曹 碩

(中山大學(xué)嶺南學(xué)院，廣東 廣州 510275)

由美國次貸危機(jī)引發(fā)的國際金融危機(jī)，對我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成了較大影響，特別對廣東省的沖擊更加嚴(yán)重。廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第二產(chǎn)業(yè)為主，其中占主導(dǎo)地位的是出口導(dǎo)向型和勞動密集型產(chǎn)業(yè)，因此在國際金融危機(jī)的強(qiáng)烈沖擊下，外需急劇減少，中小企業(yè)遭遇信貸緊缺，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展面臨極大困難。在這個困難時期，國家的宏觀調(diào)控尤其是貨幣政策，對于緩解企業(yè)壓力、幫助實(shí)體經(jīng)濟(jì)盡快恢復(fù)起著極其重要的作用。但由于我國的貨幣政策從國家層面實(shí)施，因此對特定地區(qū)的有效性還有待考察。

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是研究貨幣政策有效性的核心理論，而且近年來，關(guān)于貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的研究已經(jīng)從國家層面深入到區(qū)域?qū)用?。因?yàn)榻?jīng)濟(jì)體內(nèi)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平懸殊可能很大，各經(jīng)濟(jì)區(qū)域的市場化、貨幣化程度以及金融繁榮程度不同，所以關(guān)注區(qū)域之間的差異是有必要的。

一、貨幣政策的“渠道理論”

國內(nèi)外對貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)，指的是統(tǒng)一貨幣政策作用于不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域會產(chǎn)生的不同政策效果。主流研究是從貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制方面尋找原因，即研究貨幣政策主要通過何種渠道最終對各地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生差異性影響。Mishkin(1995)根據(jù)貨幣與其他資產(chǎn)間的不可替代性，將貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論分為兩大類:一種是傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，包括凱恩斯學(xué)派和貨幣主義學(xué)派，均認(rèn)為貨幣政策的傳導(dǎo)過程是通過“貨幣途徑”完成的，因而被統(tǒng)稱為“貨幣渠道”。貨幣渠道包括利率渠道、資產(chǎn)價格渠道和匯率渠道。另一種理論則被稱為“信貸渠道”，F(xiàn)isher I.(1933)就提出了這個觀點(diǎn)。信貸渠道并非完全獨(dú)立于傳統(tǒng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，而是對傳統(tǒng)理論所強(qiáng)調(diào)的利率效應(yīng)(資金成本效應(yīng))的放大和擴(kuò)展。信貸渠道主要包括銀行貸款渠道(狹義)和資產(chǎn)負(fù)債表渠道(廣義)。

二、變量選取

(一)中介變量指標(biāo)

本文選用銀行間同業(yè)拆借月加權(quán)平均利率RR作為中國貨幣政策傳導(dǎo)的貨幣渠道代理變量，以金融機(jī)構(gòu)各項貸款月末數(shù)CR作為信貸渠道的代理變量。之前的絕大多數(shù)的國內(nèi)研究文獻(xiàn)，都選用貨幣供應(yīng)量作為貨幣渠道的代理變量，主要考慮我國利率尚未市場化;而國外的大多數(shù)文獻(xiàn)選擇利率作為代理變量，是因?yàn)樵谑袌龌那疤嵯拢矢哂写硇?。本文選用銀行間同業(yè)拆借月加權(quán)平均利率，主要考慮兩方面原因:1.我國在1996年實(shí)現(xiàn)了拆借利率完全市場化，利率作為中介指標(biāo)應(yīng)該是有效的。2.廣東地區(qū)的金融市場化程度較高，利用利率作為代理變量同時可以考察地區(qū)市場化程度。

(二)最終目標(biāo)變量指標(biāo)

本文以工業(yè)增加值當(dāng)月數(shù)PD作為檢驗(yàn)貨幣政策有效性的代理變量。之所以選擇工業(yè)增加值而不選擇地區(qū)生產(chǎn)總值，主要是考慮地區(qū)月度數(shù)據(jù)的可得性，同時考慮到廣東省以第二產(chǎn)業(yè)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征，因此選擇這個變量是具有代表性的。

(三)數(shù)據(jù)來源及處理

本文數(shù)據(jù)均取自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)庫遺漏的若干數(shù)據(jù)從中華人民共和國國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站和廣東統(tǒng)計信息網(wǎng)補(bǔ)足。數(shù)據(jù)使用全國和廣東省兩個層面，樣本取2003年1月至2009年12月的月度數(shù)據(jù)，時間跨度為84個月。工業(yè)增加值當(dāng)月數(shù)PD和金融機(jī)構(gòu)人民幣各項貸款余額月末數(shù)CR，以2003年1月定基，分別利用工業(yè)品出廠價格指數(shù)和居民消費(fèi)價格指數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，從而消除價格因素得出實(shí)際值。銀行間同業(yè)拆借月加權(quán)平均利率RR減去同期消費(fèi)者物價指數(shù)月環(huán)比數(shù)據(jù)，得出實(shí)際利率。同時對所有月度數(shù)據(jù)實(shí)際值采用X－11季節(jié)調(diào)整程序，消除季節(jié)因素。貸款余額變量實(shí)際值經(jīng)自然對數(shù)變換后進(jìn)入SVAR系統(tǒng)。

三、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

本文使用具有一般性的增廣迪基—富勒(ADF)檢驗(yàn)法:檢驗(yàn)使用SC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)。根據(jù)時間序列經(jīng)濟(jì)意義在對原始的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時選擇了截距項和時間趨勢項，經(jīng)檢驗(yàn)，實(shí)際利率明顯拒絕含有單位根的假設(shè)，是平穩(wěn)的;全國層面工業(yè)增加值有可能是含有時間趨勢平穩(wěn);其他原始數(shù)據(jù)都不能拒絕原假設(shè)，證明是非平穩(wěn)的。

將全國層面和廣東省層面的工業(yè)增加值與貸款余額進(jìn)行差分之后再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)都是平穩(wěn)的。本文對非平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行了合適的協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)不存在協(xié)整關(guān)系，因此對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行差分后進(jìn)入模型是合適的，不會存在模型設(shè)定偏誤。

(二)SVAR模型設(shè)定

Sims(1980)針對大型宏觀經(jīng)濟(jì)變量模型存在的不足，首次運(yùn)用VAR方法探討貨幣政策的效果;VAR模型常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而揭示各種經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。

但是，無約束的VAR單純分析數(shù)據(jù)之間的動態(tài)統(tǒng)計關(guān)系，并不說明變量之間的理論關(guān)系，因此被傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)家批評為“乏理論的”，Cooley and Leroy(1985)對VAR模型進(jìn)行了修正，提出了結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，即SVAR模型。

SVAR模型可以解決VAR模型中存在的沒有給出變量間當(dāng)期關(guān)系的問題。SVAR可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，對參數(shù)空間施加約束條件，從而對參數(shù)進(jìn)行識別，能有效地消除模型中的干擾。

無約束VAR模型的一般數(shù)學(xué)表達(dá)式(簡化式)是:

用矩陣形式表示即是:

由于我們設(shè)定的VAR系統(tǒng)只有三個變量，因此實(shí)際設(shè)定VAR模型應(yīng)該是:

⑥式根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，參考呂素香和汪增群(2009)的短期約束，設(shè)定了三個識別條件:1.工業(yè)增加值對當(dāng)期的貸款余額和利率有響應(yīng)。2.貸款余額對當(dāng)期的工業(yè)增加值和利率無響應(yīng)。3.利率對當(dāng)期的工業(yè)增加值和貸款余額無響應(yīng)。

事實(shí)上，此SVAR模型考慮了當(dāng)期的貸款余額和利率對工業(yè)增加值的影響關(guān)系，這與本文之前闡述經(jīng)濟(jì)理論模型時，認(rèn)為貨幣政策通過不同渠道影響產(chǎn)值的假設(shè)是相符的?；谖覀兊募僭O(shè)，主要考慮工業(yè)增加值對貸款余額和利率的響應(yīng)情況，從而對貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的傳導(dǎo)情況進(jìn)行分析判斷。接下來，根據(jù)SVAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解，對比全國數(shù)據(jù)和廣東省數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果來進(jìn)行研究分析。

(三)全國數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

將△PD1、△Log(CR1)和RR三個變量構(gòu)成VAR系統(tǒng)，綜合AIC和SC準(zhǔn)則進(jìn)行判斷，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為4階(即①②③④⑤式中P=4)。對AR特征多項式根進(jìn)行檢驗(yàn)，顯示模型是穩(wěn)定的。

然后，進(jìn)行結(jié)構(gòu)式脈沖響應(yīng)檢驗(yàn):分別給△Log(CR1)和RR施加一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，觀察△PD1的響應(yīng)情況?！鱌D1受到△Log(CR1)的沖擊后，在第一期就達(dá)到正響應(yīng)，之后響應(yīng)逐漸減弱，趨近于零;而且，在第1期就達(dá)到峰值50.63205。雖然響應(yīng)沒有一直維持正向，出現(xiàn)了波動的情況，但負(fù)向響應(yīng)值相對不大，總體的趨勢還是維持在正向的響應(yīng)上，即貸款余額的增加對工業(yè)增加值有正向的影響?！鱌D1受到RR的沖擊也是明顯的，在第4期達(dá)到負(fù)響應(yīng)的峰值－41.27529。與貸款余額的沖擊情況相似，利率的沖擊也出現(xiàn)了波動性，但總體來說還是保持一個負(fù)向的沖擊，即利率的增加會導(dǎo)致工業(yè)增加值的減少。

觀察累積響應(yīng)情況，結(jié)論更加明顯。工業(yè)增加值對于貸款余額的累積響應(yīng)，在第8期以前波動性較大，但保有一個總體上升的正向趨勢;在第12期累積響應(yīng)逐漸穩(wěn)定下來。而工業(yè)增加值對利率的累積響應(yīng)是負(fù)向的，在第4期以前存在較大波動的情況，在第9期達(dá)到一個比較穩(wěn)定的狀態(tài);與貸款余額的沖擊有所不同的是，利率的累積沖擊在穩(wěn)定之后，逐漸減弱的趨勢更加明顯，說明以利率為中介目標(biāo)的貨幣政策存在中性的效果，即對沖擊的累積響應(yīng)在長期效用可能會逐漸削弱。

綜合來看，全國層面上，信貸渠道和利率渠道兩者同時起明顯的作用，對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出總量上的影響程度相當(dāng)。可以發(fā)現(xiàn)信貸渠道的傳導(dǎo)速度較快，1個月就能達(dá)到最大沖擊效果，而貨幣渠道則需要4個月。短期內(nèi)，貨幣渠道對產(chǎn)出的影響較穩(wěn)定，波動性較小，但長期存在一定程度的中性效應(yīng)。

(四)廣東省數(shù)據(jù)

將△PD2、△Log(CR2)和RR三個變量構(gòu)成VAR系統(tǒng)，綜合AIC和SC準(zhǔn)則進(jìn)行考慮，選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為2階(即①②③④⑤式中P=2)。對AR特征多項式根進(jìn)行檢驗(yàn)，顯示模型是穩(wěn)定的。

根據(jù)結(jié)構(gòu)式脈沖響應(yīng)情況，廣東省工業(yè)增加值對貸款余額沖擊的響應(yīng)，在第3期達(dá)到峰值5.617350，總體維持正向的響應(yīng)，但響應(yīng)程度慢慢減弱;工業(yè)增加值對利率沖擊的響應(yīng)在第2期達(dá)到峰值－7.527895，響應(yīng)的趨勢總體保持負(fù)向。再觀察累積響應(yīng)，廣東省工業(yè)增加值對貸款余額的沖擊累積響應(yīng)在前6期增長速度較快，同時波動性也較強(qiáng)，從第3期開始從負(fù)向轉(zhuǎn)向正向;在第6期之后，保持一個穩(wěn)定的狀態(tài)，呈現(xiàn)加速度逐漸變小的上升趨勢。工業(yè)增加值對利率的累積響應(yīng)，一開始是正向，但迅速下降，在第2期就轉(zhuǎn)為負(fù)向，并且負(fù)向響應(yīng)不斷擴(kuò)大，在第8期達(dá)到穩(wěn)定的狀態(tài)。

由上可知，貸款余額和利率對廣東省工業(yè)增加值的沖擊影響程度都是顯著的，傳導(dǎo)穩(wěn)定性也無明顯差別;可是相對來說，利率短期的沖擊程度明顯更大，并且傳導(dǎo)速度也較快。貨幣政策通過貨幣渠道，以利率為中介目標(biāo)，大概需要2個月來達(dá)到最大效果;通過信貸渠道進(jìn)行作用，則需要1個季度。

(五)SVAR模型對比分析

針對個別層面的情況進(jìn)行分析之后，我們可以對比全國層面和廣東省層面，進(jìn)行一個綜合的比較分析。將全國數(shù)據(jù)與廣東省數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)性脈沖響應(yīng)與累積響應(yīng)分別進(jìn)行對比，可以得到相似的結(jié)論:在全國層面上，信貸渠道和貨幣渠道發(fā)揮的作用相當(dāng)，但信貸渠道作用快，貢獻(xiàn)度也占有一定優(yōu)勢;在廣東省層面，結(jié)論卻是相反的，貨幣渠道比信貸渠道作用更快且貢獻(xiàn)更明顯，貨幣渠道占有主導(dǎo)地位。另外有一點(diǎn)需要注意，無論是哪個層面，貨幣渠道通過利率作為中介目標(biāo)，對產(chǎn)出的影響更具有穩(wěn)定性。對比起全國層面，貨幣政策在廣東省層面?zhèn)鲗?dǎo)更順暢，波動性較大的時期比較短，總體來說都是比較穩(wěn)定的。

(六)實(shí)證分析小結(jié)

為了分析信貸渠道和貨幣渠道在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用及效果，我們首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，選用穩(wěn)定的數(shù)據(jù)序列，進(jìn)入SVAR模型。然后，分別對中國和廣東省兩層面進(jìn)行分析、對比和研究，主要得出以下幾點(diǎn)結(jié)論:

1.全國層面上，從對產(chǎn)出的影響的顯著性來說，兩者都發(fā)揮了比較明顯的作用，但信貸渠道比貨幣渠道略有優(yōu)勢。從對產(chǎn)出影響的穩(wěn)定性來說，信貸渠道影響較不穩(wěn)定;以利率為中介目標(biāo)的利率渠道能夠較穩(wěn)定地發(fā)揮其作用，但注意其可能存在一個中性的效果，即對產(chǎn)出的長期影響可能逐漸消失。

2.廣東省層面上，從對產(chǎn)出影響的顯著性來說，貨幣渠道明顯比信貸渠道更顯著，其貢獻(xiàn)度更大。從對產(chǎn)出影響的穩(wěn)定性來說，兩者都比較穩(wěn)定;相對于全國層面，信貸渠道在廣東省的傳導(dǎo)相對會更穩(wěn)定，而利率渠道也不會存在中性效應(yīng)，這可能是由于廣東地區(qū)金融市場更發(fā)達(dá)，利率制度改革更為完善。

3.貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的時滯效應(yīng)表現(xiàn)明顯。兩個層面都存在有一定程度的時滯效應(yīng)，總的來說，不論哪個渠道，在廣東地區(qū)發(fā)揮作用的速度都比全國層面要快。另一點(diǎn)值得注意的是，全國層面上信貸渠道傳導(dǎo)速度較快，而廣東省層面則是貨幣渠道傳導(dǎo)速度較快。實(shí)證分析結(jié)果表明，在廣東省，以利率為中介目標(biāo)的利率渠道，需要2個月來發(fā)揮最大作用，而信貸渠道則需要一個季度;而全國層面，大概需要4個月。

四、結(jié)論

根據(jù)以上數(shù)據(jù)分析，可以發(fā)現(xiàn)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的區(qū)域效應(yīng)是存在的，兩個層面分別由不同的渠道占有優(yōu)勢，這是造成區(qū)域效應(yīng)的重要原因。由于這兩個渠道的作用機(jī)制不同，因此貨幣政策在傳導(dǎo)過程中，對產(chǎn)出的影響會有很大差異。

在廣東地區(qū)，利率渠道發(fā)揮比較重要的作用，并且傳導(dǎo)時滯較小，是由其比較發(fā)達(dá)的金融市場和產(chǎn)業(yè)特征所決定的。在比較發(fā)達(dá)的金融市場中，利率作為資金的價格，更能反映資金的供需狀況;特別在利率市場化的前提下，利率更適合作為貨幣政策的中介變量。另一方面，廣東出口導(dǎo)向型企業(yè)較多，以二三產(chǎn)業(yè)為主，而其中輕工業(yè)占有主導(dǎo)地位，存貨周期短，資金流動性大。

對貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的肯定，引起關(guān)于貨幣政策區(qū)域?qū)嵤┎町惢乃伎?。相對區(qū)域生產(chǎn)力水平和區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異，區(qū)域金融結(jié)構(gòu)差異更加復(fù)雜，如何能根據(jù)其差異性實(shí)施合適的貨幣政策，值得進(jìn)行更深一步的研究。本文分析的結(jié)果肯定了我國利率制度的改革是卓有成效的。盡管全國層面上利率市場化程度還不高，但在金融市場相對發(fā)達(dá)的地區(qū)，利率市場化還是比較顯著的，利用利率分析是有效的。我們應(yīng)該實(shí)事求是，實(shí)施差別化的貨幣政策，不斷深化金融體制改革，為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供更強(qiáng)勁的動力。

[1]Frederic S Mishkin.Symposium on the Monetary Transmission Mechanism[J].The Journal of Economic Perspectives，1995(9):3 －11.

[2]Fisher，Irving.The Debt－deflation Theory of Great Depression[J].Econometrica，1933(1):337 －357.

[3]易綱.中國改革開放三十年的利率市場化進(jìn)程[J].金融研究，2009(1).

[4]陸軍，李宇嘉.我國金融制度變遷中地方政府職能的演變路徑[R].廣東經(jīng)濟(jì)學(xué)會.

[5]廣東省統(tǒng)計局.廣東產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀、特點(diǎn)及調(diào)整優(yōu)化研究[R].2007.

[6]Dickey，D.A.and Fuller，W.A.Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root[J].Econometrica，1981(49):1057 －1072.

[7]Sims，C.A.Macroeconomics and Reality[J].Econometrica，1980(48).

[8]Cooley，T.and S.Leroy.Atheoretical Macroecomometrics:A Critique[J].Journal of Monetary Economics，1985(16)，Nov.