我國(guó)貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)分析—基于區(qū)域異質(zhì)性信貸渠道的實(shí)證研究

■ 王國(guó)松 教授 通訊作者 孫自勝（上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 上海 200444）

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我國(guó)貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)分析—基于區(qū)域異質(zhì)性信貸渠道的實(shí)證研究

■ 王國(guó)松 教授 通訊作者 孫自勝（上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 上海 200444）

內(nèi)容摘要：本文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型，基于1995-2014年的年度數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)貨幣政策存在顯著的非對(duì)稱區(qū)域效應(yīng)，貨幣政策產(chǎn)出的反應(yīng)由強(qiáng)至弱次序?yàn)闁|部、西部、中部和東北部。經(jīng)對(duì)區(qū)域異質(zhì)性信貸傳導(dǎo)渠道的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，各區(qū)域信貸對(duì)貨幣政策響應(yīng)存在同樣的強(qiáng)弱次序，即貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性效應(yīng)是由于區(qū)域異質(zhì)性信貸渠道所致。但對(duì)各區(qū)域的信貸產(chǎn)出效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，由強(qiáng)至弱次序分為西部、中部、東部和東北部，主要是由于各區(qū)域?qū)π刨J依賴度不同所致。

關(guān)鍵詞：貨幣政策 區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng) 信貸規(guī)模 面板數(shù)據(jù)

引言

由于我國(guó)幅員遼闊，各個(gè)區(qū)域的發(fā)展水平又不盡相同，這就使得國(guó)家統(tǒng)一的貨幣政策可能在各個(gè)區(qū)域存在著非對(duì)稱效應(yīng)。而忽視貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性效應(yīng)，將會(huì)加劇區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的失衡。

國(guó)外對(duì)貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性效應(yīng)的研究起步較早。20世紀(jì)70年，泰勒（Toa l，1977）研究發(fā)現(xiàn)，美國(guó)貨幣政策存在區(qū)域非對(duì)稱性效應(yīng)，中東地區(qū)、大湖區(qū)和東南部地區(qū)對(duì)貨幣政策反應(yīng)敏感，而洛杉磯地區(qū)、新英格蘭地區(qū)對(duì)貨幣政策反應(yīng)則不顯著；GarriSion和Chang（1979）對(duì)美國(guó)8個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)的貨幣政策效應(yīng)研究，貨幣政策對(duì)不同地區(qū)的制造業(yè)收入影響差異較大，其中五大湖地區(qū)對(duì)貨幣政策的反應(yīng)最為明顯，而洛基山地區(qū)則最不明顯。Aarle、Garretsen和Gobb in（2003）對(duì)歐美各國(guó)貨幣政策與財(cái)政政策的研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策與財(cái)政政策變動(dòng)所引起的歐盟各國(guó)經(jīng)濟(jì)的調(diào)整存在顯著差異。

為什么統(tǒng)一的貨幣政策具有區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)？Rord iguez-Fuentes 和 Dow （2003）認(rèn)為，各地區(qū)銀行業(yè)的發(fā)展階段決定其擴(kuò)大信貸規(guī)模的能力，由于西班牙各地區(qū)銀行業(yè)的發(fā)展階段和流動(dòng)偏好不同，由此導(dǎo)致貨幣政策的區(qū)域非對(duì)稱性效應(yīng)。

近年來，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)我國(guó)貨幣政策非對(duì)稱性效應(yīng)進(jìn)行了較為廣泛的研究。劉金全（2002）、馮春平（2002）、孫?。?013）、胡臻（2013）等對(duì)擴(kuò)張性和緊縮性的貨幣政策產(chǎn)出效應(yīng)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)相同規(guī)模的緊縮性貨幣政策與擴(kuò)張性貨幣政策在產(chǎn)出效應(yīng)存在效顯著的非對(duì)稱效應(yīng)。戴金平、金永軍、陳柳欽（2005）以及盧盛榮、李文博（2013）對(duì)貨幣政策的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)貨幣政策存在產(chǎn)業(yè)非對(duì)稱效應(yīng)，即貨幣政策對(duì)不同的產(chǎn)業(yè)或?qū)ν划a(chǎn)業(yè)的不同地區(qū)的影響具有非對(duì)稱性。張紅、李楊（2013），王先柱、毛中根、劉洪玉（2011），魏偉、王洪衛(wèi)（2010）等對(duì)貨幣政策省際間的房地產(chǎn)效應(yīng)進(jìn)行了研究，認(rèn)為統(tǒng)一的貨幣政策對(duì)各個(gè)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響存在著差異性。鄭少峰、黃啟（2014），楊榮、郭威（2015）分別以陜甘、贛浙為例，研究了我國(guó)貨幣政策的區(qū)域不對(duì)稱效應(yīng)。

由于貨幣政策并不是直接作用于最終目標(biāo)，需要經(jīng)歷一個(gè)政策傳導(dǎo)過程；而區(qū)域間金融發(fā)展程度與金融結(jié)構(gòu)存在一定的差異性，由此決定了貨幣政策傳導(dǎo)存在一個(gè)異質(zhì)性的信貸傳導(dǎo)渠道。目前國(guó)內(nèi)研究關(guān)于貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性效應(yīng)的異質(zhì)性區(qū)域傳導(dǎo)效應(yīng)較少涉及與檢驗(yàn)，本文擬從異質(zhì)性信貸傳導(dǎo)渠道視角，對(duì)我國(guó)貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)予以實(shí)證研究，以彌補(bǔ)已有研究成果的不足。具體而言，已有的研究更多直接以區(qū)域信貸作為貨幣政策代理變量，并沒有確定地說明貨幣政策與區(qū)域信貸傳導(dǎo)之間的非對(duì)稱性關(guān)系。本文與已有文獻(xiàn)的區(qū)別在于：從統(tǒng)一的貨幣政策實(shí)施→對(duì)區(qū)域信貸影響→對(duì)區(qū)域產(chǎn)出的影響——一個(gè)完整的貨幣政策信貸傳導(dǎo)途徑，直接揭示了貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性成因，使得貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)的結(jié)論更加具有說服力。

表1　面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2　Pedroni面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

變量選取和數(shù)據(jù)處理

（一）區(qū)域的劃分與構(gòu)成

本文根據(jù)中國(guó)人民銀行《中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》將我國(guó)的金融結(jié)構(gòu)劃分為東北部（黑龍江、吉林、遼寧）、東部（北京、天津、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、上海、海南）、中部（河南、山西、安徽、江西、湖南、湖北、）、西部（廣西、云南、貴州、四川、重慶、西藏、新疆、寧夏、陜西、青海、內(nèi)蒙古、甘肅）四個(gè)區(qū)域。

（二）變量設(shè)置與數(shù)據(jù)來源

貨幣政策主要有兩個(gè)重要指標(biāo)：一個(gè)是貨幣供給量，一個(gè)是利率。世界上很多國(guó)家都使用利率作為貨幣政策的指標(biāo)。由于在中國(guó)利率并沒有實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)化，其作為貨幣政策的指標(biāo)并沒有發(fā)揮較大的作用。所以，本文選取貨幣供給量M2作為統(tǒng)一貨幣政策的指標(biāo)。同時(shí)選擇GDP作為每個(gè)區(qū)域的產(chǎn)出變量，選取各個(gè)區(qū)域貸款余額作為貨幣供給量的傳導(dǎo)中介和本區(qū)域的金融信貸指標(biāo)。

本文選取各變量的年度同比增長(zhǎng)率為統(tǒng)計(jì)分析對(duì)象，將貨幣供給量M2、GDP、區(qū)域貸款余額的同比增長(zhǎng)率分別記為Rm2、Rgdp、Rloan。數(shù)據(jù)來源于中國(guó)人民銀行區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)金融年鑒。數(shù)據(jù)區(qū)間為1995-2014年，共20年數(shù)據(jù)。

（三）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為防止出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，需對(duì)各變量時(shí)間序列做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文選取LLC和IPS法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)中存在兩種假設(shè)：原假設(shè)中，假設(shè)變量存在單位根；備選假設(shè)，變量不存在單位根。若通過單位根原假設(shè)檢驗(yàn)，就認(rèn)為存在單位根。否則，則認(rèn)為接受備選假設(shè)—不存在單位根。經(jīng)s ta ta12.0軟件的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表1所示。

由表1的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在顯著水平為5%的情況下，Rm2、Rg d p和Rloan均拒絕原假設(shè)而接受備選假設(shè)，即不存在著單位根，為平穩(wěn)性序列。

（四）變量間的協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)即對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若檢驗(yàn)結(jié)果為平穩(wěn)，則拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，說明Rm2、Rg d p、Rloan三者之間互為協(xié)整關(guān)系；反之，接受原假設(shè)，協(xié)整關(guān)系不存在。面板數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)主要有Ped ron i、Kao 和Johansen等檢驗(yàn)方法，本文選擇了Ped roni檢驗(yàn)，該方法最大的優(yōu)點(diǎn)不僅提供了7個(gè)統(tǒng)計(jì)量對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而且可以進(jìn)行維度內(nèi)（w ithin-d im ension）檢驗(yàn)和維度間（between-d im ension）檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果來看，在1%的顯著水平下，Rm2與Rgdp、Rgdp與Rloan之間存在協(xié)整關(guān)系，但Rm2與R loan之間不存在協(xié)整關(guān)系。

表3　Rgdp與Rm2的面板數(shù)據(jù)回歸檢驗(yàn)結(jié)果

表4　Rloan和Rm2的面板數(shù)據(jù)回歸檢驗(yàn)結(jié)果

實(shí)證檢驗(yàn)

（一）貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)

從變量的個(gè)數(shù)和時(shí)期數(shù)的關(guān)系可以看出時(shí)期數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于變量的個(gè)數(shù)（《高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用》，陳強(qiáng)，2010年），所以可以采用長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)分析。另外，為了體現(xiàn)每個(gè)區(qū)域的不同特征，模型中除了允許每個(gè)個(gè)體擁有自己的截距項(xiàng)外，還可以擁有不同的方程斜率。經(jīng)sta ta軟件檢驗(yàn)可知，本文的數(shù)據(jù)適應(yīng)于隨機(jī)系數(shù)長(zhǎng)面板模型。在此，本文構(gòu)建如式1所示的回歸模型：

Rgdpit=βiRm2it+εit（1）

其中，i=東北部、東部、中部、西部地區(qū)；t=1995年，1996年，……，2014年。

經(jīng)s ta ta12.0軟件，回歸檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

從表3的結(jié)果可知，每一組的系數(shù)各不相同，且截距項(xiàng)也存在著差異，這也驗(yàn)證了本文模型設(shè)定的合理性。這就說明統(tǒng)一的國(guó)家貨幣政策在不同的區(qū)域，對(duì)GDP產(chǎn)生不同的影響。由表3可得，Rm2每增加一個(gè)百分點(diǎn)，東北部、東部、中部和西部地區(qū)的GDP增長(zhǎng)率分別增加0.6731、0.7901、0.7242、0.7454個(gè)百分點(diǎn)。由此可見，我國(guó)貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)存在區(qū)域非對(duì)稱性，其影響強(qiáng)度的強(qiáng)弱次序?yàn)闁|部、西部、中部、東北部。

（二）區(qū)域異質(zhì)性信貸傳導(dǎo)效應(yīng)

為了更好地考察貨幣政策如何通過信貸傳導(dǎo)中介影響最終目標(biāo)，首先需要驗(yàn)證貨幣政策對(duì)金融結(jié)構(gòu)中的信貸量會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響，本文選擇隨機(jī)系數(shù)長(zhǎng)面板模型作為研究的主要模型，建立如式（2）所示檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

Rloanit=βiRm2it+μit（2）

其中，i=東北部、東部、中部、西部地區(qū)；t =1995年，1996年，……，2014年。

經(jīng)s ta ta12.0軟件運(yùn)算，回歸檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，每個(gè)統(tǒng)計(jì)量的P值均為0，即通過1%的顯著性檢驗(yàn)。由表4可得，Rm2對(duì)R loan的影響系數(shù)大小次序排列依舊是東部、西部、中部和東北部，分別為0.7851、0.7596、0.7513、0.7001個(gè)百分點(diǎn)。由此表明，貨幣政策區(qū)域異質(zhì)性信貸效應(yīng)可以較好地解釋貨幣政策產(chǎn)出的區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)。

（三）區(qū)域信貸的異質(zhì)產(chǎn)出效應(yīng)

由于區(qū)域金融發(fā)育程度不同，由此導(dǎo)致各區(qū)域產(chǎn)出對(duì)信貸的依賴度必然存在差異，由此將導(dǎo)致各區(qū)域信貸的產(chǎn)出效應(yīng)存在異質(zhì)性。金融發(fā)展程度越高，其產(chǎn)出的信貸系數(shù)將會(huì)越小，而金融發(fā)展程度低的區(qū)域，其產(chǎn)出的信貸系數(shù)則越大。為驗(yàn)證這一推論，本文建立如式（3）所示的面板數(shù)據(jù)回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

Rgdpit=βiloanit+σit（3）

其中，i=東北部、東部、中部、西部地區(qū)；t =1995年，1996年，……，2014年。

R loan和Rg d p的面板數(shù)據(jù)回歸檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

從表5檢驗(yàn)結(jié)果可知，Rloan對(duì)各區(qū)域Rgdp的影響系數(shù)大小排列次序?yàn)橹胁?、西部、東部、東北部；系數(shù)分別為0.6116、0.5693、0.5371、0.4572。檢驗(yàn)結(jié)果并沒有完全驗(yàn)證本文推論，即東北部系數(shù)偏低，而東北部金融發(fā)展程度并非最高，這些在全國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告可以查到說明（中國(guó)人民銀行《區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告2006-2014》）。

由表6和表7的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可知，不管是上市公司、A股、H股、債券籌資額占全國(guó)比例，東部地區(qū)都是遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于中西部地區(qū)，而中西部地區(qū)的存貸款余額占全的比例大于其（A股、H股、債券）籌資額占全國(guó)的比例，說明在這些地區(qū)資金的主要來源就是銀行系統(tǒng)，所以對(duì)信貸的依賴度較高，由此出現(xiàn)了中西部地區(qū)Rloan對(duì)Rg d p的貢獻(xiàn)度相對(duì)較大，而東部地區(qū)相對(duì)偏低，這說明信貸規(guī)模確實(shí)影響著產(chǎn)出水平，貨幣政策可以通過信貸傳導(dǎo)中介對(duì)最終產(chǎn)出造成影響。至于東北部地區(qū)的系數(shù)“意外”偏低，這與東北三省是我國(guó)傳統(tǒng)的工業(yè)基地，國(guó)有企業(yè)占比大而上市公司相對(duì)偏少有關(guān)，在2014年從H股融資額占比明顯增加，不僅對(duì)國(guó)有企業(yè)的信貸依賴度偏高，而且也開始加強(qiáng)了對(duì)外借貸，這樣間接說明國(guó)有企業(yè)的信貸產(chǎn)率效率相對(duì)較低。

表5　Rloan和Rgdp的面板數(shù)據(jù)回歸檢驗(yàn)結(jié)果

表6　2006-2014年各區(qū)域A股、H股、債券籌資額占全國(guó)的比例以及上市公司占全國(guó)比例 單位：%

表7　1995-2014年各區(qū)域存款余額、貸款余額占全國(guó)的比例 單位：%

結(jié)論與政策建議

（一）主要研究結(jié)論

第一，貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)表明，我國(guó)統(tǒng)一貨幣政策確實(shí)在各個(gè)區(qū)域的反應(yīng)不同，對(duì)每個(gè)區(qū)域產(chǎn)出水平影響不同，存在著明顯的區(qū)域非對(duì)稱性。

第二，區(qū)域異質(zhì)性信貸傳導(dǎo)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)表明，我國(guó)貨幣政策對(duì)信貸影響存在異質(zhì)性區(qū)域效應(yīng)，其中對(duì)東部和西部影響系數(shù)較大，而對(duì)東北和中部影響系數(shù)較低。這就說明了貨幣政策的非對(duì)稱性不僅是對(duì)最終產(chǎn)出，而且對(duì)于信貸傳導(dǎo)中介也同樣具有這種非對(duì)稱性的。

第三，區(qū)域異質(zhì)性信貸產(chǎn)出效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)表明，我國(guó)區(qū)域信貸對(duì)各區(qū)GDP的影響存在區(qū)域異質(zhì)效應(yīng)，具體表現(xiàn)為中西部較高，東部和東北部較低。而信貸的區(qū)域異質(zhì)性產(chǎn)出效應(yīng)與區(qū)域金融的發(fā)展程度、區(qū)域經(jīng)濟(jì)的信貸依賴度是緊密相關(guān)的。

（二）政策建議

針對(duì)貨幣政策非對(duì)稱區(qū)域效應(yīng)如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，保持各區(qū)域平衡進(jìn)步，本文主要有如下建議：

1. 大力發(fā)展金融機(jī)構(gòu)、完善金融體系。由本文結(jié)論可以看出，金融結(jié)構(gòu)作為中介對(duì)貨幣政策的實(shí)施有較大的影響。完善金融體系和信貸體系，增加金融機(jī)構(gòu)和市場(chǎng)的發(fā)展，可以有效促進(jìn)企業(yè)、家庭的資金來源與投資方向的轉(zhuǎn)變和擴(kuò)展，這樣就會(huì)更加全面的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。為此，對(duì)于經(jīng)濟(jì)相對(duì)比較落后的地區(qū)，需要積極引導(dǎo)民間資本及其社會(huì)資本的進(jìn)入，促進(jìn)落后地區(qū)的金融發(fā)展，以此促進(jìn)落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展差異。

2. 實(shí)施差異性信貸政策。因?yàn)槊總€(gè)區(qū)域?qū)y(tǒng)一的貨幣政策的反應(yīng)不同，對(duì)貨幣政策得到接受和吸收能力不同，如果單純實(shí)施統(tǒng)一的貨幣政策可能會(huì)使得資源的不合理應(yīng)用，會(huì)使中央銀行不能更好的衡量貨幣政策區(qū)域的最終實(shí)施效果。為此，需要根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及產(chǎn)業(yè)特征，有針對(duì)性實(shí)施差異性的信貸政策，以避免“一刀切”的統(tǒng)一貨幣政策可能加劇地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的失衡。

3. 采取貨幣政策和財(cái)政政策相結(jié)合的政策方法。由于貨幣政策具有非對(duì)稱性，對(duì)每個(gè)區(qū)域的影響不同，如果配合財(cái)政政策的結(jié)合使用，可能會(huì)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，大大促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。根據(jù)事權(quán)與財(cái)權(quán)相一致的原則重新界定中央財(cái)政收入與地方財(cái)政收入的合理比例。由于貨幣政策存在區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)，由此使得地方政府調(diào)節(jié)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更加依賴于地方財(cái)政政策，但地方政府融資渠道有限，導(dǎo)致當(dāng)前我國(guó)地方政府特有的“土地財(cái)政”現(xiàn)象。因此，必須提高地方政府收入比重，或提高中央政府地方政府的財(cái)政支出力度，或賦予地方政府發(fā)行地方債券的自主性，才可能消除或緩解當(dāng)前愈演愈烈的“土地財(cái)政”現(xiàn)象。

4. 發(fā)揮央行各地區(qū)支行的作用，使得各個(gè)支行的調(diào)控能力增強(qiáng)，增加各個(gè)支行的獨(dú)立性，因?yàn)檫@些支行都是以各個(gè)區(qū)域內(nèi)部省份建立的，因此具有更大的區(qū)域性和自我調(diào)控意識(shí)。

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中圖分類號(hào)：◆F822

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

基金項(xiàng)目：▲上海市教委重點(diǎn)創(chuàng)新項(xiàng)目“異質(zhì)性約束下貨幣政策非對(duì)稱產(chǎn)業(yè)效應(yīng)及其與財(cái)政政策協(xié)調(diào)的研究”（No. 14ZS091）