我國貨幣政策區域非對稱效應分析—基于區域異質性信貸渠道的實證研究

■ 王國松 教授 通訊作者 孫自勝（上海大學經濟學院 上海 200444）

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我國貨幣政策區域非對稱效應分析—基于區域異質性信貸渠道的實證研究

■ 王國松 教授 通訊作者 孫自勝（上海大學經濟學院 上海 200444）

內容摘要：本文運用面板數據模型，基于1995-2014年的年度數據的實證研究發現，我國貨幣政策存在顯著的非對稱區域效應，貨幣政策產出的反應由強至弱次序為東部、西部、中部和東北部。經對區域異質性信貸傳導渠道的檢驗發現，各區域信貸對貨幣政策響應存在同樣的強弱次序，即貨幣政策區域非對稱性效應是由于區域異質性信貸渠道所致。但對各區域的信貸產出效應檢驗發現，由強至弱次序分為西部、中部、東部和東北部，主要是由于各區域對信貸依賴度不同所致。

關鍵詞：貨幣政策 區域非對稱效應 信貸規模 面板數據

引言

由于我國幅員遼闊，各個區域的發展水平又不盡相同，這就使得國家統一的貨幣政策可能在各個區域存在著非對稱效應。而忽視貨幣政策區域非對稱性效應，將會加劇區域經濟發展的失衡。

國外對貨幣政策區域非對稱性效應的研究起步較早。20世紀70年，泰勒（Toa l，1977）研究發現，美國貨幣政策存在區域非對稱性效應，中東地區、大湖區和東南部地區對貨幣政策反應敏感，而洛杉磯地區、新英格蘭地區對貨幣政策反應則不顯著；GarriSion和Chang（1979）對美國8個經濟區的貨幣政策效應研究，貨幣政策對不同地區的制造業收入影響差異較大，其中五大湖地區對貨幣政策的反應最為明顯，而洛基山地區則最不明顯。Aarle、Garretsen和Gobb in（2003）對歐美各國貨幣政策與財政政策的研究發現，貨幣政策與財政政策變動所引起的歐盟各國經濟的調整存在顯著差異。

為什么統一的貨幣政策具有區域非對稱效應？Rord iguez-Fuentes 和 Dow （2003）認為，各地區銀行業的發展階段決定其擴大信貸規模的能力，由于西班牙各地區銀行業的發展階段和流動偏好不同，由此導致貨幣政策的區域非對稱性效應。

近年來，國內學者對我國貨幣政策非對稱性效應進行了較為廣泛的研究。劉金全（2002）、馮春平（2002）、孫俊（2013）、胡臻（2013）等對擴張性和緊縮性的貨幣政策產出效應進行了研究，發現相同規模的緊縮性貨幣政策與擴張性貨幣政策在產出效應存在效顯著的非對稱效應。戴金平、金永軍、陳柳欽（2005）以及盧盛榮、李文博（2013）對貨幣政策的產業效應進行了研究，發現貨幣政策存在產業非對稱效應，即貨幣政策對不同的產業或對同一產業的不同地區的影響具有非對稱性。張紅、李楊（2013），王先柱、毛中根、劉洪玉（2011），魏偉、王洪衛（2010）等對貨幣政策省際間的房地產效應進行了研究，認為統一的貨幣政策對各個區域房地產市場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，研究了我國貨幣政策的區域不對稱效應。

由于貨幣政策并不是直接作用于最終目標，需要經歷一個政策傳導過程；而區域間金融發展程度與金融結構存在一定的差異性，由此決定了貨幣政策傳導存在一個異質性的信貸傳導渠道。目前國內研究關于貨幣政策區域非對稱性效應的異質性區域傳導效應較少涉及與檢驗，本文擬從異質性信貸傳導渠道視角，對我國貨幣政策區域非對稱效應予以實證研究，以彌補已有研究成果的不足。具體而言，已有的研究更多直接以區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域信貸傳導之間的非對稱性關系。本文與已有文獻的區別在于：從統一的貨幣政策實施→對區域信貸影響→對區域產出的影響——一個完整的貨幣政策信貸傳導途徑，直接揭示了貨幣政策區域非對稱效應的區域異質性成因，使得貨幣政策區域非對稱效應的結論更加具有說服力。

表1　面板數據單位根檢驗結果

表2　Pedroni面板數據協整檢驗結果

變量選取和數據處理

（一）區域的劃分與構成

本文根據中國人民銀行《中國區域金融運行報告》將我國的金融結構劃分為東北部（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、內蒙古、甘肅）四個區域。

（二）變量設置與數據來源

貨幣政策主要有兩個重要指標：一個是貨幣供給量，一個是利率。世界上很多國家都使用利率作為貨幣政策的指標。由于在中國利率并沒有實現市場化，其作為貨幣政策的指標并沒有發揮較大的作用。所以，本文選取貨幣供給量M2作為統一貨幣政策的指標。同時選擇GDP作為每個區域的產出變量，選取各個區域貸款余額作為貨幣供給量的傳導中介和本區域的金融信貸指標。

本文選取各變量的年度同比增長率為統計分析對象，將貨幣供給量M2、GDP、區域貸款余額的同比增長率分別記為Rm2、Rgdp、Rloan。數據來源于中國人民銀行區域金融運行報告、國家統計局官網、新中國60年統計年鑒、中國金融年鑒。數據區間為1995-2014年，共20年數據。

（三）時間序列的平穩性檢驗

為防止出現“偽回歸”現象，需對各變量時間序列做穩健性檢驗。本文選取LLC和IPS法進行單位根檢驗。單位根檢驗中存在兩種假設：原假設中，假設變量存在單位根；備選假設，變量不存在單位根。若通過單位根原假設檢驗，就認為存在單位根。否則，則認為接受備選假設—不存在單位根。經s ta ta12.0軟件的單位根檢驗結果表1所示。

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

（四）變量間的協整檢驗

協整檢驗即對殘差進行平穩性檢驗，若檢驗結果為平穩，則拒絕沒有協整關系的原假設，說明Rm2、Rg d p、Rloan三者之間互為協整關系；反之，接受原假設，協整關系不存在。面板數的協整檢驗主要有Ped ron i、Kao 和Johansen等檢驗方法，本文選擇了Ped roni檢驗，該方法最大的優點不僅提供了7個統計量對殘差進行平穩性檢驗，而且可以進行維度內（w ithin-d im ension）檢驗和維度間（between-d im ension）檢驗。檢驗結果如表2所示。

從表2的檢驗結果來看，在1%的顯著水平下，Rm2與Rgdp、Rgdp與Rloan之間存在協整關系，但Rm2與R loan之間不存在協整關系。

表3　Rgdp與Rm2的面板數據回歸檢驗結果

表4　Rloan和Rm2的面板數據回歸檢驗結果

實證檢驗

（一）貨幣政策區域非對稱效應

從變量的個數和時期數的關系可以看出時期數遠遠多于變量的個數（《高級計量經濟學及Stata應用》，陳強，2010年），所以可以采用長面板數據分析。另外，為了體現每個區域的不同特征，模型中除了允許每個個體擁有自己的截距項外，還可以擁有不同的方程斜率。經sta ta軟件檢驗可知，本文的數據適應于隨機系數長面板模型。在此，本文構建如式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；t=1995年，1996年，……，2014年。

經s ta ta12.0軟件，回歸檢驗結果如表3所示。

從表3的結果可知，每一組的系數各不相同，且截距項也存在著差異，這也驗證了本文模型設定的合理性。這就說明統一的國家貨幣政策在不同的區域，對GDP產生不同的影響。由表3可得，Rm2每增加一個百分點，東北部、東部、中部和西部地區的GDP增長率分別增加0.6731、0.7901、0.7242、0.7454個百分點。由此可見，我國貨幣政策的產出效應存在區域非對稱性，其影響強度的強弱次序為東部、西部、中部、東北部。

（二）區域異質性信貸傳導效應

為了更好地考察貨幣政策如何通過信貸傳導中介影響最終目標，首先需要驗證貨幣政策對金融結構中的信貸量會產生什么樣的影響，本文選擇隨機系數長面板模型作為研究的主要模型，建立如式（2）所示檢驗模型：

Rloanit=βiRm2it+μit（2）

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

經s ta ta12.0軟件運算，回歸檢驗結果如表4所示。

由表4可以看出，每個統計量的P值均為0，即通過1%的顯著性檢驗。由表4可得，Rm2對R loan的影響系數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個百分點。由此表明，貨幣政策區域異質性信貸效應可以較好地解釋貨幣政策產出的區域非對稱效應。

（三）區域信貸的異質產出效應

由于區域金融發育程度不同，由此導致各區域產出對信貸的依賴度必然存在差異，由此將導致各區域信貸的產出效應存在異質性。金融發展程度越高，其產出的信貸系數將會越小，而金融發展程度低的區域，其產出的信貸系數則越大。為驗證這一推論，本文建立如式（3）所示的面板數據回歸檢驗模型：

Rgdpit=βiloanit+σit（3）

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

R loan和Rg d p的面板數據回歸檢驗結果如表5所示。

從表5檢驗結果可知，Rloan對各區域Rgdp的影響系數大小排列次序為中部、西部、東部、東北部；系數分別為0.6116、0.5693、0.5371、0.4572。檢驗結果并沒有完全驗證本文推論，即東北部系數偏低，而東北部金融發展程度并非最高，這些在全國區域金融運行報告可以查到說明（中國人民銀行《區域金融運行報告2006-2014》）。

由表6和表7的統計數據可知，不管是上市公司、A股、H股、債券籌資額占全國比例，東部地區都是遠遠大于中西部地區，而中西部地區的存貸款余額占全的比例大于其（A股、H股、債券）籌資額占全國的比例，說明在這些地區資金的主要來源就是銀行系統，所以對信貸的依賴度較高，由此出現了中西部地區Rloan對Rg d p的貢獻度相對較大，而東部地區相對偏低，這說明信貸規模確實影響著產出水平，貨幣政策可以通過信貸傳導中介對最終產出造成影響。至于東北部地區的系數“意外”偏低，這與東北三省是我國傳統的工業基地，國有企業占比大而上市公司相對偏少有關，在2014年從H股融資額占比明顯增加，不僅對國有企業的信貸依賴度偏高，而且也開始加強了對外借貸，這樣間接說明國有企業的信貸產率效率相對較低。

表5　Rloan和Rgdp的面板數據回歸檢驗結果

表6　2006-2014年各區域A股、H股、債券籌資額占全國的比例以及上市公司占全國比例 單位：%

表7　1995-2014年各區域存款余額、貸款余額占全國的比例 單位：%

結論與政策建議

（一）主要研究結論

第一，貨幣政策區域非對稱效應的實證檢驗表明，我國統一貨幣政策確實在各個區域的反應不同，對每個區域產出水平影響不同，存在著明顯的區域非對稱性。

第二，區域異質性信貸傳導效應的實證檢驗表明，我國貨幣政策對信貸影響存在異質性區域效應，其中對東部和西部影響系數較大，而對東北和中部影響系數較低。這就說明了貨幣政策的非對稱性不僅是對最終產出，而且對于信貸傳導中介也同樣具有這種非對稱性的。

第三，區域異質性信貸產出效應的實證檢驗表明，我國區域信貸對各區GDP的影響存在區域異質效應，具體表現為中西部較高，東部和東北部較低。而信貸的區域異質性產出效應與區域金融的發展程度、區域經濟的信貸依賴度是緊密相關的。

（二）政策建議

針對貨幣政策非對稱區域效應如何促進經濟的發展，保持各區域平衡進步，本文主要有如下建議：

1. 大力發展金融機構、完善金融體系。由本文結論可以看出，金融結構作為中介對貨幣政策的實施有較大的影響。完善金融體系和信貸體系，增加金融機構和市場的發展，可以有效促進企業、家庭的資金來源與投資方向的轉變和擴展，這樣就會更加全面的促進經濟的發展。為此，對于經濟相對比較落后的地區，需要積極引導民間資本及其社會資本的進入，促進落后地區的金融發展，以此促進落后地區經濟發展，縮小地區間經濟與金融發展差異。

2. 實施差異性信貸政策。因為每個區域對統一的貨幣政策的反應不同，對貨幣政策得到接受和吸收能力不同，如果單純實施統一的貨幣政策可能會使得資源的不合理應用，會使中央銀行不能更好的衡量貨幣政策區域的最終實施效果。為此，需要根據地區經濟發展及產業特征，有針對性實施差異性的信貸政策，以避免“一刀切”的統一貨幣政策可能加劇地區間經濟發展與產業結構的失衡。

3. 采取貨幣政策和財政政策相結合的政策方法。由于貨幣政策具有非對稱性，對每個區域的影響不同，如果配合財政政策的結合使用，可能會優勢互補，大大促進經濟的發展。根據事權與財權相一致的原則重新界定中央財政收入與地方財政收入的合理比例。由于貨幣政策存在區域非對稱效應，由此使得地方政府調節區域經濟增長更加依賴于地方財政政策，但地方政府融資渠道有限，導致當前我國地方政府特有的“土地財政”現象。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政支出力度，或賦予地方政府發行地方債券的自主性，才可能消除或緩解當前愈演愈烈的“土地財政”現象。

4. 發揮央行各地區支行的作用，使得各個支行的調控能力增強，增加各個支行的獨立性，因為這些支行都是以各個區域內部省份建立的，因此具有更大的區域性和自我調控意識。

參考文獻：

1.劉金全. 貨幣政策作用的有效性和非對稱性研究[J].管理世界，2002（3）

2.馮春平. 正負貨幣沖擊影響的不對稱研究[J].經濟科學，2002（3）

3.魏偉，王洪衛. 房地產價格對貨幣政策動態響應的區域異質性—基于省際面板數據的實證檢驗[J].財經研究，2010（6）

4.王先柱，毛中根，劉洪玉. 貨幣政策的區域效應—來自房地產市場的證據[J].金融研究，2011（9）

5.孫俊. 貨幣政策轉向與非對稱效應研究[J].金融研究，2013（6）

6.盧盛榮，李文博. 中國貨幣政策效應雙重非對稱性研究—以產業傳導渠道為視角[J].廈門大學學報，2013（2）

7.鄭少峰，黃啟.我國貨幣政策在陜甘兩省的非對稱效應研究[J].特區經濟，2014（6）

8.楊榮，郭威.我國貨幣政策區域不對稱效應的實證研究—以贛、浙兩省為例[J].金融與經濟，2015（4）

9.陳強.高級計量經濟學及Stata應用[M].高等教育出版社，2010

10.Rordiguez-Fuentes, C. J. and Dow, S. C. EMU and the Regional Impact of Monetary Policy [J]. Regional Studies, 2003, 37(9)

中圖分類號：◆F822

文獻標識碼：A

基金項目：▲上海市教委重點創新項目“異質性約束下貨幣政策非對稱產業效應及其與財政政策協調的研究”（No. 14ZS091）