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异质空间资本流动视角下货币政策区域效应探究摘要：包含自然结构与经济结构的空间异质性是造成 资本在区域间流动的深层原因，而资本在区域间的流动将使 统一货币政策产生区域非对称性效应资本净流入省份存在 正效应、净流出省份存在负效应、净流入黏性省份存在平效 应而且实际利率和资本收益率是资本在不同区域间流动的 导向标，只有提高经济欠发达省份的实际利率和资本收益 率，促进资本向经济欠发达省份流入，才可能真正实现区域 经济协调均衡发展关键词：货币政策；资本流动；异质空间；LSTVAR模型一、引言改革开放以来，我国经济增长取得了举世瞩目的成就， 业已成为仅次于美国的世界第二大经济体然而，在经济快 速增长的同时却存在一系列的结构扭曲现象，其中区域结构 的非均衡发展便是这一现象的典型表现统计数据显示{1}, 1978年,广东省与贵州省的GDP之比为3.99,到2012年, 该比值已经上升为8. 39,区域差距扩大态势明显如果无法 有效处理和解决这一问题，区域发展过度失衡势必会阻碍中 国经济的持久、协调、高效发展，并引起一系列严重的社会 问题因此，深入研究经济增长中区域发展不协调、不均衡 的现象和作用机理，并找出促进区域协调发展的政策措施， 是我国理论工作者亟待研究的重要理论与现实课题。

解释区域发展差距的理论较多，但货币政策的区域效应 是重要的理论视角之一这是因为货币政策不仅是宏观经济 总量调控的重要手段，对于熨平经济周期，促进经济持续稳 定健康发展起到了巨大的作用，而且，对于发展中的大国来 说，由于存在各区域自然条件、历史背景、经济基础、产业 结构和金融结构等方面的异质性，统一的货币政策会产生不 同的区域效应，并可能扩大区域之间的发展差距关于货币政策区域效应的研究，自Scott (1955) {2} 首开先河之后，众多学者探讨了这一问题首先，从研究方 法来看，大致可分为三类：一是向量自回归(VAR)，该方法 由于不需要先验的理论分析和可避免"卢卡斯批判”而被 广泛应用于货币政策的区域效应研究Fielding和Shield (2006) {3}、刘玄和王剑(2006)⑷、丘斌和邓佑甜(2009) {5}等二是结构向量自回归(SVAR), SVAR模型基于VAR系 统参数附加结构性的约束条件，并考虑了当期的影响，得出 的研究结论也就更加可靠如Giacinto (2002) {6}、曹永 琴(2007) {7}、Georgopoulos (2009) {8}、Todd Potts (2010) {9}等。

三是其他方法，如Clausen和Hayo (2002) {10} 采用半结构动态模型；刘金全、郑挺国(2006) {11}应用 Markov模型；赵书杨和康宇虹(2011) {12}采用CRS和VRS 方法等虽然上述文献大多数都证明货币政策对不同区域的 影响确实存在显著的差异，但文献所采用的VAR、SVAR等方 法都是基于线性假设，未曾考虑复杂经济变量之间的非线性其矢从区域效应形成的原因研究来看，基于VAR与SVAR 模型的研究，事实上是将货币政策的传导系统看成一个"黑 箱”来对待的，很难打开“黑箱”分析货币政策区域效应的 形成机理，即使将某些因素引入模型，也只能形成零碎的个 因分析，难形成系统的解释框架如宋旺和钟正生(2006)、 曹永琴(2007)等从货币政策传导机制差异的角度来解释货 币政策区域效应的成因；Montagnoli (2007)、周孟亮和李 明贤(2009) {13}等研究认为金融结构的空间差异是产生货 币政策区域效应的重要原因；而Arnold和Vrugt (2002)、 Georgopoulos (2009)等证明经济结构的区域非均衡是导致 货币政策区域效应的根本原因。

最后，从对我国的区域划分来看，主要有三分法、四分 法和八分法三种三分法为东部、中部、西部；四分法为东 部、中部、西部和东北；八分法为东北、北部、东部、南部、 黄河中游、长江中游、大西南、大西北这些划分虽然都有 一定的理论依据和道理，但在研究之前先入为主，事先圈定 一个货币政策效应区域，似乎有违研究的逻辑性本文区别于国内同类研究，主要有三点不同之处：(1) 在研究方法选择上，基于省级行政的相对独立性和复杂经济 综合体，对VAR模型进行了必要的非线性检验，对于存在非 线性关系的数据，采用LSTVAR模型进行分析，从而提高研 究结论的可靠性和准确性｛14｝； (2)在区域划分上，先就省 级经济对统一货币政策的广义脉冲结果进行分析，然后归类 进行区域划分，使区域结构更加科学和更具有现实意义；(3) 基于不同区域的空间异质性(包括自然结构和经济结构)， 从资本流动角度对货币政策区域效应的形成机理进行科学、 合理的理论解释，并给出相应的政策建议二、异质空间与资本流动的理论分析一般来说，如果系统或系统属性在空间分布上具有不均 匀性及其复杂性，那么这样的空间称之为异质空间系统属 性可以是空间所涉及的任何变量，复杂性涉及系统属性的定 性或类型描述。

我国区域辽阔，各区域历史条件、自然环境 差异显著，不同区域的经济结构和经济发展水平不同，异质 性显著根据柯布-道格拉斯生产函数：Qi=AiKiaLi0 u i, i=l, 2, 3,…，n (1)(1)式中Qi表示产出，Ai表示综合技术水平，Li表 示投入的总劳动，Ki表示投入的总资本，a、B分别表示 劳动和资本的产出弹性系数，Hi表示随机干扰的影响， liWl, i表示不同的区域1)式不仅表明不同区域的产出 是不同资本和劳动投入量的函数，而且在异质空间的假定条 件下，不同空间还存在着不同的生产函数由于本文立足于 分析货币政策，从而主要考察资本要素，或在资本劳动比率 （工资）存在差异的条件下，将劳动看成是被资本动员或随 资本流动的要素资本流动受多种因素影响{15},在异质空间概念下，本 文将这些因素划分为自然结构与经济结构两个方面自然结 构主要是指与人类生活要求密切相关的自然条件，在投资者 追求生活幸福指数的驱动下，即使不同区域的投资边际成本 等于边际收益，即边际资本收益率相等甚至略有降低的条件 下，资本也会从自然结构差的区域流往自然结构好的区域经济结构主要是指产业结构、金融结构、制度结构等经济条 件，正是由于这些条件的不同，使不同区域存在不同的投资 边际成本与边际收益，从而导致资本从边际收益率低的区域 流往边际收益率高的区域。

需要特别强调的是，当自然结构 差的区域存在某种投资机会使资本边际收益率高于投资者 追求生活幸福指数的心理界限时，资本会从自然结构好的区域流往自然结构差的区域这种逆自然结构的资本流动将使 该区域的资本净流量减少甚至趋向于零，从而出现“资本净流动粘性” o 虽然影响资本收益的因素较多，但最主要的是利率，而且为考察投资机会成本的变化，本文以实际 利率为分析的主要指标李志❷（2002） {16}曾构建了企业 的生产函数如下：■ (I, p) =A (I-H) aO,, (2)其中I表示用于生产的资本，■为进行生产所必须的最 低资本投入，A>0, ?琢丘(0, 1), p为项目成功的概率 本文将该模型进行了改进和扩充，于是得到了企业收益函 数：Wi=A (I-B (ri)) a-I (1+Rj) (3)其中，Wi为企业的总收益，此时■仍为在i地区进行生 产的最低资本投入，它包括厂房、设备、劳动力工资等由 于通货膨胀率高的地区，这些费用比较高所以，■可以看 作通货膨胀率？仔i的增函数，又由于实际利率计算公式为 名义利率(R)减去通货膨胀率：r=R-?仔所以投资成本 为实际利率ri的减函数，即dH/driO (4)这说明企业收益率Wj是关于ri的增函数。

因此，在假 定其他条件不变的前提下，如果ri>rj (i, j代表两个不同 地区)，则Wi>Wj,资本会从j地区流往i地区，从而实现利 润最大化在(2)式中，Wj对I求偏导可得：Wi=H=-A?琢(【-■ (ri)) a -1-Rj (5)Wi就是企业收益率，只有当Wi〉0时，企业才会进行生 产并且Wi的值越大，企业进行生产的积极性越高因此, 在假定其他条件不变的前提下，如果Wi>Wj (i, j代表两个 不同地区)，资本会从j地区流往i地区，从而实现利润最 大化基于以上两个方面，本文可以得出如下两个假设：假设1:在统一货币政策的持续冲击下，由于存在空间 异质性，资本将从实际利率低的地区流往实际利率高的地 区，从而使实际利率高的地区实现较快增长，产生货币政策 的区域非对称性假设2：在统一货币政策的持续冲击下，由于存在空间 异质性，资本将从资本收益率低的地区流往资本收益率髙的 地区，从而使资本收益率高的地区实现较快增长，产生货币 政策的区域非对称性三、货币政策区域效应的实证分析1.研究设计本文实证分析的基础方法主要是VAR模型，但为了处理 异质空间的复杂性而导致的不同区域中可能存在的非线性 问题，考虑引入Weise在1999年提出的逻辑函数平滑转移 向量自回归模型(Logistic Smooth Transition Vector Autoregression)模型，简称 LSTVAR 模型｛17｝。

LSTVAR 模 型是多方程非线性模型，并且以逻辑函数为转移函数 LSTVAR模型以VAR模型为基础，因此首先定义一个VAR模型:Xt=A0+AlXt-1+…+ApXt-p+?着 t, ?着 t〜IID (0, ? 赘)(6)根据Weise (1999)原假设(1)的备择假设，LSTVAR模型为:Xt二AO+AIXt-1+…+ApXt-p+ (BO+BlXt-l+…+BpXt-p) F(zt) +?着 t (7)F (zt) = (1+exp{-?酌(zt-c) /?啄 t} ) -1-1/2 (8)其中，Xt= (Xit…Xkp),逻辑函数F (zt)介于0到1 之间zt表示经济状态的转移变量，参数c是门限值，?酌>0 是平滑参数如果？酌接近0,那么F (zt)收敛到一个常 数，模型变为线性的如果？酌趋向无穷大，则模型动态离 散性跳跃变化依赖转移变量zt是否大于门限值的门限自回 归模型参数？啄z是转移变量zt的标准差，通过除以？ 啄z使zt对门限值的偏离标准化，以利于平滑参数的解释在(8)式中，当？酌一00时，门槛变量是两种线性方 程相交替时的转折点；当？酌一0时，LSTVAR模型均成为 一个线性模型。

因此，判断模型线性的原假设和备择假设为： HO： Y=0, Hl： Y >0o其次，通过LM检验考察模型的非线性特征步骤如下: 对方程(4)进行逐步回归，根据回归结果获得残差拟合值？ 着it,并计算每个方程的残差平方和SSRil=S?着it2；对 每一个?着 it 关于 Xit-1,…，Xit-p, ztXit-1, •••, Xit-p, 进行回归获得残差拟合值？滋it,并计算残差平方和 SSRi2二工？滋it2 ；对每个i计算LM统计量LMi=T (SSRil-SSRi2) /SSRil,其中T是样本观测值个数在原 假设下LM1服从？字2 (pk)分布在小样本中，等价的F 统计量是：F=[ (SSRil-SSRi2) /pk]/[ (T- (2pk+l))] 通过F统计量或者？字2统计量的观察值与临界值判断是否 拒绝原假设，考察模型的非线性特征最后，利用T-0-0网格点搜索法(Grid Search)选出 最优的转移函数，采用非线性OLS法估计LSTVAR模型的各 项参数2.数据的选取与处理根据凯恩斯货币政策传导机制和我国货币政策传导过 程中相关数据的可获得性，本文选择30个省份(西藏除外) 的实际产出增长率(y)、货币供应增长率5)、投资增长率 (i)、信贷增长率(1)和实际利率(r)。