貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)形成機(jī)理與實(shí)證研究

一、對(duì)我國未來貨幣政策的展望自2008年全球金融危機(jī)以來，靈活、謹(jǐn)慎的貨幣政策的制定已成為世界各國越來越普遍使用的一項(xiàng)重要措施。傳統(tǒng)的貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為,貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響主要是通過貨幣當(dāng)局調(diào)節(jié)貨幣政策工具、進(jìn)而影響微觀主體的需求來實(shí)現(xiàn)(如投資需求、消費(fèi)需求)。這種觀點(diǎn)把實(shí)體經(jīng)濟(jì)看成一個(gè)整體,并未考慮各微觀主體的差異性。然而,改革開放30多年的實(shí)踐表明,我國內(nèi)部各省域自然環(huán)境、歷史背景甚至經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)差異巨大,省域之間的經(jīng)濟(jì)、金融均存在典型的非同質(zhì)性特征。區(qū)域經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展的不平衡與二元特征無疑會(huì)對(duì)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制產(chǎn)生影響,從而有可能使得貨幣政策在不同地區(qū)的實(shí)施效率存在明顯差異,我們把這種差異現(xiàn)象稱為貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)。這一現(xiàn)象的存在不僅加大了央行實(shí)施貨幣政策的難度,甚至有可能激化區(qū)域金融資源配置的內(nèi)在矛盾,最終沒有縮小反而加大區(qū)域差距、不利于我國經(jīng)濟(jì)的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。相關(guān)成果主要圍繞“是否存在區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)”、“效應(yīng)形成的主要原因是什么”兩個(gè)主題展開。Scott(1955)較早對(duì)美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策的效果進(jìn)行了區(qū)域分析,其后對(duì)美國進(jìn)行研究的代表性文獻(xiàn)有:CarlinoandDefina(1998、1999)、OwyangandWall(2003)、FieldingandShields(2007)等。對(duì)歐元區(qū)進(jìn)行研究的代表性文獻(xiàn)包括BelkeandGros(2005),Hayo(2006),AdamElbourneandJakobdeHaan(2009)等。對(duì)中國進(jìn)行研究的代表性文獻(xiàn)有:宋旺等(2006)、丁文麗(2006)、曹永琴(2007)、石華軍等(2008)、盧盛榮等(2009)、歐陽志剛等(2009)、蔣益民(2009)、蔡彤娟(2010)等。雖然研究方法不盡相同,結(jié)論也不盡一致甚至完全相反,但這些成果將有助于深化人們對(duì)貨幣政策宏觀調(diào)控功能的認(rèn)識(shí),有助于豐富理論界研究貨幣政策效率問題的視角,因而具有較高的借鑒價(jià)值。同時(shí),現(xiàn)有成果在以下三方面仍需深化:(1)在理論分析層面,大多學(xué)者采用了IS-LM模型和最優(yōu)貨幣區(qū)理論等分析框架,此類框架的運(yùn)用前提與我國實(shí)踐相差較大;(2)在對(duì)我國進(jìn)行相關(guān)研究時(shí),盡管大多數(shù)學(xué)者考慮到了經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展二元性的特定國情,但對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的劃分大多是“三分法”或“八分法”(1),研究并沒有細(xì)化到省域?qū)用妗Ｔ谑∮蚪?jīng)濟(jì)金融差異多元化的客觀條件下,難以真實(shí)反映中國經(jīng)濟(jì)金融內(nèi)部的多樣性,從而影響結(jié)論的可靠性;(3)對(duì)于貨幣政策目標(biāo)的檢驗(yàn),國外文獻(xiàn)側(cè)重于物價(jià),國內(nèi)文獻(xiàn)側(cè)重于經(jīng)濟(jì)增長,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和物價(jià)兩個(gè)指標(biāo)都進(jìn)行分析的文獻(xiàn)偏少。因此,在一個(gè)地域廣闊、省域經(jīng)濟(jì)金融差距明顯的大國,其統(tǒng)一的貨幣政策是否存在政策效率的省域異質(zhì)性?貨幣政策效率的省域異質(zhì)性機(jī)制是什么?其理論基礎(chǔ)是什么?如何積極地應(yīng)對(duì)政策效率的區(qū)域異質(zhì)性以實(shí)現(xiàn)貨幣政策效用的最大化?對(duì)這些問題的深入研究不僅能更清晰地考察中國省域經(jīng)濟(jì)金融的實(shí)際,對(duì)提高我國貨幣政策實(shí)施效果、保證貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)也將具有重要意義。二、oca理論的運(yùn)用從商品和貨幣兩市場(chǎng)均衡推導(dǎo)出來的IS-LM模型,是被用來分析貨幣政策變化產(chǎn)生效果的最常見工具之一。然而,我國各地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面存在著較大差異,這顯然并不符合IS-LM模型的“經(jīng)濟(jì)個(gè)體同質(zhì)性”假設(shè)前提。因此,我們必須重新尋找并梳理出貨幣政策區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)的理論依據(jù)。在解釋貨幣政策區(qū)域?qū)嵤┬Ч麜r(shí),蔡彤娟(2010)曾運(yùn)用最優(yōu)貨幣區(qū)(OCA)理論,從不同區(qū)域之間的生產(chǎn)要素流動(dòng)性、經(jīng)濟(jì)開放度、產(chǎn)品多樣化程度、通貨膨脹相似性和沖擊對(duì)稱性等方面分析。本文認(rèn)為,OCA理論是驗(yàn)證各經(jīng)濟(jì)體是否有必要實(shí)施統(tǒng)一貨幣政策、建立最優(yōu)貨幣區(qū)的重要理論;如果各經(jīng)濟(jì)體之間的上述幾方面差異較小,則宜統(tǒng)一貨幣政策、建立最優(yōu)貨幣區(qū)。在OCA理論中,“是否要實(shí)施統(tǒng)一貨幣政策、建立最優(yōu)貨幣區(qū)”是要求證的命題,而本文要求證的命題是“在已經(jīng)實(shí)施統(tǒng)一貨幣政策的前提下,各區(qū)域的效果是否存在明顯異質(zhì)性”。因此,本文不能直接運(yùn)用OCA理論來構(gòu)建分析框架。現(xiàn)行的《中華人民共和國中國人民銀行法》第三條明確規(guī)定:“貨幣政策目標(biāo)是保持貨幣幣值的穩(wěn)定,并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。”從中可以看出,維持總價(jià)格水平的相對(duì)穩(wěn)定和實(shí)現(xiàn)總產(chǎn)出的持續(xù)增長是我國央行最主要的貨幣政策目標(biāo)。宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中的AD-AS模型正是研究總價(jià)格和總產(chǎn)出兩者關(guān)系的重要理論。本文將借鑒這一理論來分析貨幣政策的區(qū)域?qū)嵤┬Ч＜僭O(shè)P表示價(jià)格水平;Y表示產(chǎn)出,AD為總需求,AS為總供給;存在2個(gè)不同的區(qū)域:區(qū)一和區(qū)二。生產(chǎn)率的區(qū)域差異等因素使得兩區(qū)的AS曲線斜率不同。為集中分析貨幣政策變化對(duì)總需求的影響,假設(shè)兩個(gè)區(qū)域的AD曲線斜率相同。我們以擴(kuò)張性貨幣政策為例,討論其在不同區(qū)域的實(shí)施效果。擴(kuò)張性貨幣政策將使得總需求曲線由AD右移至AD′、均衡點(diǎn)由E右移到E′、價(jià)格水平由P上升至P′、產(chǎn)出水平由Y增加至Y′。1.區(qū)二的as曲線斜率圖1中,當(dāng)市場(chǎng)要素完全流動(dòng)時(shí)(即各區(qū)的市場(chǎng)化程度較高、區(qū)域之間不存在市場(chǎng)分割),擴(kuò)張貨幣政策引起的價(jià)格調(diào)整幅度相同(P1P1′=P2P2′)。假設(shè)區(qū)一的AS曲線斜率小于區(qū)二(這意味著,區(qū)一的生產(chǎn)潛力將大于區(qū)二;即使貨幣供應(yīng)量增加,區(qū)一的企業(yè)仍愿意以現(xiàn)行價(jià)格提供社會(huì)所需的商品),則區(qū)一增加的產(chǎn)出超過區(qū)二(Y1Y1′>Y2Y2′)。圖1表明的是擴(kuò)張性貨幣政策導(dǎo)致兩個(gè)不同區(qū)域的價(jià)格調(diào)整幅度相同,但區(qū)一增加的產(chǎn)出大于區(qū)二。2.對(duì)擴(kuò)張性貨幣政策的影響市場(chǎng)分割將使得商品價(jià)格在不同區(qū)域之間存在差異。在圖2中,我們發(fā)現(xiàn),即使兩個(gè)區(qū)域的生產(chǎn)潛力或供給能力的差異較小(區(qū)一的AS曲線斜率與區(qū)二差異較小),統(tǒng)一的擴(kuò)張性貨幣政策仍將產(chǎn)生明顯不同的區(qū)域效果。圖2表明的是擴(kuò)張性貨幣政策導(dǎo)致一個(gè)區(qū)域的價(jià)格變化和產(chǎn)出增加均大于另一個(gè)區(qū)域(P1P1′>P2P2′,Y1Y1′>Y2Y2′)。這表明貨幣供應(yīng)量在區(qū)域間的分布并不均勻。在圖2中,區(qū)一每單位產(chǎn)出獲得的貨幣供給量大于區(qū)二。3.區(qū)域市場(chǎng)的相對(duì)差異,核心圖3中,兩個(gè)區(qū)域的市場(chǎng)存在分割(價(jià)格調(diào)整幅度存在差距,P1P1′≠P2P2′),生產(chǎn)潛力或供給能力差異較大(區(qū)一的AS曲線斜率明顯小于區(qū)二)。此時(shí),統(tǒng)一的擴(kuò)張性貨幣政策導(dǎo)致一個(gè)區(qū)域的價(jià)格變化幅度小于另一個(gè)區(qū)域(P1P1′<P2P2′),而其產(chǎn)出增加幅度卻大于另一個(gè)區(qū)域(Y1Y1′>Y2Y2′)。根據(jù)王丹(2009)等成果,當(dāng)市場(chǎng)化程度較高時(shí),原材料和勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素的供給彈性和產(chǎn)品的供給彈性也都較大;生產(chǎn)潛力較大的發(fā)達(dá)地區(qū)可以在同等生產(chǎn)成本基礎(chǔ)上提供更多的產(chǎn)品,或者說此類地區(qū)在生產(chǎn)同樣數(shù)量產(chǎn)品的前提下能支付更低的工資等生產(chǎn)成本,最終導(dǎo)致圖3中Y1Y1′>Y2Y2′且P1P1′<P2P2′。從上面的三個(gè)圖中可以看出:在價(jià)格水平和產(chǎn)出方面,統(tǒng)一的貨幣政策在不同區(qū)域產(chǎn)生的效果呈現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性;各區(qū)的市場(chǎng)化程度、生產(chǎn)潛力是影響貨幣政策區(qū)域?qū)嵤┬Ч年P(guān)鍵因素。對(duì)于我國而言,大量的農(nóng)村勞動(dòng)力從欠發(fā)達(dá)地區(qū)流向發(fā)達(dá)地區(qū),為發(fā)達(dá)地區(qū)提供了充足的低成本勞動(dòng)力。當(dāng)面臨統(tǒng)一的擴(kuò)張性貨幣政策時(shí),發(fā)達(dá)地區(qū)容易迅速獲取大量的低成本勞動(dòng)力、投入生產(chǎn)來滿足本區(qū)域擴(kuò)大的總需求。但是,對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)而言,企業(yè)只有付出更高的工資才能招到更多的工人,而由于此類地區(qū)生產(chǎn)率較低,往往無力支付這些較高的生產(chǎn)成本,最終導(dǎo)致欠發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)品供給彈性較低,擴(kuò)張性貨幣政策導(dǎo)致的產(chǎn)出增加幅度較小。近年來,隨著我國各項(xiàng)改革的深入推進(jìn),勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素的流動(dòng)性、各地的市場(chǎng)化程度等均有了顯著提高。統(tǒng)一的貨幣政策是否導(dǎo)致產(chǎn)出和價(jià)格變化存在明顯的區(qū)域差異、差異多大,需要進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。三、樣品設(shè)計(jì)1.高頻+高頻市場(chǎng)研究(1)貨幣政策代表變量。貨幣政策本質(zhì)上是中央銀行通過直接控制工具變量引起中介變量(利率與貨幣供應(yīng)量)的變動(dòng),從而間接影響最終目標(biāo)變量。由于我國利率市場(chǎng)化改革的滯后,在我國貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制中,利率還無法直接反映市場(chǎng)資金的實(shí)際供求關(guān)系,利率尚未真正進(jìn)入貨幣政策的主要變量系統(tǒng),故目前仍采取以貨幣供應(yīng)量為主的數(shù)量型間接調(diào)控模式。貨幣供應(yīng)量有M0、M1和M2三個(gè)統(tǒng)計(jì)口徑。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展,貨幣內(nèi)涵將越來越廣泛,廣義貨幣M2與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系也將越來越緊密。鑒于此,本研究選擇M2作為貨幣政策的代理變量,并對(duì)之取自然對(duì)數(shù)以消除序列中可能存在的異方差現(xiàn)象(1),記為LM2。(2)貨幣政策目標(biāo)的代表變量。物價(jià)穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)增長是我國貨幣政策的雙重目標(biāo),因此在衡量我國貨幣政策效率時(shí)也主要從以下兩個(gè)視角考察,其目的在于對(duì)貨幣政策在各省域的終極目標(biāo)實(shí)現(xiàn)效率情況進(jìn)行全面評(píng)價(jià):一是省域經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)。反映各省域經(jīng)濟(jì)增長的最佳指標(biāo)首選GDP,但目前GDP月度數(shù)據(jù)具有不可得性,因而需要尋找其他替代變量。與其他文獻(xiàn)的研究視角不同,本文認(rèn)為,與貨幣供應(yīng)量密切相關(guān)的固定資產(chǎn)投資額是代表省域經(jīng)濟(jì)增長的次優(yōu)指標(biāo),故本研究選擇固定資產(chǎn)投資總額作為經(jīng)濟(jì)增長的代理變量,并分別記BJCA、TJCA等代表北京、天津等省域的固定資本投資額,取自然對(duì)數(shù)后分別記為LBJCA、LTJCA等。二是省域物價(jià)指標(biāo)。一直以來,消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI在貨幣當(dāng)局政策調(diào)控中都具有突出地位,因而本研究擬以省域CPI指標(biāo)來衡量貨幣政策在維持物價(jià)穩(wěn)定目標(biāo)上的政策效率,各省域CPI指數(shù)的自然對(duì)數(shù)也分別記為LBJCPI、LTJCPI等。由于貨幣供應(yīng)量與價(jià)格指數(shù)量綱不同,故為準(zhǔn)確揭示貨幣政策對(duì)不同省域物價(jià)的沖擊作用,在分析貨幣供應(yīng)量與物價(jià)之間的關(guān)系時(shí),本研究對(duì)貨幣供應(yīng)量進(jìn)行了相應(yīng)的指數(shù)化處理。(3)樣本選擇。在樣本區(qū)間的選擇上,根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性和時(shí)效性,本研究面板數(shù)據(jù)中貨幣供應(yīng)量、省域固定資產(chǎn)投資總額、CPI時(shí)間跨度確定為:2004年1月至2009年12月(1)。采用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究,有二個(gè)原因:一是由于數(shù)據(jù)可得性原因,年度數(shù)據(jù)容量有限,因而,月度數(shù)據(jù)相比年度數(shù)據(jù)能夠保證樣本容量足夠大,從而使得模型估計(jì)結(jié)果可靠性更高,可信度也更高;二是金融為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心。任何金融領(lǐng)域、特別是貨幣政策的變化,將能迅速地在實(shí)體經(jīng)濟(jì)中得到反映,所以,月度數(shù)據(jù)比年度數(shù)據(jù)能夠更加靈敏地反映實(shí)體經(jīng)濟(jì)隨貨幣政策變動(dòng)的趨勢(shì)和程度大小。這樣,采用高頻月度數(shù)據(jù)既可避免年度數(shù)據(jù)對(duì)動(dòng)態(tài)信息的掩蓋,又可以滿足模型估計(jì)對(duì)樣本量的要求。傳統(tǒng)的區(qū)域劃分方法是“三分法”或“八分法”。這兩種方法雖然簡(jiǎn)化了樣本的維度,為研究提供了方便,但卻在很大程度上忽略了區(qū)域內(nèi)部的差異性,減少了統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中的有效信息,有可能人為降低貨幣政策效率的省域異質(zhì)性強(qiáng)度,從而降低實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的可信度。因此,與傳統(tǒng)區(qū)域劃分“三分法”或“八分法”不同的是,本文的研究樣本選擇的是全國31個(gè)省域(含直轄市、自治區(qū)),以盡可能使各省域經(jīng)濟(jì)金融特征得到體現(xiàn),增強(qiáng)研究的科學(xué)性。除特別注明的數(shù)據(jù)來源以及波動(dòng)系數(shù)來自于作者根據(jù)脈沖響應(yīng)曲線計(jì)算外,本文其他數(shù)據(jù)全部來自于各省域統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站與中國人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)。2.基于var模型的政府市場(chǎng)沖擊與經(jīng)濟(jì)增長的計(jì)量模型在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)上確定貨幣政策是否是引起物價(jià)與經(jīng)濟(jì)增長變量變動(dòng)的原因,一般用Granger(格蘭杰)因果關(guān)系檢驗(yàn)。若貨幣政策自變量Xt的滯后值在對(duì)物價(jià)水平或經(jīng)濟(jì)增長變量的現(xiàn)值解釋方程中是顯著的,則可確定貨幣政策自變量Xt是物價(jià)水平或經(jīng)濟(jì)增長變量的Granger原因。貨幣政策對(duì)物價(jià)水平與經(jīng)濟(jì)增長存在“政策溢出”效應(yīng),人們已經(jīng)基本達(dá)成共識(shí),即在貨幣短期非中性的前提下,貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)施加的外在隨機(jī)沖擊或擾動(dòng)能通過特定的傳導(dǎo)路徑對(duì)物價(jià)水平與經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響,傳導(dǎo)路徑是否有效對(duì)貨幣政策溢出效應(yīng)存在重要影響。如將每省域看做一個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng),則傳導(dǎo)路徑的有效性有賴于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的介質(zhì)特征。在統(tǒng)一貨幣政策的隨機(jī)沖擊下,如政策同時(shí)作用于差異化的不同經(jīng)濟(jì)系統(tǒng),則經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)傳導(dǎo)介質(zhì)差異將引致“政策溢出”效應(yīng)的差異,進(jìn)而引起不同經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)物價(jià)水平與經(jīng)濟(jì)增長的非同質(zhì)波動(dòng)。為考察貨幣政策隨機(jī)沖擊對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響,我們可以使用向量自回歸(VAR)模型。與結(jié)構(gòu)式經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型相比,VAR模型及在此基礎(chǔ)上建立的脈沖響應(yīng)函數(shù),不需要添加任何先驗(yàn)性約束卻能夠詳細(xì)且動(dòng)態(tài)地描述變量之間的相互作用軌跡,從而避免了因經(jīng)濟(jì)理論的不完善及內(nèi)生變量與外生變量的劃分困難問題,因而,在分析貨幣政策外部沖擊與物價(jià)水平、經(jīng)濟(jì)增長時(shí)間序列之間的動(dòng)態(tài)軌跡時(shí),本文認(rèn)為,VAR模型更具有其特殊的適用性。基于以上的共識(shí)和邏輯判斷,結(jié)合我們要探討的命題,本文設(shè)定如下向量自回歸方程,以對(duì)前文所提問題進(jìn)行檢驗(yàn):其中:式(3)和式(4)分別是k維內(nèi)生變量(經(jīng)濟(jì)增長與物價(jià)水平),L(·)表示不同省域變量的自然對(duì)數(shù)值,xt=(x1t,x2t,…xdt)′是d維外生變量(貨幣供應(yīng)量),n是模型滯后階數(shù)。每個(gè)省域的滯后結(jié)束由赤池信息準(zhǔn)則AIC(AkaikeInfoCriterion)和施瓦茨準(zhǔn)則SC(SchwarzCriterion)加以確定,T為觀測(cè)樣本量。αt…αn,B及βt…βn,C為要估計(jì)的系數(shù)矩陣,εt為服從白噪聲過程擾動(dòng)變量。上述向量自回歸模型及在此基礎(chǔ)上建立的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以觀察物價(jià)水平與經(jīng)濟(jì)增長對(duì)貨幣政策一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息沖擊的脈沖響應(yīng)值,刻畫物價(jià)水平與經(jīng)濟(jì)增長變量對(duì)誤差變化的反應(yīng)和敏感程度,從而測(cè)算我國貨幣政策與省域經(jīng)濟(jì)增長、物價(jià)穩(wěn)定政策目標(biāo)間相互作用的動(dòng)態(tài)過程。四、平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果由于各樣本的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列數(shù)據(jù),為了提高實(shí)證研究的客觀性,需要首先對(duì)相應(yīng)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示(限于篇幅,結(jié)果未詳細(xì)列出),貨幣供應(yīng)量、各省域固定資產(chǎn)投資額及價(jià)格指數(shù)的自然對(duì)數(shù)三變量均為非平穩(wěn)時(shí)間序列,但對(duì)之進(jìn)行一階差分后,各變量均成為平穩(wěn)時(shí)間序列(1)。故后續(xù)實(shí)證研究均以相應(yīng)變量的一階差分值為基礎(chǔ)。1.貨幣存量對(duì)其他省域的影響(1)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以確定兩變量是否存在因果關(guān)系。為刻畫貨幣政策是否對(duì)物價(jià)變量具有單向因果關(guān)系,對(duì)兩變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。結(jié)果表明(2),貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)變量的影響存在較大的省域差異。在“貨幣供應(yīng)量不是物價(jià)變化的Granger因果關(guān)系”的原假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果中,廣東省對(duì)應(yīng)的p值最大,概率為0.09,甘肅省對(duì)應(yīng)的p值僅為0.003。這暗示著,相對(duì)而言,貨幣供應(yīng)量對(duì)廣東省物價(jià)的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)不明顯,而對(duì)甘肅省的物價(jià)影響明顯。貨幣政策對(duì)兩省域的結(jié)構(gòu)性沖擊相差30倍。總體上看,貨幣供應(yīng)量對(duì)市場(chǎng)發(fā)育較為充分的東部省域影響力相對(duì)較小,而對(duì)市場(chǎng)發(fā)育相對(duì)滯后的中西部省域影響較大。本文認(rèn)為,其原因可能在于市場(chǎng)發(fā)育較為完善的省域投融資渠道比較豐富,民間資本相對(duì)充足,因貨幣政策調(diào)整所引起的貨幣供應(yīng)量變動(dòng)相對(duì)有限。相反,在市場(chǎng)發(fā)展相對(duì)滯后的省域,資金來源渠道有限,受到貨幣政策的沖擊則較大。因而在貨幣政策對(duì)不同省域存在結(jié)構(gòu)性沖擊的情形下,全國統(tǒng)一貨幣政策要實(shí)現(xiàn)各省域物價(jià)同步穩(wěn)定顯然是不可能的。為考察貨幣供應(yīng)量對(duì)各省域物價(jià)水平的動(dòng)態(tài)影響,本文進(jìn)一步借助脈沖響應(yīng)曲線進(jìn)行分析。(2)脈沖響應(yīng)曲線。在貨幣供應(yīng)量與各省域物價(jià)穩(wěn)定之間存在因果關(guān)系的前提下,可以進(jìn)一步利用脈沖響應(yīng)曲線以刻畫VAR模型中貨幣政策擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊是如何影響物價(jià)這一內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的,也即捕捉VAR系統(tǒng)受到貨幣政策沖擊時(shí)的沖擊效果。31省域的脈沖響應(yīng)曲線族顯示,對(duì)M2施加一個(gè)正向沖擊之后,各省域均存在一個(gè)月的政策滯后期且均在第2期達(dá)到最大響應(yīng)值,之后迅速下降,在第3、4期達(dá)到最小響應(yīng)值。幾乎所有省域在第5期反彈至次高點(diǎn),并在后續(xù)期內(nèi)小幅波動(dòng)并最終消失(西藏除外)(3)。然而,31省域?qū)2沖擊的響應(yīng)特征具有共性的同時(shí)也存在差異。(1)表1與圖4表明,雖然各省域在第2期的脈沖響應(yīng)均達(dá)到最大,但此時(shí)省域差異也最大,波動(dòng)系數(shù)達(dá)到22.50,第5期波動(dòng)系數(shù)也達(dá)到6.03;(2)各期脈沖響應(yīng)的極值(極大值或極小值)均出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展水平欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū),這反映出我國貨幣政策對(duì)中西部省域的沖擊大且不穩(wěn)定(比如河南、陜西、安徽等既出現(xiàn)在極大值序列也出現(xiàn)在極小值序列);貨幣政策對(duì)東部經(jīng)濟(jì)金融發(fā)達(dá)省域的影響則相對(duì)較為緩和。這同樣是由于東部省域的金融市場(chǎng)較為發(fā)達(dá)、金融機(jī)構(gòu)主體相對(duì)多樣化及民間資本較為充分等原因?qū)е仑泿殴?yīng)量的變化影響程度要明顯弱于其他省域,從而物價(jià)水平表現(xiàn)相對(duì)穩(wěn)定。2.省域經(jīng)濟(jì)增長對(duì)貨幣需求量的動(dòng)態(tài)差異具有相互影響(1)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。在“貨幣供應(yīng)量不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger因果關(guān)系”的原假設(shè)檢驗(yàn)中,我們得到的結(jié)果表明,對(duì)應(yīng)p值超過0.05、接近0.10的有北京、浙江、廣東、福建、山東、河北、海南、遼寧共8個(gè)省市,約占25%的比重。而除了內(nèi)蒙古之外,其他所有省域?qū)?yīng)的p值均大于0.01且小于0.05。可見,貨幣增長對(duì)我國整體經(jīng)濟(jì)增長具有決定性的作用。需要指出的是,在貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響關(guān)系上,省域差異仍然比較明顯,如影響概率最大的北京與影響概率最小的內(nèi)蒙古相差近20倍。為更細(xì)致地描述貨幣供應(yīng)量對(duì)省域經(jīng)濟(jì)增長影響的動(dòng)態(tài)差異同樣可以利用脈沖響應(yīng)曲線進(jìn)行分析。(2)脈沖響應(yīng)曲線。與物價(jià)對(duì)貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)相類似,31省域的脈沖響應(yīng)曲線族表明,對(duì)M2施加一個(gè)正向沖擊之后,所有省域經(jīng)濟(jì)增長對(duì)貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)均存在滯后期,其中北京、浙江、重慶、云南四省域?yàn)闇?期,而其他省域?yàn)闇?期的影響。同時(shí)除吉林外,所有省域在第3期出現(xiàn)最大響應(yīng)值。之后所有省域迅速在第4期達(dá)到最小響應(yīng)值并在第6期達(dá)到反彈的次高點(diǎn),之后響應(yīng)值逐漸小幅波動(dòng)并最終消失。各省域經(jīng)濟(jì)增長對(duì)貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)除了具有上述共性之外,表2與圖5表明,脈沖響應(yīng)的差異仍十分明顯。一是貨幣政策對(duì)各省域經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的結(jié)構(gòu)性沖擊。比如第2期波動(dòng)系數(shù)為96.83。而與表1不同的是,在第10期各省域經(jīng)濟(jì)增長對(duì)貨幣政策的響應(yīng)不僅沒有趨同效應(yīng),波動(dòng)系數(shù)反而急劇上升為52.65,這表明經(jīng)濟(jì)增長對(duì)貨幣政策的響應(yīng)差異要遠(yuǎn)大于物價(jià)水平。二是各省域的響應(yīng)也存在極大差異,除江蘇外,極大值與極小值序列中均為中西部省域(1),同樣表明貨幣政策對(duì)中西部省域經(jīng)濟(jì)增長的影響要大于東部省域。五、基礎(chǔ)貨幣供給側(cè)影響的市場(chǎng)機(jī)制前面的實(shí)證結(jié)果表明,統(tǒng)一的貨幣政策在我國不同省份產(chǎn)生了明顯的異質(zhì)性效果。對(duì)此,在前面AD-AS模型分析中,我們只是粗略地認(rèn)為,這是因?yàn)樨泿耪咦兓?擴(kuò)張)導(dǎo)致了各區(qū)域總需求產(chǎn)生了不同的變化,而并未從總需求變化前的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制深究原因。一般而言,中央銀行從制定貨幣政策開始到最終貨幣政策作用于全國實(shí)體經(jīng)濟(jì)需要經(jīng)過兩個(gè)階段,第一階段是從貨幣政策制定到貨幣政策中介指標(biāo)(貨幣供應(yīng)量)的過程,其實(shí)現(xiàn)主要是依賴公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)、利率,在外貿(mào)依存度高的地區(qū)甚至可以是匯率的調(diào)整;第二階段是貨幣供應(yīng)量指標(biāo)作用于整體實(shí)體經(jīng)濟(jì)并實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)的過程。從圖6可以看出,貨幣政策最終目標(biāo)能否實(shí)現(xiàn),關(guān)鍵看第二階段企業(yè)、個(gè)人及金融機(jī)構(gòu)等對(duì)貨幣供應(yīng)量的變化是否存在正確而統(tǒng)一的反應(yīng)機(jī)制。正確而統(tǒng)一的反應(yīng)機(jī)制受省域經(jīng)濟(jì)、金融多重因素的共同影響,各省域企業(yè)、個(gè)人與金融機(jī)構(gòu)非同質(zhì)性,理論上將使共同的貨幣供應(yīng)量調(diào)整經(jīng)由三條相異的反應(yīng)機(jī)制作用于各自的實(shí)體經(jīng)濟(jì)。(1)利率機(jī)制。貨幣內(nèi)生理論認(rèn)為,貨幣供應(yīng)量沖擊將改變貨幣市場(chǎng)的均衡而產(chǎn)生利率水平的波動(dòng),而利率波動(dòng)將改變資產(chǎn)市場(chǎng)的資金成本,影響收益預(yù)期與資產(chǎn)價(jià)格,進(jìn)而引起消費(fèi)及投資支出的變化,最終影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出與價(jià)格。這一利率機(jī)制可以表示為:M(貨幣供應(yīng)量)→R(利率)→P(資產(chǎn)價(jià)格)→I(投資)→Y(產(chǎn)出)與P′(物價(jià))隨著我國金融市場(chǎng)改革的逐漸深入,資金流動(dòng)在全國范圍內(nèi)已不存在明顯的省域限制。理論上省域間的資金自由流動(dòng)可以“燙平”彼此間的利率差異。目前,我國利率市場(chǎng)化改革相對(duì)滯后,各省域利率水平實(shí)際上并不存在明顯差異,同時(shí)資金來源渠道單一導(dǎo)致企業(yè)對(duì)資金需求的利率彈性不足。因此,利率機(jī)制在我國各省域資金配置中的作用并不明顯,即利率機(jī)制對(duì)我國貨幣政策效率的省域效應(yīng)影響相對(duì)較弱。(2)信貸配給機(jī)制。“二戰(zhàn)”以來,以及美國在應(yīng)對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)危機(jī)的過程中,信貸配給理論普遍認(rèn)為,美聯(lián)儲(chǔ)對(duì)其利率的調(diào)控已無法“燙平”其內(nèi)部經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)。以羅莎(Rosa,1951)為代表的主流經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為,即使市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)主體投資與儲(chǔ)蓄行為的利率彈性不足,貨幣政策仍然可以對(duì)放款人實(shí)施信貸可得性的影響從而實(shí)現(xiàn)信貸資金的特定流向。20世紀(jì)80年代以來,由于改革開放的分步驟進(jìn)行,我國東部比中西部擁有了更有利的政策優(yōu)勢(shì),加上其特定的區(qū)位與經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)優(yōu)勢(shì),東部經(jīng)濟(jì)高速增長導(dǎo)致東部省域投資收益率較之于中西部具有較大溢價(jià)。因而伴隨著全國金融市場(chǎng)一體化進(jìn)程,信貸資金加速向東部省域集聚,中西部省域則出現(xiàn)資金供應(yīng)“瓶頸”與“造血”功能缺失,信貸配給現(xiàn)象嚴(yán)重(1)。所以各省域利率水平保持一致的條件下,貨幣供應(yīng)量的調(diào)整通過信貸配給機(jī)制的引導(dǎo),必然使省域間受到的貨幣供應(yīng)量沖擊產(chǎn)生差異。(3)外匯管理機(jī)制。1994年起,我國實(shí)施強(qiáng)制結(jié)售匯制度。該制度要求經(jīng)由外貿(mào)途徑而積累在企業(yè)手中的外匯必須按照規(guī)定匯率賣給外匯指定銀行,中央銀行則在買入外匯的同時(shí)按比率同步增加基礎(chǔ)貨幣發(fā)行。因而,基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量與外匯占款之間形成了顯著的正相關(guān)關(guān)系。理論上,外匯占款越多的省域投放的基礎(chǔ)貨幣量也越大。以東中西部代表性省域?yàn)槔?2009年廣東省出口額占全國比重為29.87%,上海市為27.06%,而中西部的湖北、安徽、重慶、陜西的份額分別只有0.83%、0.74%、0.36%、0.33%,可以發(fā)現(xiàn),東中西部省域出口額占全國比重相差懸殊,廣東占比接近30%,而陜西只有0.33%。這意味著,2009年,因外匯占款而向廣東省投放的基礎(chǔ)貨幣量為陜西省的90倍,加上兩地貨幣乘數(shù)的差異,因外匯占款而向廣東投放的貨幣總量比陜西將遠(yuǎn)高于90倍。所以在強(qiáng)制結(jié)售匯制度下,東部省域憑借其發(fā)達(dá)的外向型經(jīng)濟(jì)獲得了充裕的資金供應(yīng)保證,而中西部省域的資金供應(yīng)則要稀缺得多。因此,外匯管理機(jī)制導(dǎo)致了各省域資金豐裕程度存在差異,并在很大程度上決定了貨幣政策在各省域調(diào)控效率的異質(zhì)性。六、貨幣政策效率省域異質(zhì)性效應(yīng)的影響在討論貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)時(shí),本文至少在三個(gè)方面區(qū)別于已有文獻(xiàn):(1)不只是進(jìn)行實(shí)證分析,而是更注重梳理適合我國實(shí)際的理論基礎(chǔ);(2)實(shí)證分析的區(qū)域不采用“三分法”中的東部、中部和西部,也未采用“八分法”中的八大區(qū),而是采用更能充分反映區(qū)域差異的內(nèi)地31個(gè)省域;(3)不只分析經(jīng)濟(jì)增長或物價(jià)穩(wěn)定中的一個(gè)貨幣政策目標(biāo),而是從我國的實(shí)踐出發(fā),通過運(yùn)用區(qū)域AD-AS模型和VAR等計(jì)量方法,分析了統(tǒng)一的貨幣政策對(duì)我國不同省域經(jīng)濟(jì)增長和物價(jià)兩個(gè)指標(biāo)的沖擊差異。本文得出了三個(gè)主要結(jié)論:一是我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展的不平衡與二元特征使得貨幣政策傳導(dǎo)介質(zhì)存在非同質(zhì)性,進(jìn)而導(dǎo)致貨幣政策實(shí)施過程中存在明顯的省域異質(zhì)性效應(yīng)。對(duì)物價(jià)與經(jīng)濟(jì)增長變量的檢驗(yàn)都表明,在統(tǒng)一貨幣政策的沖擊下,各省域物價(jià)穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)增長調(diào)節(jié)機(jī)制對(duì)貨幣政策的反應(yīng)時(shí)間和程度均存在較大差異,因而,當(dāng)前貨幣政策要在全國各省域同步實(shí)現(xiàn)物價(jià)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長的目標(biāo)是不可能的。二是貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制差異是形成貨幣政策效率省域異質(zhì)性的主要原因。目前利率機(jī)制對(duì)于貨幣政策效率的省域異質(zhì)性影響有限,但信貸配給機(jī)制的作用會(huì)使得信貸資金日益向東部省域集聚,以此造成中西部省域的資金供應(yīng)“瓶頸”與“造血”功能缺失;同時(shí),外匯管理機(jī)制下的外匯占款對(duì)各省域貨幣投放具有重要影響。貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的信貸配給機(jī)制與外匯管理機(jī)制是貨幣政策效率省域異質(zhì)性效應(yīng)形成的最主要原因。三是在我國統(tǒng)一貨幣政策實(shí)施過程中,政策效率的省域異質(zhì)性不僅加大了央行實(shí)施貨幣政策的難度,甚至有可能激化省域金融資源配置的內(nèi)在矛盾,最終不是緩解而是加大省域經(jīng)濟(jì)金融的發(fā)展差距,并不利于全國經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。本文的結(jié)論表明:當(dāng)前,我國統(tǒng)一貨幣政策的實(shí)施不僅無法實(shí)現(xiàn)各省域物價(jià)的同步穩(wěn)定,而且對(duì)各省域經(jīng)濟(jì)增長的影響時(shí)滯也存在差異。根據(jù)威廉森“倒U”曲線理論,從長期來看,經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的區(qū)域差異具有“先趨異后趨同”的規(guī)律;在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期,資源流動(dòng)等因素會(huì)使得區(qū)域間的發(fā)展差距擴(kuò)大;當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段后,地區(qū)間的聯(lián)系會(huì)逐步加強(qiáng),區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)差距也將由擴(kuò)大轉(zhuǎn)為縮小。因而,一方面,區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)是難以避免的,各項(xiàng)建議和措施的重點(diǎn)不是消除區(qū)域差異,而是要縮小過度的區(qū)域不平衡;另一方面,區(qū)域的異質(zhì)性程度和發(fā)展差距并不會(huì)自動(dòng)縮小,在“市場(chǎng)失靈”時(shí),政府應(yīng)進(jìn)行及時(shí)的宏觀干預(yù),制定并實(shí)施差異化的區(qū)域性貨幣政策,對(duì)失靈的市場(chǎng)進(jìn)行矯正和補(bǔ)缺,為欠發(fā)達(dá)地區(qū)爭(zhēng)取更多的金融資源。在政策制定目標(biāo)上,經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的貨幣政策目標(biāo)應(yīng)側(cè)重于經(jīng)濟(jì)增長,經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的貨幣政策目標(biāo)應(yīng)側(cè)重于物價(jià)穩(wěn)定。在策略選擇方面,由于短期內(nèi)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征發(fā)生較大改變的難度較大,因而必須依靠外部的推動(dòng)來縮小區(qū)域差異。短期內(nèi)貨幣政策制定的重點(diǎn)應(yīng)主要是差別化的區(qū)域貨幣政策;從中長期來看,應(yīng)通過相關(guān)制度的改革來增強(qiáng)生產(chǎn)要素在不同區(qū)域之間的流動(dòng)性,疏通貨幣政策的傳導(dǎo)渠道,改善各地區(qū)金融環(huán)境,從而引導(dǎo)各地區(qū)逐步走向經(jīng)濟(jì)與金融的融合。主要措施如下:(1)實(shí)施區(qū)域差別化的存款準(zhǔn)備金率政策。為了防止宏觀調(diào)控“一刀切”帶來的負(fù)面影響,中國人民銀行自2004年4月25日起已經(jīng)對(duì)金融機(jī)構(gòu)實(shí)行差別存款準(zhǔn)備金率制度,即將商業(yè)銀行等金融機(jī)構(gòu)的存款準(zhǔn)備金率與其資本充足率、資產(chǎn)質(zhì)量狀況、信貸規(guī)模擴(kuò)張程度等指標(biāo)掛鉤:金融機(jī)構(gòu)資本充足率越低、不良貸款比率越高,適用的存款準(zhǔn)備金率就越高;反之,金融機(jī)構(gòu)資本充足率越高、不良貸款比率越低,適用的存款準(zhǔn)備金率就越低。在當(dāng)前通脹壓力較高的宏觀