淺談我國貨幣政策效果的城鄉(xiāng)差異.doc

_淺談我國貨幣政策效果的城鄉(xiāng)差異 摘要：中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，具有典型的二元經(jīng)濟結構特征，應該重視統(tǒng)一貨幣政策效果的城鄉(xiāng)差異問題。本文采用改革開放后的年度數(shù)據(jù)，運用var模型和脈沖響應分析，通過對中國貨幣政策效應的實證研究表明，盡管貨幣政策對城鄉(xiāng)經(jīng)濟的影響方向基本相同，但是影響程度以及時滯效應仍然存在明顯差異。城鄉(xiāng)收入差距以及金融系統(tǒng)發(fā)展水平的不同能夠在一定程度上給予解釋。 關鍵詞：貨幣政策；城鄉(xiāng)差異；var模型 一、文獻回顧 一般情況下，在地區(qū)經(jīng)濟結構有明顯差距的國家實行統(tǒng)一的貨幣政策，其政策效果必然在各地區(qū)產(chǎn)生較大的差異，這就是貨幣政策的差別效應。國外研究貨幣政策差別效應的相關文獻比較豐富，貨幣學派的 beare1利用簡約式模型對加拿大平原地區(qū)的三個省份進行分析，指出各地區(qū)產(chǎn)品需求的收入彈性差異能夠解釋貨幣對不同區(qū)域造成的不同影響；新古典凱恩斯學派的 fishkind2利用大型區(qū)域宏觀模型分析，證實美聯(lián)儲的貨幣政策對印第安納州經(jīng)濟的影響與對全美的影響相比存在差異，認為這主要是由印第安納州的相對經(jīng)濟結構造成的；rochoff3等人對區(qū)域利率差異和區(qū)域信貸可得性差異進行分析，認為地區(qū)間存在的成本和風險差異是最主要的原因；karras4等人對歐洲國家貨幣政策不對稱效應進行了研究；carlino和 defina5等人通過國家貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟周期波動的影響來鑒 收稿日期：2008-09-01 作者簡介：李善燊（1980-），陜西省平利縣人，國際商務師，陜西師范大學國際商學院碩士研究生，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟理論與政策；何煉成（1928-），湖南省瀏陽市人，陜西師范大學國際商學院名譽院長，教授，博士生導師，研究方向：政治經(jīng)濟學、發(fā)展經(jīng)濟學。 別貨幣政策的區(qū)域效應，指出經(jīng)濟結構的地區(qū)差異導致貨幣政策出現(xiàn)區(qū)域非對稱效應。截至目前，國外已發(fā)展起來運用結構向量自回歸模型來分析貨幣政策影響的區(qū)域差異。 相對來說，國內(nèi)關于貨幣政策差異性的研究起步比較晚，而且多采用描述性研究、一般回歸、因果分析等方法的居多。如張志軍6等國內(nèi)學者，在一定程度上研究了區(qū)域金融發(fā)展不平衡問題并一致認為應該實施差別化的貨幣政策，特別要向欠發(fā)達地區(qū)傾斜。最近幾年國內(nèi)學者也嘗試采用國際流行的var，svar等計量模型來研究，如李成7、周好文8、丁文莉9、張晶10、楊開忠11等，但他們只局限于研究統(tǒng)一的貨幣政策在不同行政區(qū)域或者東、中、西地理區(qū)域間的差別效應研究。 本文在借鑒國內(nèi)外研究成果基礎上，嘗試用向量自回歸的研究方法，結合我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構特征，研究我國統(tǒng)一貨幣政策的城鄉(xiāng)差別效應。本文分三部分論述，首先通過實證研究證實統(tǒng)一貨 幣政策對城鄉(xiāng)經(jīng)濟影響的差異化存在以及這種影響的程度，然后分析產(chǎn)生差異性效果的原因，最后提出消除這種差異性后果的建議。 二、差異性影響的計量模型分析 1980年，西姆斯(sims)針對大型宏觀經(jīng)濟計量模型存在的不足，首次提出了非約束性向量自回歸(var)模型，這種模型以多方程聯(lián)立的形式出現(xiàn)，系統(tǒng)內(nèi)每個方程右邊的變量是相同的，包括了所有內(nèi)生變量的滯后值，然后通過模型中所有內(nèi)生當期變量對它們的若干滯后值進行回歸，進而估計出全部內(nèi)生變量的動態(tài)關系。一個 var( p) 模型的數(shù)學形式是12： yt=atyt-1+apyt-p+bxt+t 這里yt是一個 k維的內(nèi)生變量， xt是一個d維的外生變量。a1， ，ap和 b 是要被估計的系數(shù)矩陣， t是擾動向量，它們相互之間可以是同期相關，但不與自己的滯后值相關即不與等式右邊的變量相關。本文基于var模型計量分析步驟 （一）數(shù)據(jù)的選取與處理 本文對貨幣政策城鄉(xiāng)效應的分析主要立足于從貨幣政策中介目標（貨幣供應量）到最終目標（經(jīng)濟增長）這一過程，指標選取19782004年度數(shù)據(jù)，具體為：1、狹義貨幣供應量指標m1；2、城鄉(xiāng)經(jīng)濟產(chǎn)出指標，cy表示城市居民人均可支配收入，ny表示農(nóng)村居民人均純收入。以上數(shù)據(jù)是以1978年為基期，核算出年度cpi，年度城鎮(zhèn)cpi，年度農(nóng)村cpi，將名義貨幣供應量和城鄉(xiāng)名義收入轉化為實際值。數(shù)據(jù)來源于新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編以及部分年度金融統(tǒng)計年鑒和中國統(tǒng)計年鑒。然后對這些經(jīng)過整理后的數(shù)據(jù)進行對數(shù)調(diào)整，經(jīng)過處理以后的變量序列分為3個序列組。 需要指出的是，根據(jù)已有的對貨幣政策傳導機制的研究結果，我國貨幣政策的利率傳導機制是低效的，利率市場化程度不高13，因此模型中未選取利率指標。 （二）數(shù)據(jù)的檢驗 1數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗 對時間序列數(shù)據(jù)如果直接討論各變量序列之間的關系往往會得出錯誤的判斷 ，根據(jù)計量經(jīng)濟學理論應該先進行平穩(wěn)性檢驗 ，本文采用 adf方法檢驗，若原始序列非平穩(wěn)，需要對數(shù)據(jù)再求一階、二階差分，直至其平穩(wěn)才能進一步分析數(shù)據(jù)之間的關系。檢驗結果顯示，原始序列的各變量，其adf檢驗值均大于1%、5%、和10%顯著性水平下的臨界值，因而不能拒絕存在單位根的原假設，而經(jīng)過一階差分變換后，d(cy)和d(m1)的adf檢驗值均小于1%、5%和10%的臨界值，d(ny) 的adf檢驗值小于5%和10%的臨界值，因而拒絕存在單位根的原假設，三個數(shù)列一階差分平穩(wěn)。 ：檢驗形式(c, t, k)中的c、t、k分別表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)，0是指方程不包括常數(shù)項或時間趨勢項或滯后期，滯后期由aic和sc信息準則判別。 2變量間的協(xié)整關系檢驗 由于cy、ny、m1是非平穩(wěn)的，因此不能運用傳統(tǒng)的回歸方法檢驗它們之間的相關性，為了考察cy、ny、m1之間是否具有長期穩(wěn)定的關系，需要對其進行協(xié)整檢驗。由單位根檢驗知道，四個時間變量都含常數(shù)項不含趨勢項，相應的協(xié)整檢驗也就應該選擇包含常數(shù)項不含趨勢項，根據(jù)aic和sc準則可以確定這三個變量的最優(yōu)滯后期為1。johansen特征根跡檢驗和最大特征值檢驗表明在5%的顯著性水平下，三變量至少存在一個協(xié)整關系。 3granger因果關系檢驗 在確認了變量之間的協(xié)整關系后，再進一步對它們進行基于var模型的滯后期為1的因果關系檢驗。表2的檢驗結果顯示，實際貨幣供應和城市收入是農(nóng)村收入的granger原因，而城鎮(zhèn)收入反倒是實際貨幣供給的granger原因。這至少從數(shù)據(jù)檢驗上說明，城市收入對農(nóng)村收入有帶動作用，貨幣供應在短期內(nèi)對農(nóng)村收入有影響，而貨幣供應的動機卻只來自于城鎮(zhèn)居民收入的變化，這種非對稱的互動機理勢必進一步導致城鄉(xiāng)收入的加大。 4脈沖響應分析 經(jīng)嘗試對原始數(shù)列做脈沖響應穩(wěn)定性較差，根據(jù)之前的adf檢驗，3個序列變量都是一階差分平穩(wěn)，因此，將上述變量進行一階差分后的var系統(tǒng)，經(jīng)檢驗根模的倒數(shù)均小于1，模型具有穩(wěn)定性，于是給定各變量一個標準差的初始沖擊，對其他變量的響應過程進行10個年度的系統(tǒng)模擬，重點比較貨幣供應量、城鎮(zhèn)收入、農(nóng)村收入在響應速度、響應深度以及持續(xù)時間上的差異。不考慮變量對自身沖擊的響應，圖中第一列是給d(m1)一個單位的初始正向沖擊，雖然城鎮(zhèn)和農(nóng)村在初始時期都是正向響應，但城鎮(zhèn)收入對于貨幣供給的響應峰值更高，正向響應超過四期，而農(nóng)村收入對貨幣供給的響應峰值低，且持續(xù)時間不到一期就開始波動；第二列是給d(cy)一個單位的初始正向沖擊，貨幣供應在一期末正響應最大，且正向響應持續(xù)四期，農(nóng)村收入在三期末正響應最大，之后緩慢收斂；第三列是給d(ny)一個正的初始正向沖擊，在第一期貨幣供應的響應是略微負值，在第三期才達到最大正響應，城鎮(zhèn)收入在前四期是負響應，在第二期負響應最大。這種響應趨勢和格蘭杰因果檢驗結果相呼應。 圖1 各變量沖擊的脈沖響應（虛線表示正負兩倍標準差偏離帶） 5方差分解 脈沖響應描述的是模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。從表3對城鎮(zhèn)收入變動和農(nóng)村收入變動的方差分解能看出，貨幣供應的變化對城鎮(zhèn)收入變化的貢獻率較大，第一期就達到50%左右，其次是受自身變化的影響，農(nóng)村收入的變動對城鎮(zhèn)收入變動貢獻率較小，前四期內(nèi)不超過4%。而對農(nóng)村收入變動來說，其貢獻率的90%以上均來自身變動的影響，受貨幣供應變動和城鎮(zhèn)收入變動的影響很小。這進一步說明了貨幣供應變動對城鎮(zhèn)收入有效而對農(nóng)村收入無效，農(nóng)村收入變動自成封閉體系，二元經(jīng)濟結構特征明顯。 三、差異性的原因探究 （一）我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構使貨幣政策效果產(chǎn)生差異 我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構的形成原因是多方面的，從大的發(fā)展思路上來看，首先著力解決主要矛盾和矛盾的主要方面，因此改革開放以后的非均衡發(fā)展道路，對外開放的格局，大力發(fā)展城市工業(yè)等戰(zhàn)略思想使城鎮(zhèn)優(yōu)先于鄉(xiāng)村發(fā)展；從政策實施傾向上看，城市化建設、產(chǎn)業(yè)布局、財政投入、社會保障等方面也是城鎮(zhèn)優(yōu)先于鄉(xiāng)村發(fā)展；從市場機制發(fā)揮的效果來看，“自由市場力量的作用使經(jīng)濟向區(qū)域不均衡方向發(fā)展是一個內(nèi)在的趨勢”（繆爾達爾，經(jīng)濟理論與欠發(fā)展區(qū)域，1974年）也就是說即使不存在政策導向的因素，市場化的自發(fā)力量產(chǎn)生的極化效應也會使城鎮(zhèn)優(yōu)于鄉(xiāng)村發(fā)展。二元經(jīng)濟結構一旦形成，對統(tǒng)一貨幣政策的實施就會產(chǎn)生差別效應。 1從城鄉(xiāng)收入增長趨勢看，統(tǒng)一的貨幣政策效果會產(chǎn)生差別 由圖2看出，自改革開放以來我國城鄉(xiāng)收入總體上呈非收斂趨勢，分四個階段來看：19781984：雖然從起點上看鄉(xiāng)村人均收入比城鎮(zhèn)人均收入低，但鄉(xiāng)村人均收入增長速度略高于城鎮(zhèn)人均收入，這主要得益于家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的好處；19851989：鄉(xiāng)村人均收入增長趨勢不大，城鎮(zhèn)人均收入初期增長較快，到1989年二者均有所下跌，這與當時的社會原因有所對照；19901996：這個階段城鄉(xiāng)收入增長速度相反，初期城鎮(zhèn)優(yōu)于鄉(xiāng)村，后期鄉(xiāng)村優(yōu)于城鎮(zhèn)，這與90年代中期通貨膨脹有關；19972004：城鄉(xiāng)收入都有所增長，但城鎮(zhèn)收入增長速度明顯高于鄉(xiāng)村。 圖2 城（cy1）鄉(xiāng)（ny1）實際人均 可支配收入增長（以1978年價格水平為100） 數(shù)據(jù)來源：新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編 經(jīng)濟增長趨勢是貨幣政策實施的基礎，在凱恩斯“逆經(jīng)濟風向”思想指導下，預計經(jīng)濟過熱時會采取緊縮性貨幣政策，減少貨幣供給；預計經(jīng)濟蕭條時會采取擴張性貨幣政策，增加貨幣供給。然而由圖2看出我國城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展多數(shù)時候是不同步的，貨幣政策的實施主要以城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢為依據(jù)（格蘭杰因果檢驗和脈沖響應分析證實了這種結論），這勢必會導致貨幣政策效果在城鄉(xiāng)間的差異，甚至對鄉(xiāng)村經(jīng)濟的調(diào)節(jié)產(chǎn)生負面作用。 2從影響貨幣政策乘數(shù)的城鄉(xiāng)經(jīng)濟因素來看，統(tǒng)一的貨幣政策效果會產(chǎn)生差異 在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構中，假若城鄉(xiāng)商品和貨幣市場各自達到均衡，貨幣政策效果也可以用由is-lm方程推導出來的貨幣政策乘數(shù)來表示，實際貨幣供給量變動一單位引起的均衡收入變動量的大小，公式表示為： dydm=1(1-b)hd+k 其中：b表示邊際消費傾向，d表示投資對利率的敏感程度，k表示貨幣需求對收入變動的系數(shù)，h表示貨幣需求對利率變動的系數(shù)。 由于城鄉(xiāng)之間的差異，公式中的系數(shù)b，d，h，k不盡相同，則貨幣供應量的變動對城鄉(xiāng)收入變動的影響存在差異。 （二）城鄉(xiāng)金融系統(tǒng)的不同使貨幣政策效果產(chǎn)生差異 1貨幣傳導的主體金融機構的不同 我國金融機構在規(guī)模和質(zhì)量上的城鄉(xiāng)差異是明顯的，以2006年數(shù)據(jù)為例（見表4)： 另據(jù)二六年第四季度中國貨幣政策執(zhí)行報告顯示，當年農(nóng)村信用社盈利約280億元，而建設銀行和中國銀行各自盈利均超400億元，其競爭力差異明顯。 盡管國家考慮到了城鄉(xiāng)差異，在農(nóng)村建立了農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行、農(nóng)業(yè)銀行和農(nóng)村信用社三大金融機構，以滿足信貸資金供不應求的狀態(tài)。但從三者的職能分工和發(fā)展狀況來看對農(nóng)村的融資作用有限：農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行僅針對糧食與棉花封閉式運行的專項貸款，業(yè)務單一、資金來源不穩(wěn)定，導致政策性金融作用有限；農(nóng)業(yè)銀行實行商業(yè)化改革后，從農(nóng)村大量撤出，在農(nóng)村金融的主導地位不復存在；農(nóng)村信用社改革還未完成，運作不規(guī)范、產(chǎn)權不清晰，幾乎沒有建成過真正意義上的合作金融制度，改革已趨向于商業(yè)性功能。近年試點推行的農(nóng)村商業(yè)銀行和農(nóng)村合作銀行也只是在嘗試過程當中，郵政儲蓄只存不貸功能不健全。以上種種均導致金融制度供給與農(nóng)村經(jīng)濟結構不相吻合，使得農(nóng)村資金外流問題難以得到根本的解決，貨幣政策在農(nóng)村實施效果不甚理想。 2貨幣政策工具發(fā)揮的效果不同 我國的貨幣政策工具主要有存款準備金、利率、再貼現(xiàn)、再貸款、公開市場操作等。其中，基層中央銀行能夠運用的主要是存款準備金、利率、再貸款。在農(nóng)村，貨幣政策工具有效運用與制度設計缺陷的矛盾主要體現(xiàn)在利率政策上。 我國的利率尚未市場化，農(nóng)村信用社利率政策特點表現(xiàn)為以下幾方面，首先，從貸款上講，多數(shù)農(nóng)信社依賴于中央銀行支農(nóng)再貸款的資金投放，較高的利率上浮幅度雖然增加了信用社的盈利能力，但同時也加大了農(nóng)民的融資成本，增加了農(nóng)民的利息負擔。其次，從借貸需求上看，農(nóng)民多以非生產(chǎn)性借貸為主14，越是貧困的家庭，非生產(chǎn)性用途的借貸需求越大，這樣一來，農(nóng)村貸款需求的利率彈性就較低，貨幣政策對農(nóng)村的調(diào)節(jié)效果就差。 四、結論與建議 （一）擴大中央銀行各大區(qū)分行的貨幣政策自主權，在總行統(tǒng)一貨幣政策指導下因地制宜做出調(diào)整和創(chuàng)新 這其實是集權與分權以及二者如何統(tǒng)一的問題?？紤]到城鄉(xiāng)經(jīng)濟金融發(fā)展水平的不同，一方面通過放權使貨幣政策區(qū)域化，以使地方金融決策具有一定的彈性；另一方面在統(tǒng)一的基礎上中央銀行主動實行差別化城鄉(xiāng)區(qū)域貨幣政策，從高層管理上對不同地區(qū)貨幣政策實施區(qū)別對待和分類指導。15 （二）優(yōu)化金融機構的結構和地區(qū)設置，特別是加快改革和完善農(nóng)村信用合作社的運作模式和效率 在城鎮(zhèn)地區(qū)，繼續(xù)發(fā)揮好各商業(yè)銀行對貨幣供給渠道的運作功能，提高國有控股銀行運行效率，繼續(xù)推行利率市場化改革，掌握與國際化接軌的金融衍生工具的使用，做好大宗資金往來特別是涉外資金、投機資金的監(jiān)管，以穩(wěn)定當前復雜的金融局勢。 農(nóng)村由于經(jīng)濟基礎薄弱，信用制度不健全，以商業(yè)金融為基礎的農(nóng)村信用社，只能在借貸高風險高成本的負面擠壓和自身在農(nóng)村的壟斷優(yōu)勢下存活，其結果是放貸利率高，加大農(nóng)民負擔，抑制農(nóng)民對資金的需求，不利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和農(nóng)村個體經(jīng)濟的發(fā)展，這也就不能對“三農(nóng)”以及社會主義新農(nóng)村建設產(chǎn)生強有力的金融支持。因此，要搞活農(nóng)村金融，搞活農(nóng)村經(jīng)濟，只依靠農(nóng)村信用社這種目標定位不單一的金融機構是不能解決問題的，面對農(nóng)村強大的資金需求，一方面，國家應放開農(nóng)村金融市場引進包括民間資本在內(nèi)的所有社會資本成立新型金融機構，給予公平待遇，在同行競爭中增強金融機構運行效率，增強對農(nóng)村的資金供給；另一方面，政府應通過財政或政策性銀行對商業(yè)銀行難以服務的地區(qū)、部門加強金融支持，加強對農(nóng)村公共產(chǎn)品和設施的融資力度，創(chuàng)造有保障的經(jīng)濟基礎。 （三）設立農(nóng)業(yè)保險基金 根據(jù)蛛網(wǎng)理論，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的季節(jié)性與市場對農(nóng)產(chǎn)品的需求程度往往存在脫節(jié)，價格的波動對農(nóng)民增收有負面影響。另外，目前全國“條條塊塊”的區(qū)域經(jīng)濟建設，受行政區(qū)劃和地方部門利益負面影響較大，16加之對政府官員的問責制不健全，有些地域特別是農(nóng)村某些地方的產(chǎn)業(yè)規(guī)劃與建設成了某些當權者撈政績的“試驗田”，成功了則官民兩利，不成功則百姓買單，嚴重削弱了農(nóng)民的創(chuàng)收能力，這對農(nóng)村金融系統(tǒng)是一個深遠的負面沖擊。因此，我國應盡早設立農(nóng)業(yè)保險基金，基金來源與地方財政掛鉤，這一方面能穩(wěn)定農(nóng)業(yè)，支援三農(nóng)，另一方面把農(nóng)民群眾的收入直接與政府財政收入掛鉤，利于政府績效考核，避免地方政府隨意施政。 （四）增強農(nóng)民創(chuàng)收能力，完善收入分配制度 貨幣政策效果的城鄉(xiāng)差異，歸根結底是由于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構造成的，而突破二元經(jīng)濟結構的關鍵在于農(nóng)民的增收和農(nóng)村社會保障制度的完善。優(yōu)化和提升農(nóng)村產(chǎn)業(yè)，提高農(nóng)村留守人群的收入；進一步為農(nóng)民進城務工做好服務，保障農(nóng)民工收入。農(nóng)民收入增加了，才有在農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的可能，才能融入農(nóng)村經(jīng)濟金融體系，非生產(chǎn)性貸款項目才會減少，貨幣政策調(diào)節(jié)的效果才會顯現(xiàn)。 參考文獻： 1 beare j ba monetarist model of regional business cycles jjournal of regional science，1976（16）：5763 2 fishkind h hthe regional impact of monetary policy：an economic simulation study of indiana 19581973jjournal of 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