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1、精选学习资料 - - - - - - - - - 面板数据模型对我国货币政策区域效应的实证分析北京工商高校 邬琼、杨倩、平成雄摘要： 目前我国实行统一的货币政策,其弊端是往往忽视各地区由于不同进展水平而造成对货币政策反应不一样的问题,从而产生不利于各地区经济和谐进展的联带效应；本文利用面板数据模型对我国31 个省份 1994 年至 2022 年各省的数据进行分析,依据模型的挑选标准对各省的实际 GDP 与货币供应量建立变系数模型,以此来 考察各省经济对货币政策的敏锐性,实证讨论说明我国货币政策的确存在区域效应,并在此基础上给出了相应的政策建议；关键词： 货币政策；区域效应；面板数据The Di
2、fferential Regional Effects of Monetary Policy: A Panel Data Model Approach Wu Qiong Yang Qian Ping chengxiong Department of Statistics and Econometrics, School of Economics, Beijing Technology and BusinessUniversity, 100048, China Abstract:Recently, our monetary policy is a unified, and it overlook
3、ed that the level of development of different regions will respond differently to monetary policy, which is not conducive to regional economic development. This paper use panel data model to analysis 31 provinces data from 1994 to 2022, based on model selection criteria, we establish varying coeffic
4、ient model to analysis the relationship between real GDP and money supply of each province.The result shows that different province has different sensitive to monetary policy, so there is a differential regional effect of monetary policy in China. Then we give our suggestion based on the result. Key
5、words: monetary policy； regional effects； panel data 1 / 14 名师归纳总结 - - - - - - -第 1 页,共 14 页精选学习资料 - - - - - - - - - 1 引言货币政策在我国经济进展和社会稳固方面发挥了重要作用,不仅表现在促进我国经济增长、实现充分就业等方面,而且在对我国物价水平稳固这一层面起到显著作用；在 2022 年我国为应对国际金融危机对本土实体经济与虚拟经济造成的影响,央行实行了适度宽松的货币政策以促进经济增长、削减失业率,并且对货币政策执行力度和决心在稳固公众心理预期方面起了重要作用；从2022 年 1
6、0 月份开头我国物价水平居高不下,由 4.6%上升至 2022年 4 月份的 5.3%,面对此次物价连续上涨,央行连 续上调法定存款预备金率,由 2022 年 11 月份的 17.0%上调至 2022 年 5 月份的 21.0%,上调 4 个百分点以期物价水平的稳固；然而我国的货币政策都是基于总量角度对宏观经济进行调剂,考虑以货币政策影 响整体经济,这就有可能忽视我国不同地区由于产业结构不相同、金融集中度不一 致、对外开放程度不同步及各异的习俗文化等一些非同质因素所造成的对货币政策不 同的反应,从而导致我国货币政策空间的非对称性,进而抑制货币政策对我国经济影 响的有效性；再加之我国出台的“ 十
7、二五规划纲要” 中明确指出要加快转变经济进展 方式、优化格局、促进区域和谐进展；因此讨论货币政策是否存在区域效应,探讨不 同地区对不同经济政策的需求,对缩小地区差距、促进区域和谐进展具有重要的现实 意义；本文的写作结构如下：其次部分介绍了国内外对货币政策区域效应的文献综述；第三部分主要介绍了面板数据模型的理论基础,包括模型的基本类型、模型的挑选；第四部分为本文的实证分析,主要包括变量的选取、单位根检验、协整检验、固定效 应和随机效应检验、相关的估量结果以及对结果的聚类分析；第五部分依据相关的估 计结果给出结论和建议；2 文献综述国外对货币政策区域效应的讨论主要分两个方向：第一个方向是讨论一个国
8、家的统一货币政策是否会对国家内不同区域产生不同的影响,如Carlino 和 DeFina1998,1999）利用 SVAR模型对美国货币政策是否存在区域效应进行分析,讨论发觉美国核 心区域和非核心区域对货币政策的反应程度不一样,而且各州对货币政策冲击的脉冲响应函数是不同的,其中对密歇根州的影响最大,对奥克拉荷马州的影响最小,从而证明美国的货币政策的确存在区域效应；随后其又对产生货币政策区域效应的缘由进2 / 14 名师归纳总结 - - - - - - -第 2 页,共 14 页精选学习资料 - - - - - - - - - 行分析,发觉产业变量对区域效应有显著的影响,而各地区公司的规模对区域
9、效应的影响不显著,各地区银行的规模对区域效应具有负影响,从而说明利率渠道是影响货币 政 策 区 域 效 应 的 主 要 原 因 , 而 不 支 持 信 贷 渠 道 对 货 币 政 策 的 区 域 影 响 ；Giacinto2003）在 SVAR 模型中加入地理信息因素并利用空间计量的方法对美国货币政策的区域效应进行考察,讨论发觉在特定的识别条件下北美五大湖地区和东南地区对货币冲击的反映最为剧烈,此结论与Carlino 和 DeFina1998）的讨论结果一样；Dow 和 Montagnoli2005）从银行贷款渠道、借款渠道以及信心方面对英国货币政策 的区域效应进行考察,讨论发觉由于住房信贷的
10、缘由使英国东南地区受到货币政策影响的最大,从而得出区域效应不一样的结论；Owyang 和 Wall2005）以美联储主席沃克尔和格林斯潘是否在任作为讨论时期的分界标志,对前沃克尔时期和沃克尔格 林斯潘时期货币政策的区域效应进行讨论,发觉由于各区域对货币政策冲击的反映程 度、反映时间以及复原程度的不同导致前沃克尔时期和沃克尔格林斯潘时期均存在 不同程度的区域效应,并且银行密集度打算各区域对货币政策冲击的反映程度,而产业分布打算了各区域对货币政策冲击的复原时间；Georgopoulos2022）利用VAR 模型对加拿大货币政策的区域效应进行分析,讨论发觉每个行业对货币政策的反映都是 不一样的,并且
11、制造业和第一产业对货币政策的变动最敏锐,而且像纽芬兰这种以第 一产业为基础的地区对货币政策反映最剧烈,对安大略湖地区的影响要相对小一些,货币政策对每个地区的就业率也会产生不同影响,从而得出加拿大货币政策具有不同 的区域效应,并且认为不同行业利率的敏锐性、出口占产出比重以及各地区公司规模 的数量是造成区域效应的主要因素；另一个方向是讨论统一的货币政策是否会对不同国家之间产生不同的区域效应,尤 其是在欧洲联盟成立以后,欧洲中心银行对其成员国实行统一的货币政策,由于成员 国具有非匀质的特性,导致不同成员国对统一的货币政策具有不同的反应,因此有相 当一部分学者致力于对欧洲联盟地区货币政策区域效应的检验
12、及对蒙代尔提出的最优货币区理论的论证等；如Arnold 和 Nyenrode1999）对欧洲 68 个地区的货币传导机制进行讨论,讨论发觉货币政策对每个国家的不同地区具有不同的影响,从而证明白 欧洲货币政策具有不同的区域效应,进一步讨论发觉这种影响主要与工业中的劳动人数有关； Peersman2004）利用分块SVAR 模型对欧洲中心银行成立之前的货币政策是否会对欧洲的 7 个核心国家产生不同的区域效应进行分析,讨论发觉在肯定的识别3 / 14 名师归纳总结 - - - - - - -第 3 页,共 14 页精选学习资料 - - - - - - - - - 条件下,货币政策冲击对德国的产出影响
13、最大,对荷兰的产出影响最小,对意大利和西班牙的价格影响最大,而对奥地利和荷兰的价格影响最小；国内学者也对我国货币政策是否存在区域效应进行了考察,主要集中在两个方向；第一个方向为定性分析,如孙天琦2004）从货币政策最终目标、中介目标、操作工具和传导机制等几个方面对我国货币政策的区域效应进行了具体的论述；耿识博、谢士强和董军 2005）通过构建货币政策区内不对称效应模型和区间不对称效应 模型对我国货币政策的区域效应进行讨论,认为货币政策变量在地区之间的联系以及 经济非匀质对产出乘数的不同影响造成了货币政策在区内和区间的不对称效应；焦瑾 璞、孙天琦和刘向耘 2006）从货币传导机制的角度对我国货币
14、政策的地区差异进行 分析,讨论发觉我国存在货币政策执行成效差别的根本缘由是货币政策传导机制的地 区差别；其次个方向为定量分析,如刘玄和王剑2006）利用 VAR 模型从全国层面、区域层面以及省级层面对我国货币政策的传导成效进行比较,讨论发觉东部地区无论是在 货币政策传导速度、影响幅度仍是敏锐程度方面都要高于中、西部地区；宋旺和钟正生2006）基于蒙代尔提出的最优货币区理论利用VAR 模型和脉冲响应函数对我国货币政策区域效应进行检验,分析得出信贷渠道和利率渠道是导致我国货币政策区域效 应的主要缘由；孔丹凤、 Bienvenido 和秦大忠 2007）利用 VAR 模型货币政策对全国 各省的真实产
15、出进行讨论,讨论发觉沿海省份对货币政策的反应要强于内陆省份；胡振华和胡绪红 2007）从金融结构的角度利用VAR 模型对我国中部六省是否存在货币政策区域效应进行讨论,认为资本市场的完善程度差异是中部六省存在货币政策区域效应的主要缘由；陈安平2007）利用 SVAR 模型对我国财政政策和货币政策的区域差异效应进行讨论,认为我国财政政策和货币政策存在明显的区域差异并且货币政策对我国中西部地区的影响在逐步增强；蒋益民和陈璋 其中, i=1,2, ,N； t=1,2, ,T, N为横截面数, T 为时期数； k 为外生变量个数；为常数项；为各说明变量系数；为相互独立的随机扰动项,且满意零均值,同方差；
16、当和的值不随时间的变化而变化,即和只受截面单元的影响时,可将面板数据分为 3 类：第一类为联合回来模型,即和对于各个截面方程而言均相同,其模型为2 其次类为变截距模型,即对于各个截面方程而言均相同,而随着截面的变化5 / 14 名师归纳总结 - - - - - - -第 5 页,共 14 页精选学习资料 - - - - - - - - - 而变化,其模型为3 第三类为变系数模型,即和均随着截面的变化而变化,其模型为4 因此在建立面板数据模型时应先判定所讨论的问题符合上述三种模型的哪一种,假如模型挑选的模型不当就会造成模型的设定偏差,从而造成错误的结论；所以针对上述三种模型有如下假设以检验模型的
17、设定问题,假如 为真,就说明模型为联合回来模型,不需要对模型进一步检验；当拒绝时,需对进行检验,假如为真,就说明模型为变截距模型；假如拒绝,就模型为变系数模型；原假设 所对应的检验统计量为 5 原假设 所对应的检验统计量为 6 其中,分别为式 4）、3）、 2）的残差平方和；因此,当检验统计量的值小于其临界值时,就说明模型为联合回来模型；当检验统计量 的值大于其临界值时,就应连续对 进行检验,当检验统计量 的值小于相应的临界值时,就模型为变截距模型；当检验统计量 4 实证分析的值大于相应的临界值时,就模型为变系数模型；4.1 变量及样本范畴的选取6 / 14 名师归纳总结 - - - - -
18、- -第 6 页,共 14 页精选学习资料 - - - - - - - - - 1）货币政策变量；一般的货币政策变量有两个：利率和货币供应量；国外学者 对货币政策区域效应问题的分析所选用的货币政策变量更倾向于利率,这是由于货币 供应量的可控、可测性在逐年下降,而且与利率相比,货币供应量与货币政策最终目 标之间的关系也越来越小,国外利率市场的进展比较完善,因此利率是国外央行对经 济干预的首选目标；然而与国外相比,我国利率市场化尚未完成,居民储蓄对利率的 敏锐性相对较低,利率仍受到肯定的管制,而且国内部分学者已经论证了现阶段把货 币供应量作为货币政策的衡量指标更为相宜,因此本文挑选货币供应量作为货
19、币政策 的衡量指标；但是考虑到目前各省缺乏对货币供应量数据的公布,所以本文将用各省 的现金投放加上金融机构的存款代替各省的货币供应量；,这就说明LNGDP 和 LNM 之间有可能存在长期协整关系,因此本文利用 Pedroni 方法和 Kao 方法对面板数据进行协整检验,这两种方法都是基于 起来的,需要对所得残差进行单位根检验,即对验结果如表 2 所示；8 / 14 Engle 和 Granger 两步检验法进展 进行单位根检验；检名师归纳总结 - - - - - - -第 8 页,共 14 页精选学习资料 - - - - - - - - - 表 2 面板数据协整检验检验方法检验假设检验统计量检
20、验统计量的值P 值Pedroni 检验Panel v-Statistic 1.745369 0.0405 Panel rho-Statistic -0.752195 0.2260 Panel PP-Statistic -2.478029 0.0066 Panel ADF-Statistic -3.733962 0.0001 Kao 检验Group rho-Statistic 1.159762 0.8769 Group PP-Statistic -2.692395 0.0035 Group ADF-Statistic -4.290460 0.0000 ADF -7.035762 0.0000 P
21、anelrho 统计量和Grouprho 统计量不能拒绝原假设由表 2 的检验结果可知除外,其余统计量均说明应拒绝原假设,即认为面板数据的残差项为平稳序列,因此可以认为我国 31 个省份地区生产总值和地区货币供应的面板数据之间存在长期协整关系；4.4 模型的挑选及估量依据第三部分的介绍,求出联合模型、变截距模型和变系数模型的残差平方和分别为 78.988、3.234和 1.507,将这三个值分别代入式 5）、 其中,为除货币以外对经济影响的因素,包括各省的产业结构、固定资产投入、对外贸易额、金融机构数量和文化等一些个体特性,用于反映各省内部差异；为各省对货币政策的敏锐度；在进行模型估量之前仍需
22、要分析并判定截距项是由于固定效应引起仍是由随机效应引起,因此可借助似然比 LR）检验对此问题进行分析；似然比检验的原假设为固定效应是余外的,检验结果如表 3 所示；表 3 LR 检验检验统计量检验统计量的值P 值9 / 14 名师归纳总结 - - - - - - -第 9 页,共 14 页精选学习资料 - - - - - - - - - F 23.067216 0.0000 由表 3 可知在显著性水平为5%的条件下应当拒绝原假设,所以认为采纳固定效应是合理的；由此可以得到模型相应的估量值,估量结果如表 4 所示；表 4 变系数模型估量结果省份个体效应0.5340 省份个体效应1.9700 0.
23、7079 北京0.3968河南0.0021天津-0.57690.7009 湖北0.57330.6341 河北0.08990.6918 湖南0.89020.5965 山东0.25600.7157 陕西-0.03070.6332 辽宁-0.17220.7022 宁夏-0.66470.6128 江苏0.80070.6388 四川0.24970.6637 浙江1.30100.5566 重庆1.22730.4848 上海0.04430.6366 内蒙古-0.96280.7896 福建0.20220.6730 广西-0.21480.7148 广东-0.39320.7370 甘肃-0.22910.6454
24、海南-2.14820.8835 青海-0.40100.5971 山西0.04490.6186 新疆-0.07850.6177 吉林-0.99210.7790 贵州0.54640.5505 黑龙江-0.48470.7288 云南0.35280.5984 安徽1.20410.5685 西藏-1.01950.6534 江西0.18690.6468 总体效应通过表 4 中的估量结果可知各省对货币政策的敏锐程度的确有所不同,其中海南省对货币政策的反映最为敏锐,敏锐系数为0.8835,而需要留意的是海南省的截距项为负值,且用变系数模型对海南省截距项进行的检验并没有通过显著性检验 截距项的 P 值为 0.6
25、736）；而对货币政策最不敏锐的是重庆市,其敏锐系数为 0.4848；进一步可利用聚类分析对各地区货币政策敏锐性进行分类,分类结果如表 5 所示；表 5 聚类分析省份类别省份类别海南1 江苏2 内蒙古上海1 2 吉林1 湖北2 广东陕西1 2 黑龙江山西1 2 山东新疆1 2 10 / 14 名师归纳总结 - - - - - - -第 10 页,共 14 页精选学习资料 - - - - - - - - - 广西1 宁夏2 河南1 云南2 辽宁青海1 2 天津湖南1 2 河北安徽1 3 福建浙江2 3 四川2 贵州3 西藏北京2 3 江西重庆2 3 甘肃2 从表 5 中可以发觉货币政策对海南、内
26、蒙古、吉林、广东、黑龙江、山东、广西、河南、辽宁、天津、河北地区的影响比较大,对福建、四川、西藏、江西、甘肃、江苏、上海、湖北、陕西、山西、新疆、宁夏、云南、青海、湖南地区的影响相对弱一些,而对北京、安徽、贵州、重庆、浙江地区的影响最弱；进一步讨论发觉,从1994 年至 2022 年,海南省第一产业产值占该省总产值平均为 34%,为全部省市中最高；而像内蒙古、吉林、广东、黑龙江、辽宁等被分在第一 类省份的第一、二产业产值占各地区总产值的比例较高,如天津、黑龙江的其次产业产值平均占各自总产值的53.74%、53.19%；因此可以估量出货币政策对第一、二产业发达的省份影响比较大；被分为第三类的北京
27、市对货币政策不敏锐的缘由是其第三产业高度发达,1994年至 2022 年第三产业产值占其总产值的64.48%,其大型金融机构较多,银行体系发达,货币传导渠道较通畅,能够准时的对货币政策冲击做出反应,从而能够削减货币 政策冲击对实体经济的不良影响,因此货币政策对其经济的影响比较小；而同样被分 在第三类的安徽、浙江、贵州、重庆其产业结构相对而言比较平均,如贵州省三产的 结构平均占比分别为 24.8%、39.12%和 36.08%,这可能是导致对货币政策不敏锐的 其中一个缘由；从表 5 中仍可发觉上海市被分为其次类,上海市与北京市相比,其不仅第三产业 产值占总产值的比例较高,金融体系较发达,而且其其
28、次产业产值也占总产值相当大的比重,其次产业产值平均占总产值的48.92%,第三产业产值平均占总产值的49.57%；由于其其次产业的比重较大,因此也会对货币政策产生肯定的敏锐性,故将 其分为其次类；11 / 14 名师归纳总结 - - - - - - -第 11 页,共 14 页精选学习资料 - - - - - - - - - 然 而 本 文 结 果 与 国 内 一 些 学 者 的 研 究 结 果 并 不 完 全 相 同 , 如 刘 玄 和 王 剑2006）、宋旺和钟正生 :313-341. 4Sheila C Dow & Alberto Montagnoli. The regional tra
29、nsmission of UK monetary policyJ. Regional Studies, 2007, 416:797-808. 5Michael T. Owyang & Howard J. Wall. Structural breaks and regional disparities in the transmission of monetary policy. Federal Reserve Bank of St.Louis.Working Paper , 2005. 6George Geogopoulos.Measuring regional effects of mone
30、tary policy in CanadaJ. Applied Economics, 2022, 41:2093-2113. 7Ivo J.M. Arnold & Universiteit Nyenrode. The regional effects of monetary policy in EuropeJ. Journal of Economic Integration, 2001,163:399-420. 8Gert Peersman. The transmission of monetary policy in the euro area: are the effects differ
31、ent across countries.J. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 2004, 663:285-308. 9B linde r, A lan S. . C redit Ra tioning and E ffective Supply Failures. The Econom ic Journa,l 1987, 97 386: 327-352. 10Christiano, Lawrence J. andMartin Eichenbaum. Liquidity Effects and theMonetary TransmissionMechanism.TheAmerican Economic Review, 1992, 82 2:346- 353. 11Georgopoulos