貨幣政策傳導機制中的區域效應——基于渠道理論對廣東省的研究

曹 碩

(中山大學嶺南學院，廣東 廣州 510275)

由美國次貸危機引發的國際金融危機，對我國實體經濟造成了較大影響，特別對廣東省的沖擊更加嚴重。廣東省產業結構以第二產業為主，其中占主導地位的是出口導向型和勞動密集型產業，因此在國際金融危機的強烈沖擊下，外需急劇減少，中小企業遭遇信貸緊缺，實體經濟的發展面臨極大困難。在這個困難時期，國家的宏觀調控尤其是貨幣政策，對于緩解企業壓力、幫助實體經濟盡快恢復起著極其重要的作用。但由于我國的貨幣政策從國家層面實施，因此對特定地區的有效性還有待考察。

貨幣政策傳導機制是研究貨幣政策有效性的核心理論，而且近年來，關于貨幣政策傳導機制的研究已經從國家層面深入到區域層面。因為經濟體內各地區的經濟發展水平懸殊可能很大，各經濟區域的市場化、貨幣化程度以及金融繁榮程度不同，所以關注區域之間的差異是有必要的。

一、貨幣政策的“渠道理論”

國內外對貨幣政策的區域效應，指的是統一貨幣政策作用于不同經濟區域會產生的不同政策效果。主流研究是從貨幣政策傳導機制方面尋找原因，即研究貨幣政策主要通過何種渠道最終對各地區經濟產生差異性影響。Mishkin(1995)根據貨幣與其他資產間的不可替代性，將貨幣政策傳導機制理論分為兩大類:一種是傳統的經濟學理論，包括凱恩斯學派和貨幣主義學派，均認為貨幣政策的傳導過程是通過“貨幣途徑”完成的，因而被統稱為“貨幣渠道”。貨幣渠道包括利率渠道、資產價格渠道和匯率渠道。另一種理論則被稱為“信貸渠道”，Fisher I.(1933)就提出了這個觀點。信貸渠道并非完全獨立于傳統的貨幣政策傳導機制，而是對傳統理論所強調的利率效應(資金成本效應)的放大和擴展。信貸渠道主要包括銀行貸款渠道(狹義)和資產負債表渠道(廣義)。

二、變量選取

(一)中介變量指標

本文選用銀行間同業拆借月加權平均利率RR作為中國貨幣政策傳導的貨幣渠道代理變量，以金融機構各項貸款月末數CR作為信貸渠道的代理變量。之前的絕大多數的國內研究文獻，都選用貨幣供應量作為貨幣渠道的代理變量，主要考慮我國利率尚未市場化;而國外的大多數文獻選擇利率作為代理變量，是因為在市場化的前提下，利率更具有代表性。本文選用銀行間同業拆借月加權平均利率，主要考慮兩方面原因:1.我國在1996年實現了拆借利率完全市場化，利率作為中介指標應該是有效的。2.廣東地區的金融市場化程度較高，利用利率作為代理變量同時可以考察地區市場化程度。

(二)最終目標變量指標

本文以工業增加值當月數PD作為檢驗貨幣政策有效性的代理變量。之所以選擇工業增加值而不選擇地區生產總值，主要是考慮地區月度數據的可得性，同時考慮到廣東省以第二產業為主的產業結構特征，因此選擇這個變量是具有代表性的。

(三)數據來源及處理

本文數據均取自中經網統計數據庫，數據庫遺漏的若干數據從中華人民共和國國家統計局官方網站和廣東統計信息網補足。數據使用全國和廣東省兩個層面，樣本取2003年1月至2009年12月的月度數據，時間跨度為84個月。工業增加值當月數PD和金融機構人民幣各項貸款余額月末數CR，以2003年1月定基，分別利用工業品出廠價格指數和居民消費價格指數數據進行平減，從而消除價格因素得出實際值。銀行間同業拆借月加權平均利率RR減去同期消費者物價指數月環比數據，得出實際利率。同時對所有月度數據實際值采用X－11季節調整程序，消除季節因素。貸款余額變量實際值經自然對數變換后進入SVAR系統。

三、實證分析

(一)單位根檢驗

本文使用具有一般性的增廣迪基—富勒(ADF)檢驗法:檢驗使用SC準則確定最優滯后階數。根據時間序列經濟意義在對原始的數據進行單位根檢驗時選擇了截距項和時間趨勢項，經檢驗，實際利率明顯拒絕含有單位根的假設，是平穩的;全國層面工業增加值有可能是含有時間趨勢平穩;其他原始數據都不能拒絕原假設，證明是非平穩的。

將全國層面和廣東省層面的工業增加值與貸款余額進行差分之后再進行單位根檢驗，發現都是平穩的。本文對非平穩的時間序列進行了合適的協整檢驗，發現不存在協整關系，因此對原始數據進行差分后進入模型是合適的，不會存在模型設定偏誤。

(二)SVAR模型設定

Sims(1980)針對大型宏觀經濟變量模型存在的不足，首次運用VAR方法探討貨幣政策的效果;VAR模型常用于預測相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而揭示各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。

但是，無約束的VAR單純分析數據之間的動態統計關系，并不說明變量之間的理論關系，因此被傳統的計量經濟學家批評為“乏理論的”，Cooley and Leroy(1985)對VAR模型進行了修正，提出了結構向量自回歸模型，即SVAR模型。

SVAR模型可以解決VAR模型中存在的沒有給出變量間當期關系的問題。SVAR可以根據經濟理論，對參數空間施加約束條件，從而對參數進行識別，能有效地消除模型中的干擾。

無約束VAR模型的一般數學表達式(簡化式)是:

用矩陣形式表示即是:

由于我們設定的VAR系統只有三個變量，因此實際設定VAR模型應該是:

⑥式根據經濟理論，參考呂素香和汪增群(2009)的短期約束，設定了三個識別條件:1.工業增加值對當期的貸款余額和利率有響應。2.貸款余額對當期的工業增加值和利率無響應。3.利率對當期的工業增加值和貸款余額無響應。

事實上，此SVAR模型考慮了當期的貸款余額和利率對工業增加值的影響關系，這與本文之前闡述經濟理論模型時，認為貨幣政策通過不同渠道影響產值的假設是相符的。基于我們的假設，主要考慮工業增加值對貸款余額和利率的響應情況，從而對貨幣政策傳導機制的傳導情況進行分析判斷。接下來，根據SVAR模型進行脈沖響應分析和方差分解，對比全國數據和廣東省數據的實證結果來進行研究分析。

(三)全國數據檢驗

將△PD1、△Log(CR1)和RR三個變量構成VAR系統，綜合AIC和SC準則進行判斷，選擇最優滯后階數為4階(即①②③④⑤式中P=4)。對AR特征多項式根進行檢驗，顯示模型是穩定的。

然后，進行結構式脈沖響應檢驗:分別給△Log(CR1)和RR施加一個單位標準差的沖擊，觀察△PD1的響應情況。△PD1受到△Log(CR1)的沖擊后，在第一期就達到正響應，之后響應逐漸減弱，趨近于零;而且，在第1期就達到峰值50.63205。雖然響應沒有一直維持正向，出現了波動的情況，但負向響應值相對不大，總體的趨勢還是維持在正向的響應上，即貸款余額的增加對工業增加值有正向的影響。△PD1受到RR的沖擊也是明顯的，在第4期達到負響應的峰值－41.27529。與貸款余額的沖擊情況相似，利率的沖擊也出現了波動性，但總體來說還是保持一個負向的沖擊，即利率的增加會導致工業增加值的減少。

觀察累積響應情況，結論更加明顯。工業增加值對于貸款余額的累積響應，在第8期以前波動性較大，但保有一個總體上升的正向趨勢;在第12期累積響應逐漸穩定下來。而工業增加值對利率的累積響應是負向的，在第4期以前存在較大波動的情況，在第9期達到一個比較穩定的狀態;與貸款余額的沖擊有所不同的是，利率的累積沖擊在穩定之后，逐漸減弱的趨勢更加明顯，說明以利率為中介目標的貨幣政策存在中性的效果，即對沖擊的累積響應在長期效用可能會逐漸削弱。

綜合來看，全國層面上，信貸渠道和利率渠道兩者同時起明顯的作用，對經濟產出總量上的影響程度相當。可以發現信貸渠道的傳導速度較快，1個月就能達到最大沖擊效果，而貨幣渠道則需要4個月。短期內，貨幣渠道對產出的影響較穩定，波動性較小，但長期存在一定程度的中性效應。

(四)廣東省數據

將△PD2、△Log(CR2)和RR三個變量構成VAR系統，綜合AIC和SC準則進行考慮，選擇最優滯后階數為2階(即①②③④⑤式中P=2)。對AR特征多項式根進行檢驗，顯示模型是穩定的。

根據結構式脈沖響應情況，廣東省工業增加值對貸款余額沖擊的響應，在第3期達到峰值5.617350，總體維持正向的響應，但響應程度慢慢減弱;工業增加值對利率沖擊的響應在第2期達到峰值－7.527895，響應的趨勢總體保持負向。再觀察累積響應，廣東省工業增加值對貸款余額的沖擊累積響應在前6期增長速度較快，同時波動性也較強，從第3期開始從負向轉向正向;在第6期之后，保持一個穩定的狀態，呈現加速度逐漸變小的上升趨勢。工業增加值對利率的累積響應，一開始是正向，但迅速下降，在第2期就轉為負向，并且負向響應不斷擴大，在第8期達到穩定的狀態。

由上可知，貸款余額和利率對廣東省工業增加值的沖擊影響程度都是顯著的，傳導穩定性也無明顯差別;可是相對來說，利率短期的沖擊程度明顯更大，并且傳導速度也較快。貨幣政策通過貨幣渠道，以利率為中介目標，大概需要2個月來達到最大效果;通過信貸渠道進行作用，則需要1個季度。

(五)SVAR模型對比分析

針對個別層面的情況進行分析之后，我們可以對比全國層面和廣東省層面，進行一個綜合的比較分析。將全國數據與廣東省數據的結構性脈沖響應與累積響應分別進行對比，可以得到相似的結論:在全國層面上，信貸渠道和貨幣渠道發揮的作用相當，但信貸渠道作用快，貢獻度也占有一定優勢;在廣東省層面，結論卻是相反的，貨幣渠道比信貸渠道作用更快且貢獻更明顯，貨幣渠道占有主導地位。另外有一點需要注意，無論是哪個層面，貨幣渠道通過利率作為中介目標，對產出的影響更具有穩定性。對比起全國層面，貨幣政策在廣東省層面傳導更順暢，波動性較大的時期比較短，總體來說都是比較穩定的。

(六)實證分析小結

為了分析信貸渠道和貨幣渠道在貨幣政策傳導機制中的作用及效果，我們首先進行單位根檢驗，選用穩定的數據序列，進入SVAR模型。然后，分別對中國和廣東省兩層面進行分析、對比和研究，主要得出以下幾點結論:

1.全國層面上，從對產出的影響的顯著性來說，兩者都發揮了比較明顯的作用，但信貸渠道比貨幣渠道略有優勢。從對產出影響的穩定性來說，信貸渠道影響較不穩定;以利率為中介目標的利率渠道能夠較穩定地發揮其作用，但注意其可能存在一個中性的效果，即對產出的長期影響可能逐漸消失。

2.廣東省層面上，從對產出影響的顯著性來說，貨幣渠道明顯比信貸渠道更顯著，其貢獻度更大。從對產出影響的穩定性來說，兩者都比較穩定;相對于全國層面，信貸渠道在廣東省的傳導相對會更穩定，而利率渠道也不會存在中性效應，這可能是由于廣東地區金融市場更發達，利率制度改革更為完善。

3.貨幣政策傳導機制的時滯效應表現明顯。兩個層面都存在有一定程度的時滯效應，總的來說，不論哪個渠道，在廣東地區發揮作用的速度都比全國層面要快。另一點值得注意的是，全國層面上信貸渠道傳導速度較快，而廣東省層面則是貨幣渠道傳導速度較快。實證分析結果表明，在廣東省，以利率為中介目標的利率渠道，需要2個月來發揮最大作用，而信貸渠道則需要一個季度;而全國層面，大概需要4個月。

四、結論

根據以上數據分析，可以發現貨幣政策傳導機制的區域效應是存在的，兩個層面分別由不同的渠道占有優勢，這是造成區域效應的重要原因。由于這兩個渠道的作用機制不同，因此貨幣政策在傳導過程中，對產出的影響會有很大差異。

在廣東地區，利率渠道發揮比較重要的作用，并且傳導時滯較小，是由其比較發達的金融市場和產業特征所決定的。在比較發達的金融市場中，利率作為資金的價格，更能反映資金的供需狀況;特別在利率市場化的前提下，利率更適合作為貨幣政策的中介變量。另一方面，廣東出口導向型企業較多，以二三產業為主，而其中輕工業占有主導地位，存貨周期短，資金流動性大。

對貨幣政策區域效應的肯定，引起關于貨幣政策區域實施差異化的思考。相對區域生產力水平和區域產業結構的差異，區域金融結構差異更加復雜，如何能根據其差異性實施合適的貨幣政策，值得進行更深一步的研究。本文分析的結果肯定了我國利率制度的改革是卓有成效的。盡管全國層面上利率市場化程度還不高，但在金融市場相對發達的地區，利率市場化還是比較顯著的，利用利率分析是有效的。我們應該實事求是，實施差別化的貨幣政策，不斷深化金融體制改革，為我國經濟發展提供更強勁的動力。

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