基于状态空间模型的货币政策区域差异性研究
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摘 要：本文以全国及经济发展水平不同层次的山东、河南、云南三省为研究对象，采用状态空间模型，对我国1978—2010年统一的货币政策在稳定物价和促进经济增长方面所起作用的区域差异性进行研究。结果表明，我国统一的货币政策在不同区域对物价稳定和经济增长具有不同的效应，存在区域差异性。
关键词：货币政策区域效应；状态空间模型；平稳性检验
中图分类号：F822.0 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2013）05-0004-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.05.01
一、引言
货币政策作为国家宏观调控的主要工具，在影响国家经济发展中发挥着重要作用。理论上，一国所制定的货币政策是调控国家整体的经济形势，在内部各地区应达到一个一致性的效应，而实际上，由于各地区经济状况、金融发展等存在差异，货币政策在各地区之间所产生的效应具有一定的差异性。
20世纪90年代，我国实行积极的货币政策，国家较多的关注经济增长，忽视经济发展与通货膨胀的平衡，致使不良贷款增多等问题出现，使当时的中国政府面临化解金融风险和防范更大的金融风险出现的紧急目标。在此背景下，我国政府提出以“保持货币币值稳定，并以此促进经济增长”为目标的稳健的货币政策。该政策的实施，有效地弥补了由积极的货币政策所带来的金融缺陷，取得了一系列的成功，但一些消极影响也渐渐出现引起了人们的注意。稳健的货币政策在促进经济持续健康发展的同时，不可避免的遇到了各国普遍存在的区域效应差异性问题。
我国实行统一的货币政策，在不同经济层次地区采取相同的手段调节货币政策工具。由于各地区资源禀赋、经济水平和金融结构等不同，货币政策在各地区产生不同的效应，使各地区经济发展更加失衡。因此，在我国区域经济发展水平本身就存在较大悬殊的前提下，如何充分认识到货币政策所带来的区域差异性，明确其对各地区产生的不同影响并采取有效措施调节其地区差异成为制定货币政策的首要前提。
二、国内外文献综述
关于货币政策效应区域差异性的研究，最早始于Scott.Jr在1995年对美国信贷政策在地区传导机制中的时滞现象的研究，但早期对货币政策差异性的研究并没有形成一个系统的研究专题，货币政策效应的区域差异性并没有引起人们的关注。自20世纪70年代，关于货币政策效应区域差异性的研究才成为人们关注的焦点。1978年，Miller对货币政策对各区域经济产生影响的管道进行论述，并通过建立静态乘数模型对区域货币供给进行了分析。这一时期，各国货币政策系统混乱，关于货币政策区域差异性的研究文献并不多，且分门别类，研究结果较分散，对货币政策区域差异性产生及表现形式没有一个统一的认识。直到20世纪90年代以来，随着各国对国家货币政策的认识及调节，才有了较丰富的研究成果。这期间，关于货币政策区域差异性的研究主要集中于对美国和欧盟的货币政策，产生了大量的研究成果。Carlino（1998）和DeFina（1999）[1-2]应用VAR模型和脉冲响应函数对各州的货币政策冲击效应进行研究，得出了美国各州存在货币政策效应区域差异性的结果，并从三个方面解释了区域差异性存在的原因。M. T. Owyang and H. J. Wall（2004）[3]在证实了美国各地区存在货币政策效应区域差异性的基础上，首次从时间和空间两个方面论述了货币政策效应差异性，指出不同时期货币政策的区域效应不同。与美国相同，欧盟各成员国相对统一的欧盟货币政策所带来的冲击反映也各不相同。Taylor（1995）[4]通过对欧盟各成员国在货币政策执行效果上的研究，指出各成员国之间的差异是欧洲中央银行货币政策产生区域效应差异的重要原因。欧洲学者R.Ramaswamy和TSloek（1997）[5]以实际GDP、CPI和短期利率为变量，构建VAR模型对欧盟成员国之间的货币政策效应进行研究，并根据各成员国对货币政策的反映效应将各成员国分为两组，研究结果表明，欧盟各成员国之间存在货币政策效应区域差异，且两组成员国对货币政策冲击的反映时间和程度各不相同。从国外研究文献中可以看出，国际上普遍存在货币政策的区域差异性问题，在此背景下，我国学者对稳健的货币政策所产生的区域差异性进行了不同层次的研究。
我国关于货币政策效应区域差异性的研究文献主要集中于对东中西部地区之间、经济区域之间的差异进行的研究，文献研究方法主要采用VAR、SVAR及脉冲响应函数。于则（2006）[6]应用VAR模型和聚类分析方法，将我国分为东部、中部、西部、京津冀和东北五个区域，在对我国统一的货币政策各区域的冲击反映进行研究，并将各区域与全国水平的平均反映程度进行比较，得出我国各区域对于货币政策冲击存在不同的反映强度、反映时间等研究结果。张晶（2006）[7]采用2000年4月至2005年12月期间的月度数据，应用SVAR模型及脉冲响应函数，指出我国的货币政策对东、中、西部各区域的影响方向相同，但影响程度和滞后时间存在差异，且对我国存在货币政策区域差异的原因进行了一定程度上的描述。蒋益民、陈璋（2009）[8]应用SVAR模型和脉冲响应函数对我国经济区域的实证结果表明各区域之间存在货币政策效应差异，区域生产力水平的差异、区域产业结构和区域金融结构等都是影响货币政策区域效应的重要因素。耿识博、谢士强、董军（2005）[9]运用凯恩斯宏观经济理论，构建了货币政策区间不对称效应模型，通过对货币政策在不同地区的产出乘数进行比较，得出在经济是非物质的条件下货币政策对各地区产出乘数不相同的结果，证实了货币政策效应存在区域差异性。郭评生、吴伟军（2009）[10]采用1984—2006年的资料，对我国发达地区、次发达地区和不发达地区的货币政策效应进行研究，结果证实了我国货币政策效应存在区域差异性，且在此基础上进一步提出了中央银行在制定货币政策时应考虑各地区的不同情况，实施有差别的货币政策的建议。大量研究文献表明，我国稳健的货币政策存在一定程度的区域差异性。
到目前为止，国内学者对我国货币政策区域效应的研究日渐完善，但由于目前国际和国内经济形势瞬息万变，现有研究方法却只关注于某一时刻的经济形势，不能有效地表达经济结构等因素的变化所产生的影响，有一定的不足，且没有对我国货币政策整体效应作出详细的论述。本文从这一角度进行改善，应用含有变参数的状态空间模型，对全国总水平及山东、河南和云南省的货币政策效应的动态进行研究，并通过对各研究对象中变参数的比较，了解统一的货币政策对各研究对象产生的不同效应，进一步完善我国关于货币政策的区域效应的研究。
三、研究方法及数据处理
（一）状态空间模型
1.状态空间模型理论基础
状态空间模型是用于研究模型中包含不可观测变量的方法，这些不可观测的变量称为状态变量，通过对这些状态变量的估计，状态空间模型不仅可以分析经济状态随时间变化的规律，还可以验证所选状态是否能真实反映观测变量的情况。状态空间模型一般应用于多变量时间序列，线性状态空间模型共包括两个方程：
其中，T表示样本长度，yt是k×1维可观测变量，即因变量；？字t为k×m维量测矩阵，即自变量；？茁t是m×1维状态向量（允许包含不可观测变量），即可变参数阵；？琢t是m×m维状态转移矩阵；Zt是k×1向量，是有固定参数的可观测的解释变量的矩阵，？酌是固定参数向量；dt是m×1维向量，仅影响确定性的状态向量期望值；Rt是m×g阶矩阵；？滋t是k×1观测噪声，et是g×1维状态噪声，？滋t与et都服从均值为0的高斯分布，且两者相互独立，var？滋tet=Ht 00 Qt，Ht、Qt分别是？滋t与et的协方差矩阵。
时变参数？茁t是不可观测的变量，需利用可观测变量yt和？字t进行估计得出。一般假定变参数？茁t由AR（1）描述，状态方程表示如下：？茁t=？琢t？茁t-1+？着t，？着t表示误差项。本文对所有的固定参数均表示为常数向量，即对Zt？酌用k×1常数向量ct表示，因此本文建立如下的状态空间方程：
对状态空间模型中未知参数的估计，一般采用卡尔曼滤波得出。
2.卡尔曼滤波
在一个模型被表示成状态空间模型时，可以用卡尔曼滤波对其求解。卡尔曼滤波算法的基本思想是：在扰动项和初始状态向量服从正态分布的前提下，通过预算误差分解计算似然函数，对模型中的未知参数进行估计，并对状态向量进行连续修正以得到最优估计值。
分别用？茁t|j和Vt|j表示？茁t的条件均值向量和条件协方差矩阵，则用卡尔曼滤波处理的正是j=t-1和j=t两种情况。
这样一步预测、一次滤波不断的重复下去，得到最终的？茁t和Vt，则？茁t和Vt就是上述卡尔曼滤波过程中，在给定初始条件均值和方差的条件下，所能获得的状态向量最优估计值的统计量。
（二）分析区域的确定
依据各年人均GDP水平对全国所有省市做聚类处理，将全国所有省市分为三类，为三个经济层次，本文从每个经济层次中挑选出一个省份进行研究。为了更准确的表达货币政策效应，本文还选择了全国总水平的数据进行全国层面的分析系统，并将全国总水平货币政策效应作为各省份货币政策效应的参考层面，用来更详细的描述各省份货币政策效应的区域性。
（三）数据处理过程
1.变量的选择
本文选择广义货币供应量M2（单位：亿元）为货币政策的变量，用接近于广义货币供给量的金融机构贷款余额表示。我国现行的稳健货币政策的最终目标为“保持货币币值稳定，并以此促进经济增长”，货币政策的效应主要体现在消费水平和经济增长方面。因此，本文用居民消费价格指数CPI和人均GDP作为货币政策效应的变量，选取1978—2010年国家及山东、河南、云南三省各年的统计年鉴，其中，国家CPI来自财新网，国家金融机构贷款量来自中国年鉴信息网（中国统计年鉴摘要），且CPI指数以1978年为基期，其指数定为100。为消除异方差的影响，对数据进行处理，分别求的各指标的对数值，得到的数据分别表示如下，用LM2、LGDP、LCPI表示全国总水平三个变量，用LSDM2、LSDGDP和LSDCPI表示山东省三个变量，用LHNM2、LHNGDP、LHNCPI表示河南省三个变量，用LYNM2、LYNGDP、LYNCPI表示云南省三个变量。
2.变量的平稳性检验
状态空间模型要求变量是平稳的，因此在应用状态空间模型进行估计之前需要检验变量的平稳性，本文采用ADF的方法检验变量的平稳性，检验结果如表1。
由上述检验结果可知，各变量都是不平稳的，不能直接运用状态空间模型，需要对变量进行一阶差分后再检验平稳性，检验结果如表2。
由表2中的检验结果可知，各变量的一阶差分序列DLGDP、DLCPI、DLM2、DLSDGDP、DLSDCPI、DLSDM2、DLHNGDP、DLHNCPI、DLHNM2、DLYNGDP、DLYNCPI、DLYNM2均平稳，表明各变量均为一阶单整，可以运用状态空间模型。
四、实证分析过程
（一）货币政策对保持物价稳定的区域效应分析
分别建立各地区货币供应量对消费者价格指数影响的状态空间模型，为简便起见，本文只考虑状态变量的一阶滞后形式，建立各地区模型如下：
括号内为检验统计量的值，检验结果表明在1%的显著性水平上显著，且拟合模型的残差序列检验结果显示模型是显著的，不存在伪回归。
为了更直观的表示各地区M2对CPI的影响程度的变化趋势，本文建立了量测方程变参数随时间变化的序列值，图1为各地区M2对CPI的影响程度的系数图。
由图1可知，自1978年以来，我国货币供给量对物价的影响系数可分为三个区间进行分析。1978—1988年间我国经济较不发达，货币政策对各地区物价产生的影响程度在逐渐减少。1988-1998年间，由于我国积极的货币政策的影响，我国货币政策较多的关注经济的增长，不注重稳定物价，货币政策对物价的影响系数逐渐增大。1998年以后，由于我国稳健的货币政策的实行，货币政策对各地区物价的影响都比较平稳且影响系数逐渐减少。虽然货币政策对各地区物价的影响系数近年来的运动趋势虽有一定的相同，但仍存在着差异，山东省和云南省相对而言都比较落后。货币政策对保持物价稳定结果表明，无论是在经济较发达地区或在经济不发达地区，货币政策对稳定物价的作用都较弱。
（二）货币政策对促进经济增长的区域效应分析
同样运用状态空间模型，本文建立了如下的货币供给量对经济增长的影响系数模型：
括号内为检验统计量，各参数在1%的水平上显著，并且对各模型的残差序列的检验结果表明模型是平稳的，不存在伪回归。
货币供给量对经济增长的影响系数随时间变化的序列值如图2所示。
从图2可知，我国货币政策对经济增长的影响波动较小，且各地区之间具有明显的差异。货币政策对经济增长的影响与各地区的经济水平具有正相关关系，货币政策对发达地区山东省的经济增长的影响系数较大，其次为经济较发达地区河南省，经济不发达地区云南省最小，货币政策对山东省、河南省的经济增长的影响系数处于全国平均水平之上，对云南省的经济增长的影响系数处于全国平均水平之下。1998年以前，货币政策对经济增长的影响系数具有微小的变化，1998实施的稳健的货币政策以来，货币政策对经济增长的影响系数基本保持不变。
五、结论
本文通过建立状态空间模型，对货币政策在保持物价稳定和促进经济增长方面所产生的区域效应进行比较，结果表明我国货币政策效应存在区域差异，其具体表现如下：
1.货币政策在保持物价稳定方面存在区域差异。本文通过对全国平均水平和不同经济层次区域的研究，我国货币政策在保持物价的稳定方面，仍有差距。货币政策对经济发达、不发达地区物价上涨的影响系数较大，而对经济次发达地区物价上涨的影响作用较小。
2.货币政策在促进经济增长方面存在区域差异。通过对不同地区货币供给量对经济增长影响系数的比较，本文发现货币政策对经济增长的影响程度与经济发展所处阶段相关性不强，货币政策对经济增长的影响系数较为稳定。货币政策对经济发达地区的经济增长具有较高的促进作用，其影响系数高于全国平均水平，对经济欠发达地区的经济增长影响系数低于全国平均水平，货币政策在促进经济增长方面具有区域差异性。
参考文献：
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