貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應形成機理與實證研究

貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應形成機理與實證研究

一、對我國未來貨幣政策的展望自2008年全球金融危機以來，靈活、謹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重要措施。傳統(tǒng)的貨幣經(jīng)濟學認為,貨幣政策對實體經(jīng)濟的影響主要是通過貨幣當局調(diào)節(jié)貨幣政策工具、進而影響微觀主體的需求來實現(xiàn)(如投資需求、消費需求)。這種觀點把實體經(jīng)濟看成一個整體,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)濟基礎(chǔ)差異巨大,省域之間的經(jīng)濟、金融均存在典型的非同質(zhì)性特征。區(qū)域經(jīng)濟、金融發(fā)展的不平衡與二元特征無疑會對貨幣政策的傳導機制產(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。這一現(xiàn)象的存在不僅加大了央行實施貨幣政策的難度,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”、“效應形成的主要原因是什么”兩個主題展開。Scott(1955)較早對美聯(lián)儲貨幣政策的效果進行了區(qū)域分析,其后對美國進行研究的代表性文獻有:CarlinoandDefina(1998、1999)、OwyangandWall(2003)、FieldingandShields(2007)等。對歐元區(qū)進行研究的代表性文獻包括BelkeandGros(2005),Hayo(2006),AdamElbourneandJakobdeHaan(2009)等。對中國進行研究的代表性文獻有: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貨幣政策宏觀調(diào)控功能的認識,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值。同時,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,此類框架的運用前提與我國實踐相差較大;(2)在對我國進行相關(guān)研究時,盡管大多數(shù)學者考慮到了經(jīng)濟、金融發(fā)展二元性的特定國情,但對區(qū)域經(jīng)濟的劃分大多是“三分法”或“八分法”(1),研究并沒有細化到省域?qū)用?。在省域?jīng)濟金融差異多元化的客觀條件下,難以真實反映中國經(jīng)濟金融內(nèi)部的多樣性,從而影響結(jié)論的可靠性;(3)對于貨幣政策目標的檢驗,國外文獻側(cè)重于物價,國內(nèi)文獻側(cè)重于經(jīng)濟增長,對經(jīng)濟增長和物價兩個指標都進行分析的文獻偏少。因此,在一個地域廣闊、省域經(jīng)濟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)性機制是什么?其理論基礎(chǔ)是什么?如何積極地應對政策效率的區(qū)域異質(zhì)性以實現(xiàn)貨幣政策效用的最大化?對這些問題的深入研究不僅能更清晰地考察中國省域經(jīng)濟金融的實際,對提高我國貨幣政策實施效果、保證貨幣政策目標的實現(xiàn)也將具有重要意義。二、oca理論的運用從商品和貨幣兩市場均衡推導出來的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)濟個體同質(zhì)性”假設前提。因此,我們必須重新尋找并梳理出貨幣政策區(qū)域異質(zhì)性效應的理論依據(jù)。在解釋貨幣政策區(qū)域?qū)嵤┬Ч麜r,蔡彤娟(2010)曾運用最優(yōu)貨幣區(qū)(OCA)理論,從不同區(qū)域之間的生產(chǎn)要素流動性、經(jīng)濟開放度、產(chǎn)品多樣化程度、通貨膨脹相似性和沖擊對稱性等方面分析。本文認為,OCA理論是驗證各經(jīng)濟體是否有必要實施統(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:“貨幣政策目標是保持貨幣幣值的穩(wěn)定,并以此促進經(jīng)濟增長?！睆闹锌梢钥闯?維持總價格水平的相對穩(wěn)定和實現(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。宏觀經(jīng)濟學中的AD-AS模型正是研究總價格和總產(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?。假設P表示價格水平;Y表示產(chǎn)出,AD為總需求,AS為總供給;存在2個不同的區(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總需求的影響,假設兩個區(qū)域的AD曲線斜率相同。我們以擴張性貨幣政策為例,討論其在不同區(qū)域的實施效果。擴張性貨幣政策將使得總需求曲線由AD右移至AD′、均衡點由E右移到E′、價格水平由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,當市場要素完全流動時(即各區(qū)的市場化程度較高、區(qū)域之間不存在市場分割),擴張貨幣政策引起的價格調(diào)整幅度相同(P1P1′=P2P2′)。假設區(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;即使貨幣供應量增加,區(qū)一的企業(yè)仍愿意以現(xiàn)行價格提供社會所需的商品),則區(qū)一增加的產(chǎn)出超過區(qū)二(Y1Y1′>Y2Y2′)。圖1表明的是擴張性貨幣政策導致兩個不同區(qū)域的價格調(diào)整幅度相同,但區(qū)一增加的產(chǎn)出大于區(qū)二。2.對擴張性貨幣政策的影響市場分割將使得商品價格在不同區(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表明的是擴張性貨幣政策導致一個區(qū)域的價格變化和產(chǎn)出增加均大于另一個區(qū)域(P1P1′>P2P2′,Y1Y1′>Y2Y2′)。這表明貨幣供應量在區(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)域市場的相對差異,核心圖3中,兩個區(qū)域的市場存在分割(價格調(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,統(tǒng)一的擴張性貨幣政策導致一個區(qū)域的價格變化幅度小于另一個區(qū)域(P1P1′<P2P2′),而其產(chǎn)出增加幅度卻大于另一個區(qū)域(Y1Y1′>Y2Y2′)。根據(jù)王丹(2009)等成果,當市場化程度較高時,原材料和勞動力等生產(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,最終導致圖3中Y1Y1′>Y2Y2′且P1P1′<P2P2′。從上面的三個圖中可以看出:在價格水平和產(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。對于我國而言,大量的農(nóng)村勞動力從欠發(fā)達地區(qū)流向發(fā)達地區(qū),為發(fā)達地區(qū)提供了充足的低成本勞動力。當面臨統(tǒng)一的擴張性貨幣政策時,發(fā)達地區(qū)容易迅速獲取大量的低成本勞動力、投入生產(chǎn)來滿足本區(qū)域擴大的總需求。但是,對欠發(fā)達地區(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,最終導致欠發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)品供給彈性較低,擴張性貨幣政策導致的產(chǎn)出增加幅度較小。近年來,隨著我國各項改革的深入推進,勞動力等生產(chǎn)要素的流動性、各地的市場化程度等均有了顯著提高。統(tǒng)一的貨幣政策是否導致產(chǎn)出和價格變化存在明顯的區(qū)域差異、差異多大,需要進一步實證檢驗。三、樣品設計1.高頻+高頻市場研究(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(利率與貨幣供應量)的變動,從而間接影響最終目標變量。由于我國利率市場化改革的滯后,在我國貨幣政策的傳導機制中,利率還無法直接反映市場資金的實際供求關(guān)系,利率尚未真正進入貨幣政策的主要變量系統(tǒng),故目前仍采取以貨幣供應量為主的數(shù)量型間接調(diào)控模式。貨幣供應量有M0、M1和M2三個統(tǒng)計口徑。隨著市場經(jīng)濟的深入發(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,并對之取自然對數(shù)以消除序列中可能存在的異方差現(xiàn)象(1),記為LM2。(2)貨幣政策目標的代表變量。物價穩(wěn)定與經(jīng)濟增長是我國貨幣政策的雙重目標,因此在衡量我國貨幣政策效率時也主要從以下兩個視角考察,其目的在于對貨幣政策在各省域的終極目標實現(xiàn)效率情況進行全面評價:一是省域經(jīng)濟增長指標。反映各省域經(jīng)濟增長的最佳指標首選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。與其他文獻的研究視角不同,本文認為,與貨幣供應量密切相關(guān)的固定資產(chǎn)投資額是代表省域經(jīng)濟增長的次優(yōu)指標,故本研究選擇固定資產(chǎn)投資總額作為經(jīng)濟增長的代理變量,并分別記BJCA、TJCA等代表北京、天津等省域的固定資本投資額,取自然對數(shù)后分別記為LBJCA、LTJCA等。二是省域物價指標。一直以來,消費物價指數(shù)CPI在貨幣當局政策調(diào)控中都具有突出地位,因而本研究擬以省域CPI指標來衡量貨幣政策在維持物價穩(wěn)定目標上的政策效率,各省域CPI指數(shù)的自然對數(shù)也分別記為LBJCPI、LTJCPI等。由于貨幣供應量與價格指數(shù)量綱不同,故為準確揭示貨幣政策對不同省域物價的沖擊作用,在分析貨幣供應量與物價之間的關(guān)系時,本研究對貨幣供應量進行了相應的指數(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)的可得性和時效性,本研究面板數(shù)據(jù)中貨幣供應量、省域固定資產(chǎn)投資總額、CPI時間跨度確定為:2004年1月至2009年12月(1)。采用月度數(shù)據(jù)進行實證研究,有二個原因: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,將能迅速地在實體經(jīng)濟中得到反映,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體經(jīng)濟隨貨幣政策變動的趨勢和程度大小。這樣,采用高頻月度數(shù)據(jù)既可避免年度數(shù)據(jù)對動態(tài)信息的掩蓋,又可以滿足模型估計對樣本量的要求。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)性強度,從而降低實證檢驗結(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個省域(含直轄市、自治區(qū)),以盡可能使各省域經(jīng)濟金融特征得到體現(xiàn),增強研究的科學性。除特別注明的數(shù)據(jù)來源以及波動系數(shù)來自于作者根據(jù)脈沖響應曲線計算外,本文其他數(shù)據(jù)全部來自于各省域統(tǒng)計局網(wǎng)站與中國人民銀行統(tǒng)計季報。2.基于var模型的政府市場沖擊與經(jīng)濟增長的計量模型在計量經(jīng)濟學上確定貨幣政策是否是引起物價與經(jīng)濟增長變量變動的原因,一般用Granger(格蘭杰)因果關(guān)系檢驗。若貨幣政策自變量Xt的滯后值在對物價水平或經(jīng)濟增長變量的現(xiàn)值解釋方程中是顯著的,則可確定貨幣政策自變量Xt是物價水平或經(jīng)濟增長變量的Granger原因。貨幣政策對物價水平與經(jīng)濟增長存在“政策溢出”效應,人們已經(jīng)基本達成共識,即在貨幣短期非中性的前提下,貨幣政策對經(jīng)濟系統(tǒng)施加的外在隨機沖擊或擾動能通過特定的傳導路徑對物價水平與經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響,傳導路徑是否有效對貨幣政策溢出效應存在重要影響。如將每省域看做一個經(jīng)濟系統(tǒng),則傳導路徑的有效性有賴于經(jīng)濟系統(tǒng)的介質(zhì)特征。在統(tǒng)一貨幣政策的隨機沖擊下,如政策同時作用于差異化的不同經(jīng)濟系統(tǒng),則經(jīng)濟系統(tǒng)傳導介質(zhì)差異將引致“政策溢出”效應的差異,進而引起不同經(jīng)濟系統(tǒng)物價水平與經(jīng)濟增長的非同質(zhì)波動。為考察貨幣政策隨機沖擊對變量系統(tǒng)的動態(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)濟計量模型相比,VAR模型及在此基礎(chǔ)上建立的脈沖響應函數(shù),不需要添加任何先驗性約束卻能夠詳細且動態(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水平、經(jīng)濟增長時間序列之間的動態(tài)軌跡時,本文認為,VAR模型更具有其特殊的適用性。基于以上的共識和邏輯判斷,結(jié)合我們要探討的命題,本文設定如下向量自回歸方程,以對前文所提問題進行檢驗:其中:式(3)和式(4)分別是k維內(nèi)生變量(經(jīng)濟增長與物價水平),L(·)表示不同省域變量的自然對數(shù)值,xt=(x1t,x2t,…xdt)′是d維外生變量(貨幣供應量),n是模型滯后階數(shù)。每個省域的滯后結(jié)束由赤池信息準則AIC(AkaikeInfoCriterion)和施瓦茨準則SC(SchwarzCriterion)加以確定,T為觀測樣本量。αt…αn,B及βt…βn,C為要估計的系數(shù)矩陣,εt為服從白噪聲過程擾動變量。上述向量自回歸模型及在此基礎(chǔ)上建立的脈沖響應函數(shù)可以觀察物價水平與經(jīng)濟增長對貨幣政策一個標準差信息沖擊的脈沖響應值,刻畫物價水平與經(jīng)濟增長變量對誤差變化的反應和敏感程度,從而測算我國貨幣政策與省域經(jīng)濟增長、物價穩(wěn)定政策目標間相互作用的動態(tài)過程。四、平穩(wěn)性檢驗結(jié)果由于各樣本的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù),為了提高實證研究的客觀性,需要首先對相應變量進行平穩(wěn)性檢驗。ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果顯示(限于篇幅,結(jié)果未詳細列出),貨幣供應量、各省域固定資產(chǎn)投資額及價格指數(shù)的自然對數(shù)三變量均為非平穩(wěn)時間序列,但對之進行一階差分后,各變量均成為平穩(wěn)時間序列(1)。故后續(xù)實證研究均以相應變量的一階差分值為基礎(chǔ)。1.貨幣存量對其他省域的影響(1)Granger因果關(guān)系檢驗。Granger因果關(guān)系檢驗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物價變量具有單向因果關(guān)系,對兩變量進行Granger因果關(guān)系檢驗。結(jié)果表明(2),貨幣供應量對物價變量的影響存在較大的省域差異。在“貨幣供應量不是物價變化的Granger因果關(guān)系”的原假設檢驗結(jié)果中,廣東省對應的p值最大,概率為0.09,甘肅省對應的p值僅為0.003。這暗示著,相對而言,貨幣供應量對廣東省物價的驅(qū)動效應不明顯,而對甘肅省的物價影響明顯。貨幣政策對兩省域的結(jié)構(gòu)性沖擊相差30倍。總體上看,貨幣供應量對市場發(fā)育較為充分的東部省域影響力相對較小,而對市場發(fā)育相對滯后的中西部省域影響較大。本文認為,其原因可能在于市場發(fā)育較為完善的省域投融資渠道比較豐富,民間資本相對充足,因貨幣政策調(diào)整所引起的貨幣供應量變動相對有限。相反,在市場發(fā)展相對滯后的省域,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)一貨幣政策要實現(xiàn)各省域物價同步穩(wěn)定顯然是不可能的。為考察貨幣供應量對各省域物價水平的動態(tài)影響,本文進一步借助脈沖響應曲線進行分析。(2)脈沖響應曲線。在貨幣供應量與各省域物價穩(wěn)定之間存在因果關(guān)系的前提下,可以進一步利用脈沖響應曲線以刻畫VAR模型中貨幣政策擾動項一個標準差沖擊是如何影響物價這一內(nèi)生變量當前和未來取值的,也即捕捉VAR系統(tǒng)受到貨幣政策沖擊時的沖擊效果。31省域的脈沖響應曲線族顯示,對M2施加一個正向沖擊之后,各省域均存在一個月的政策滯后期且均在第2期達到最大響應值,之后迅速下降,在第3、4期達到最小響應值。幾乎所有省域在第5期反彈至次高點,并在后續(xù)期內(nèi)小幅波動并最終消失(西藏除外)(3)。然而,31省域?qū)2沖擊的響應特征具有共性的同時也存在差異。(1)表1與圖4表明,雖然各省域在第2期的脈沖響應均達到最大,但此時省域差異也最大,波動系數(shù)達到22.50,第5期波動系數(shù)也達到6.03;(2)各期脈沖響應的極值(極大值或極小值)均出現(xiàn)在經(jīng)濟、金融發(fā)展水平欠發(fā)達的中西部地區(qū),這反映出我國貨幣政策對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);貨幣政策對東部經(jīng)濟金融發(fā)達省域的影響則相對較為緩和。這同樣是由于東部省域的金融市場較為發(fā)達、金融機構(gòu)主體相對多樣化及民間資本較為充分等原因?qū)е仑泿殴康淖兓绊懗潭纫黠@弱于其他省域,從而物價水平表現(xiàn)相對穩(wěn)定。2.省域經(jīng)濟增長對貨幣需求量的動態(tài)差異具有相互影響(1)Granger因果關(guān)系檢驗。在“貨幣供應量不是經(jīng)濟增長的Granger因果關(guān)系”的原假設檢驗中,我們得到的結(jié)果表明,對應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個省市,約占25%的比重。而除了內(nèi)蒙古之外,其他所有省域?qū)膒值均大于0.01且小于0.05?？梢?貨幣增長對我國整體經(jīng)濟增長具有決定性的作用。需要指出的是,在貨幣供應量對經(jīng)濟增長的影響關(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。為更細致地描述貨幣供應量對省域經(jīng)濟增長影響的動態(tài)差異同樣可以利用脈沖響應曲線進行分析。(2)脈沖響應曲線。與物價對貨幣供應量的脈沖響應相類似,31省域的脈沖響應曲線族表明,對M2施加一個正向沖擊之后,所有省域經(jīng)濟增長對貨幣供應量的脈沖響應均存在滯后期,其中北京、浙江、重慶、云南四省域為滯后2期,而其他省域為滯后1期的影響。同時除吉林外,所有省域在第3期出現(xiàn)最大響應值。之后所有省域迅速在第4期達到最小響應值并在第6期達到反彈的次高點,之后響應值逐漸小幅波動并最終消失。各省域經(jīng)濟增長對貨幣供應量的脈沖響應除了具有上述共性之外,表2與圖5表明,脈沖響應的差異仍十分明顯。一是貨幣政策對各省域經(jīng)濟增長存在顯著的結(jié)構(gòu)性沖擊。比如第2期波動系數(shù)為96.83。而與表1不同的是,在第10期各省域經(jīng)濟增長對貨幣政策的響應不僅沒有趨同效應,波動系數(shù)反而急劇上升為52.65,這表明經(jīng)濟增長對貨幣政策的響應差異要遠大于物價水平。二是各省域的響應也存在極大差異,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中西部省域經(jīng)濟增長的影響要大于東部省域。五、基礎(chǔ)貨幣供給側(cè)影響的市場機制前面的實證結(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。對此,在前面AD-AS模型分析中,我們只是粗略地認為,這是因為貨幣政策變化(擴張)導致了各區(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機制深究原因。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體經(jīng)濟需要經(jīng)過兩個階段,第一階段是從貨幣政策制定到貨幣政策中介指標(貨幣供應量)的過程,其實現(xiàn)主要是依賴公開市場業(yè)務、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量指標作用于整體實體經(jīng)濟并實現(xiàn)貨幣政策目標的過程。從圖6可以看出,貨幣政策最終目標能否實現(xiàn),關(guān)鍵看第二階段企業(yè)、個人及金融機構(gòu)等對貨幣供應量的變化是否存在正確而統(tǒng)一的反應機制。正確而統(tǒng)一的反應機制受省域經(jīng)濟、金融多重因素的共同影響,各省域企業(yè)、個人與金融機構(gòu)非同質(zhì)性,理論上將使共同的貨幣供應量調(diào)整經(jīng)由三條相異的反應機制作用于各自的實體經(jīng)濟。(1)利率機制。貨幣內(nèi)生理論認為,貨幣供應量沖擊將改變貨幣市場的均衡而產(chǎn)生利率水平的波動,而利率波動將改變資產(chǎn)市場的資金成本,影響收益預期與資產(chǎn)價格,進而引起消費及投資支出的變化,最終影響實體經(jīng)濟的產(chǎn)出與價格。這一利率機制可以表示為:M(貨幣供應量)→R(利率)→P(資產(chǎn)價格)→I(投資)→Y(產(chǎn)出)與P′(物價)隨著我國金融市場改革的逐漸深入,資金流動在全國范圍內(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可以“燙平”彼此間的利率差異。目前,我國利率市場化改革相對滯后,各省域利率水平實際上并不存在明顯差異,同時資金來源渠道單一導致企業(yè)對資金需求的利率彈性不足。因此,利率機制在我國各省域資金配置中的作用并不明顯,即利率機制對我國貨幣政策效率的省域效應影響相對較弱。(2)信貸配給機制?！岸?zhàn)”以來,以及美國在應對當前經(jīng)濟危機的過程中,信貸配給理論普遍認為,美聯(lián)儲對其利率的調(diào)控已無法“燙平”其內(nèi)部經(jīng)濟的波動。以羅莎(Rosa,1951)為代表的主流經(jīng)濟學家認為,即使市場經(jīng)濟主體投資與儲蓄行為的利率彈性不足,貨幣政策仍然可以對放款人實施信貸可得性的影響從而實現(xiàn)信貸資金的特定流向。20世紀80年代以來,由于改革開放的分步驟進行,我國東部比中西部擁有了更有利的政策優(yōu)勢,加上其特定的區(qū)位與經(jīng)濟基礎(chǔ)優(yōu)勢,東部經(jīng)濟高速增長導致東部省域投資收益率較之于中西部具有較大溢價。因而伴隨著全國金融市場一體化進程,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“瓶頸”與“造血”功能缺失,信貸配給現(xiàn)象嚴重(1)。所以各省域利率水平保持一致的條件下,貨幣供應量的調(diào)整通過信貸配給機制的引導,必然使省域間受到的貨幣供應量沖擊產(chǎn)生差異。(3)外匯管理機制。1994年起,我國實施強制結(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按比率同步增加基礎(chǔ)貨幣發(fā)行。因而,基礎(chǔ)貨幣供應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為例,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高于90倍。所以在強制結(jié)售匯制度下,東部省域憑借其發(fā)達的外向型經(jīng)濟獲得了充裕的資金供應保證,而中西部省域的資金供應則要稀缺得多。因此,外匯管理機制導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)性效應的影響在討論貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應時,本文至少在三個方面區(qū)別于已有文獻:(1)不只是進行實證分析,而是更注重梳理適合我國實際的理論基礎(chǔ);(2)實證分析的區(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個省域;(3)不只分析經(jīng)濟增長或物價穩(wěn)定中的一個貨幣政策目標,而是從我國的實踐出發(fā),通過運用區(qū)域AD-AS模型和VAR等計量方法,分析了統(tǒng)一的貨幣政策對我國不同省域經(jīng)濟增長和物價兩個指標的沖擊差異。本文得出了三個主要結(jié)論:一是我國區(qū)域經(jīng)濟、金融發(fā)展的不平衡與二元特征使得貨幣政策傳導介質(zhì)存在非同質(zhì)性,進而導致貨幣政策實施過程中存在明顯的省域異質(zhì)性效應。對物價與經(jīng)濟增長變量的檢驗都表明,在統(tǒng)一貨幣政策的沖擊下,各省域物價穩(wěn)定與經(jīng)濟增長調(diào)節(jié)機制對貨幣政策的反應時間和程度均存在較大差異,因而,當前貨幣政策要在全國各省域同步實現(xiàn)物價穩(wěn)定和經(jīng)濟增長的目標是不可能的。二是貨幣政策傳導機制差異是形成貨幣政策效率省域異質(zhì)性的主要原因。目前利率機制對于貨幣政策效率的省域異質(zhì)性影響有限,但信貸配給機制的作用會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“瓶頸”與“造血”功能缺失;同時,外匯管理機制下的外匯占款對各省域貨幣投放具有重要影響。貨幣政策傳導機制中的信貸配給機制與外匯管理機制是貨幣政策效率省域異質(zhì)性效應形成的最主要原因。三是在我國統(tǒng)一貨幣政策實施過程中,政策效率的省域異質(zhì)性不僅加大了央行實施貨幣政策的難度,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)濟金融的發(fā)展差距,并不利于全國經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。本文的結(jié)論表明:當前,我國統(tǒng)一貨幣政策的實施不僅無法實現(xiàn)各省域物價的同步穩(wěn)定,而且對各省域經(jīng)濟增長的影響時滯也存在差異。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)濟發(fā)展的初期,資源流動等因素會使得區(qū)域間的發(fā)展差距擴大;當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段后,地區(qū)間的聯(lián)系會逐步加強,區(qū)域間的經(jīng)濟差距也將由擴大轉(zhuǎn)為縮小。因而,一方面,區(qū)域異質(zhì)性效應是難以避免的,各項建議和措施的重點不是消除區(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)展差距并不會自動縮小,在“市場失靈”時,政府應進行及時的宏觀干預,制定并實施差異化的區(qū)域性貨幣政策,對失靈的市場進行矯正和補缺,為欠發(fā)達地區(qū)爭取更多的金融資源。在政策制定目標上,經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的貨幣政策目標應側(cè)重于經(jīng)濟增長,經(jīng)濟相對發(fā)達地區(qū)的貨幣政策目標應側(cè)重于物價穩(wěn)定。在策略選擇方面,由于短期內(nèi)各地區(qū)經(jīng)濟發(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來縮小區(qū)域差異。短期內(nèi)貨幣政策制定的重點應主要是差別化的區(qū)域貨幣政策;從中長期來看,應通過相關(guān)制度的改革來增強生產(chǎn)要素在不同區(qū)域之間的流動性,疏通貨幣政策的傳導渠道,改善各地區(qū)金融環(huán)境,從而引導各地區(qū)逐步走向經(jīng)濟與金融的融合。主要措施如下:(1)實施區(qū)域差別化的存款準備金率政策。為了防止宏觀調(diào)控“一刀切”帶來的負面影響,中國人民銀行自2004年4月25日起已經(jīng)對金融機構(gòu)實行差別存款準備金率制度,即將商業(yè)銀行等金融機構(gòu)的存款準備金率與其資本充足率、資產(chǎn)質(zhì)量狀況、信貸規(guī)模擴張程度等指標掛鉤:金融機構(gòu)資本充足率越低、不良貸款比率越高,適用的存款準備金率就越高;反之,金融機構(gòu)資本充足率越高、不良貸款比率越低,適用的存款準備金率就越低。在當前通脹壓力較高的宏觀