)一性前提下部分內容的區(qū)域差別化研究》,《金融研究》2004年第5期。以及焦瑾璞等(16)焦瑾璞、孫天琦、劉向耘:《貨幣政策執(zhí)行效果的地區(qū)差別分析》,《金融研究》2006年第3期。最早從理論上分析認為中國貨幣政策傳導存在區(qū)域異質性。此后,諸多學者針對這一問題展開了實證研究。根據(jù)區(qū)域劃分方式的不同,這些實證研究包括:基于東部、中部和西部3區(qū)域的研究(17)劉玄、王劍:《貨幣政策傳導地區(qū)差異:實證檢驗及政策含義》,《財經(jīng)研究》2006年第5期。(18)丁文麗:《轉軌時期中國貨幣政策效力區(qū)域非對稱性實證研究——基于VAR模型的經(jīng)驗分析》,《經(jīng)濟科學》2006年第6期。(19)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》,《經(jīng)濟研究》2006年第3期。(20)楊曉、楊開忠:《中國貨幣政策影響的區(qū)域差異性研究》,《財經(jīng)研究》2007年第2期。(21)封思賢、任琇卿、易志高:《貨幣政策效應的區(qū)域差異:基于SVAR的分析》,《南京師大學報(社會科學版)》2011年第2期。;基于東部、中部、西部、東北和京津冀5區(qū)域的研究(22)于則:《我國貨幣政策的區(qū)域效應分析》,《管理世界》2006年第2期。;基于東北、北部沿海、東部沿海、南部沿海、黃河中游、長江中游、大西南和大西北8區(qū)域的研究(23)曹永琴:《中國貨幣政策效應的區(qū)域差異研究》,《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》2007年第9期。(24)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》,《金融研究》2009年第4期。(25)郭其友、陳銀忠:《中國緊縮性與擴張性貨幣政策的區(qū)域效應研究》,《當代經(jīng)濟科學》2011年第2期。(26)張輝、王征:《我國貨幣政策傳導變量的區(qū)域效應:2005-2010》,《經(jīng)濟學動態(tài)》2013年第4期。;以及基于全國31省市的研究(27)申俊喜、曹源芳、封思賢:《貨幣政策的區(qū)域異質性效應——基于中國31個省域的實證分析》,《中國工業(yè)經(jīng)濟》2011年第6期。(28)彭惠、全智敏:《我國貨幣政策的區(qū)域效應研究——基于省際視角的分析》,《經(jīng)濟學動態(tài)》2013年第6期。。

上述實證研究的結果大多在不同程度上表明了中國貨幣政策傳導存在區(qū)域異質性,但卻在異質性的方向和程度上存在較大爭議。其中部分研究認為,中國東部、中部、西部地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應程度依次減弱,抑或經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應程度越強烈。而與此結論形成鮮明對比,另有部分研究認為,中國西部地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應程度要強于中部和東部地區(qū),抑或欠發(fā)達的內陸或中西部地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應程度要強于發(fā)達地區(qū)。(29)劉玄和王劍、宋旺和鐘正生、楊曉和楊開忠、彭惠和全智敏的研究均認為,中國東部、中部、西部地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應程度依次減弱;蔣益民和陳璋、郭其友和陳銀忠、封思賢等的研究也認為,經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應程度越強烈。而于則、丁文麗的研究則認為,中國西部地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應程度要強于中部和東部地區(qū);曹永琴、申俊喜等、張輝和王征的研究也認為,中國欠發(fā)達的內陸或中西部地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應程度要強于發(fā)達地區(qū)。

什么原因導致了現(xiàn)有研究結論的較大差異?首先,通過將區(qū)域劃分方式與研究結論進行對比,可以基本排除是由于區(qū)域劃分方式的不同而導致的研究結論不同。其次,通過將樣本區(qū)間長度與研究結論進行對比,也可以基本排除是由于樣本區(qū)間選取的不同而導致的研究結論不同。最終,通過對實證方法的梳理本文發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有的實證研究主要基于傳統(tǒng)的向量自回歸(VAR)模型和遞歸假設下的結構向量自回歸(SVAR)模型兩種方法之一。(30)劉玄和王劍、于則、丁文麗、宋旺和鐘正生、申俊喜等、彭惠和全智敏、張輝和王征的研究均采用了傳統(tǒng)VAR的方法。楊曉和楊開忠、曹永琴、蔣益民和陳璋、郭其友和陳銀忠、封思賢等的研究均使用了基于遞歸假設的SVAR的方法。本文將表明,上述方法由于存在一系列內在的局限性,難以對中國貨幣政策沖擊進行有效識別,這也是導致現(xiàn)存研究爭議的主要原因。

在此基礎上,本文采用基于符號約束的SVAR模型對中國貨幣政策傳導的區(qū)域異質性進行再檢驗。對比研究顯示,該方法可以有效彌補傳統(tǒng)方法在估計識別中存在的不足,從而顯著增強實證結果的有效性和穩(wěn)健性。進一步地,本文通過構建和估計一個包含兩區(qū)域的DSGE模型,對導致中國貨幣政策傳導存在上述區(qū)域異質性的結構性原因進行探討。本文基于結構模型對中國貨幣政策傳導的區(qū)域異質性問題進行實證研究,其邊際貢獻主要體現(xiàn)在如下三個方面:(1)揭示了方法上的局限性是導致現(xiàn)有研究結論差異較大的主要原因;(2)改進方法后給出了更加有效和穩(wěn)健的實證結果;(3)構建了一個可估計的模型框架對區(qū)域因素及其影響機制進行檢驗,該模型框架可以為今后更深入的理論研究提供基礎。

本文接下來的結構安排如下:第二部分對相關實證模型和實證方法進行闡釋;第三部分對實證數(shù)據(jù)進行說明;第四和第五部分分別構建基于遞歸假設和符號約束的SVAR模型對貨幣政策傳導的區(qū)域異質性進行實證檢驗,并對比兩種方法下實證結果的有效性和穩(wěn)健性;第六部分構建一個兩區(qū)域的DSGE模型,并運用貝葉斯方法對模型的結構參數(shù)進行估計;第七部分進行總結。

二、實證模型與方法

(一)傳統(tǒng)VAR模型與混合識別問題

Sims(31)Sims C., “Macroeconomics and Reality”, Econometrica,Vol.48,No.1,1980,pp.1-48.倡導的向量自回歸(VAR)模型為研究宏觀時間序列經(jīng)濟變量之間的影響關系提供了重要方法。給定簡約形式(reduced-form)的VAR模型如下:

Yt=B1Yt-1+B2Yt-2+...+BqYt-q+ut,t=1,...,T

(1)

其中,Yt為m×1的列向量,Bi為m×m的系數(shù)矩陣,ut為誤差項,其協(xié)方差矩陣為Σ。

通過對式進行OLS估計可以得到Bi,并進而得到ut。然而,ut并不是結構性沖擊(structural shock)(32)后文的推導將表明,ut是各種結構性沖擊的一個線性組合。,其是對經(jīng)濟受到的各種外生沖擊的綜合反映。如果研究的目的在于考察單一結構性沖擊(本文為貨幣政策沖擊)對Yt的影響,則文獻中基于傳統(tǒng)VAR模型的估計以及通過構建Yt對ut的反應函數(shù)的方法會導致混合識別問題,即不能正確識別貨幣政策沖擊,從而嚴重影響實證結果的有效性和穩(wěn)健性。

(二)SVAR模型與遞歸假設

為了解決傳統(tǒng)VAR模型對貨幣政策沖擊的混合識別問題,Christiano等(33)Christiano L., Eichenbaum M., Evans C., “Monetary Policy Shocks: What Have We Learned and to What End?”, Handbook of Macroeconomics,Vol.1,1999,pp.65-148.構建了下列結構向量自回歸(Structural VAR)模型:

A0Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+...+AqYt-q+εt

(2)

(2)式可變換為:

(3)

為此,可以將Yt分解為三個部分,即

(4)

并對其施加遞歸假設(recursiveness assumption):當期的貨幣政策St不會對當期的Y1t產(chǎn)生影響,但會對當期的Y2t產(chǎn)生影響。

遞歸假設的本質是對系數(shù)矩陣A0人為施加零約束條件,使其形式變?yōu)?

(5)

可以證明,上述下三角形式的A0能夠幫助識別出Yt對貨幣政策沖擊的動態(tài)反應。與此同時,這一假設在技術上為模型的估計識別提供了極大的便利性,其意味著通過Cholesky分解便可得到A0,即使得ut=chol(Σ)εt。

基于遞歸假設的SVAR模型雖然有效解決了傳統(tǒng)VAR模型對貨幣政策沖擊的混合識別問題,但該模型仍然存在以下三個方面的估計識別問題:

第二,由于難以剔除導致價格變動的冗余信息的影響,該模型在應用中普遍容易產(chǎn)生“價格之謎”(price puzzle)?！皟r格之謎”是指在該模型識別出的緊縮性貨幣政策沖擊下,物價指數(shù)(通貨膨脹)不降反升的現(xiàn)象。價格之謎存在意味著對貨幣政策沖擊的識別缺乏有效性。

第三,該模型的識別結果嚴重依賴變量排序。由于基于遞歸假設,該模型對貨幣政策沖擊的識別依賴于各變量加入模型的順序。如果經(jīng)濟系統(tǒng)中存在當期相互影響關系不明確的變量,那么對變量排序的設定將很難避免一定的隨意性。(34)楊曉和楊開忠、蔣益民和陳璋、封思賢等以及郭其友和陳銀忠的研究雖然都不同程度地提及了加入變量的順序問題,但在這些研究中相同或相似變量的排序也不盡一致。而一旦變量排序發(fā)生變化,則很容易導致識別結果也隨之變化,從而難以保證模型估計結果的穩(wěn)健性。

(三)SVAR模型與符號約束

針對基于遞歸假設SVAR模型的不足之處,Uhlig(35)Uhlig H., “What Are the Effects of Monetary Policy on Output? Results from an Agnostic Identification Procedure”, Journal of Monetary Economics,Vol.52,No.2,2005,pp.381-419.在模型識別方面提出了一個全新的思路。其不對A0的形式人為施加零約束條件,而是通過隨機抽樣的方法從所有可能的脈沖反應函數(shù)中抽取那些滿足基本經(jīng)濟含義的樣本作為識別出的結構性沖擊反應。

具體方法是,計算結構性沖擊εj對Yi的脈沖反應函數(shù):

(6)

從技術角度,該方法放松了遞歸模型通過Cholesky分解得到系數(shù)矩陣的強假設,因此更具一般性。更為重要地,這種方法上的改進將顯著提升識別結果的有效性和穩(wěn)健性。為了說明這一點,本文接下來分別構建基于遞歸假設和符號約束的SVAR模型對中國貨幣政策傳導的區(qū)域異質性進行實證檢驗,并對兩種方法下的實證結果進行對比。

三、數(shù)據(jù)說明

在區(qū)域劃分方式上,本文采用東部、中部和西部3區(qū)域的劃分(36)根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分標準,東部地區(qū)包含北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11個省市;中部地區(qū)包含山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省;西部地區(qū)包含內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等12個省市。,以期得到關于中國貨幣政策傳導區(qū)域異質性的基礎性結論。在樣本區(qū)間選取上,本文采用2005年1月至2019年12月的月度數(shù)據(jù),以彌補已有研究采用年度數(shù)據(jù)或短期月度數(shù)據(jù)在樣本容量方面的不足。本文研究的經(jīng)濟變量主要包括:產(chǎn)出水平、通貨膨脹率、利率水平和貨幣供應量。其中,產(chǎn)出水平采用國內生產(chǎn)總值(GDP),通貨膨脹率采用居民消費價格指數(shù)同比增長率(CPI),利率水平采用銀行間同業(yè)拆借7天加權平均利率(CHIBOR),貨幣供應量采用廣義貨幣量(M2)。此外,在基于遞歸假設的SVAR模型中,為控制價格之謎的問題,本文還加入商品價格指數(shù)(PCOM)進行調節(jié)。以上所有數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

對原始數(shù)據(jù)的處理如下:通過加總地區(qū)內各省市的季度GDP得到東中西三個地區(qū)的季度GDP,然后利用Chow和Lin(37)Chow G., Lin A., “Best Linear Unbiased Interpolation, Distribution, and Extrapolation of Time Series by Related Series”, Review of Economics and Statistics,Vol.53,No.4,1971,pp.372-375.的方法,借助宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)將各地區(qū)的季度GDP轉換為月度數(shù)據(jù);通過對地區(qū)內各省市的同比居民消費價格指數(shù)求算術平均得到各地區(qū)的同比居民消費價格指數(shù);月度名義GDP和M2數(shù)據(jù)均通過以2005年1月為基期構建的CPI定基價格指數(shù)轉換為實際值;除CHIBOR外所有數(shù)據(jù)均采用X—13方法進行季節(jié)調整;對季節(jié)調整后的實際GDP和M2分別計算同比增長率。

對處理后的GDP、CPI、PCOM、CHIBOR和M2數(shù)據(jù)進行ADF平穩(wěn)性檢驗,結果如表1所示?？梢钥吹?各變量分別在1%、5%或10%的水平上拒絕存在單位根的零假設,即均為平穩(wěn)時間序列。

表1 ADF檢驗結果

四、基于遞歸假設SVAR模型的實證檢驗

根據(jù)遞歸假設,央行對貨幣政策的選擇St會受到當期前序變量的影響,而St對前序變量的影響則從下一期開始。因此,基于遞歸假設的SVAR模型一般將產(chǎn)出和通脹置于貨幣政策變量之前,這里據(jù)此設定變量排序為:GDP、CPI、CHIBOR和M2。同時,根據(jù)Schwarz信息準則和Hannan—Quinn信息準則設定模型為一階滯后。

(一)實證結果

圖1給出了一單位標準差的正向利率沖擊(緊縮性貨幣政策沖擊)下,東部、中部和西部三個地區(qū)國內生產(chǎn)總值的變動情況。可以看到,盡管面對同樣的貨幣政策沖擊,但不同地區(qū)的反應在深度、速度和持續(xù)性上都不盡相同。從反應深度來看,西部地區(qū)最大,其次依次為中部地區(qū)和東部地區(qū),最大響應值分別為-0.40%、-0.34%和-0.28%。從反應速度來看,中部地區(qū)最快,在第4期達到響應極值,東部地區(qū)和西部地區(qū)分別在第10期和第13期達到響應極值。從政策效果的持續(xù)性來看,由強到弱依次為西部、中部和東部地區(qū)。

圖1 GDP對正向CHIBOR沖擊的脈沖反應

(二)沖擊識別的有效性

圖2給出了三個地區(qū)居民消費價格指數(shù)的變動情況?？梢钥吹?在緊縮性貨幣政策沖擊下,三個地區(qū)的CPI均呈現(xiàn)出連續(xù)12個月以上的上升態(tài)勢,即出現(xiàn)了價格之謎。本文還參照文獻中通過加入商品價格指數(shù)PCOM控制價格之謎的方法對模型進行了再估計,結果如圖3所示。通過對比,雖然CPI不合理變動的程度有所減弱,但價格之謎仍然難以消除。價格之謎的存在意味著模型對貨幣政策沖擊的識別缺乏有效性。

圖2 CPI對正向CHIBOR沖擊的脈沖反應 圖3 模型加入PCOM后CPI的脈沖反應

(三)實證結果的穩(wěn)健性

進一步地,本文通過改變模型中的變量排序,檢驗估計結果的穩(wěn)健性。參照現(xiàn)有研究中的另一種排序方式,將貨幣政策變量置于產(chǎn)出和通脹之前進行估計,即設定新的變量排序為:CHIBOR、M2、GDP和CPI。圖4對比了不同變量排序下,東部、中部和西部三個地區(qū)國內生產(chǎn)總值對一單位標準差的正向利率沖擊的反應情況。其中,實線表示的排序1為原排序,虛線表示的排序2為新排序。可以看到,不同變量排序下的估計結果并不一致,例如新排序下東部地區(qū)對貨幣政策沖擊的反應程度顯著增強,這使得實證結果的穩(wěn)健性難以得到保證。

圖4 變量排序與實證結果穩(wěn)健性

基于以上的分析,國內現(xiàn)有研究結論差異較大的現(xiàn)象也就不足為奇了。傳統(tǒng)VAR模型的混合識別問題和基于遞歸假設SVAR模型的約束條件過強、價格之謎、變量排序等問題,影響了對中國貨幣政策沖擊的有效識別,進而難以保證實證結果的穩(wěn)健性。為彌補上述方法在估計識別中存在的不足,本文接下來采用基于符號約束的SVAR模型對中國貨幣政策傳導的區(qū)域異質性進行再檢驗。

五、基于符號約束SVAR模型的實證檢驗

本文對SVAR模型施加的符號約束如下:緊縮性貨幣政策環(huán)境下,利率水平CHIBOR不下降,貨幣供應量M2和通貨膨脹率CPI不上升,并將最大約束期數(shù)設為2期(38)Uhlig選取的約束期數(shù)為5期,謹慎起見,本文放松了這一假設。;而對產(chǎn)出水平變量GDP不施加任何約束。

(一)實證結果

本文對東部、中部和西部地區(qū)分別通過20777次、20371次和15961次隨機抽樣各抽出了2000條滿足符號約束的脈沖反應,并以樣本中位數(shù)作為相關變量的脈沖反應,結果如圖5所示。

圖5 GDP在緊縮性貨幣政策沖擊下的脈沖反應

實證結果證明了中國貨幣政策傳導存在區(qū)域異質性。從反應深度來看,中部地區(qū)最大,其次依次為西部地區(qū)和東部地區(qū),最大響應值分別為-0.80%、-0.70%和-0.58%。從反應速度來看,中部地區(qū)最快,在第3期達到響應極值,東部地區(qū)和西部地區(qū)分別在第5期和第6期達到響應極值。從政策效果的持續(xù)性來看,由強到弱依次為西部(從第10期開始中部地區(qū)的反應開始弱于西部地區(qū))、中部和東部地區(qū)。綜合政策影響的深度和持續(xù)時間,貨幣政策在中西部地區(qū)的影響效果要強于東部地區(qū)。

(二)沖擊識別的有效性

圖6給出了三個地區(qū)居民消費價格指數(shù)的變動情況?？梢钥吹?在緊縮性貨幣政策沖擊下,三個地區(qū)的CPI均呈現(xiàn)出持續(xù)的下降態(tài)勢。與基于遞歸假設的SVAR模型相比,價格之謎的問題得到有效解決,從而模型對貨幣政策沖擊的識別也更加有效。而從三個地區(qū)CPI反應的深度和持續(xù)性來看,結果同樣表明,貨幣政策在中西部地區(qū)的影響效果要強于東部地區(qū)。

圖6 CPI在緊縮性貨幣政策沖擊下的脈沖反應

(三)實證結果的穩(wěn)健性

類似地,本文檢驗估計結果在不同變量排序下的穩(wěn)健性,結果如圖7所示?？梢钥吹?不同變量排序下的估計結果高度一致。與基于遞歸假設的SVAR模型相比,實證結果的穩(wěn)健性得到顯著提高。

圖7 變量排序與實證結果穩(wěn)健性

事實上,除了能夠有效解決傳統(tǒng)方法的估計識別問題,基于符號約束的SVAR模型在擬合中國經(jīng)濟現(xiàn)實上也獨具優(yōu)勢。與傳統(tǒng)方法基于單一政策變量(CHIBOR或M2)構造貨幣政策沖擊不同,符號約束基于指標體系(CHIBOR和M2)構造貨幣政策沖擊,由于對中國貨幣政策屬于“價格型”還是“數(shù)量型”尚存爭議,這使得該方法更適宜用于對中國貨幣政策沖擊的準確識別。

六、基于DSGE模型的實證檢驗

在以上實證結果的基礎上,本文進一步構建一個包含兩區(qū)域(分別對應東部地區(qū)和中西部地區(qū))的DSGE模型,借以探討導致中國貨幣政策傳導存在上述區(qū)域異質性的結構性原因。模型的基本結構最早源于Obstfeld和Rogoff(39)Obtsfeld M., Rogoff K., “Exchange Rate Dynamics Redux”, Journal of Political Economy,Vol.103,No.3,1995,pp.624-660.、Clarida等(40)Clarida R., Gali J., Gertler M., “A Simple Framework for International Monetary Policy Analysis”, Journal of Monetary Economics,Vol.49,No.5,2002,pp.879-904.、Pappa(41)Pappa E., “Do the ECB and the Fed Really Need to Cooperate? Optimal Monetary Policy in a Two-Country World”,Journal of Monetary Economics,Vol.51,No.4,2004,pp.753-779.以及Benigno和Benigno(42)Benigno G., Benigno P., “Designing Targeting Rules for International Monetary Policy Cooperation”, Journal of Monetary Economics,Vol.53,No.3,2006,pp.473-506.等建立的兩國模型,而Benigno(43)Benigno P., “Optimal Monetary Policy in a Currency Area”, Journal of International Economics,Vol.63,No.2,2004,pp.293-320.、Beetsma和Jensen(44)Beetsma J., Jensen H., “Monetary and Fiscal Policy Interactions in a Micro-Founded Model of a Monetary Union”, Journal of International Economics,Vol.67,No.2,2005,pp.320-352.、Gali和Monacelli(45)Gali J., Monacelli T., “Optimal Monetary and Fiscal Policy in a Currency Union”, Journal of International Economics,Vol.76,No.1,2008,pp.116-132.以及Ferrero(46)Ferrero A., “Fiscal and Monetary Rules for a Currency Union”, Journal of International Economics,Vol.77,No.1,2009,pp.1-10.等關于貨幣區(qū)貨幣政策和財政政策的研究則提供了一個類似區(qū)域層面的視角。本文在模型構建時,還特別注意考慮了以下兩個方面的作用:(1)金融加速器機制。金融市場摩擦對經(jīng)濟波動的放大作用已被廣泛討論,這里引入基于房地產(chǎn)的抵押約束機制(47)高然、祝梓翔、陳忱:《地方債與中國經(jīng)濟波動:金融加速器機制的分析》,《經(jīng)濟研究》2022年第6期。,以刻畫金融市場基本特征。(2)地方政府土地財政。已有研究證實了中國地方政府的土地財政行為顯著放大了地方經(jīng)濟波動(48)高然、龔六堂:《土地財政、房地產(chǎn)需求沖擊與經(jīng)濟波動》,《金融研究》2017年第4期。,這促使本文在對區(qū)域經(jīng)濟進行刻畫時引入地方政府土地財政。

(一)模型框架

經(jīng)濟由兩個區(qū)域組成,分別稱作區(qū)域1和區(qū)域2,兩個區(qū)域的規(guī)模分別為[0,n)和[n,1]。每個區(qū)域內部的經(jīng)濟主體包括:家庭、最終品生產(chǎn)商、中間品生產(chǎn)商、零售商、以及地方政府。在兩個區(qū)域之上,一個共同的貨幣當局制定統(tǒng)一的貨幣政策。下面給出對模型結構的具體描述,簡潔起見,這里僅對區(qū)域1作重點介紹,區(qū)域2的結構可類比得到。

1．家庭

家庭的效用函數(shù)建立在消費Ch,t,房地產(chǎn)持有Lh,t,以及勞動Nh,t的基礎上,其目標函數(shù)為:

(7)

其中,βh為家庭的貼現(xiàn)因子,jt為房地產(chǎn)需求沖擊,κ為勞動供給偏好參數(shù),φ為勞動供給彈性的倒數(shù)。對家庭部門的設定還基于以下兩個假設。首先,本文假設家庭具有相對更高的耐心程度,從而允許廠商和地方政府向其舉借債務。其次,本文假設廠商和地方政府不能直接參與區(qū)域間資本市場,他們只能向區(qū)域內的家庭借債,而家庭則可以在區(qū)域間進行借債。

家庭的預算約束為:

(8)

家庭在預算約束下,最大化其目標函數(shù),最優(yōu)性條件為:

(9)

(10)

(11)

(12)

(9)式表示收入的邊際效用等于消費的邊際效用,其中λh,t為對應預算約束的拉格朗日乘子。(10)式為房地產(chǎn)的歐拉方程,表示房地產(chǎn)的相對價格等于其邊際收益。(11)式為勞動供給方程,表示實際工資等于休閑和收入的邊際替代率。(12)式為家庭債務的歐拉方程。

2．最終品生產(chǎn)商

最終品Zt的生產(chǎn)函數(shù)為:

(13)

其中,Y1,t和Y2,t分別為來自區(qū)域1和區(qū)域2的產(chǎn)品,η>0為其替代彈性,ζ∈(0,1)則決定了其在均衡時的份額。

通過解成本最小化問題,可以得到最終品生產(chǎn)商對Y1,t和Y2,t的需求:

(14)

(15)

其中,P1,t和P2,t分別為Y1,t和Y2,t的價格。Pt表示區(qū)域1的總體價格水平,其定義為:

(16)

對價格方程進行對數(shù)線性化,可以得到:

(17)

3．中間品生產(chǎn)商

(18)

其中,At為技術沖擊,α,ψK和ψL用于度量各生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性。

中間品生產(chǎn)商面臨的預算約束為:

(19)

中間品生產(chǎn)商的資本積累方程為:

(20)

其中,δ為資本折舊率,Ω為調整成本參數(shù)。

中間品生產(chǎn)商可以以房地產(chǎn)和資本的價值作為抵押舉借債務,其面臨如下的信貸約束:

be,t≤μEt[qL,t+1Le,t+qK,t+1Kt]

(21)

其中,μ為企業(yè)抵押比例,qK,t為資本的相對價格。

中間品生產(chǎn)商在(18)—(21)的約束下,最大化自己的貼現(xiàn)效用和:

(22)

其中,βe為貼現(xiàn)因子。

中間品生產(chǎn)商的最優(yōu)性條件為:

(23)

(24)

(25)

(26)

(27)

(28)

λe,t和λb,t分別為對應預算約束和信貸約束的拉格朗日乘子。(23)式表示收入的邊際效用等于消費的邊際效用。(24)式為房地產(chǎn)的歐拉方程,表示房地產(chǎn)的價格等于其未來邊際產(chǎn)出以及未來價值的現(xiàn)值,加上其作為抵押品的價值。(25)式為資本的歐拉方程,表示資本的影子價格等于資本未來邊際產(chǎn)出以及未來價值的現(xiàn)值,加上資本作為抵押品的價值。(26)式為投資的歐拉方程,表示投資的邊際成本等于資本的邊際收益。(27)式為勞動需求方程,表示實際工資等于勞動的邊際產(chǎn)出。(28)式為中間品生產(chǎn)商債務的歐拉方程。

4．零售商

(29)

相應的價格指數(shù)為:

(30)

其中,σ為差異化產(chǎn)品Yt(i)間的替代彈性。

每個零售商以Calvo的方式調整其價格P1,t(i),每期調整價格的概率為1—θ,則其最優(yōu)化問題為:

(31)

受約束于其需求曲線:

(32)

(33)

從而價格變動滿足:

(34)

結合(33)和(34)式并進行對數(shù)線性化,可以得到零售商產(chǎn)品價格水平的菲利普斯曲線:

(35)

其中,εP,t為價格沖擊,反映了成本變化對通脹的影響。

5．地方政府

假設地方政府通過推動政府支出規(guī)模Gt的擴張追求自身效用最大化(50)高然、龔六堂:《土地財政、房地產(chǎn)需求沖擊與經(jīng)濟波動》,《金融研究》2017年第4期。,其目標函數(shù)為:

(36)

其中,βg為貼現(xiàn)因子。

(37)

中國地方政府債務對土地財政的高度依賴,本質上體現(xiàn)為地方政府以未來的土地收益作為抵押舉借債務。這里通過以下的信貸約束來刻畫地方政府的這一行為特征:

(38)

其中,ν表示地方政府抵押比例。

地方政府在預算約束和信貸約束下,通過選擇支出規(guī)模和債務規(guī)模來最大化其目標函數(shù),最優(yōu)性條件為:

(39)

(40)

λg,t和λd,t分別為對應預算約束和信貸約束的拉格朗日乘子。(39)式表示政府收入的影子價格等于政府支出的邊際效用。(40)式為政府債務的歐拉方程。

6．貨幣當局

假設貨幣當局的貨幣政策調控遵循如下規(guī)則(51)高然、陳忱、曾輝、龔六堂:《信貸約束、影子銀行與貨幣政策傳導》,《經(jīng)濟研究》2018年第12期。:

(41)

其中,ρR為利率平滑參數(shù),φπ和φY分別為對通脹和產(chǎn)出的反應參數(shù),εR,t為貨幣政策沖擊?？傮w通貨膨脹率是對兩個區(qū)域通貨膨脹率的加權平均,權重分別為兩個區(qū)域的經(jīng)濟規(guī)模:

(42)

7．宏觀均衡與沖擊過程

在宏觀均衡,產(chǎn)品市場、勞動力市場、房地產(chǎn)市場以及債券市場均需滿足市場均衡條件:

Zt=n(Ch,t+Ce,t+It+Gt)

(43)

Nh,t=Ne,t

(44)

(45)

(46)

除貨幣政策沖擊和價格沖擊外,模型中的其他沖擊Ξt=[At,jt,st]服從AR(1)過程:

lnΞt=ρΞlnΞt-1+εΞ,t

(47)

(二)模型估計

根據(jù)中國經(jīng)濟特征以及國內外相關研究,本文對模型中的部分參數(shù)進行校準和賦值,以提高估計的有效性。所有參數(shù)均在月度頻率上進行校準,參數(shù)具體取值情況在表2中進行了總結。取家庭貼現(xiàn)因子為0.9975,從而使穩(wěn)態(tài)時年度存款利率為3%;為保證信貸約束在均衡點附近可以得到滿足,設家庭具有更高的耐心程度,取中間品生產(chǎn)商和地方政府的貼現(xiàn)因子為0.98。取房地產(chǎn)偏好參數(shù)為0.075,取勞動供給偏好參數(shù)為1。遵循文獻中對“本土偏好”(home bias)的一般設定,取最終品生產(chǎn)地區(qū)份額為0.7。國外相關文獻對勞動產(chǎn)出彈性的取值一般在0.6—0.7之間,而考慮到國內已有學者根據(jù)中國經(jīng)濟對這一數(shù)值進行了修正,普遍表現(xiàn)為低于國外文獻常值,故本文將勞動產(chǎn)出彈性向下調整為0.55。資本季度折舊率按照慣例一般為2.5%,相當于年折舊10%,本文據(jù)此取月度折舊率為0.8%。取債務調整成本參數(shù)為0.001,取地方政府土地收益份額為0.3。對于貨幣政策規(guī)則中通脹和產(chǎn)出的反應參數(shù),也已有學者根據(jù)中國經(jīng)濟進行了估計,普遍表現(xiàn)為通脹反應參數(shù)顯著高于國外文獻常值,故本文在上述經(jīng)過修正的估計結果里折中取通脹反應參數(shù)為2.5,取產(chǎn)出反應參數(shù)為0.17。根據(jù)對樣本區(qū)間內兩區(qū)域GDP平均水平的計算,取(東部)地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模為0.56。

表2 參數(shù)取值情況

對于待估計的模型結構參數(shù),本文根據(jù)其理論含義和取值范圍來設定先驗分布,先驗均值和標準差的設定與國內外相關研究保持一致。對于取值范圍在區(qū)間(0,1)中的參數(shù),將其先驗分布設定為貝塔分布;對于取值始終大于零的參數(shù),將其先驗分布設定為伽馬分布;對于外生沖擊的標準差,將其先驗分布設定為逆伽馬分布。各結構參數(shù)的先驗分布設定和后驗估計結果如表3所示。其中對于區(qū)域層面的結構參數(shù),估計結果分為兩行匯報,前一行表示東部地區(qū),后一行表示中西部地區(qū)。

表3 結構參數(shù)的先驗分布和估計結果

(三)實證結果分析

總體來看,模型各結構參數(shù)的估計值均在合理的范圍內。在此基礎上,本文著重比較東部地區(qū)和中西部地區(qū)在結構參數(shù)上的差異,進而探究導致中國貨幣政策傳導存在區(qū)域異質性的結構性原因。通過對比,東部地區(qū)和中西部地區(qū)在區(qū)域層面的結構性差異主要體現(xiàn)在以下幾個方面:

1．市場調節(jié)能力

多個結構參數(shù)的估計結果表明,東部地區(qū)的市場調節(jié)能力要顯著高于中西部地區(qū)。根據(jù)對φ值的估計結果,東部地區(qū)的Frisch勞動供給彈性(1/φ)要顯著高于中西部地區(qū),兩地區(qū)勞動力市場的調節(jié)能力存在顯著差異。而在產(chǎn)品市場,一方面東部地區(qū)在最終品生產(chǎn)的地區(qū)替代彈性η上要高于中西部地區(qū)(54)兩國模型中η一般為1.5左右,對兩地區(qū)而言,由于貿(mào)易壁壘和運輸成本等相對較低,所以高于文獻常值。,另一方面在產(chǎn)品價格的調整(1-θ)上也更加靈活。然而估計結果也顯示,東部地區(qū)的資本調整成本參數(shù)Ω要高于中西部地區(qū),意味著在東部地區(qū)的投資變動將面臨更高的調整成本?？傮w而言,東部地區(qū)更高的市場調節(jié)能力可能對貨幣政策沖擊具有更強的緩沖作用,進而導致貨幣政策傳導產(chǎn)生區(qū)域異質性。

2．金融發(fā)展水平

企業(yè)的貸款抵押比例μ反映了一個地區(qū)的金融發(fā)展水平(55)高然、龔六堂:《論房價波動的區(qū)域間傳導——基于兩地區(qū)DSGE模型與動態(tài)空間面板模型的研究》,《華東師范大學學報(哲學社會科學版)》2017年第1期。,其越高意味著當?shù)亟鹑谑袌龅哪Σ梁统杀驹降?企業(yè)融資越便捷。估計結果顯示,東部地區(qū)的企業(yè)抵押比例要顯著高于中西部地區(qū),表明金融發(fā)展水平更高。以緊縮性貨幣政策沖擊為例,導致貨幣政策傳導產(chǎn)生區(qū)域異質性的一個可能的原因在于:東部地區(qū)金融市場較為發(fā)達、資金充裕、融資渠道多元,因此其能夠通過多種渠道補充資金,從而部分抵消緊縮性貨幣政策的效果;而中西部地區(qū)金融市場發(fā)展較為滯后、融資結構相對單一,對銀行信貸的高度依賴使其對貨幣政策沖擊更為敏感。

3．地方政府行為

已有研究表明,中國地方政府的土地財政行為顯著放大了地方經(jīng)濟波動。本文的估計結果顯示,中西部地區(qū)地方政府以土地收益為抵押舉借債務的抵押比例ν顯著高于東部地區(qū),一定程度上反映出中西部地區(qū)地方政府對土地財政的依賴更大。同時,中西部地區(qū)地方政府生產(chǎn)性支出的產(chǎn)出彈性參數(shù)(1-ψK-ψL)也顯著高于東部地區(qū)。根據(jù)上述研究的傳導機制,這種地方政府行為的差異也可能是導致貨幣政策在中西部地區(qū)的影響效果強于東部地區(qū)的重要原因。

七、結論與政策建議

本文基于結構模型對中國貨幣政策傳導的區(qū)域異質性進行實證檢驗,主要結論包括以下三個方面。

第一,揭示現(xiàn)有研究結論差異較大的主要原因。通過文獻梳理本文發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有的實證研究主要基于傳統(tǒng)的VAR模型和遞歸假設下的SVAR模型兩種方法之一,而本文通過理論和實證分析表明,傳統(tǒng)VAR模型的混合識別問題和基于遞歸假設SVAR模型的約束條件過強、價格之謎、變量排序等問題,影響了對中國貨幣政策沖擊的有效識別,進而難以保證實證結果的穩(wěn)健性。方法上的局限性是導致現(xiàn)有研究結論差異較大的主要原因。

第二,改進方法后給出更加有效和穩(wěn)健的實證結果。為彌補上述方法在估計識別中存在的不足,本文采用基于符號約束的SVAR模型對中國貨幣政策傳導的區(qū)域異質性進行再檢驗。對比研究表明,改進方法后模型在沖擊識別的有效性和實證結果的穩(wěn)健性方面都有顯著的提升。實證結果表明,中國貨幣政策傳導的區(qū)域異質性確實存在,并且貨幣政策在中西部地區(qū)的影響效果要強于東部地區(qū)。

第三,探討可能的結構性原因及影響機制。本文通過構建一個包含兩區(qū)域的DSGE模型,對區(qū)域層面的結構參數(shù)進行貝葉斯估計。估計結果顯示,中國東部地區(qū)和中西部地區(qū)在市場調節(jié)能力、金融發(fā)展水平以及地方政府行為等方面存在較為顯著的結構性差異,共同構成了貨幣政策傳導產(chǎn)生異質性的重要原因。

從深入實施區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略的角度,本文結論主要蘊含以下三方面的政策含義。一是貨幣政策傳導區(qū)域異質性的存在,可能會使“一刀切”的貨幣政策規(guī)則難以達到預期的目標,最優(yōu)貨幣政策的制定可能需要給不同的區(qū)域賦予不同的權重,更加注重結構性工具的使用,以協(xié)調區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。二是建立健全區(qū)域經(jīng)濟政策、財政政策與貨幣政策的協(xié)調機制,利用區(qū)域經(jīng)濟政策和財政政策彌補貨幣政策在調控區(qū)域協(xié)調發(fā)展中的不足。三是加快建設全國統(tǒng)一大市場,促進要素流動,降低市場摩擦,增強貨幣政策傳導的有效性。

最后需要指出,本文對異質性成因的探討仍較為初步。中國不同地區(qū)在生產(chǎn)力水平、市場化程度、金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構等方面的不平衡均有可能是導致貨幣政策傳導存在區(qū)域異質性的重要原因。本文構建了一個可估計的模型框架對區(qū)域因素及其影響機制進行檢驗,可以為今后更深入的理論研究提供基礎。