前言：本站為你精心整理了貨幣政策區(qū)域效應(yīng)彈性分析范文，希望能為你的創(chuàng)作提供參考價值，我們的客服老師可以幫助你提供個性化的參考范文，歡迎咨詢。

編者按：本文主要從文獻綜述；理論框架和變量選擇；實證檢驗；政策建議，對貨幣政策區(qū)域效應(yīng)彈性分析進行講述。其中，主要包括：貨幣政策區(qū)域效應(yīng)主要研究貨幣政策效應(yīng)的空間非對稱性，即貨幣政策沖擊在異質(zhì)性國家或地區(qū)的傳導(dǎo)及對真實經(jīng)濟活動的影響，屬于最優(yōu)貨幣區(qū)理論(TheoryofOptimalCur－rencyArea)的研究范疇、貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)差異與貨幣政策傳導(dǎo)機制的地區(qū)差別密切相關(guān)、各地區(qū)信貸規(guī)模指數(shù)與對應(yīng)的固定資產(chǎn)投資指數(shù)的格蘭杰因果關(guān)系比較顯著，分別以99.9％、64.5％和87.3％的概率拒絕了各地區(qū)信貸規(guī)模不是對應(yīng)的固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因的命題假設(shè)，說明各地區(qū)信貸規(guī)模與其固定資產(chǎn)投資之間存在格蘭杰因果關(guān)系，各地區(qū)信貸規(guī)模是對應(yīng)的固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因，具體材料請詳見：

[摘要]本文采用1990-2006年的樣本數(shù)據(jù)，通過對我國東、中、西部地區(qū)對貨幣政策響應(yīng)的實證研究，表明我國貨幣政策存在明顯的區(qū)域效應(yīng)。因此，中國人民銀行在實施貨幣政策時應(yīng)考慮這一因素，在統(tǒng)一的貨幣政策目標(biāo)前提下，采取可行措施縮小貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的差異，從而使各區(qū)域間的經(jīng)濟均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。

[關(guān)鍵詞]貨幣政策；貨幣政策區(qū)域效應(yīng)；彈性分析

一、文獻綜述

貨幣政策區(qū)域效應(yīng)主要研究貨幣政策效應(yīng)的空間非對稱性，即貨幣政策沖擊在異質(zhì)性國家或地區(qū)的傳導(dǎo)及對真實經(jīng)濟活動的影響，屬于最優(yōu)貨幣區(qū)理論(TheoryofOptimalCur－rencyArea)的研究范疇。最早研究貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的學(xué)者是Scott(1955)，雖其研究的本意不在此，但他的研究引申出了一個全新的領(lǐng)域：貨幣政策區(qū)域效應(yīng)。蒙代爾(1961)首次提出最優(yōu)貨幣區(qū)理論，這一理論為本世紀(jì)初歐洲貨幣聯(lián)盟的成立提供了理論支持。此后，以“最優(yōu)貨幣區(qū)”理論為框架來研究貨幣政策區(qū)域效應(yīng)成為主要研究方法。這些研究主要集中在歐元區(qū)和美國。如Taylor、Dornbusch等探討了單一貨幣政策在歐盟各成員國內(nèi)執(zhí)行效果上的差異，Gerald和DeFina則對美國48個州的數(shù)據(jù)進行分析，表明美聯(lián)儲的貨幣政策會產(chǎn)生區(qū)域效應(yīng)。

國內(nèi)對這一問題的研究始于上世紀(jì)90年代。駱玉鼎等從蒙代爾的“最優(yōu)貨幣區(qū)”理論出發(fā)，根據(jù)“最優(yōu)貨幣區(qū)”標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)定當(dāng)前的中國不是優(yōu)貨幣區(qū)，因此，貨幣政策應(yīng)適當(dāng)區(qū)域化。還有一些學(xué)者，或從區(qū)域間經(jīng)濟差異性出發(fā)，如耿同勁采用經(jīng)濟計量學(xué)方法，如宋旺和鐘正生等，證明了統(tǒng)一的貨幣政策效果確實存在區(qū)域性差異，貨幣政策有實行區(qū)域化的必要。而孫天琦則認(rèn)為貨幣政策不可輕言區(qū)域化，但是部分內(nèi)容可以探索差別化。

二、理論框架和變量選擇

貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)差異與貨幣政策傳導(dǎo)機制的地區(qū)差別密切相關(guān)。貨幣經(jīng)濟學(xué)理論認(rèn)為產(chǎn)生貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的三大渠道分別是利率、信貸和匯率。由于目前我國利率非完全市場化，匯率改革時間不長。因此，本文僅研究信貸渠道對貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的影響。信貸渠道可以分為資產(chǎn)負(fù)債表渠道和銀行貸款渠道。資產(chǎn)負(fù)債表渠道的傳導(dǎo)過程可表述為：貨幣政策工具(貨幣供給量)↑(↓)→利率↓(↑)→企業(yè)凈現(xiàn)金流和資產(chǎn)價格↑(↓)→企業(yè)凈價值↑(↓)→銀行貸款數(shù)量↑(↓)→投資↑(↓)→產(chǎn)出↑(↓)。銀行貸款渠道的傳導(dǎo)過程可表述為：貨幣政策工具(貨幣供給量)↑(↓)→(金融機構(gòu)的可貸款數(shù)量↑（↓)→信貸規(guī)?！?↓)→投資↑(↓)→產(chǎn)出↑(↓)。從上述分析可以看出，資產(chǎn)負(fù)債表渠道的關(guān)鍵在于貨幣政策的變動影響了市場利率，從而影響企業(yè)的財務(wù)狀況，因此，該渠道起作用類似于利率渠道，基于與前文同樣的理由，本文將不予探討。

根據(jù)銀行貸款渠道的傳導(dǎo)路線，本文選取的變量是：狹義貨幣供應(yīng)量M1、信貸規(guī)模L、固定資產(chǎn)投資I和產(chǎn)出Y(即國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，選取1990－2006年各省市相應(yīng)變量的年度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)均來自《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》和中國人民銀行網(wǎng)站。

構(gòu)建面板數(shù)據(jù)(PanelData)模型如下：

lnY1=αit+βit*lnXt+μit式中，X為自變量，Y為因變量，ln表示對變量取對數(shù)，i=1，2，3…，t表時間，α表示各區(qū)域截距項，B表示Y對X能敏感系數(shù)，μ為隨機擾動項。于是，根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型，構(gòu)建如下四個模型：

三、實證檢驗

下面我們就分別對這四個模型進行實證檢驗。

(1)ADF單位根檢驗

利用Eviews5.O對我國1990－2006年實際數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗，測算得到表2的結(jié)果。從表中可以看出，狹義貨幣供應(yīng)量M1、東、中、西部的信貸規(guī)模L、固定資產(chǎn)投資I和產(chǎn)出Y在一階差分后都達到了平衡。

(2)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

運用Eviews5.0對經(jīng)過單位根檢驗的各相關(guān)變量序列進行格蘭杰因果檢驗，得到表3的檢驗結(jié)果。

測算結(jié)果表明：①狹義貨幣供應(yīng)量指數(shù)與東中西部地區(qū)信貸規(guī)模指數(shù)的格蘭杰因果關(guān)系比較顯著，分別以61.6％、82.5％和95.7％的概率拒絕了狹義貨幣供應(yīng)量不是各地區(qū)信貸規(guī)模的格蘭杰原因的命題假設(shè)，說明狹義貨幣供應(yīng)量與各地區(qū)信貸規(guī)模之間存在格蘭杰因果關(guān)系，狹義貨幣供應(yīng)量是各地區(qū)信貸規(guī)模的格蘭杰原因。

②各地區(qū)信貸規(guī)模指數(shù)與對應(yīng)的固定資產(chǎn)投資指數(shù)的格蘭杰因果關(guān)系比較顯著，分別以99.9％、64.5％和87.3％的概率拒絕了各地區(qū)信貸規(guī)模不是對應(yīng)的固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因的命題假設(shè)，說明各地區(qū)信貸規(guī)模與其固定資產(chǎn)投資之間存在格蘭杰因果關(guān)系，各地區(qū)信貸規(guī)模是對應(yīng)的固定資產(chǎn)投資的格蘭杰原因。

③各地區(qū)固定資產(chǎn)投資指數(shù)與對應(yīng)的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)的格蘭杰因果關(guān)系比較顯著，分別以99.9％、96.0％和99.9％的概率拒絕了各地區(qū)固定資產(chǎn)投資不是對應(yīng)地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因的命題假設(shè)，說明各地區(qū)固定資產(chǎn)投資與其國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在格蘭杰因果關(guān)系，各地區(qū)固定資產(chǎn)投資是對應(yīng)地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因。

從各統(tǒng)計結(jié)果還可以看到，各變量數(shù)據(jù)均存在不同程度的雙向因果關(guān)系，這一檢驗結(jié)果說明了在我國貨幣政策傳導(dǎo)的實際過程中，傳導(dǎo)變量之間的影響是反饋性的，更顯出了貨幣政策傳導(dǎo)程的復(fù)雜性。

(3)彈性分析

通過以上的格蘭杰檢驗可以看到，模型中涉及的各對應(yīng)的變量間存在格蘭杰因果關(guān)系。因此，將對應(yīng)的變量分別代入上面四個模型，得到回歸結(jié)果：

由上表的彈性系數(shù)可以看到：

①狹義貨幣供應(yīng)量與信貸規(guī)模的關(guān)系。東、中、西部地區(qū)信貸規(guī)模指數(shù)對狹義貨幣供應(yīng)量指數(shù)的彈性分別為1.04、0.87、0.86，以東部地區(qū)為最大，富有彈性，這說明東部地區(qū)商業(yè)銀行市場化程度高，對貨幣政策信號的反應(yīng)比中西部地區(qū)靈敏。

②信貸規(guī)模與固定資產(chǎn)投資的關(guān)系。東、中、西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資額指數(shù)對本地區(qū)信貸規(guī)模指數(shù)的彈性分別為1.03、1.19、1.25，彈性系數(shù)均大于1，富有彈性，但東部地區(qū)最小。這說明東部地區(qū)的固定資產(chǎn)投資對銀行貸款的依賴性比中西部地區(qū)的要小，原因在于東部地區(qū)企業(yè)經(jīng)營效率較高，投資收益較好。因此，企業(yè)投資和經(jīng)營活動的資金來源多樣化，對銀行的依賴較小。

③投資和產(chǎn)出的關(guān)系。東、中、西部地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)對固定資產(chǎn)投資額指數(shù)的彈性分別為O.69、O.53、O.48，均缺乏彈性，但東部地區(qū)的彈性最大，西部地區(qū)的最小。這說明投資效率由東向西遞減，這和我國市場化程度由東到西遞減的趨勢相吻合。

④)信貸規(guī)模和產(chǎn)出的關(guān)系。東、中、西部地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)對信貸規(guī)模指數(shù)的彈性分別為O.58、0.64和0.80，均缺乏彈性，但東部地區(qū)的彈性最小，這說明信貸對產(chǎn)出的影響，中西部大于東部。換而言之，中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展更依賴于銀行信貸資金的支持。

四、政策建議

上述分析清楚地表明，我國貨幣政策通過銀行貸款渠道傳導(dǎo)的過程和作用效果呈現(xiàn)明顯的地區(qū)差異：東部地區(qū)對貨幣政策的敏感程度大于中西部地區(qū)；東部地區(qū)的固定資產(chǎn)投資對銀行貸款的依賴性比中西部的要??；中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展比東部更依賴于銀行的信貸資金。

這就意味著，同樣的貨幣政策措施在三個地區(qū)會出現(xiàn)不同的作用過程和政策效果。也就是說，如果貨幣政策忽視地區(qū)差異而采用一刀切的做法，就會在很大程度上削弱、扭曲貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)濟的作用和效果，甚至有可能加大區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡。因此，為解決這個問題，中央政府和中央銀行在進行貨幣政策調(diào)控時應(yīng)考慮到這些情況，在實施統(tǒng)一的貨幣政策目標(biāo)前提下，針對各地區(qū)的經(jīng)濟特征采取可行的政策措施，以縮小這種政策效果的差異，從而使各區(qū)域間的經(jīng)濟均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻：

[1]TaylorJ.Themonetarytransmissionmechanism:anem－piricalframework[J].JournalofEconomicPerspectives.1995(9):11－26.

[2]Dornbush,R,C.FaveroandF.Giavazzi.ImmediateChallengesfortheECB[J].EconomicPolicy.1998(4):17-63.

[3]GeraldCarlino,RobertDeFina.TheDifferentialRegionalEffectsofMonetaryPolicy[J].TheReviewofEconomicsandStatistics.1998(8)

[4]駱玉鼎.區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡與貨幣總量調(diào)控的局限性[J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，1998，(3).

[5]耿同勁.貨幣政策工具區(qū)域化研究[J].上海金融，2003，(5).

[6]宋旺，鐘正生.我國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性及原因[J].經(jīng)濟研究，2006，(3).

[7]孫天琦.貨幣政策：統(tǒng)一前提下部分內(nèi)容的區(qū)域差別化研究[J].金融研究，2004，(5)。

[8]宋春梅.區(qū)域金融二元結(jié)構(gòu)與貨幣政策區(qū)域非對稱性實證研究[J].理論探討，2009，(1).轉(zhuǎn)