我國貨幣政策區(qū)域效應與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的動態(tài)效應

邵翠麗

(1.北京郵電大學 經(jīng)濟管理學院， 北京 100876；2.河南牧業(yè)經(jīng)濟學院 金融與會計學院，鄭州 450044)

內(nèi)容提要：在“新常態(tài)”背景下，推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級也是貨幣政策調(diào)控目標之一，但由于我國經(jīng)濟社會發(fā)展的地域差異明顯，傳統(tǒng)的貨幣政策很難達到預期的效果。貨幣政策如何實現(xiàn)引導產(chǎn)業(yè)升級并兼顧區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展的差異？本文基于中國2005年第一季度到2017年第四季度的季度數(shù)據(jù)，利用SV-TVP-FAVAR模型，檢驗中國貨幣政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級引導與區(qū)域效應。實證結(jié)果表明：總體來看，數(shù)量型及價格型貨幣政策都能對不同經(jīng)濟區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生有效影響，但調(diào)控的區(qū)域差異較大；擴張的價格型貨幣政策傾向于對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生負向作用，擴張的數(shù)量型貨幣政策則傾向于產(chǎn)生正向作用；數(shù)量型貨幣政策對產(chǎn)業(yè)增加值的沖擊作用效果比價格型貨幣政策弱，但無論是使用何種工具的貨幣政策都無法對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生長期持久的影響；利率渠道是貨幣政策存在區(qū)域效應的最可能成因。因此，推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的相關經(jīng)濟政策應該結(jié)合不同區(qū)域的發(fā)展水平及政策傳導渠道的差異，最大限度發(fā)揮貨幣政策實施效果。

改革開放40年來，伴隨中國經(jīng)濟快速增長的是地區(qū)間發(fā)展差距逐漸加大。社會主義初級階段的特點決定了我國實行市場經(jīng)濟體制改革只能采用逐步推進的策略，但這一非均衡戰(zhàn)略使地區(qū)間的異質(zhì)性愈加明顯，使用貨幣政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行調(diào)整的過程中如果忽略地區(qū)間差異的存在，則不能對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級做出有利引導。

基于李嘉圖的等價定理，在調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面貨幣政策往往能比財政政策效果更好。從貨幣政策調(diào)控范疇來看，新時期的貨幣政策調(diào)控目標不再局限于傳統(tǒng)的需求調(diào)控，已逐漸延伸到對產(chǎn)業(yè)總體布局的均衡把握。其作用的深層次原因在于，貨幣政策的變動會使生產(chǎn)資料在不同的產(chǎn)業(yè)間重新分配(Christiano and Eichenbaum,1997; 李林漢和田衛(wèi)民，2018)；除此之外，不同的產(chǎn)業(yè)對統(tǒng)一的總量型貨幣政策具有不同的敏感度(Hayo,1999)，也將導致統(tǒng)一的貨幣政策出現(xiàn)差異性的調(diào)控結(jié)果。鑒于“新常態(tài)”背景下我國區(qū)域間發(fā)展不平衡，我國的貨幣政策在實施，背景、原因、政策工具、目標及傳導機制方面，都與發(fā)達國家存在顯著不同，因此在促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級過程采用傳統(tǒng)的貨幣政策很難達到預期效果，而針對不同地區(qū)實施差異性的貨幣政策更符合我國現(xiàn)實國情(陳炳才，2010；彭俞超和方意，2016)。

那么，如何通過調(diào)控不同貨幣政策工具引導我國地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級？貨幣政策能否在促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的同時兼顧我國不同區(qū)域的發(fā)展特點？本文基于2005年第一季度到2017年第四季度中國八大經(jīng)濟區(qū)三次產(chǎn)業(yè)增加值的季度數(shù)據(jù)，利用SV-TVP-FAVAR模型，實證檢驗中國貨幣政策的區(qū)域效應及對產(chǎn)業(yè)升級的引導效應。

一、模型構(gòu)建及變量選取

(一)模型設定

VAR模型由Sims(1980)提出，之后由于其不帶有約束條件便可以聯(lián)結(jié)內(nèi)生變量的特點被廣泛應用。其基本形式可以被描述為：

yt=b1yt-1+…+bpyt-p+vt

(1)

其中yt-1、yt-2…yt-p是yt的p階滯后項，vt～N(0,Ωt)。但是在處理較為復雜的經(jīng)濟問題時，VAR模型存在如下潛在問題：首先VAR模型所涵蓋的變量數(shù)量有限，在較為復雜的經(jīng)濟系統(tǒng)中不能涵蓋足夠多的變量，重要信息的遺漏可能造成模型結(jié)果不準確；其次模型只能對包含的變量觀察到脈沖響應，對其他的變量則無能為力，但研究人員手動篩選的這一小部分變量也常常會由于涉及的變量過多而顯得單薄。為此，Bernanke et al.(2005)在VAR模型的基礎上引入因子增廣思想，將高維信息矩陣抽取出若干個不可觀測的共同因子(Stock and Watson,2005)，構(gòu)成FAVAR模型，其因子提取方程如下：

Xt=ΛfFt+ΛyYt+εt

(2)

其中Xt是(N×1)維信息集，包含了貨幣政策實施過程中可能涉及的變量，F(xiàn)t和Yt指實施貨幣過程中不可觀測的部分和可觀測的部分，Λf和Λy分別表示(N×K)、(N×M)維的因子載荷矩陣，K和M分別為共同因子數(shù)和政策指標數(shù)，N?K+M，εt～N(0,Ωt)。進一步地，將FAVAR模型中的系數(shù)，從常數(shù)擴展為時變的(Nakajima,2011)，以使模型能夠處理更為精細的動態(tài)系統(tǒng)，對原有模型做如下變形：

(3)

xt=λwwt+λzzt+λsst+Γ(L)xt+εt

(4)

至此方程(2)、(4)已基本構(gòu)成本文所建立模型主體，對系數(shù)估計和動態(tài)化過程進行如下描述。分解模型中的協(xié)方差矩陣(Primiceri,2005)：

(5)

(6)

其中，Σt=diag(σ1,t,…,σk+1,t)，At為主對角線為1的下三角矩陣。

(7)

設Bt、αt和logσt組成的矩陣具有創(chuàng)新型隨機游走(Koop et al.,2009)形式：

(8)

為了脈沖響應分析的展開，將式(2)和式(4)用滯后算子重寫為：

(9)

(10)

(11)

(二)模型估計

SV-TVP-FAVAR模型可以通過因子增廣的方式解決經(jīng)濟系統(tǒng)中變量缺失的問題，既突破了經(jīng)典模型自由度的限制，又保留了模型在處理少數(shù)變量時的計算優(yōu)勢；并且模型中變量時變性的引入，極大的擴展了模型的應用范圍，對經(jīng)濟系統(tǒng)中的動態(tài)性可以更精確地進行刻畫。也正因為模型的時變性這一特點，直接進行參數(shù)估計難度很大，因此采用兩步估計法(Stock and Watson, 2005)對參數(shù)進行估計，首先提取Ft，再將其與共同因子聯(lián)立共同進行參數(shù)估計。在這一步驟中將提取出的(K×1)維向量Ft視為不可觀測的，與模型中的其他待估計參數(shù)一同使用貝葉斯方法估計。

用主成分法提取共同因子時，參見Bernanke et al.(2005)的做法，先將(N×1)維信息集Xt中的所有變量按照是否即時對貨幣政策做出反應分為“快速變量”和“慢速變量”，進行貝葉斯方法估計參數(shù)前，為了回避參數(shù)具體分布限制，本文采用吉布斯抽樣技術，在進行多次抽樣及預燒后，使抽樣后產(chǎn)生的樣本盡量符合樣本原本分布，提高模型的參數(shù)估計準確性。

圖1 所提取的五個共同因子后驗均值走勢

二、實證分析

(一)變量選取與共同因子提取

結(jié)合經(jīng)典文獻(Belviso and Milani,2005)和數(shù)據(jù)的可得性，本文選取貨幣政策實施過程中可能涉及的75個經(jīng)濟變量，主要包含內(nèi)容為：首先實際經(jīng)濟活動層面，包括各類產(chǎn)出、消費、進出口等；其次貨幣價格層面，包括各級貨幣供應量、居民消費價格指數(shù)、進出口商品指數(shù)等；再次宏觀貿(mào)易層面，包括各類國家外匯儲備、實際利用外資金額及各類宏觀指數(shù)；最后信貸變量層面，包括國內(nèi)信貸、銀行信貸及其他金融機構(gòu)信貸等。所有變量均需通過ADF檢驗，對不平穩(wěn)的變量進行對數(shù)或差分運算，對含有明顯季節(jié)性的變量進行X-11季節(jié)調(diào)整處理，這樣可以盡量避免實證過程中出現(xiàn)的偽回歸問題。所有的數(shù)據(jù)經(jīng)處理后，均通過ADF檢驗，由于文章篇幅所限具體檢驗過程省略，所選取的經(jīng)濟變量均是來自于中經(jīng)網(wǎng)和wind數(shù)據(jù)庫，本文的采樣區(qū)間為2005年第一季度到2017年第四季度，包含了我國經(jīng)濟的繁榮期與衰退期，能夠較好驗證貨幣政策實施效果。

對于貨幣政策代理變量的選取，以7天銀行間同業(yè)拆借率(記為CHIBOR)和廣義貨幣供應量(記為M2)分別代表價格型及數(shù)量型貨幣政策，對使用兩種貨幣政策工具進行調(diào)控的效果予以分別考慮。

考慮到區(qū)域發(fā)展異質(zhì)性，在選擇三次產(chǎn)業(yè)增加值作為觀測變量的同時，根據(jù)國務院發(fā)展研究中心(2005)劃分的中國內(nèi)陸八大經(jīng)濟區(qū)進行分類，其中分別包括東北綜合經(jīng)濟區(qū)的黑龍江、吉林、遼寧；北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)的北京、天津、河北、山東；東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)的上海、江蘇、浙江；長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)的湖南、湖北、安徽、江西；南部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)的福建、廣東、海南；大西南綜合經(jīng)濟區(qū)的貴州、云南、四川、重慶、廣西；黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)的陜西、山西、河南、內(nèi)蒙古；大西北綜合經(jīng)濟區(qū)的新疆、西藏、寧夏、青海、甘肅。下文將以上述的八大綜合經(jīng)濟區(qū)的劃分展開區(qū)域效應和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級研究。

最后，貨幣政策代理變量和三次產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)量、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫及國泰安數(shù)據(jù)庫，所有數(shù)據(jù)統(tǒng)一采用加權平均或插值法等方式將頻率調(diào)整為季度數(shù)據(jù)。

(二)實證結(jié)果分析

為檢驗貨幣政策對不同地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)的沖擊效應，本文采用SV-TVP-FAVAR模型進行實證分析。采用三維圖像描述經(jīng)濟系統(tǒng)中貨幣政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)影響效果。其中X軸代表貨幣政策對不同地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)溢出所持續(xù)時間；Y軸表示貨幣政策沖擊發(fā)生的時間；Z軸表示不同地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)沖擊響應程度；X-Z平面為時間維度，代表的是貨幣政策沖擊幅度與持續(xù)期數(shù)；Y-Z平面為響應維度，代表的是貨幣政策作用時期與反應幅度。滯后階數(shù)根據(jù)AIC準則選擇一階。

1．價格型貨幣政策對不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)影響

圖2為八大綜合經(jīng)濟區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)，對價格型貨幣政策一個標準差正向沖擊的動態(tài)響應。東北綜合經(jīng)濟區(qū)的第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)都對正向的價格型貨幣政策沖擊表現(xiàn)出了向上的波動反應，其中第二產(chǎn)業(yè)增加值在2008年全球金融危機前后表現(xiàn)出了明顯的異質(zhì)性，金融危機后的第二產(chǎn)業(yè)對價格型貨幣政策沖擊幅度明顯增加；第一產(chǎn)業(yè)的響應在時間維度上沒有表現(xiàn)出明顯趨勢；第三產(chǎn)業(yè)增加值在時間維度上先上升后下降，表現(xiàn)出了明顯的時變性。北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)對價格型貨幣政策沖擊的反應與東北綜合經(jīng)濟區(qū)類似，表現(xiàn)為響應幅度較高，但沒有明顯的趨向；第二產(chǎn)業(yè)增加值在時間維度上是單調(diào)遞增的；第三產(chǎn)業(yè)增加值面對一單位價格型貨幣政策沖擊時，在2008年全球金融危機時正向波動很小，在危機后，價格型貨幣政策對北部沿海經(jīng)濟區(qū)的影響作用進一步增強。南部綜合經(jīng)濟區(qū)對價格型貨幣政策的沖擊響應趨勢，響應幅度由大到小依次為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)。

圖2 八大綜合經(jīng)濟區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)對價格型貨幣政策一個標準差正向沖擊的動態(tài)響應

黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)第一產(chǎn)業(yè)對價格型貨幣政策的響應在2010年之前呈現(xiàn)出單調(diào)遞增趨勢，在2010年之后幅度基本一致；第二產(chǎn)業(yè)增加值呈現(xiàn)單調(diào)遞增趨勢，表現(xiàn)出了明顯時變性；第三產(chǎn)業(yè)增加值則表現(xiàn)為負向響應明顯。長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)對擴張型貨幣政策的響應幅度遞減，其中第一產(chǎn)業(yè)增加值在時間維度上沒有明顯趨勢，第二產(chǎn)業(yè)增加值同樣在危機后大幅提升，第三產(chǎn)業(yè)增加值幾乎對擴張型貨幣政策沒有反應。大西南綜合經(jīng)濟區(qū)第一產(chǎn)業(yè)對價格型貨幣政策正向沖擊呈現(xiàn)向上的波動態(tài)勢，在時間維度沒有明顯的遞增或遞減；貨幣政策對第二產(chǎn)業(yè)增加值的作用在時間維度表現(xiàn)為單調(diào)遞增；第三產(chǎn)業(yè)對價格型貨幣政策的響應先向下，再小幅向上。大西北綜合經(jīng)濟區(qū)對價格型貨幣政策沖擊表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)在2010年后有明顯增幅；第二產(chǎn)業(yè)在時間維度上單調(diào)遞增，第三產(chǎn)業(yè)則表現(xiàn)出了更多的時變性，呈現(xiàn)明顯的波動。以上所有經(jīng)濟區(qū)及三次產(chǎn)業(yè)增加值對價格型貨幣政策沖擊的響應都沒有長期效應，經(jīng)過一段時間后都會恢復到?jīng)_擊發(fā)生前的水平。

2．數(shù)量型貨幣政策對不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)影響

圖3為八大綜合經(jīng)濟區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)，對數(shù)量型貨幣政策正向沖擊的動態(tài)響應。由圖可見，數(shù)量型貨幣政策對不同經(jīng)濟區(qū)產(chǎn)業(yè)增加值的影響，總體上幅度比價格型貨幣政策小。對于東北經(jīng)濟區(qū)，數(shù)量型貨幣政策對第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值影響的幅度都很低，說明東北經(jīng)濟區(qū)的三次產(chǎn)業(yè)增加值對數(shù)量型貨幣政策并不是很敏感，其中第三產(chǎn)業(yè)增加值在經(jīng)濟進入新常態(tài)后正向響應幅度有所增加，意味著在新常態(tài)時期數(shù)量型貨幣政策，對引導東北地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級表現(xiàn)出了更多的正向作用。北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)第一產(chǎn)業(yè)對數(shù)量型貨幣政策的沖擊響應呈現(xiàn)負向波動，負向最大響應值在第二期出現(xiàn)，時間維度上沒有明顯趨勢；第二產(chǎn)業(yè)增加值呈現(xiàn)先向上后向下的波動趨勢；第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)量型貨幣政策的響應幅度最大。東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)的第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值對數(shù)量型貨幣政策的響應幅度依次遞增，且都表現(xiàn)出了明顯的時變效應，在時間維度上，數(shù)量型貨幣政策沖擊發(fā)生的時間不同，東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)三次產(chǎn)業(yè)增加值的響應模式也不同。南部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)的產(chǎn)業(yè)增加值表現(xiàn)與東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)很相似，但響應幅度比后者高。

圖3 八大綜合經(jīng)濟區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)對數(shù)量型貨幣政策正向沖擊的動態(tài)響應

擴張的數(shù)量型貨幣政策對黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)表現(xiàn)出了明顯的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用，第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)增加值所產(chǎn)生的沖擊響應，比第三產(chǎn)業(yè)要小，并且第三產(chǎn)業(yè)響應在時間維度上，有單調(diào)遞增的趨勢，說明數(shù)量型貨幣政策對黃河中游經(jīng)濟區(qū)的調(diào)控作用增強。長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)第一產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)對數(shù)量型貨幣政策響應幅度很小，第二產(chǎn)業(yè)對數(shù)量型貨幣政策沖擊表現(xiàn)出了顯著影響，在時間維度上先遞減后遞增。大西南綜合經(jīng)濟區(qū)三次產(chǎn)業(yè)對數(shù)量型貨幣政策的響應模式與黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)相似，也有較明顯的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用。大西北綜合經(jīng)濟區(qū)第一產(chǎn)業(yè)對數(shù)量型貨幣政策表現(xiàn)為負向響應，同時呈現(xiàn)明顯時變性，在2006年與2012年前后都存在響應的高峰期；第二產(chǎn)業(yè)增加值響應幅度較?。坏谌a(chǎn)業(yè)對數(shù)量型貨幣政策表現(xiàn)出顯著正向波動，且時間維度單調(diào)遞增。與價格型貨幣政策沖擊得到的結(jié)果一致，數(shù)量型貨幣政策同樣沒有對產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生長期持續(xù)的影響，在一段時間后仍然恢復到?jīng)_擊發(fā)生前的水平。

三、我國貨幣政策區(qū)域效應比較及成因分析

(一)貨幣政策區(qū)域效應可能成因

貨幣政策可能從經(jīng)濟體總供給和總需求兩方面影響產(chǎn)出、價格、利率等，因此貨幣政策作用于中國不同經(jīng)濟區(qū)時造成的區(qū)域效應，可能源于區(qū)域間供給曲線或需求曲線的差異。鑒于不同經(jīng)濟區(qū)間勞動力供給難以度量，所以本文在考慮貨幣政策區(qū)域效應可能成因時主要從需求角度出發(fā)。統(tǒng)一的貨幣政策作用于不同經(jīng)濟區(qū)，可能通過利率渠道、信貸渠道及匯率渠道產(chǎn)生差異性調(diào)控效果。

利率渠道起源于IS-LM模型，強調(diào)對產(chǎn)出、收入等造成影響的是實際利率而非名義利率，貨幣存量變化引起借貸成本即利率變化，這種變化會使得不同經(jīng)濟主體的投資及消費發(fā)生變化，并對社會總需求和總產(chǎn)出造成沖擊。貨幣政策產(chǎn)生區(qū)域異質(zhì)性部分源于不同經(jīng)濟區(qū)對利率變化敏感性差異，貨幣政策的產(chǎn)業(yè)差異性相對明顯，在細分行業(yè)內(nèi)部制造業(yè)比其他產(chǎn)業(yè)對利率更加敏感，換言之，若一個經(jīng)濟區(qū)對利率變化敏感的行業(yè)占比較大，那么大概率該經(jīng)濟區(qū)更容易受到價格型貨幣政策的沖擊(王劍和劉玄，2005)。

信貸渠道主要強調(diào)信息不對稱性，可分為銀行貸款渠道及資產(chǎn)負債表渠道。其中銀行貸款渠道對一些企業(yè)而言是獲取資金的唯一渠道，銀行仍然是大部分國家信貸資金的主要來源，造成其在提供資金的同時也擁有了傳導貨幣政策的作用，存款準備金的增加或減少，會影響流通貨幣的數(shù)量，對貨幣派生功能產(chǎn)生直接影響。資產(chǎn)負債表渠道強調(diào)凈值，向凈值越低的企業(yè)放款，金融機構(gòu)所面臨的道德風險和逆向選擇問題也就更嚴重。貨幣政策不僅能影響企業(yè)籌措資金難度，還能夠影響企業(yè)的凈值，主要是通過影響權益價格對借款者財務狀況或現(xiàn)金流量造成影響。該渠道強調(diào)的是名義利率，與銀行貸款渠道相同，資產(chǎn)負債表渠道對尋求資金替代更困難的小型企業(yè)影響效果更強。

匯率渠道伴隨著浮動匯率制的出現(xiàn)，與國際貿(mào)易地位的上升而日益受到重視，貨幣政策匯率渠道的作用機制在于：貨幣供應量下降，貨幣價格更貴，本國短期名義利率上升，短期真實利率在短期價格粘性存在的假設基礎下上升，本國貨幣需求上升，本幣升值，外國產(chǎn)品吸引力提高，本國凈出口下降，進而總產(chǎn)出下降，反之亦然。匯率渠道對經(jīng)濟區(qū)的影響顯著與否很大程度取決于該地區(qū)的出口部門占比，一般而言，出口部門在該地區(qū)越重要，則貨幣政策的匯率傳導渠道對該地區(qū)的影響越大。

(二)我國貨幣政策區(qū)域效應成因初步檢驗

1．對利率傳輸渠道的檢驗

為深入探究我國貨幣政策在不同經(jīng)濟區(qū)存在區(qū)域效應的成因，依次對可能的貨幣政策傳導渠道進行檢驗。對利率渠道的檢驗首先應明確，利率變化是否會對不同經(jīng)濟區(qū)的不同產(chǎn)業(yè)造成差異性影響。若不同產(chǎn)業(yè)對利率變化表現(xiàn)出了異質(zhì)性，說明離去渠道可能是解釋我國統(tǒng)一貨幣政策出現(xiàn)區(qū)域間調(diào)控差異的原因之一；反之，則不能說明。

如圖中實證結(jié)果所示，八大綜合經(jīng)濟區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)，對價格型貨幣政策一個標準差正向沖擊的動態(tài)響應存在明顯的異質(zhì)性，第二產(chǎn)業(yè)對利率變化最敏感。由此可知，若利率渠道是我國貨幣政策區(qū)域效應存在的原因，那么第二產(chǎn)業(yè)占比更高的地區(qū)，理應對價格型貨幣政策的沖擊響應幅度更大。計算本文所選采樣區(qū)間內(nèi)的八大綜合經(jīng)濟區(qū)三次產(chǎn)業(yè)的平均占比，如表1所示。

可見，八個經(jīng)濟區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占比由高到低排列依次為黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)、東北綜合經(jīng)濟區(qū)、長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)、東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、大西北綜合經(jīng)濟區(qū)、南部沿海經(jīng)濟區(qū)。根據(jù)實證檢驗結(jié)果，第二產(chǎn)業(yè)對一單位正向價格型貨幣政策沖擊的響應幅度，與經(jīng)濟區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占比高度相關。體現(xiàn)為不同經(jīng)濟區(qū)對價格型貨幣政策的反應程度，與第二產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟區(qū)占比類似，黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占比最高，對價格型貨幣政策沖擊反應最強；南部沿海經(jīng)濟區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占比最低，對價格型貨幣政策反應最弱，八個經(jīng)濟區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占比高低順序高度類似，可認為利率渠道是我國貨幣政策產(chǎn)生區(qū)域型效應的可能原因之一。

表1 八大經(jīng)濟區(qū)三次產(chǎn)業(yè)占比

2．對信貸傳輸渠道的檢驗

對信貸渠道的檢驗，考慮到銀行貸款渠道在文獻中一般用小銀行發(fā)放貸款在某一經(jīng)濟區(qū)占比來衡量，但在我國的實際情況，很多地區(qū)國有銀行才是發(fā)放貸款的主力，小銀行發(fā)放貸款的具體情況難以統(tǒng)計，也并為找到可靠數(shù)據(jù)。因此在探討我國價格型貨幣政策沖擊造成的不同經(jīng)濟區(qū)動態(tài)響應差異問題時，本文僅考慮資產(chǎn)負債表渠道。

小企業(yè)由于自身融資能力的限制，在尋找替代銀行貸款方面具有天然劣勢，如果信貸渠道是貨幣政策區(qū)域效應的成因之一，那么數(shù)量型貨幣政策的調(diào)整會對小企業(yè)造成更大的影響。選取各個經(jīng)濟區(qū)采樣區(qū)間內(nèi)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)貢獻率平均值，如表2所示。若規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)貢獻率高，說明該地區(qū)大型企業(yè)更密集，反之則說明該地區(qū)融資能力相對較差的小企業(yè)更密集。如果信貸渠道是我國貨幣政策區(qū)域型存在的原因之一，那么小型企業(yè)更集中的地區(qū)，應該受到數(shù)量型貨幣政策一單位沖擊時反應幅度更大。

表2 八大經(jīng)濟區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)貢獻率

由統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，八大經(jīng)濟區(qū)的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)貢獻占比由高到低依次為：數(shù)量型貨幣政策沖擊對不同經(jīng)濟區(qū)沖擊強度由強到弱依次為：長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)、東北綜合經(jīng)濟區(qū)、大西北綜合經(jīng)濟區(qū)、東部沿海經(jīng)濟區(qū)、東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、南部沿海經(jīng)濟區(qū)、北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)、大西北綜合經(jīng)濟區(qū)。從實證結(jié)果來看，黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)受數(shù)量型貨幣政策變動影響最大，大西北綜合經(jīng)濟區(qū)受數(shù)量型貨幣政策沖擊影響幅度最小。大西北綜合經(jīng)濟區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)貢獻率在八大經(jīng)濟區(qū)中排名最后，平均僅有7.6%，說明在大西北綜合經(jīng)濟區(qū)，無法有效使用替代融資渠道的小企業(yè)較為集中。如果信貸渠道是我國貨幣政策區(qū)域效應成因之一，那么小企業(yè)集中的大西北綜合經(jīng)濟區(qū)應該對數(shù)量型貨幣政策表現(xiàn)出更強的反應。其他經(jīng)濟區(qū)的響應強度也與各經(jīng)濟區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)貢獻占比出入較大，根據(jù)實證結(jié)果，信貸渠道難以解釋我國貨幣政策的區(qū)域效應。

表3 八大經(jīng)濟區(qū)出口部門占GDP比重

3．對匯率傳輸渠道的檢驗

匯率渠道同樣被認為是貨幣政策區(qū)域效應存在的原因之一。為檢驗匯率渠道是否能夠解釋我國貨幣政策在不同經(jīng)濟區(qū)的不同表現(xiàn)，對各大經(jīng)濟區(qū)的出口部門重要程度進行統(tǒng)計，結(jié)果見表3。若一個經(jīng)濟區(qū)的出口部門占GDP的比重很大，那么該經(jīng)濟區(qū)出口部門密集，匯率變化會造成進出口部門成本變動，若匯率渠道能夠解釋貨幣政策區(qū)域差異的成因，那么出口部門占比高的地區(qū)價格型貨幣政策沖擊反應更大。

統(tǒng)計本文采樣區(qū)間內(nèi)出口部門占各個經(jīng)濟區(qū)GDP的比率，可知出口部門的重要程度，八大經(jīng)濟區(qū)的排序依次為：東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、南部沿海經(jīng)濟區(qū)、北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、東北綜合經(jīng)濟區(qū)、長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)、大西北綜合經(jīng)濟區(qū)、大西南綜合經(jīng)濟區(qū)、黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)。但是從價格型貨幣政策對八大經(jīng)濟區(qū)產(chǎn)業(yè)帶來的沖擊響應幅度看，沿海經(jīng)濟區(qū)并沒有表現(xiàn)出更敏感的特征。價格型貨幣政策的區(qū)域效應與出口部門在經(jīng)濟區(qū)的重要程度二者相差較大，可知匯率渠道對我國貨幣政策區(qū)域效應的成因解釋能力很弱，不能作為貨幣政策對不同經(jīng)濟區(qū)產(chǎn)生不同影響的成因之一。

四、結(jié)論與啟示

“新常態(tài)”背景下，貨幣政策不僅局限于傳統(tǒng)目標，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也是貨幣政策調(diào)控目標之一。但我國幅員遼闊，地域間發(fā)展水平相差巨大，統(tǒng)一的貨幣政策在不同經(jīng)濟區(qū)，往往會產(chǎn)生差異性效果，不利于宏觀調(diào)控。因此如何在保障貨幣政策引導產(chǎn)業(yè)升級同時，兼顧地域間經(jīng)濟發(fā)展差異十分必要。本文研究結(jié)論如下：

第一，價格型貨幣政策能夠發(fā)揮對區(qū)域間產(chǎn)業(yè)升級進行有效調(diào)控的作用，但會對不同經(jīng)濟區(qū)產(chǎn)生差異性影響。其中，第二產(chǎn)業(yè)對價格型貨幣政策變化反應最敏感，隨著時間推移貨幣政策的調(diào)控作用逐漸消失，不存在長期效應；寬松的價格型貨幣政策傾向于對第一、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向沖擊，對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負向沖擊，其對區(qū)域產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生的影響是消極的。

第二，數(shù)量型貨幣政策作用于產(chǎn)業(yè)間的調(diào)控效果，比價格型貨幣政策對向沖擊的效果要弱，作用時間也相對較短；但與價格型貨幣政策一樣，數(shù)量型貨幣政策對不同經(jīng)濟區(qū)的調(diào)控作用也不會產(chǎn)生長期效應；寬松的數(shù)量型貨幣政策能夠為地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級轉(zhuǎn)型提供正向幫助。

第三，貨幣政策在我國存在明顯的區(qū)域效應。其中傳導機制差異是統(tǒng)一貨幣政策調(diào)控效果區(qū)域效應差異的主要成因，表現(xiàn)為與信貸渠道及匯率渠道相比，利率渠道對該問題的解釋能力更強。

總體而言，貨幣政策有效實施，能夠產(chǎn)生區(qū)域效應與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化兩方面效果。使用不同的貨幣政策工具在不同經(jīng)濟區(qū)由于傳導渠道的差異，調(diào)控效果及動態(tài)變化過程也存在明顯差異。因此，要在引導產(chǎn)業(yè)升級同時協(xié)調(diào)區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展，正確認識貨幣政策實施效果的區(qū)域間差異，對不同經(jīng)濟區(qū)實施符合當?shù)靥攸c的不同經(jīng)濟政策，以促進區(qū)域協(xié)調(diào)健康發(fā)展。

2018年12月3日，易綱在回顧人民銀行成立七十年歷程時，再次強調(diào)貨幣政策應根據(jù)現(xiàn)實經(jīng)濟情況調(diào)整，并重視結(jié)構(gòu)性貨幣政策的運用。一方面，貨幣政策是引導我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的重要宏觀手段，寬松的價格型貨幣政策對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級推動作用較強，央行在特殊時期使用能較快推動某一地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。緊縮的數(shù)量型貨幣政策同樣可以推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級，且調(diào)控效果較溫和，可以作為日常調(diào)控手段；另一方面，我國地區(qū)間發(fā)展差異較大，在考慮引導地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級問題時，勢必要注重區(qū)域間差異。利率渠道是解釋我國貨幣政策存在區(qū)域效應的重要成因，因此，在兼顧產(chǎn)業(yè)升級與區(qū)域差異的前提下，要慎重使用利率工具，并且可以采用再貸款、再貼現(xiàn)、抵押補充貸款、定向降準等手段，輔助傳統(tǒng)貨幣政策工具實現(xiàn)調(diào)控目標。推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、盡量減少區(qū)域發(fā)展不平衡，是最大限度發(fā)揮貨幣政策實施效果的選擇。