轨时期中国货币政策效力区域非对称性实证研究报告

1、-. z转轨时期中国货币政策效力区域非对称性实证研究基于VAR模型的经历分析上2007-2-1摘 要：虽然货币政策效力时空非对称性研究并非是一个新问题，然而，现有的研究一则多以兴旺国家为研究对象，二则就货币政策效力空间差异性的研究而言，现有的研究，主要围绕着欧元区统一货币政策有效性的国别差异而展开。单一主权国家部是否会存在大国条件下的货币政策空间效力差异?开展中的大国货币政策是否存在效力非对称性?现有的研究文献对此鲜有涉及。本文基于转轨时期中国区域经济与金融开展水平的显著差异性，对转轨时期“中国货币政策效力存在区域(空间)非对称性这一命题进展了经历证明。关键词：货币政策效力，区域非对称性，协整

2、关系检验，格兰杰因果关系检验一、问题的提出自最优货币区理论产生以来，出于对欧洲货币一体化的热衷，经济学家们多侧重于将该理论用于评价特定围的假设干个国家是否适合组成最优货币区，而在很大程度上忽略了对组成最优货币区的根本单位单一国家部经济同质性的检验。20世纪90年代，著名经济学家克鲁格曼(Paul Krugman，1992)以美国新英格兰地区为例对美国是否就是一个最优货币区这一问题所进展的分析，提醒人们注意到了单一国家最优货币区的问题。勿用置疑，美国生产要素的流动性、经济对外开放程度及经济金融一体化程度在世界各国中均属名列前茅。然而即便在这样的条件下，克鲁格曼尚有此说，不由得让人联想到同样幅员辽

3、阔的中国。中国作为一个开展中的大国，其全国统一的货币政策效力是否也存在着空间上的非对称性(区域差异性)?地区经济开展水平不一是大国经济开展过程中普遍存在的问题，这也是当前中国经济开展的一个根本领实。这为中国许多经济与金融问题的研究设定了一个无法回避的前提。货币政策作为一个总量调控政策，其在全国围的统一性是必然的，问题在于，在中国区域经济与金融开展水平存在显著差异的条件下，统一货币政策经由各区域金融机构与金融市场最终传导到企业及个人的效果可能是有差异的，即统一货币政策的效力可能存在着显著的区域差异空间上的非对称性。如果存在，则货币政策效力的这种局部差异将通过局部对总体的牵制作用，最终反作用于总体

4、货币政策，使统一货币政策的总绩效受到削弱。按照这样的逻辑，本文试图运用国际通行的分析工具对“中国货币政策效力存在区域(空间)非对称性这一命题进展经历证明。二、指标选择、样本数据与数据分类说明(一)指标选择与数据来源货币政策的效力是指货币政策的实施能否对经济运行产生预期的影响，即货币供给总量和构造及其变动对宏观经济总量调控的影响及其程度大小。据此，本文对中国货币政策效力区域差异的实证分析，首先选择了中央银行广义货币供给量M2为自变量，实际国生产总值 GDP为因变量。同时，考虑到目前银行信贷供给仍是中央银行货币供给的主要渠道，而中央银行对银行信贷的调控仍是货币政策调控的主要方式，本文还选择了银行信

5、贷量作为自变量，进一步分析了银行信贷与实际产出水平和物价水平之间相关关系的区域差异性。银行信贷量是指全部金融机构各项贷款余额，样本数据来源于?中国金融年鉴?19942003年各期。由于缺乏全国分省区的货币供给量统计数据，本文在数据处理中将各省区各年现金投放或回笼量加总全部金融机构各项存款，所得结果用以代替广义货币供给量M2，样本数据来源于?中国金融年鉴?19942003年各期。实际国生产总值GDP的数据来源于?中国统计年鉴?19942003年各期。(二)数据分类方法与分类结果在进展数据区域分类与处理的过程中，本文感到目前主要的区域分类标准(即：东部地区由、*、和11个沿海省市组成，中部地区由、

6、和9个省、自治区组成，西部地区则由、*、和*11个省、自治区组成。)所存在的一个突出问题是，同一区域的数据规模存在明显的差距，为了防止数据分类不当而导致分析结果偏差，本文采用了聚类分析法，对全国各省区的数据进展了重新分类。具体分类过程如下。第一步：以各地区19932002年的人均GDP、人均M2及人均信贷余额D作为聚类变量，采用简单聚类法，将全国各省区的数据聚为三类，结果如表1所示。这个结果把全国剩余的26个地区都归为类，显然缺乏分辨度，因此需要做进一步的改良。第二步：把剩余的26个地区再作聚类，分为3类，得到结果如表2所示。在分析过程中我们观察到、的人均GDP、人均M2及人均信贷余额D相对而

7、言更接近于、*、的水平，因此把这七个地区归为东部，至此，本文的最终区域分类结果如表3所示。三、计量模型和检验结果分析(一)变量的稳定性检验1、检验方法说明在具体运用协整检验等计量检验方法分析变量之间的均衡关系前，应当首先对被分析序列变量是否为I(1)，即是否具有单位根(Unit Root)。常用的单位根检验模型是Augmented DickyFuller，即ADF检验。其模型为：式(1)中et为白噪声，为差分算子。假设H0：0，承受H。意味着序列y1含有单位根，非平稳。式(1)中滞后项k的最大值为12(T100)1/4)，其中*表示*的最大整数局部，T为观测值的个数。2、变量名及数据处理本文以

8、下实证分析中包含的变量名有：东部地区的广义货币供给量em2，信贷量ed，国生产总值egdp，物价指数ecpi；中部地区的广义货币供给量mm2，信贷量md，国生产总值 mgdp，物价指数mcpi；西部地区的广义货币供给量wm2，信贷量wd，国生产总值wgdp，物价指数wcpi。本文ADF检验的样本空间是19932002年10年间的观测数据。依据式(1)中滞后项k的取值要求：k应充分大，以消除et的自相关；同时k应尽量小，以保持更大的自由度。鉴于本文样本空间较小，取k1。同时，为了消除数据间的异方差的影响，对有关数据进展了对数变换。3、检验结果由表4可知，虽然并非全部变量均为一阶单整时间序列，但是

9、由于所有的被解释变量的阶数均不高于解释变量的阶数，因此，所有时间序列均到达了进展协整检验的要求，可以运用协整检验方法检验变量之间的长期稳定关系。(二)协整关系检验协整检验方法是20世纪80年代末到90年代以来经济计量学建模理论的一个重大突破。这一方法有助于分析变量之间的长期均衡关系。其根本思想是，如果两个或两个以上的时间序列变量是非平稳的，但它们的*种线性组合却表现出乎稳性，则这些变量之间存在长期稳定相关关系，即对于经济变量*t，Yt和Zt，如果都是I(1)，其协整性就是说它们的*一线性组合构成一个平稳序列。即满足以下两个条件：(1)*t、Yt和Zt是I(1)序列；(2)存在两个不全为零的常数

10、c、d，使得ut*t-cyt-dztI(0)，则变量*t、yt和zt存在协整关系。在检验变量间协整关系时，通常采用英格尔格兰杰两步法：第一步用*一变量对其余各变量作普通最小二乘法线性回归并得到残差序列；第二步对残差序列进展平稳性检验，假设残差序列平稳，则变量间存在协整关系，否则不存在协整关系。然而，在样本空间较小的情况下， EG两步法中的估计量是有偏的，为了克制小样本条件下的EG两步法的缺乏，菲利普斯-罗利坦(PhillipsLoretan 1991)建议用动态分布滞后模型估计长期均衡关系。考虑到本文样本有限的实际情况，本文协整参数估计采用了菲利普斯罗利坦方法.它的根本方法如下。假设两个I(1

11、)变量yt和*t具有如下关系：yt*tut其中utI(0)，则长期均衡关系是：yt=*t菲利普斯-罗利坦用如下动态模型估计长期关系： 假设上式中的动态性缺乏，即vt具有自相关性，可进一步增加yt和*t的滞后项，同时相应增加Ut的滞后期。对上式的vt做AEG统计量检验，判断两个变量间的协整关系。依据这一检验方法，本文得出以下检验结果。以上协整关系检验结果说明，东、中、西三个区域的AEG值均在不同的置信水平下通过了检验，因此，东、中、西三个区域的经济增长与货币供给量和信贷量之间均存在长期稳定相关关系。师大学金融财政学院 丁文丽 来源：?经济科学?2006年第6期责任编辑：惠杰转轨时期中国货币政策效

12、力区域非对称性实证研究基于VAR模型的经历分析下2007-2-1(三)格兰杰因果关系检验以上协整检验证明了各区域经济增长与货币供给量和信贷量之间均存在长期稳定相关关系，为了进一步检验这种相关关系的相对差异性，提醒货币政策效力的区域非对称性，本文利用基于向量自回归(VAR)模型的格兰杰因果关系检验法进展检验。检验结果如下所示。从表6、表7及表8的检验结果知道，三个区域货币供给量、信贷量与经济增长之间显著性描述统计量的绝对值均大于检验临界值2.23，因此，三个区域的货币供给量、信贷量与经济增长之间均存在双向的因果关系。即1993年以来各区域货币供给量与信贷量的投放均对本区域的经济增长产生了推动作用

13、，货币政策在各区域均产生了一定的效果。但是这种效果大小显然是有区域差异的，这一点可以从格兰杰检验中的系数大小得到说明。从广义货币供给量M2与经济增长指标GDP之间的因果关系检验系数来看，西、中、东部地区系数的绝对值依次为：0.520071、0.368060、0.268070，这说明中央银行货币供给对经济增长的推动作用由西向东依次递减。同时，从国信贷量与经济增长之间的因果关系检验系数来看，信贷量D与经济增长指标GDP之间的因果关系检验系数的绝对值由西向东依次为：0.683021、0.509580、0.268879。仍然呈现出由西向东依次递减的态势。对于以上检验结果，本文做如下解释。第一，货币供给

14、量与经济增长相关程度由西向东依次递减是货币政策信贷渠道传导效果由西向东依次递减的必然结果。勿用置疑，虽然中国金融市场化程度在不断的加深，但是，从中央银行货币政策传导渠道来看，目前银行信贷仍然是货币政策传导的主渠道。这一现状决定了中央银行货币政策传导的效果很大程度上受到银行信贷供给状况的影响。从这一角度来说，信贷量对经济增长的影响与货币供给对经济增长的影响是高度一致的。第二，各地区信贷量及货币供给量对经济增长影响程度上的差异根源于不同地区金融市场化改革程度的不一。对此，本文从以下三个方面进展说明。首先，中西部地区信贷增长与经济增长相关系更为显著与这些地区更高程度的金融抑制直接相关。金融抑制的一个

15、主要表现是国有金融的高度垄断性。与东部兴旺地区相比，中西部欠兴旺地区不仅在金融总量上落后，而且从金融资产构造与金融相关比率构造上来看，这些地区经济成长高度依赖于国有银行资产规模的扩，融资构造相对单一。这一点可以从金融相关比率的构造差异上得到说明。依据本人的实证分析，国有金融相关比率最高的是西部地区，为1.60，而金融市场化程度最高的是东部地区，为1.12，西部地区金融市场化程度仅为东部地区的50%。在目前银行信贷供给仍然是中央银行货币政策实施主渠道的情况下，不同地区对国有金融依赖程度的差异必然造成不同地区对同一货币政策调控措施反响程度上存在较大差异。由于东部地区资本市场与货币市场比中西部兴旺得

16、多，因而企业融资渠道较多。而中西部地区市场金融欠兴旺，金融供给单一，以国有商业银行为主，企业资金来源主要依靠国有银行贷款。这一差异导致当中央银行实施紧缩货币政策，因而收缩信贷供给量时，中西部地区经济要比东部地区经济收缩得多；而当中央银行实施扩货币政策时，由于中西部地区投资回报率低，企业投资扩慢，因而经济启动要比东部地区慢得多，产生的结果有可能是东部地区经济已过热，而中西部地区经济却处在复增长阶段。显然同一货币政策调控措施在不同地区的政策效果有可能相差较大。其次，东部地区银行信贷与货币供给对经济增长影响程度相对更低，是这些地区金融深化的必然结果。如前所述，中国渐进式经济与金融制度变迁路径的选择，

17、决定了全国非均衡开展战略的实施，东部沿海地区作为市场经济与金融改革的“先进入者，获得了金融深化的优先权。其结果不仅使东部地区金融市场的开展水平远远超过中西部地区，而且也使这些地区在民间金融机构与中小金融机构创新及利用外资等方面大大领先于中西部地区。金融市场化改革的种种好处使得东部地区不再单纯依赖于银行信贷扩来实现经济增长，市场金融对经济增长的拉动效应显著强于中西部地区。对此我们可以从以下的检验结果中得到说明。表9、表10及表11的检验结果说明，金融市场筹资与经济增长的因果关系系数绝对值由东向西依次为：2.488889、1.513920、1.023232，金融市场开展对区域经济增长的影响程度由东

18、向西依次递减。同理，利用外资额与经济增长的因果关系系数绝对值由东向西依次为：0.517938、0.301308、0.075958，引进外资对区域经济增长的影响程度也是由东向西依次递减。显然，由于东部地区金融市场化程度及经济与金融对外开放程度显著强于中西部地区，因而东部地区的企业融资渠道比中西部地区畅通，当中央银行通过紧缩银行信贷而实施紧缩性货币政策时，东部地区资金供给量减少的程度要比中西部地区轻，由此导致以调控信贷供给为主要方式的中央银行货币政策调控在不同区域产生了非对称的效果。最后，各地区信贷量及货币供给量对经济增长影响程度上的差异，还反映了不同地区企业对货币政策反响灵敏程度上的差异。如前所

19、述，在货币政策调控日渐间接化的条件下，中央银行货币政策的效果最终取决于微观经济主体(主要是企业)对货币政策的反响灵敏程度。改革开放20多年来，我国东部沿海地区的非国有经济成为其经济开展的主要动力，这些经济实体资本金比例较高，适应市场的能力与自我开展的能力均较强，特别是近10年来，随着股份制经济的迅猛开展，这些企业对银行信贷资金的依附程度相对降低，中央银行货币政策的变化对其生产经营活动影响不明显。与此相反，中西部地区的经济增长主要依靠效益较低、对银行信贷资金依赖程度较高的国有企业的开展，显然，欠兴旺地区企业对银行信贷更高程度的依赖，使得以紧缩银根为主要措施的货币政策调控必然对这些地区经济的开展造成更加显著的约束效应。四、结论与政策建议基于菲利普斯-罗利坦的动态分布滞后模型，本文运用协整关系检验和格兰杰因果关系检验等两种计量经济