貨幣政策效果的城鄉差異詮釋

導語：貨幣政策效果的城鄉差異詮釋一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：中國城鄉經濟發展不平衡，具有典型的二元經濟結構特征，應該重視統一貨幣政策效果的城鄉差異問題。本文采用改革開放后的年度數據，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經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。城鄉收入差距以及金融系統發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；城鄉差異；VAR模型編輯。

一、文獻回顧

一般情況下，在地區經濟結構有明顯差距的國家實行統一的貨幣政策，其政策效果必然在各地區產生較大的差異，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Beare［1］利用簡約式模型對加拿大平原地區的三個省份進行分析，指出各地區產品需求的收入彈性差異能夠解釋貨幣對不同區域造成的不同影響；新古典凱恩斯學派的Fishkind［2］利用大型區域宏觀模型分析，證實美聯儲的貨幣政策對印第安納州經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濟結構造成的；Rochoff［3］等人對區域利率差異和區域信貸可得性差異進行分析，認為地區間存在的成本和風險差異是最主要的原因；Karras［4］等人對歐洲國家貨幣政策不對稱效應進行了研究；Carlino和Defina［5］等人通過國家貨幣政策對區域經濟周期波動的影響來鑒別貨幣政策的區域效應，指出經濟結構的地區差異導致貨幣政策出現區域非對稱效應。截至目前，國外已發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域差異。

相對來說，國內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］等國內學者，在一定程度上研究了區域金融發展不平衡問題并一致認為應該實施差別化的貨幣政策，特別要向欠發達地區傾斜。最近幾年國內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一的貨幣政策在不同行政區域或者東、中、西地理區域間的差別效應研究。

本文在借鑒國內外研究成果基礎上，嘗試用向量自回歸的研究方法，結合我國城鄉二元經濟結構特征，研究我國統一貨幣政策的城鄉差別效應。本文分三部分論述，首先通過實證研究證實統一貨幣政策對城鄉經濟影響的差異化存在以及這種影響的程度，然后分析產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立的形式出現，系統內每個方程右邊的變量是相同的，包括了所有內生變量的滯后值，然后通過模型中所有內生當期變量對它們的若干滯后值進行回歸，進而估計出全部內生變量的動態關系。一個VAR(p)模型的數學形式是［12］：

yt=Atyt-1??+…+Apyt-p??+Bxt+εt

這里yt是一個k維的內生變量，xt是一個d維的外生變量。A1，…，Ap和B是要被估計的系數矩陣，εt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??模型計量分析步驟如下：

（一）數據的選取與處理

本文對貨幣政策城鄉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（經濟增長）這一過程，指標選取1978～2004年度數據，具體為：1、狹義貨幣供應量指標m1；2、城鄉經濟產出指標，cy表示城市居民人均可支配收入，ny表示農村居民人均純收入。以上數據是以1978年為基期，核算出年度CPI，年度城鎮CPI，年度農村CPI，將名義貨幣供應量和城鄉名義收入轉化為實際值。數據來源于《新中國五十五年統計資料匯編》以及部分年度《金融統計年鑒》和《中國統計年鑒》。然后對這些經過整理后的數據進行對數調整，經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）數據的檢驗

1．數據的平穩性檢驗

對時間序列數據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，根據計量經濟學理論應該先進行平穩性檢驗，本文采用ADF方法檢驗，若原始序列非平穩，需要對數據再求一階、二階差分，直至其平穩才能進一步分析數據之間的關系。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，三個數列一階差分平穩。

：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項、時間趨勢和滯后階數，0是指方程不包括常數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．變量間的協整關系檢驗

由于cy、ny、m1是非平穩的，因此不能運用傳統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定的關系，需要對其進行協整檢驗。由單位根檢驗知道，四個時間變量都含常數項不含趨勢項，相應的協整檢驗也就應該選擇包含常數項不含趨勢項，根據AIC和SC準則可以確定這三個變量的最優滯后期為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整關系。

3．Granger因果關系檢驗

在確認了變量之間的協整關系后，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村收入的Granger原因，而城鎮收入反倒是實際貨幣供給的Granger原因。這至少從數據檢驗上說明，城市收入對農村收入有帶動作用，貨幣供應在短期內對農村收入有影響，而貨幣供應的動機卻只來自于城鎮居民收入的變化，這種非對稱的互動機理勢必進一步導致城鄉收入的加大。

4．脈沖響應分析

經嘗試對原始數列做脈沖響應穩定性較差，根據之前的ADF檢驗，3個序列變量都是一階差分平穩，因此，將上述變量進行一階差分后的VAR系統，經檢驗根模的倒數均小于1，模型具有穩定性，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個年度的系統模擬，重點比較貨幣供應量、城鎮收入、農村收入在響應速度、響應深度以及持續時間上的差異。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，雖然城鎮和農村在初始時期都是正向響應，但城鎮收入對于貨幣供給的響應峰值更高，正向響應超過四期，而農村收入對貨幣供給的響應峰值低，且持續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，且正向響應持續四期，農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生變量的沖擊給其他內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對城鎮收入變動和農村收入變動的方差分解能看出，貨幣供應的變化對城鎮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，農村收入的變動對城鎮收入變動貢獻率較小，前四期內不超過4%。而對農村收入變動來說，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收入有效而對農村收入無效，農村收入變動自成封閉體系，二元經濟結構特征明顯。

三、差異性的原因探究

（一）我國城鄉二元經濟結構使貨幣政策效果產生差異

我國城鄉二元經濟結構的形成原因是多方面的，從大的發展思路上來看，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展道路，對外開放的格局，大力發展城市工業等戰略思想使城鎮優先于鄉村發展；從政策實施傾向上看，城市化建設、產業布局、財政投入、社會保障等方面也是城鎮優先于鄉村發展；從市場機制發揮的效果來看，“自由市場力量的作用使經濟向區域不均衡方向發展是一個內在的趨勢”（繆爾達爾，《經濟理論與欠發展區域》，1974年）也就是說即使不存在政策導向的因素，市場化的自發力量產生的極化效應也會使城鎮優于鄉村發展。二元經濟結構一旦形成，對統一貨幣政策的實施就會產生差別效應。

1．從城鄉收入增長趨勢看，統一的貨幣政策效果會產生差別

由圖2看出，自改革開放以來我國城鄉收入總體上呈非收斂趨勢，分四個階段來看：1978～1984：雖然從起點上看鄉村人均收入比城鎮人均收入低，但鄉村人均收入增長速度略高于城鎮人均收入，這主要得益于家庭聯產承包責任制的好處；1985～1989：鄉村人均收入增長趨勢不大，城鎮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；1990～1996：這個階段城鄉收入增長速度相反，初期城鎮優于鄉村，后期鄉村優于城鎮，這與90年代中期通貨膨脹有關；1997～2004：城鄉收入都有所增長，但城鎮收入增長速度明顯高于鄉村。

圖2城（CY1）鄉（NY1）實際人均

可支配收入增長（以1978年價格水平為100）

數據來源：《新中國五十五年統計資料匯編》

經濟增長趨勢是貨幣政策實施的基礎，在凱恩斯“逆經濟風向”思想指導下，預計經濟過熱時會采取緊縮性貨幣政策，減少貨幣供給；預計經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看出我國城鄉經濟發展多數時候是不同步的，貨幣政策的實施主要以城鎮經濟發展態勢為依據（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間的差異，甚至對鄉村經濟的調節產生負面作用。

2．從影響貨幣政策乘數的城鄉經濟因素來看，統一的貨幣政策效果會產生差異

在城鄉二元經濟結構中，假若城鄉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：

dy[]dm=1[](1-b)h[]d+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，h表示貨幣需求對利率變動的系數。

由于城鄉之間的差異，公式中的系數b，d，h，k不盡相同，則貨幣供應量的變動對城鄉收入變動的影響存在差異。

（二）城鄉金融系統的不同使貨幣政策效果產生差異

1．貨幣傳導的主體——金融機構的不同

我國金融機構在規模和質量上的城鄉差異是明顯的，以2006年數據為例（見表4)：

另據《二○○六年第四季度中國貨幣政策執行報告》顯示，當年農村信用社盈利約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差異，在農村建立了農業發展銀行、農業銀行和農村信用社三大金融機構，以滿足信貸資金供不應求的狀態。但從三者的職能分工和發展狀況來看對農村的融資作用有限：①農業發展銀行僅針對糧食與棉花封閉式運行的專項貸款，業務單一、資金來源不穩定，導致政策性金融作用有限；②農業銀行實行商業化改革后，從農村大量撤出，在農村金融的主導地位不復存在；③農村信用社改革還未完成，運作不規范、產權不清晰，幾乎沒有建成過真正意義上的合作金融制度，改革已趨向于商業性功能。近年試點推行的農村商業銀行和農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村經濟結構不相吻合，使得農村資金外流問題難以得到根本的解決，貨幣政策在農村實施效果不甚理想。

2．貨幣政策工具發揮的效果不同

我國的貨幣政策工具主要有存款準備金、利率、再貼現、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在利率政策上。

我國的利率尚未市場化，農村信用社利率政策特點表現為以下幾方面，首先，從貸款上講，多數農信社依賴于中央銀行支農再貸款的資金投放，較高的利率上浮幅度雖然增加了信用社的盈利能力，但同時也加大了農民的融資成本，增加了農民的利息負擔。其次，從借貸需求上看，農民多以非生產性借貸為主［14］，越是貧困的家庭，非生產性用途的借貸需求越大，這樣一來，農村貸款需求的利率彈性就較低，貨幣政策對農村的調節效果就差。

四、結論與建議

（一）擴大中央銀行各大區分行的貨幣政策自主權，在總行統一貨幣政策指導下因地制宜做出調整和創新

這其實是集權與分權以及二者如何統一的問題?？紤]到城鄉經濟金融發展水平的不同，一方面通過放權使貨幣政策區域化，以使地方金融決策具有一定的彈性；另一方面在統一的基礎上中央銀行主動實行差別化城鄉區域貨幣政策，從高層管理上對不同地區貨幣政策實施區別對待和分類指導。［15］

（二）優化金融機構的結構和地區設置，特別是加快改革和完善農村信用合作社的運作模式和效率

在城鎮地區，繼續發揮好各商業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、投機資金的監管，以穩定當前復雜的金融局勢。

農村由于經濟基礎薄弱，信用制度不健全，以商業金融為基礎的農村信用社，只能在借貸高風險高成本的負面擠壓和自身在農村的壟斷優勢下存活，其結果是放貸利率高，加大農民負擔，抑制農民對資金的需求，不利于鄉鎮企業和農村個體經濟的發展，這也就不能對“三農”以及社會主義新農村建設產生強有力的金融支持。因此，要搞活農村金融，搞活農村經濟，只依靠農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，面對農村強大的資金需求，一方面，國家應放開農村金融市場引進包括民間資本在內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銀行難以服務的地區、部門加強金融支持，加強對農村公共產品和設施的融資力度，創造有保障的經濟基礎。編輯。

（三）設立農業保險基金

根據蛛網理論，農業生產的季節性與市場對農產品的需求程度往往存在脫節，價格的波動對農民增收有負面影響。另外，目前全國“條條塊塊”的區域經濟建設，受行政區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，有些地域特別是農村某些地方的產業規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，嚴重削弱了農民的創收能力，這對農村金融系統是一個深遠的負面沖擊。因此，我國應盡早設立農業保險基金，基金來源與地方財政掛鉤，這一方面能穩定農業，支援三農，另一方面把農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）增強農民創收能力，完善收入分配制度

貨幣政策效果的城鄉差異，歸根結底是由于城鄉二元經濟結構造成的，而突破二元經濟結構的關鍵在于農民的增收和農村社會保障制度的完善。優化和提升農村產業，提高農村留守人群的收入；進一步為農民進城務工做好服務，保障農民工收入。農民收入增加了，才有在農村創業的可能，才能融入農村經濟金融體系，非生產性貸款項目才會減少，貨幣政策調節的效果才會顯現。

參考文獻：

［1］BeareJB．Amonetaristmodelofregionalbusinesscycles［J］．JournalofRegionalScience，1976（16）：57－63．

［2］FishkindHH．Theregionalimpactofmonetarypolicy：aneconomicsimulationstudyofIndiana1958－1973［J］．JournalofRegionalScience，1977（17）：77-88．

［3］RockoffH．Regionalinterestratesandbankfailures，1870－1914［J］．ExplorationsinEconomicHistory，1977（14）：90－95．

［4］KarrasG．Aretheoutputeffectsofmonetarypolicyasymmetric？evidencefromasampleofeuropeancountries．oxfordbulletinofeconomicsandstatistics［J］.1996,58（5）：267-268．

［5］CarlinoG,DeFinaR.Thedifferentialregionaleffectsofmonetarypolicy［J］，TheReviewofEconomicsandStatistics．1998，80：572－585．

［6］張志軍．市場化進程中金融運行的空間格局變遷分析［J］.金融與經濟，1999（2）：21－23．

［7］李成，趙鵬.貨幣需求實證分析與區域貨幣政策建議［J］.西安交通大學學報（社會科學版），2002（2）：31－32．

［8］周好文，鐘永紅．中國金融中介發展與地區經濟增長：多變量VAR系統分析［J］，金融研究，2004（6）：130－136．

［9］丁文麗，馮濤．貨幣政策效力非對稱性理論研究綜述［J］．經濟學動態，2004（8）：91－97．

［10］張晶．我國貨幣財政政策存在區域效應的實證分析［J］．數量經濟技術經濟研究，2006（8）：39－46．

［11］楊曉，楊開忠．中國貨幣政策影響的區域差異性研究［J］．財經研究，2007（2）：4－10．

［12］高鐵梅．計量經濟分析方法與建模［M］．北京，清華大學出版社：2006．

［13］方先明等．中國貨幣政策利率傳導機制有效性的實證研究［J］．當代經濟科學，2005（7）：35－43．

［14］周立．農村金融市場四大問題及其演化邏輯［J］．財貿經濟，2007（2）：56-62．

［15］孫天琦．貨幣政策：統一性前提下部分內容的區域差別化研究［J］．金融研究，2004，（5）：1－17．

［16］周黎安．晉升博棄中政府官員的激勵與合作［J］．經濟研究．2004(6)：33－40.