1、基于區域金融總量的中國貨幣政策區域分配效應實證研究蔣冠 黃合建 葉子青2012-7-10 10:55:17來源：中國市場2011年第50期摘要：貨幣政策可能通過影響不同區域金融總量的存量和流量結構，對不同區域之間產生出不對稱的區域分配性政策效應。因此，有必要對中國貨幣政策基于區域金融總量差異的區域分配性效應進行實證考察，以便提出在操作目標和執行機制層面配合總量生貨幣政策的結構性貨幣金融政策建議。本文從區域金融總量差異的視角，建立了一個基于VAR模型的中國貨幣政策區域分配效應的實證研究框架，進行了脈沖響應分析和方差分解分析的實證分析，由此提出了相關的政策建議。關鍵詞：金融總量，貨幣政策，區域分配

2、效應，VAR作者簡介：蔣冠，經濟學博士，云南大學經濟學院教授。黃合建，經濟學碩士。葉子青，美國花旗銀行中國總行信息化顧問，復旦大學兼職教授。一、文獻綜述及理論框架(一)文獻綜述區域經濟不均衡發展是大國經濟發展的普遍特征。新世紀的中國宏觀政策框架更加強調區域協調發展基礎之上的宏觀可持續發展。在影響區域經濟發展的眾多宏觀調控政策中，貨幣政策通過影響不同區域金融總量的存量和流量結構，對不同區域之間產生出不對稱的政策效應，使得不同區域之間在經濟起飛過程中有可能產生由于貨幣金融要素而導致的非均衡發展的作用力。這一影響區域經濟協調發展的內生性宏觀政策因素以及其政策效應，使得我國貨幣政策傳導機制存在著區域分

3、配性效應，造成貨幣政策總量效應和結構效應在各區域之間存在顯著差異，弱化穩健貨幣政策促進宏觀增長和協調發展的實效性，并可能進一步加劇區域經濟發展和金融發展的非均衡性，從而進一步加劇我國貨幣政策區域分配性效應。因此，系統研究中國貨幣政策的區域性分配效應，以便提出在操作目標和執行機制層面配合總量性貨幣政策的結構性貨幣金融政策建議，從而弱化貨幣政策區域分配性效應對區域經濟和金融協調發展的影響。自上世紀90年代以來，鑒于貨幣政策分配性效應在影響區域金融總量和區域真實經濟方面的重要影響，一些經濟學家對貨幣市場的不完善性在貨幣政策傳導過程中的作用重新進行審視，并對單一貨幣政策在歐盟各成員國、美國和加拿大各區

4、域等是否會產生不同效果進行了系列研究。Arnold和Vrugt(2002)提出了在EMU各成員國國內也可能存在貨幣政策區域效應。Carlino和DeFina(1999)對美國48個州的數據進行了分析，結果表明美聯儲的貨幣政策會產生區域效應，而利率渠道是導致貨幣政策區域效應的原因；Owyang和Wall(2004)對美國八大經濟區的研究表明利率渠道和信貸渠道都對美國貨幣政策區域效應有一定的解釋力。國內學術界也對該主題進行了探討。宋旺、鐘正生(2006)基于最優貨幣區理論的分析框架，對我國貨幣政策區域效應的存在性及其原因進行了實證分析。盧盛榮(2006)基于最優貨幣區理論框架和貨幣政策傳導機制理論

5、分析框架，對如何測度貨幣政策的地區效應提出了一些有借鑒價值的相對指數方法。上述研究，為該主題提供了有價值的參考文獻。然而，由于該主題涉及特定金融結構條件下的貨幣政策傳導機制的微觀結構分析，結合我國銀行體系的信用創造來研究我國貨幣政策區域分配性效應的有影響力的文獻尚不多見。因此，本文從區域金融總量差異的視角，以區域層面的國民收入、銀行貸款余額和物價水平為參數組合，建立了一個基于VAR模型(脈沖響應分析和方差分解分析)的中國貨幣政策區域分配效應的實證研究框架，從貨幣政策和區域銀行體系信用創造方面實證考察了中國貨幣政策區域分配效應的現象。同時，基于實證結果所揭示的結構性觀點，本文提出了一些關于中國貨

6、幣政策區域結構優化的針對性建議。(二)理論框架：金融總量的作用與貨幣傳導機制1.實證框架的思路分配性效應的存在，使得貨幣政策難以兼顧政策的結構平衡和公平目標，并成為貨幣利益在不同企業、行業和區域之間進行分配的人為性干預因素。貨幣政策分配性效應可以歸納為兩種形式：基于金融加速器機制的分配性效應，以及基于信用創造機制的分配性效應。前者可以存在于一般企業、金融企業和不同產業之間，后者主要存在于同一貨幣主權的不同經濟和金融發展水平的區域之間。為了在實證層面能深入研究貨幣政策的區域分配性效應，本文擬采取區域金融總量為參數，來考察貨幣政策對不同區域之間的可能存在的非對稱性影響。在參數特征上，區域金融總量已

7、經包含了貨幣政策分配性效應兩種作用機制在區域層面上的傳導結果，因此本文的實證模型邏輯是通過區域層面的金融總量作為代表貨幣政策結果的參數，來考察貨幣變量對區域國內生產總值、物價水平的實體經濟影響。2.區域金融總量的政策作用機制關于金融總量，有各種不同的層次和定義。最廣義地來看，金融總量可以包括金融體系中所有金融資產，包括貨幣、信貸、證券、衍生證券等所有金融資產的總和。此處，為了強調對貨幣傳導機制的分析，引用Gurley和Shaw對金融總量的定義：用借款人在不用削減當期和將來支出的條件下合理地負債吸收的能力，所形成的宏觀層面的金融能力來衡量金融總量。從信用關系鏈的產生過程來看，負債吸收能力有兩個來

8、源：一是經濟主體之間在既定的流動性條件下相互形成的債權、債務；二是信用關系產生的流動性創造，并且流動性的保證是負債吸收能力的約束條件。從而，我們可以認為金融體系是經濟體系中金融總量的總供給者，金融資產形成的信用放大機制就是金融總量的產生機制。在銀行等金融中介提供信貸融資的環境中，一般以信貸總量表示金融總量，作為經濟體系中的金融流動性。在信用創造條件下，金融總量的形成有兩種互動的途徑：(1)銀行體系的信用貨幣創造機制；(2)金融資產市場中的資產價格形成機制。這兩種機制存在著一種互動的反饋關系，使得金融總量往往成倍大于實際經濟中的資本形成，其根源是信用貨幣的放大機制。在這樣的金融總量產生和運動機制

9、中，實體經濟和虛擬經濟中的貨幣傳導機制也就產生了相互的作用。實體經濟的貨幣傳導關注的是以投、融資為根本目的的資本配置和流動性，而虛擬經濟的貨幣傳導關注的是純粹的金融交易，兩者根本的共同點在于貨幣金融運動的增值性，而且這種增值性最終是要以實體經濟的物質和勞務價值作為支持的。因此，兩者之間存在著一定條件下的轉化。在金融總量的產生機制中，我們可以看出銀行體系的信用創造是金融總量產生的最終來源。銀行的信用創造行為，與經濟周期的變化存在著相互作用的機制。在金融總量產生機制周期性結構不對稱的作用下，貨幣傳導機制隨著經濟周期的波動呈現出明顯的周期性效應。區域金融總量作為貨幣運動在區域的存量和流量運動的結果，

10、已經包含了貨幣政策分配性效應的區域性影響。因此，可以從區域金融總量角度去考察貨幣政策在不同的區域之間有可能形成的分配性效應。二、模型選擇、數據檢驗和計量模型建立(一)計量模型選取和變量選擇本文將采用向量自回歸(Vector Auto-Regressive，VAR)模型及其脈沖響應函數(Impulse Response Function)和方差分解(Variance Decomposition)的研究方法來考察我國貨幣政策的區域分配效應。關于變量的選擇，本文選取國內產生總值(GDP)作為全國和區域層面的產出指標，選取全國和區域層面的居民消費物價指數(CPI)作為物價指標，選取全國層面的金融機構貸

11、款余額(DK)作為貨幣政策的指標。這些數據來源于中國經濟信息網統計數據庫和產業數據庫、國家統計局和各省統計信息網的統計公報以及中國金融統計(19492008)和新中國五十年統計資料匯編。下面將重點介紹數據的處理過程。表1各變量ADF檢驗結果說明：P值是ADF檢驗統計量的P值，可用于輔助決定是否接受拒絕)原假設。使用規則：如果P，在顯著水平上拒絕原假設。反之，則接受原假設。需要特別說明的是，在區域層面的數據指標構造過程中，我們使用區域內各省CPI的簡單平均作為區域CPI，用區域各省貸款余額絕對量相加后計算出的增長率作為區域貸款增長率，用區域內各省GDP絕對量相加后計算出的增長率作為區域GDP增長

12、率。(二)數據處理和檢驗1.平穩性檢驗(ADF檢驗)以時間序列為研究對象，首先要確保該序列的平穩性，如果序列是不平穩的，則通過OLS估計出來的結果用于預測將不再準確。因此，首先要對數據進行平穩性檢驗(也稱單位根檢驗)，這里使用的方法是ADF(Augmented Dickey-Fuller)檢驗，檢驗結果如表1所示。從表1的數據平穩性檢驗結果可知，所有變量的原始序列都是不平穩的，而它們的一階差分序列則全部平穩，說明它們都是一階單整的。2.Johansen協整檢驗為了研究我國貨幣政策的區域分配效應，必須檢驗國家層面(GJ)和區域層面的貸款、GDP以及CPI是否存在長期均衡關系。為了配合VAR模型，

13、本文采用Johansen協整檢驗。具體結果如表2至表5所示。Johansen協整檢驗結果表明，不管是國家層面還是區域層面，貸款和GDP以及CPI之間都存在著長期均衡的關系，這為本文建立VAR模型奠定了基礎。3.Granger因果檢驗Granger因果檢驗的主要目的是檢驗兩個變量Xt和Yt之間的因果關系，判斷它們之間是否存在因果關系。如果存在，則可以證明它們之間存在單向因果關系，或是雙向因果關系(即互為因果)。雖然貸款、GDP和CPI之間存在著協整關系，但對它們之間的相互關系形式的準確認識，直接關系到貨幣政策的定位以及用貨幣政策調控國家或者區域經濟的有效性。檢驗結果如表6至表9所示。Grange

14、r因果檢驗顯示，貸款是GDP的Granger原因部很顯著(西部不太顯著)，而GDP是貸款的Granger原因則都不顯著(除了東部)。這就為我們在使用貨幣政策調控經濟的合理性以及貨幣政策的獨立性的判斷方面提供了有力的實證依據。(三)VAR模型建立和估計本文使用19852008年24年的年度數據，建立以下全國層面和區域層面的四個VAR模型：(1)國家層面使用國家貸款(GJDK)、國家GDP(GJGDP)、國家CPI(GJCPI)建立了VAR(4)模型；(2)東部地區層面使用東部貸款(EDK)、東部GDP(EGDP)、東部CPI(ECPI)建立了VAR(4)模型；(3)中部地區層面使用中部貸款(MD

15、K)、中部GDP(MGDP)、中部CPI(MCPI)建立了VAR(4)模型；(4)西部地區層面使用西部貸款(WDK)、西部GDP(WGDP)、西部CPI(WCPI)建立了VAR(4)模型。上述模型滯后期選擇是基于LR、FPE、AIC、SC和HQ準則的。由于篇幅有限，在此不給出具體的模型形式。表2 GJDK、GJCPI、GJGDP之間協整關系檢驗結果原假設特征值跡統計量5%臨界值P值不存在協整關系0.85682252.2492729.797070.0000至少存在1個協整關系0.45081615.3195915.494710.0531至少存在2個協整關系0.1869573.9324613.841

16、4660.0474表3 EDK、EGDP、ECPI之間協整關系檢驗結果原假設特征值跡統計量5%臨界值P值不存在協整關系0.85910251.1145329.797070.0001至少存在1個協整關系0.41068513.8798915.494710.0863至少存在2個協整關系0.1826813.8327883.8414660.0503表4 MDK、MGDP、MCPI之間協整關系檢驗結果原假設特征值跡統計量5%臨界值P值不存在協整關系0.85858154.0535529.797070.0000至少存在1個協整關系0.55374216.8889615.494710.0307至少存在2個協整關系0

17、.07876015.586663.8414660.2119表5 WDK、WGDP WCPI之間協整關系檢驗結果原假設特征值跡統計量5%臨界值P值不存在協整關系0.62848329.9610629.797070.0479至少存在1個協整關系0.2699989.16769915.494710.3501至少存在2個協整關系0.1147192.5588423.8414660.1097表6 GJDK、GJGDP之間Granger因果關系檢驗結果原假設樣本值F統計值P值GJGDP不是GJDK的Granger原因1729.797070.0479GJDK不是GJGDP的Granger原因3.8414660.1

18、097表7 EDK、EGDP之間Granger因果關系檢驗結果原假設樣本值F統計值P值EDK不是EGDP的Granger原因225.262300.03336EGDP不是EDK的Granger原因3.366410.08225表8 MDK、MGDP之間Granger因果關系檢驗結果原假設樣本值F統計值P值MDK不是MGDP的Granger原因186.094480.01729MGDP不是MDK的Granger原因0.915640.52189表9 WDK、WGDP之間Granger因果關系檢驗結果原假設樣本值F統計值P值WDK不是WGDP的Granger原因222.342780.14234WGDP不是

19、WDK的Granger原因1.029270.32308三、中國貨幣政策區域分配效應的脈沖響應分析和方差分解分析(一)脈沖響應分析脈沖響應函數刻畫了內生變量對誤差變化大小的反應。具體地說，它刻畫了當誤差項上加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量值和未來值所帶來的影響。通過VAR系統，又把該變化傳遞給其他內生變量。如此循環，整個VAR系統就產生了動態反饋。本文對國家層面、區域層面的VAR模型進行了脈沖響應分析。在國家層面上，GDP對M2沖擊響應值遠遠小于它對貸款沖擊的響應。這說明國家如果要大幅刺激或者振興經濟的話，增加貸款將比增加M。更奏效；在區域層面上，同是擴張性貨幣政策，各區域層面GDP做出了完

20、全不一樣的響應。東部地區響應是最大的，貨幣政策效用持續時間是最短的，時滯也是最短的，說明擴張性貨幣政策對東部的經濟刺激作用更明顯；中部和西部經濟對擴張性貨幣政策的響應完全不同于東部。中部基本上不會出現負的影響。西部則不同，負的影響要持續近兩年，隨后政策效果才會顯現。圖1 GJGDP對GJDK、M2一個Cholesky標準差新息的響應由于各區域經濟對貨幣政策響應的不同，客觀上造成了貨幣政策的區域分配效應。脈沖響應示意效果如圖1和圖2所示。以上從國家層面、區域層面實證分析了貨幣政策對經濟的刺激作用，表明各區域、各省都有不同的響應現象。集中表現在：(1)貨幣政策的時滯不一樣。有的省份長達35年，有的

21、省份只有2年，有的省份時滯在一年之內；(2)貨幣政策發生時效的期限不一樣。有的省份可以持續長達56年，有的省份4年，少數省份則在14年之間，不過大部分省份都在4年左右；(3)貨幣政策刺激經濟的幅度不一樣。有的省份的響應值相當大，有的則很小，負的影響也是類似的。國家層面、區域層面的GDP對貸款響應存在著響應差異。與此相對應，區域物價對貨幣政策的響應也存在很大的差異。在國家層面上，同樣是擴張性貨幣政策，國家CPI對兩種政策工具(貸款、M2)響應完全不一樣，國家CPI對國家貸款響應的程度是最激烈的，波動幅度最大。另外，政策發生正效用的時間期限完全不一樣，M2顯得時效更長一些，貸款沖擊中間出現了很長的

22、負效用期限；在區域層面上，擴張性貨幣政策對各區域造成的影響是完全不一樣的。東部的波動幅度是最大的，不過是負的波動；西部相對小一點，政策時滯也是不一樣的；中部的時滯最長，東部和西部次之，這就造成了貨幣政在區域間的影響非對稱性。響應效應具體如圖3、圖4所示。(二)方差分解分析在方差分解時，由于不同的分解順序對整個VAR系統造成的影響是不盡相同的。考慮到這一點，本文使用了兩種不同的分解順序：序列：DK GDP CPI序列：GDP DK CPI兩種分解順序對應了貨幣政策的不同“角色”，即貨幣政策是內生的還是外生的？序列的邏輯是：貸款增長GDP增長，這時對應的貨幣政策是外生的；序列的邏輯是：GDP增長貸

23、款需求上升貸款增長，這時對應的貨幣政策是內生的。基于這樣的邏輯思路，我們來檢驗全國層面、各區域層面各自GDP的結構。在國家層面上，兩種政策工具(貸款、M2)對經濟的解釋比例相差很大，這就為我們在選擇貨幣政策工具時提供了理論指導。貸款手段適合于經濟從復蘇到繁榮中前期，而M2則適合用在繁榮后期。因為繁榮后期如果改用M2而減少貸款，那么貸款對經濟增長的解釋比例將大幅下降，這有利于國家控制經濟過熱。但為了預防經濟硬著陸，適當地增加M2對經濟有溫和的刺激作用抵消部分貸款減少帶來的負面影響。圖2區域GDP對區域貸款一個Cholesky標準差新息的響應圖3 GJCPI對GJDK、M2一個Cholesky標準

24、差新息的響應圖4區域CPI對區域DK一個Cholesky標準差新息的響應在區域層面上，區域經濟對貨幣政策的內生性和外生性的敏感明顯高于全國平均水平，并且自身變化本身就很大。其次，在相同條件下，各個區域貨幣政策對經濟的解釋比例也是不一樣的。不管如何分解，貸款對西部經濟的解釋比例都是最高的。當貨幣政策是外生的時候，西部的經濟屬于典型的貸款拉動型的。這一實證依據符合我們對實際情況的經驗感知，這也說明西部的經濟發展水平(層次)是最低的。因此，如果用相同的貨幣政策來刺激經濟，那么對各個區域形成的影響是完全不一樣的，這和上面的脈沖響應函數分析所得出的結論是一致的，同時也說明中國貨幣政策區域分配性效應的客觀

25、存在性。四、區域金融總量差異的現狀分析前面已經實證分析了貨幣政策對地區、各省經濟的不同效果。此處我們結合上述的分析結構和分析結論，從區域金融總量差異的角度來理解相關的分析結論。從貸款余額的增速來看，不管是地區還是省級層面都存在很大的差異。同時，不管是從區域貸款增速還是從區域貸款所占全國貸款比例的比重來看，東部區域都有明顯的優勢。貸款占全國比例方面，中部和西部很接近但略高于西部并且趨勢趨同。東部區域貸款比重一直呈上升趨勢，而且遠遠大于中部、西部地區。從1996年以后，中部和西部比重有下降趨勢，而東部且加速上升，前面的方差分解已經說明貸款所代表的貨幣政策對經濟增長的解釋權重很高，在這樣的前提下，中

26、國的貨幣政策在各區域之間無形中產生了對經濟資源進行再分配的結果。另外，從M2角度分析，各區域也是存在很大的差異的。由于M2是全國范圍統計的，省級以及地區層面沒有這個概念，因此本文以各區域內各省份存款近似替代。從而說明M2差異也是導致貨幣政策區域差異形成的原因之一。從圖6、圖7中，我們可以看到，從1996年以后，東部和中部、西部的M2差距加速拉大，中部地區和西部地區的差異不太大。從圖6、圖7中可以看出，在區域金融總量上，不管是貸款余額還是存款余額，東部有絕對的優勢，這也是符合實際的。并且從1997年以后，東部地區貸款余額和存款余額增速加快，和中部、西部的距離進一步拉大。雖然東部貸款占全國大部分比

27、率，但它的GDP也占全國最大比率。為了深入分析到底各區域不同的貸款的經濟增長貢獻效率如何，本文用單位GDP所耗費的貸款資源這一指標，來分析各個區域對貸款資金利用效率的差別。分析結果如圖8所示。從圖8中可以看出，東部經濟的貸款的依賴越來越大，而中部和西部則有下降的趨勢。這是否說明如果給中部地區和西部地區更多的資金，那么會有更快的發展呢？這一點有待考證。圖5各區域貸款占全國貸款比重注：此圖根據中國金融統計年鑒計算而得。然而，圖8的分析揭示了另一種可能，就是東部經濟發展遇到了瓶頸，使得它的單位GDP耗資遠遠高出中部和西部。結合我們在經驗上了解的東部經濟崛起過程中的技術模仿和國際產業轉移承接的特征，我

28、們可以合理地推測東部經濟的結構性發展已然走到一個經濟周期和產業周期的轉折點。從而，按照本文的實證研究結論，東部經濟以技術創新和產業結構升級的方式突破這一發展模式瓶頸將是很有必要的，而中西部經濟在以投資為導向的技術模仿和國際產業轉移承接模式中還具有一定的發展空間。五、研究結論及政策建議(一)研究結論從脈沖響應分析到方差分解，本文的實證研究表明了貨幣政策(不論是擴張性貨幣政策還是緊縮性貨幣政策)對各區域經濟有不同的作用，小到各個產業，大到整個經濟體，對貨幣政策都有不同的響應形態。由于各地區經濟結構的差異以及金融總量(不管是貸款余額還是存款余額)的差異，客觀上導致了貨幣政策在實施過程中對各區域的經濟

29、資源進行了分配，這便是貨幣政策的區域分配效應。從國家到地區再到各省，它們的金融總量都是不同的。這一點可以從兩個方面表現出來：一個方面是各區域(省)存貸款余額的絕對數量差異，另一方面則表現在各區域(省)的存貸款的增長速度差異，這便是區域金融總量差異。前文已經分析了各區域經濟對貸款沖擊脈沖響應的差異，這種差異表現在兩個方面，橫向上表現為同一區域內各經濟變量(GDP、CPI、各產業產值)對貸款所代表的貨幣政策沖擊的響應是有差異的，縱向上表現為同一經濟變量(GDP、CPI)對貸款沖擊的響應是不一樣的。從上面的分析可以看出，貨幣政策對各區域經濟具有分配效應。(二)政策建議在本文的實證研究基礎上，我們可以

30、總結一下合理的政策建議：1.貨幣政策對轉軌過程中的中國宏觀經濟調控及其效應達成具有重要作用，因此有必要進一步研究最優化的結構性貨幣政策框架；2.貨幣政策的貸款數量調控手段，在中國國家層面和區域層面部是一種效果明顯的政策手段，但是基于東中西各區域的Granger因果顯著性差別，有必要考慮更為優化的區域貸款規模和引導規劃；圖6東、中、西各地區M2存量變化情況圖7東、中、西各地區M2所占比率變化趨勢3.基于GDP對貸款和M2的沖擊響應分析，貸款是比M2更有效率的擴張性貨幣政策工具；M2是比貸款更合適的非擴張性貨幣政策工具；基于方差分解分析結論，貸款手段適合于經濟從復蘇到繁榮中前期，而M2則適合用在繁榮后期；4.由于各區域之間存在著不同的貨幣政策響應，有必要考慮一種結構優化的補充性區域貨幣政策框架。具體而言，就是統一貨幣政策框架下的西部貸款定向增加(比如政策性金融)的補充，東部結合產業結構升級需求的貸款引導政策，以及介于兩者之間的中部貨幣政策取向；5.由于分配性效應的存在，統一的貨幣政策難以在各區域間兼顧政策的結構平衡和公平目標。因此，在統一貨幣政策基礎上的區域性金融措施發展就成為必要。具體而言，就是西部和中部需要更大力度政策支持的金融提升，在區域金融措施方面加大金融創新和融資服務方面的功能性建設，促使區域資本形成機制的效率提升。圖8東、中、西各地區單位GDP(1%