双重非对称性本章作者：卢盛荣、李文溥、林光平。
在经济周期的不同阶段，货币政策效应存在着方向性与地区性非对称性。本章对中国地区间货币政策效应的双重非对称性进行研究。第一部分是文献回顾，第二部分对中国地区间货币政策效应双重非对称性进行统计观察，第三部分是地区间货币政策效应双重非对称性的实证检验，第四部分是稳健性检验，最后是结论及启示。
第1节 文献回顾
货币政策方向效应上的非对称性，即在经济周期的不同阶段，扩张性与紧缩性货币政策的效应非对称性已为诸多研究证实[Tsiddon（1991）、Caballero与Engel（1992）、Ball与Mankiw（1994）的理论研究；Delong与Summers（1988）、Cover（1992）、Morgan（1993）、Thoma（1994）、Rhee与Rich（1992）、Ammer与Brunner（1996）等对美国的实证研究；Karras（1996）对欧洲18个国家的实证研究，Garibaldi（1993）、Kim、Ni和Ratti（1998）、Weise（1999）等对货币政策的就业、产出与价格非对称性效应的实证研究；黄先开和邓述慧（2000）、冯春平（2002）、陆军和舒元（2002）、刘金全（2002）等对中国货币政策方向性效应的实证研究]。近年来，货币政策地区间效应非对称性问题也引起了关注。卡利诺和德菲纳（Carlino and DeFina，1999）、奥扬和沃尔（Owyang and Wall，2004）、若尔戈普洛斯（Georgopoulos，2001）、伊沃·J·M·阿诺德和埃弗特·B·弗鲁格特（IvoJ.M。Arnold and Evert B.Vrugt，2002a，2002b）、戴维·菲尔丁和卡尔维恩德·希尔兹（David Fielding and Kalvinder Shields，2005）等分别探讨了美国、德国、加拿大、荷兰和南非等国货币政策效应的地区间差异。
卡利诺和德菲纳（1999）发现，各州对联邦货币政策的反应差异明显，有时甚至巨大。奥扬和沃尔（2004）对美国八大经济区的研究表明，利率渠道和信贷渠道对货币政策区域效应有一定解释力。但是，货币政策的地区间效应差异随着时间推移有所变动。同时，他们还发现，由货币政策引起的经济衰退中，经济衰退深度的区域差异和银行部门的集中度相关，而经济衰退总成本的区域差异和工业构成（制造业比重）相关。
伊沃·J·M·阿诺德和埃弗特·B·弗鲁格特（2002a）运用VAR模型和IFR检验了德国1970～2000年利率冲击对地区产出的影响。发现货币政策的区域效应不同与产业结构相关，与企业规模和银行规模不相关。伊沃·J·M·阿诺德和埃弗特·B·弗鲁格特（2002b）运用地区和行业相结合的方法考察了荷兰1973～1993年货币政策的区域效应，证实了其在荷兰的存在性，而且和工业构成相关。戴维·菲尔丁和卡尔文德·希尔兹（2005）对南非9个省1997～2005年的研究表明，货币政策变化会对各地区的相对价格水平产生巨大且持续的影响。
国内学者关于中国货币政策效应的区域非对称性的实证研究，目前还比较少。宋旺和钟正生（2006）利用VAR模型和IRF检验；丁文丽（2005、2006）运用协整关系检验和格兰杰因果关系检验证实了中国货币政策效应的区域非对称性。
但是，既有的研究或是仅对货币政策的方向效应非对称性进行研究，或是仅对货币政策区域效应非对称性进行研究，没有同时考虑两者的研究。本章关注的问题是：货币政策效应的地区间差异仅仅是一种量级或时滞上的不同，还是一种方向上的系统性差异，抑或两者同时兼具？造成这些差异的原因及其可能的解释和推论。
第2节 中国地区间货币政策效应双重
非对称性的统计观察
在我国的经济周期过程中，地区间货币政策效应双重非对称性可以通过统计观察得到感性认识。
第一、货币政策效应的地区非对称性可以从同一货币区内不同地区经济周期的非同步性上得到间接证明。其思路是：在经济周期中，政府一般会采取货币政策进行调控。各地区的经济周期非同步，有可能是货币政策在各地区的时滞不一反应不一造成的。当然，这只是一种间接推论，很可能不同地区的经济周期本来就是不同步的，它也可能是财政政策等其他政策调控的结果。因此，对于统计观察的结果，我们需要进一步的实证检验。可以看出，长期以来，我国东、中、西部地区经济周期存在着非同步性。在本章 中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等11个省市；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省市；西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、内蒙古、广西等12个省市区。
1984～1992年是中国货币政策实施的初期阶段。该阶段各地区经济对央行货币政策的反应特征是：紧缩性政策的时滞要短于扩张性政策，东部地区经济对这两种政策方向的反应，无论在速度上还是在强度上要快于和高于中西部地区经济的反应。
1993～1996年，货币政策的目标是反通货膨胀。东部对适度从紧的货币政策的反应不仅是顺方向而且敏感，东部经济增长率比上一阶段下降了5.6%；而中部、西部对货币政策的反应是逆方向且较不敏感，中西部地区的经济增长率比上一阶段非但不下降，反而提高了1.1%、1.2%。
1997～2002年，央行实施带有扩张性的货币政策，其对地区经济运行影响看，东部地区基本上是顺方向的，经济增长率比上一阶段提高了1个百分点；而中部、西部地区则是逆方向的，经济增长率反而比上一阶段下降了3.2个百分点、0.4个百分点。
2003年至今。央行实行“稳健且适度从紧”的政策，东部地区经济增长率比上一阶段提高了2.2个百分点；而中部、西部地区经济增长率却比上一阶段分别上升了3.4个百分点、4个百分点。
总之，对于扩张性货币政策，东部经济的反应与央行的政策方向的一致性要高于中、西部经济；对于紧缩性货币政策，中、西部经济的反应与央行的政策方向一致性要高于东部地区。
第3节 地区间货币政策效应双重非对称性的实证检验
对于统计观察得出的假说，需要进行实证检验。
一、数据与平稳性检验
本章采用1978～2006年的时间序列数据，包括：实际货币供应量M，物价指数P，出口EX，全国实际产出Y，东、中、西部实际产出Y1、Y2、Y3.Mln（M2/P_GDP），P_GDP为GDP平减指数（1978年为100），PGDP平减指数，Y名义GDP/GDP平减指数，Y1、Y2、Y3计算方法同Y。所有变量均取自然对数，其原始数据从《新中国五十五年统计资料汇编》、《中国金融统计》及中国经济信息网数据库搜集整理得到。
为防止非平稳性时间序列计量检验可能产生的伪回归，在估计前先对所有变量用扩充迪基—富勒检验（ADF）进行平稳性检验。发现Y、M、P、EX和Y1、Y2、Y3都是非平稳的。对它们的一阶差分进行平稳性检验，结果表明，经过一阶差分以后的时间序列分别在1%、5%、10%显著性水平下都是平稳的。从变量定义可知，其一阶差分为全国实际产出增长率（GY）、通货膨胀率（π）、货币供给增长率（GM）、出口增长率（GEX）和东部、中部、西部实际产出增长率（GY1、GY2、GY3）。ADF检验结果参见附录。
二、模型设定与估计结果分析
根据货币政策决策机制集中、政策工具统一的特点，研究分两步：首先，估计全国的货币供给方程，得出正或负的货币供给冲击序列（残差项）；其次，纳入此前得到的货币供给冲击，估计各地区产出方程，计算正负货币供给冲击对各地区实际产出的影响。
第4节 稳健性检验
尽管已初步验证了货币政策对各地区实际产出的影响依赖于经济周期的不同阶段。但仍无法确保检验结果的稳健性及货币政策对产出影响的灵敏性。因此，我们构建具有马尔可夫区制转移的模型，对此前结论是否稳健（Robust）进行检验。根据本章所使用的变量数据，仅选择具有二状态二阶的马尔可夫区制转移模型。
一、具有马尔可夫区制转移的模型
根据汉密尔顿（Hamilton，1989）的模型方法，利用不可观测的离散变量Si∈1……，m表示某个时间序列中的区制状态，并且假设St是一个具有m状态的一阶马尔可夫链，其转移概率为：
pijP[StjSt-1i]，∑m
j1pij1，i1……，m（7.4）
具有区制划分的时间序列处于某个特定区制的无条件概率为：
piP[Sti]，∑m
i1pi1，i1……，m（7.5）
可以利用滤波概率或平滑概率来估计上述区制取值概率，而该估计值表示时间序列处于各种区制状态的可能性（Kim and Nelson，1999）。
于是可以得到具有马尔可夫区制转移的模型：
Zj（St）yjt-μj（St）——βj（St）Xt（7.6）
Zj（St）ρj1Z（St）+ρj2Z（St）+εjt（7.7）
其中，下标j1，2，3，表示东、中、西部；y1t、y2t、y3t为东、中、西部实际产出增长率；Xt为货币供给M2的增长率；估计得出依赖区制状态的均值向量形式用μj（Sjt）表示，其中，μj（Sjt）[μ1（St），μ2（St），μ3（St）]′，分别表示区制状态St下东、中、西部实际产出增长率的条件均值；βj[β1，β2，β3]′用于度量区制状态St下货币政策地区效应对各地区经济周期阶段的依赖性。
二、具有马尔可夫区制转移模型的估计与相关性分析
我们将各地区产出增长状态划分为2个区制，其中，区制1（St1）表示“低速增长阶段”、区制2（St2）表示“高速增长阶段”。μ1（St）、μ2（St）、μ3（St）分别表示东、中、西部产出增长过程中相应区制中的条件均值。由于区制阶段的限制，增长率条件均值的参数约束为：μj（1）＜μj（2）。β1（St）、β2（St）、β3（St）分别表示货币供给增长率在对应区制中对东、中、西部经济增长率影响系数的条件均值。
除区制1的西部地区产出增长率均值的估计值以及区制1的货币供给对东部、西部地区产出增长率的影响系数均值的估计值以外，其余参数估计在1%或5%的水平下均显著，这意味着模型估计的整体效果较好。东部两个经济周期阶段的增长率均值分别为9.5117、11.603，中部是10.170、11.270，西部是3.8001、9.3469，这分别对应着各地区经济“低速增长”、“高速增长”阶段的平均增长率。在东部的两个经济周期阶段，货币供给对其产出增长的影响系数均值为-0.0037247、0.65227，中部是-0.14817、0.038745，西部是-0.088282、0.13293.从这些各地区区制均值差异可以看出，我国东、中部经济增长率波动十分显著，而西部波动较少。各地区经济增长率的均值存在一定差异。货币政策对东、中、西部产出的影响效果呈现明显的非对称性。各地区在各自的高速增长阶段（区制2），货币政策对东部产出的影响系数明显大于对中西部（东、中、西部地区该系数分别为0.65227、0.038745、0.13293）。各地区在各自的低速增长阶段（区制1），货币政策对各地区产出的影响系数为负值，但东部产出的负向影响系数明显弱于中西部（东、中、西部该系数分别为-0.0037247、-0.14817、-0.088282）。
获得东、中、西部产出增长率的区制估计后，可以分别根据各地区产出增长率的区制划分，将相同区制中的产出增长率和货币供给增长率作为一组，计算不同区制（经济周期阶段）中产出增长率与货币供给增长率之间的相关性。计算结果为，东部产出增长率与货币供给增长率在全样本区域内的相关系数为0.6416，区制2内的相关系数为0.5969，区制1内的相关系数为-0.1222.随着区制状态中经济增长速度的提高，货币供给增长率与产出增长率之间的相关系数由负变正；中部产出增长率与货币供给增长率在全样本区域内的相关系数为0.3221，区制2内的相关系数为0.5227，在区制1内的相关系数为-0.1873.随着区制状态中经济增长速度的提高，货币供给增长率与产出增长率之间的相关系数由负变正；西部产出增长率与货供给增长率在全样本区域内的相关系数为0.4377，区制2内的相关系数为0.4439，在区制1内的相关系数为-0.1880.随着区制状态中经济增长速度的提高，货币供给增长率与产出增长率之间的相关系数也是由负变正。
计算结果表明，虽然整体上货币供给增长率与产出增长率之间存在正相关关系，但在不同区制内二者的相关关系有所不同。依赖于产出增长率的取值区间（即区制状态）。东、中、西部不同区制间相关系数存在差异。各地区在其增长速度较高时期，货币与产出之间的正相关关系，东部最强、中部次之、西部最弱；各地区在其增长速度较低时期，货币与产出之间的负相关关系，西部最强、中部次之、东部最弱。这就证实了各地区货币与产出之间关系的非对称性。
第5节 结论与启示
上述研究初步证实了：目前在我国，货币政策不仅存在方向上的效应非对称性：扩张性政策与紧缩性政策之间的非对称性，而且又同时体现为区域之间的非对称性：在中西部地区，扩张性货币政策的反应弹性小于紧缩性货币政策的反应弹性；在东部地区，紧缩性货币政策的反应弹性小于扩张性货币政策的反应弹性。因此，货币政策效应的地区间差异不仅仅是一种量级或时滞上的不同，而且是一种方向上的系统性差异，二者同时兼具，我们称之为货币政策地区间效应的双重非对称性。对于同一个中央银行的货币政策调控行为，东、中、西部地区的政策的反应不相同，而且这种不同，从动态角度看，具有累积效应，也即如果假定其他情况不变，那么，在较长期的经济周期过程中，中央银行统一的货币政策调控，会使我国现存的东、中、西部地区之间的经济差距进一步扩大。
深入研究产生货币政策地区间效应双重非对称性的成因，显然十分必要，但已非本章篇幅所允许。这里提出几点猜想性解释，以待进一步研究证实。
（1）地区经济周期的不一致，使逆经济周期的货币政策在不同地区效果不同。若A地区正处于经济过热期，而B地区正处于经济收缩期，此时，如果央行实行的是紧缩性货币政策，显然将会使后者的经济进一步衰退，而且下降幅度远大于前者；
（2）地区间经济发展水平差异。经济发展水平差距较大的不同地区之间，经济的扩张与收缩非同步，即使在发达国家内也是存在的。在这种情况下，货币政策的地区间效应非对称性一定程度上与地区间的资金利润率差异有关。当经济衰退时，央行实行扩张性货币政策，东部发达地区企业的资金利润率相对较高，容易获得增加的信贷投入，它使东部经济先行扩张；当经济过热时，央行实施紧缩货币政策，商业银行为了保证利润，往往先收缩利润率较低的中西部地区贷款，导致该地区经济先行收缩。东部地区先行步入景气区间，却后于中西部地区收缩，中西部地区后步入景气区间，却先于东部地区收缩，也就导致了两类地区之间的货币政策的地区间效应非对称性。
（3）地区间经济结构差异。地区间经济结构差异在一定程度上也是货币政策的地区间效应非对称性的一个原因。以产业结构而论，能够产生货币政策地区间效应非对称性的可能不是地区间上下游产业的不同分布，因为，上下游产业的不同分布，所导致的经济扩张与收缩的传递，更可能是时序继起的，从逻辑上看，不应出现货币政策的地区间效应非对称性。但是，如果地区间的产业分布带有明显的朝阳产业与夕阳产业的差异，那么，货币政策的地区间效应非对称性在逻辑上则是可能的。除了产业结构之外，其他的地区间经济结构差异对货币政策地区间效应非对称性的影响，也是值得探讨的。
（4）开放与市场发育程度不同。东部与中西部地区在对外开放与市场发育程度上的差别，也会造成货币政策的地区间效应非对称性。货币政策具有决策机制集中、政策工具统一的特点。尽管如此，对外开放与市场发育程度的不同，却会导致东西部地区在央行实施扩张或紧缩政策时，产生不同的反应。一般而言，东部地区由于对外开放程度和市场发育水平较高，FDI企业及民营企业比重大，市场比较活跃，在经济扩张期，当地经济对扩张的货币政策反应弹性会比中西部更大，而且由于交易和获利机会较多，其对扩张政策的响应力度也会比中西部更大；而在经济紧缩期，东部地区由于对外开放程度与市场发育水平较高，企业尤其是FDI企业和民营企业比起中西部地区的企业而言，获得其他资金来源的机会要更多一些，因而对紧缩政策的反应会较为迟滞，反应弹性会小一些。这也将导致货币政策地区间效应非对称性的产生。
货币政策双重非对称性的存在对于货币政策实践的意义在于：一般而言，民族国家必须实行统一的货币政策。但是，统一货币政策的基础是民族国家的市场是统一的，各地区之间的经济发展水平差异控制在一定范围之内，民族国家经济体因此构成了一个最优货币区。在现实经济中，这些条件当然只能是一种近似。因此，货币政策双重非对称性的存在对于货币政策实践提出的问题是：首先，民族国家经济体内部的地区间经济差异在何种范围之内，可以视为仍然属于一个最优货币区，从而实行统一的货币政策？其次，如果这个经济差异较大，那么大到何种程度，央行必须因地制宜地实行差别化的货币政策？差别化的程度应当控制在何种范围之内？最后，在特定时期内实行一定程度的差别化货币政策，目的在于促进地区间经济差距的缩小，最终实行全国统一的货币政策。但是，差别化的货币政策在多大程度上能够实现这一政策目标，也仍然是值得思考和讨论的。
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