货币政策区域效应探究论文

一、文献综述

货币政策区域效应主要研究货币政策效应的空间非对称性，即货币政策冲击在异质性国家或地区的传导及对真实经济活动的影响，属于最优货币区理论(TheoryofOptimalCur－rencyArea)的研究范畴。最早研究货币政策区域效应的学者是Scott(1955)，虽其研究的本意不在此，但他的研究引申出了一个全新的领域：货币政策区域效应。蒙代尔(1961)首次提出最优货币区理论，这一理论为本世纪初欧洲货币联盟的成立提供了理论支持。此后，以“最优货币区”理论为框架来研究货币政策区域效应成为主要研究方法。这些研究主要集中在欧元区和美国。如Taylor、Dornbusch等探讨了单一货币政策在欧盟各成员国内执行效果上的差异，Gerald和DeFina则对美国48个州的数据进行分析，表明美联储的货币政策会产生区域效应。

国内对这一问题的研究始于上世纪90年代。骆玉鼎等从蒙代尔的“最优货币区”理论出发，根据“最优货币区”标准，认定当前的中国不是优货币区，因此，货币政策应适当区域化。还有一些学者，或从区域间经济差异性出发，如耿同劲采用经济计量学方法，如宋旺和钟正生等，证明了统一的货币政策效果确实存在区域性差异，货币政策有实行区域化的必要。而孙天琦则认为货币政策不可轻言区域化，但是部分内容可以探索差别化。

二、理论框架和变量选择

货币政策的区域效应差异与货币政策传导机制的地区差别密切相关。货币经济学理论认为产生货币政策区域效应的三大渠道分别是利率、信贷和汇率。由于目前我国利率非完全市场化，汇率改革时间不长。因此，本文仅研究信贷渠道对货币政策区域效应的影响。信贷渠道可以分为资产负债表渠道和银行贷款渠道。资产负债表渠道的传导过程可表述为：货币政策工具(货币供给量)()利率()企业净现金流和资产价格()企业净价值()银行贷款数量()投资()产出()。银行贷款渠道的传导过程可表述为：货币政策工具(货币供给量)()(金融机构的可贷款数量（)信贷规模()投资()产出()。从上述分析可以看出，资产负债表渠道的关键在于货币政策的变动影响了市场利率，从而影响企业的财务状况，因此，该渠道起作用类似于利率渠道，基于与前文同样的理由，本文将不予探讨。

根据银行贷款渠道的传导路线，本文选取的变量是：狭义货币供应量M1、信贷规模L、固定资产投资I和产出Y(即国内生产总值GDP)。鉴于数据的可得性，选取1990－2006年各省市相应变量的年度数据，原始数据均来自《新中国五十五年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》和中国人民银行网站。

构建面板数据(PanelData)模型如下：

lnY1=αit+βit*lnXt+μit式中，X为自变量，Y为因变量，ln表示对变量取对数，i=1，2，3…，t表时间，α表示各区域截距项，B表示Y对X能敏感系数，μ为随机扰动项。于是，根据面板数据模型，构建如下四个模型：

三、实证检验

下面我们就分别对这四个模型进行实证检验。

(1)ADF单位根检验

利用Eviews5.O对我国1990－2006年实际数据进行ADF单位根检验，测算得到表2的结果。从表中可以看出，狭义货币供应量M1、东、中、西部的信贷规模L、固定资产投资I和产出Y在一阶差分后都达到了平衡。

(2)格兰杰因果关系检验

运用Eviews5.0对经过单位根检验的各相关变量序列进行格兰杰因果检验，得到表3的检验结果。

测算结果表明：①狭义货币供应量指数与东中西部地区信贷规模指数的格兰杰因果关系比较显著，分别以61.6％、82.5％和95.7％的概率拒绝了狭义货币供应量不是各地区信贷规模的格兰杰原因的命题假设，说明狭义货币供应量与各地区信贷规模之间存在格兰杰因果关系，狭义货币供应量是各地区信贷规模的格兰杰原因。

②各地区信贷规模指数与对应的固定资产投资指数的格兰杰因果关系比较显著，分别以99.9％、64.5％和87.3％的概率拒绝了各地区信贷规模不是对应的固定资产投资的格兰杰原因的命题假设，说明各地区信贷规模与其固定资产投资之间存在格兰杰因果关系，各地区信贷规模是对应的固定资产投资的格兰杰原因。

③各地区固定资产投资指数与对应的国内生产总值指数的格兰杰因果关系比较显著，分别以99.9％、96.0％和99.9％的概率拒绝了各地区固定资产投资不是对应地区的国内生产总值的格兰杰原因的命题假设，说明各地区固定资产投资与其国内生产总值之间存在格兰杰因果关系，各地区固定资产投资是对应地区的国内生产总值的格兰杰原因。

从各统计结果还可以看到，各变量数据均存在不同程度的双向因果关系，这一检验结果说明了在我国货币政策传导的实际过程中，传导变量之间的影响是反馈性的，更显出了货币政策传导过程的复杂性。

(3)弹性分析

通过以上的格兰杰检验可以看到，模型中涉及的各对应的变量间存在格兰杰因果关系。因此，将对应的变量分别代入上面四个模型，得到回归结果：

由上表的弹性系数可以看到：

①狭义货币供应量与信贷规模的关系。东、中、西部地区信贷规模指数对狭义货币供应量指数的弹性分别为1.04、0.87、0.86，以东部地区为最大，富有弹性，这说明东部地区商业银行市场化程度高，对货币政策信号的反应比中西部地区灵敏。

②信贷规模与固定资产投资的关系。东、中、西部地区固定资产投资额指数对本地区信贷规模指数的弹性分别为1.03、1.19、1.25，弹性系数均大于1，富有弹性，但东部地区最小。这说明东部地区的固定资产投资对银行贷款的依赖性比中西部地区的要小，原因在于东部地区企业经营效率较高，投资收益较好。因此，企业投资和经营活动的资金来源多样化，对银行的依赖较小。

③投资和产出的关系。东、中、西部地区国内生产总值指数对固定资产投资额指数的弹性分别为O.69、O.53、O.48，均缺乏弹性，但东部地区的弹性最大，西部地区的最小。这说明投资效率由东向西递减，这和我国市场化程度由东到西递减的趋势相吻合。

④)信贷规模和产出的关系。东、中、西部地区国内生产总值指数对信贷规模指数的弹性分别为O.58、0.64和0.80，均缺乏弹性，但东部地区的弹性最小，这说明信贷对产出的影响，中西部大于东部。换而言之，中西部地区的经济发展更依赖于银行信贷资金的支持。

四、政策建议

上述分析清楚地表明，我国货币政策通过银行贷款渠道传导的过程和作用效果呈现明显的地区差异：东部地区对货币政策的敏感程度大于中西部地区；东部地区的固定资产投资对银行贷款的依赖性比中西部的要小；中西部地区的经济发展比东部更依赖于银行的信贷资金。

这就意味着，同样的货币政策措施在三个地区会出现不同的作用过程和政策效果。也就是说，如果货币政策忽视地区差异而采用一刀切的做法，就会在很大程度上削弱、扭曲货币政策调节经济的作用和效果，甚至有可能加大区域经济发展的不平衡。因此，为解决这个问题，中央政府和中央银行在进行货币政策调控时应考虑到这些情况，在实施统一的货币政策目标前提下，针对各地区的经济特征采取可行的政策措施，以缩小这种政策效果的差异，从而使各区域间的经济均衡协调发展。

参考文献：

[1]TaylorJ.Themonetarytransmissionmechanism:anem－piricalframework[J].JournalofEconomicPerspectives.1995(9):11－26.

[2]Dornbush,R,C.FaveroandF.Giavazzi.ImmediateChallengesfortheECB[J].EconomicPolicy.1998(4):17-63.

[3]GeraldCarlino,RobertDeFina.TheDifferentialRegionalEffectsofMonetaryPolicy[J].TheReviewofEconomicsandStatistics.1998(8)

[4]骆玉鼎.区域经济发展不平衡与货币总量调控的局限性[J].中央财经大学学报，1998，(3).

[5]耿同劲.货币政策工具区域化研究[J].上海金融，2003，(5).

[6]宋旺，钟正生.我国货币政策区域效应的存在性及原因[J].经济研究，2006，(3).

[7]孙天琦.货币政策：统一前提下部分内容的区域差别化研究[J].金融研究，2004，(5)。

[8]宋春梅.区域金融二元结构与货币政策区域非对称性实证研究[J].理论探讨，2009，(1).

[摘要]本文采用1990-2006年的样本数据，通过对我国东、中、西部地区对货币政策响应的实证研究，表明我国货币政策存在明显的区域效应。因此，中国人民银行在实施货币政策时应考虑这一因素，在统一的货币政策目标前提下，采取可行措施缩小货币政策区域效应的差异，从而使各区域间的经济均衡协调发展。

[关键词]货币政策；货币政策区域效应；弹性分析