本文讲述了关于我国货币政策效果的城乡差异的内容，供大家参考，接下来我们一起具体阅读下吧。
摘要：中国城乡经济发展不平衡，具有典型的二元经济结构特征，应该重视统一货币政策效果的城乡差异问题。本文采用改革开放后的年度数据，运用VAR模型和脉冲响应分析，通过对中国货币政策效应的实证研究表明，尽管货币政策对城乡经济的影响方向基本相同，但是影响程度以及时滞效应仍然存在明显差异。城乡收入差距以及金融系统发展水平的不同能够在一定程度上给予解释。
关键词：货币政策;城乡差异;VAR模型
一、文献回顾
一般情况下，在地区经济结构有明显差距的国家实行统一的货币政策，其政策效果必然在各地区产生较大的差异，这就是货币政策的差别效应。国外研究货币政策差别效应的相关文献比较丰富，货币学派的 Beare[1]利用简约式模型对加拿大平原地区的三个省份进行分析，指出各地区产品需求的收入弹性差异能够解释货币对不同区域造成的不同影响;新古典凯恩斯学派的 Fishkind[2]利用大型区域宏观模型分析，证实美联储的货币政策对印第安纳州经济的影响与对全美的影响相比存在差异，认为这主要是由印第安纳州的相对经济结构造成的;Rochoff[3]等人对区域利率差异和区域信贷可得性差异进行分析，认为地区间存在的成本和风险差异是最主要的原因;Karras[4]等人对欧洲国家货币政策不对称效应进行了研究;Carlino和 Defina[5]等人通过国家货币政策对区域经济周期波动的影响来鉴
收稿日期：2008-09-01
作者简介：李善燊(1980-)，陕西省平利县人，国际商务师，陕西师范大学国际商学院硕士研究生，研究方向：区域经济理论与政策;何炼成(1928-)，湖南省浏阳市人，陕西师范大学国际商学院名誉院长，教授，博士生导师，研究方向：政治经济学、发展经济学。
别货币政策的区域效应，指出经济结构的地区差异导致货币政策出现区域非对称效应。截至目前，国外已发展起来运用结构向量自回归模型来分析货币政策影响的区域差异。
相对来说，国内关于货币政策差异性的研究起步比较晚，而且多采用描述性研究、一般回归、因果分析等方法的居多。如张志军[6]等国内学者，在一定程度上研究了区域金融发展不平衡问题并一致认为应该实施差别化的货币政策，特别要向欠发达地区倾斜。最近几年国内学者也尝试采用国际流行的VAR，SVAR等计量模型来研究，如李成[7]、周好文[8]、丁文莉[9]、张晶[10]、杨开忠[11]等，但他们只局限于研究统一的货币政策在不同行政区域或者东、中、西地理区域间的差别效应研究。
本文在借鉴国内外研究成果基础上，尝试用向量自回归的研究方法，结合我国城乡二元经济结构特征，研究我国统一货币政策的城乡差别效应。本文分三部分论述，首先通过实证研究证实统一货
币政策对城乡经济影响的差异化存在以及这种影响的程度，然后分析产生差异性效果的原因，最后提出消除这种差异性后果的建议。
二、差异性影响的计量模型分析
1980年，西姆斯(Sims)针对大型宏观经济计量模型存在的不足，首次提出了非约束性向量自回归(VAR)模型，这种模型以多方程联立的形式出现，系统内每个方程右边的变量是相同的，包括了所有内生变量的滞后值，然后通过模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，进而估计出全部内生变量的动态关系。一个 VAR( p) 模型的数学形式是[12]：
yt=Atyt-1?+…+Apyt-p?+Bxt+εt
这里yt是一个 k维的内生变量， xt是一个d维的外生变量。A1， …，Ap和 B 是要被估计的系数矩阵， εt是扰动向量，它们相互之间可以是同期相关，但不与自己的滞后值相关即不与等式右边的变量相关。本文基于?VAR?模型计量分析步骤
(一)数据的选取与处理
本文对货币政策城乡效应的分析主要立足于从货币政策中介目标(货币供应量)到最终目标(经济增长)这一过程，指标选取1978～2004年度数据，具体为：1、狭义货币供应量指标m1;2、城乡经济产出指标，cy表示城市居民人均可支配收入，ny表示农村居民人均纯收入。以上数据是以1978年为基期，核算出年度CPI，年度城镇CPI，年度农村CPI，将名义货币供应量和城乡名义收入转化为实际值。数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》以及部分年度《金融统计年鉴》和《中国统计年鉴》。然后对这些经过整理后的数据进行对数调整，经过处理以后的变量序列分为3个序列组。
需要指出的是，根据已有的对货币政策传导机制的研究结果，我国货币政策的利率传导机制是低效的，利率市场化程度不高[13]，因此模型中未选取利率指标。
(二)数据的检验
1.数据的平稳性检验
对时间序列数据如果直接讨论各变量序列之间的关系往往会得出错误的判断 ，根据计量经济学理论应该先进行平稳性检验 ，本文采用 ADF方法检验，若原始序列非平稳，需要对数据再求一阶、二阶差分，直至其平稳才能进一步分析数据之间的关系。检验结果显示，原始序列的各变量，其ADF检验值均大于1%、5%、和10%显着性水平下的临界值，因而不能拒绝存在单位根的原假设，而经过一阶差分变换后，D(cy)和D(m1)的ADF检验值均小于1%、5%和10%的临界值，D(ny) 的ADF检验值小于5%和10%的临界值，因而拒绝存在单位根的原假设，三个数列一阶差分平稳。
：检验形式(C, T, K)中的C、T、K分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数，0是指方程不包括常数项或时间趋势项或滞后期，滞后期由AIC和SC信息准则判别。
2.变量间的协整关系检验
由于cy、ny、m1是非平稳的，因此不能运用传统的回归方法检验它们之间的相关性，为了考察cy、ny、m1之间是否具有长期稳定的关系，需要对其进行协整检验。由单位根检验知道，四个时间变量都含常数项不含趋势项，相应的协整检验也就应该选择包含常数项不含趋势项，根据AIC和SC准则可以确定这三个变量的最优滞后期为1。Johansen特征根迹检验和最大特征值检验表明在5%的显着性水平下，三变量至少存在一个协整关系。
3.Granger因果关系检验
在确认了变量之间的协整关系后，再进一步对它们进行基于VAR模型的滞后期为1的因果关系检验。表2的检验结果显示，实际货币供应和城市收入是农村收入的Granger原因，而城镇收入反倒是实际货币供给的Granger原因。这至少从数据检验上说明，城市收入对农村收入有带动作用，货币供应在短期内对农村收入有影响，而货币供应的动机却只来自于城镇居民收入的变化，这种非对称的互动机理势必进一步导致城乡收入的加大。 4.脉冲响应分析
经尝试对原始数列做脉冲响应稳定性较差，根据之前的ADF检验，3个序列变量都是一阶差分平稳，因此，将上述变量进行一阶差分后的VAR系统，经检验根模的倒数均小于1，模型具有稳定性，于是给定各变量一个标准差的初始冲击，对其他变量的响应过程进行10个年度的系统模拟，重点比较货币供应量、城镇收入、农村收入在响应速度、响应深度以及持续时间上的差异。不考虑变量对自身冲击的响应，图中第一列是给d(m1)一个单位的初始正向冲击，虽然城镇和农村在初始时期都是正向响应，但城镇收入对于货币供给的响应峰值更高，正向响应超过四期，而农村收入对货币供给的响应峰值低，且持续时间不到一期就开始波动;第二列是给d(cy)一个单位的初始正向冲击，货币供应在一期末正响应最大，且正向响应持续四期，农村收入在三期末正响应最大，之后缓慢收敛;第三列是给d(ny)一个正的初始正向冲击，在第一期货币供应的响应是略微负值，在第三期才达到最大正响应，城镇收入在前四期是负响应，在第二期负响应最大。这种响应趋势和格兰杰因果检验结果相呼应。 图1 各变量冲击的脉冲响应(虚线表示正负两倍标准差偏离带)
5.方差分解
脉冲响应描述的是模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。从表3对城镇收入变动和农村收入变动的方差分解能看出，货币供应的变化对城镇收入变化的贡献率较大，第一期就达到50%左右，其次是受自身变化的影响，农村收入的变动对城镇收入变动贡献率较小，前四期内不超过4%。而对农村收入变动来说，其贡献率的90%以上均来自身变动的影响，受货币供应变动和城镇收入变动的影响很小。这进一步说明了货币供应变动对城镇收入有效而对农村收入无效，农村收入变动自成封闭体系，二元经济结构特征明显。
三、差异性的原因探究
(一)我国城乡二元经济结构使货币政策效果产生差异
我国城乡二元经济结构的形成原因是多方面的，从大的发展思路上来看，首先着力解决主要矛盾和矛盾的主要方面，因此改革开放以后的非均衡发展道路，对外开放的格局，大力发展城市工业等战略思想使城镇优先于乡村发展;从政策实施倾向上看，城市化建设、产业布局、财政投入、社会保障等方面也是城镇优先于乡村发展;从市场机制发挥的效果来看，“自由市场力量的作用使经济向区域不均衡方向发展是一个内在的趋势”(缪尔达尔，《经济理论与欠发展区域》，1974年)也就是说即使不存在政策导向的因素，市场化的自发力量产生的极化效应也会使城镇优于乡村发展。二元经济结构一旦形成，对统一货币政策的实施就会产生差别效应。
1.从城乡收入增长趋势看，统一的货币政策效果会产生差别
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