中共山东省委党校校刊部 张蕴萍
山东大学经济研究院 陈言、张明明
摘要；货币政策产生城乡结构效应，主要是由于城乡二元经济结构下，我国城乡间信贷资源供求严重失衡。研究表明，货币政策是通过信贷规模和货币供应变量的变动实现对城乡经济的影响和调节，其中信贷规模的影响更显著；货币政策对于城市与农村地区收入的影响时滞具有差异，农村地区对于货币政策的反应程度具有滞后性，而城市地区的反应程度较为灵敏；信贷对于城市人均收入的提高有更强的影响，这反映了在我国城乡二元经济结构体制下，经济政策优先促进城市发展，城市的经济增长显著快于农村地区。减少货币政策城乡结构带来的负面影响，提高货币政策传导和调控的有效性可通过以下政策：一是破除城乡二元结构，促进城乡一体化发展；二是提高货币政策调控方式的灵活性，实行城乡差别化的金融政策；三是完善农村金融体系，提高农村金融发展水平。
关 键 词：货币政策传导机制；城乡二元结构；SVAR模型
中图分类号：F820.2 文献标志码：A 文章编号：1002-462X(2017)10-0130-07
标题注释：中国博士后科学基金“税收政策与内生经济波动”(2014M560539)，山东大学人文社会科学青年团队项目“开放经济下的宏观经济稳定性研究”(IFYT17053)。
作者简介：张蕴萍，女，中共山东省委党校校刊部副教授；陈言，男，山东大学经济研究院讲师，博士后研究人员；张明明，山东大学经济研究院硕士生。
一、引言
新中国成立后，为了优先发展重工业，中国政府施行了“以农养工”“以乡养城”的政策，以实现快速工业化，从而形成了城乡二元经济结构。改革开放以来，政府继续沿用向工业和城市倾斜的政策，大力推进工业化和城市化发展，城乡之间在产业结构、投资状况和居民消费等方面差距进一步加大。城乡发展不平衡严重制约着中国当前和未来的经济发展，对此国家高度重视，近年来一直将“三农问题”作为政府工作的重中之重。中共中央和国务院多次提及统筹城乡协调发展问题。“十二五”规划提出促进社会主义新农村建设和城镇化健康发展。“十三五”规划又进一步提出推进农业现代化和新型城镇化建设，推动城乡协调发展。十八大报告指出城乡发展一体化是解决“三农”问题的根本途径，要构建新型的城乡、工农关系。在此背景下研究中国的货币政策是否会在城乡之间产生不同的影响，具有重要的现实和政策意义。
在货币政策实践中，货币当局通常在一国范围内实行统一的货币政策，关注总量调控效果，但是不同地区存在资源禀赋、技术水平和经济发展水平等的差异，这可能导致不同地区会对统一货币政策产生不同的反应，也即货币政策的结构效应。近年来，货币政策的结构效应问题得到了广泛关注，国内外学者对货币政策的产业结构效应和区域结构效应的运行机理进行了深入研究(Raddatz和Rigobon，2003[1]；Romer et al.，1998[2])，但鲜有文献关注货币政策效果的城乡差异问题。因此本文使用中国1990-2014年的年度数据，构建结构向量自回归模型(Structural Vector Autoregression，即SVAR)，分析货币政策冲击在城乡地区不同的反应深度和反应时滞，讨论中国货币政策效果的城乡差异问题，并针对当前二元经济结构下城乡经济发展失衡的难题给出统筹城乡经济发展的建议。
二、文献综述
货币政策不仅会产生总体效应，影响总产出、物价和就业水平，也会产生经济结构效应，对不同的经济部门产生异质性的影响[1]，我们将其称为货币政策的经济结构效应。这方面研究是比较新兴的领域，下面简要介绍该领域的研究进展。
(一)货币政策的产业结构效应
不同行业的价格黏性和融资需求不同，因此货币政策会影响产业结构。不少研究讨论了货币政策对产业结构影响的差异性以及作用机制。Raddatz和Rigobon(2003)通过研究美国的数据发现，货币政策在不同部门间影响程度不同，高利率敏感性部门与低利率敏感性部门相比，具有更大的周期性波动[1]。Georgopoulos和Hejazi(2009)通过研究利率对加拿大不同行业产出的影响发现，货币政策存在着显著的行业效应，并且这种效应是由利率渠道和信用渠道形成的[3]。
国内学者分析了中国货币政策对三大产业、产业内部不同行业影响的差异性，并从货币政策不同传导渠道的角度进一步探究具体作用机制。戴金平等(2008)考察了1996-2004年三大产业对利率冲击的敏感程度，发现第一、二产业敏感度较高，第三产业的敏感度较低，不同产业对货币政策冲击的反应程度的差异源自产业市场结构和要素密集度的差异[4]。徐涛(2007)通过分析36个不同行业对货币政策的反应程度，指出中国货币政策存在明显的行业效应，不同行业对货币政策冲击的不同反应是由财务状况、企业规模和行业自身特征等因素造成的[5]。吕光明(2013)采用1999-2011年的数据建立SVAR模型实证得出，三大产业对不同货币政策传导渠道冲击作用的反应程度是有差异的：第一产业在利率传导渠道中反应程度最小，在信贷传导渠道中反应程度居中；第二产业在两个渠道中反应程度均为最大；第三产业在利率渠道中反应程度居中，在信贷渠道中反应程度最小[6]。
目前，国内外学者对于货币政策的产业结构效应研究主要按产业类别展开，或按某一产业领域内具体的行业类别进行研究。货币政策的产业结构效应是通过货币政策传导机制实现的，对于货币政策传导机制的研究多集中于利率渠道，对于货币供应量这一中介目标以及信贷渠道进行的研究相对较少。
(二)货币政策的区域结构效应
众多研究表明，货币政策的确存在区域效应。那么，统一的货币政策是如何产生区域效应的呢，其作用机制如何?关于货币政策区域效应原因的研究主要集中于从货币政策传导的角度分析区域效应的作用机制。Arnold和Vrugt(2002)发现，荷兰产生货币政策区域效应的原因在于不同地区的行业构成不同，对利率敏感程度较高的行业集中的区域更易受到货币政策的冲击[7]。Owyang和Wall(2004)考察了美国的情况，认为利率渠道和信贷渠道同时造成了货币政策的区域效应[8]。另有学者认为银行规模与信贷渠道关系密切，银行的规模大小决定了其资金获取能力，当遭遇货币政策冲击时，大银行更易获取资金，因而大银行聚集的地区对货币政策冲击的敏感程度低。
国内学者虽然对货币政策的区域效应关注较晚，但也开展了大量有价值的研究。不同地区产业的特征因素会对利率弹性造成影响，如产业的发展阶段、技术水平、产品的市场结构、生产要素的密集程度等，因此各区域产业结构对利率的敏感性存在差异，造成货币政策的区域效应。胡振华和胡绪红(2007)发现，中国中部的六省存在货币政策的区域效应，原因在于省际资本市场的完善程度有差异，并提议建立地区性的证券交易中心，以促进中部经济协调发展[9]。蒋益民和陈璋(2009)运用1978-2006年的数据构建SVAR模型实证得出，中国货币政策存在明显的区域效应，并指出区域金融结构和生产力水平比区域产业结构更能解释货币政策区域效应产生的原因[10]。
综合来看，国内外学者对货币政策区域效应的存在性及原因进行了研究，基本都认同货币政策具有区域效应，学者们分别从货币政策传导渠道、不同地域的产业结构、金融环境等多方面探究了区域效应的原因。由于不同学者研究的货币政策传导渠道不同以及使用的分析方法不同，得出的结论不完全一致。
(三)货币政策的城乡结构效应
国外有关货币政策的城乡结构效应研究，多集中于探讨货币政策、金融发展与收入差距的关系。相关研究认为金融发展与收入差距呈“倒U”关系。经济发展初期由于财富门槛的存在，穷人无法跨越财富门槛享受金融服务，穷人与富人收入差距较大；而当经济发展到金融中介比较健全的阶段，穷人的财富积累能够跨越门槛享受金融服务，收入差距缩小。Wei和Wang(1997)发现，中国的国有银行存在信贷歧视，更倾向于向国有企业贷款，国有企业大多分布在城市，中国的金融资源配置具有明显的城市化倾向，导致城乡经济发展和城乡居民收入的差距[11]。Romer et al.(1998)认为，货币政策在长期通过控制通胀水平和总需求的波动可以改善收入分配，永久性增加穷人的福利。
近期国内学者也对货币政策的城乡结构效应做了相关研究。李善燊和何炼成(2008)采用狭义货币供应量M1和城乡人均收入指标建立VAR模型，发现货币政策对城乡经济的影响方向大致一样，但对农村经济的影响程度较轻且具有明显的时滞性[12]。姚德权和黄学军(2011)通过SVAR模型实证研究发现，货币供应量和银行信贷与城乡收入具有稳定关系，城镇收入比农村收入对货币政策的敏感程度更高，货币供应量对城镇收入的影响程度更大，而信贷规模对农村收入的影响程度更大[13]。丁攀和李素芳(2011)对2001-2012年间131个变量构建FAVAR模型，发现价格型的货币政策对城乡居民收入没有显著影响，而数量型的货币政策有显著影响[14]。
国内外学者对于城乡问题的研究，落脚点多在收入差距上。尽管不同学者对于收入差距的研究方法不同，但一致认为金融发展和货币政策在长期都可以降低贫困比例，减少收入差距。
三、实证研究
(一)模型与数据
传统宏观计量经济学通过构建联立方程组等方法来研究宏观变量的动态关系，但该分析方法无法对变量间的动态关系提供严谨的说明，变量间的内生性问题使得方程的估计和推断变得困难。VAR模型则把整个系统中每个内生变量作为所有内生变量的滞后值的函数，常用来分析随机扰动对变量的动态冲击。但是VAR模型通常与宏观经济理论的联系比较松散，为了克服该问题，学者们提出了结构向量自回归模型(SVAR)，该类模型在有关货币政策的研究文献中受到广泛应用。我们使用含有4个变量的p阶SVAR模型：
是主对角元素为1的矩阵，且 ≠ 。当 是一个下三角矩阵时，称SVAR模型为递归的SVAR模型，且当 是主对角元素为1的下三角矩阵时，SVAR模型恰好识别。
对于货币政策中介目标的选择与设定，一国会根据自身的经济运行状况来决定。在货币政策实践中，货币供应量、信贷规模、利率、汇率以及通货膨胀率等常被用来作为货币政策中介目标。中国长期以来实行利率管制，利率市场化改革进程缓慢，以利率作为中介目标存在缺陷。有学者证实了同业拆借利率、国债回购利率、储蓄存款利率等利率指标对经济缺乏解释能力，中国货币政策的中介目标实际上是信贷规模和货币供应量M2[15]。基于此，本文的货币政策变量选取实际广义货币供应量(记为M2)和信贷规模(记为l)两个指标。考虑到城乡人均GDP存在数据缺失以及城乡人口差异较大的现状，本文采用城镇居民人均可支配收入(记为ui)和农村居民人均纯收入(记为ri)分别度量城市与农村经济产出。根据数据可得性，本文选择1990-2014年年度数据。信贷、货币供应量数据来自国家统计局，城镇居民人均可支配收入和农村居民家庭人均现金收入数据来自国泰安数据库。参考已有研究，对数据进行对数处理，处理后变量分别记为ll、lm、lui、lri。
图1显示了货币政策的变动(以货币供给和信贷的增长率表示)和城乡人均收入之比。可以发现，面临紧缩的货币政策(货币供给和信贷增长率下降)时，城乡居民收入的比例会下降，而面临扩张的货币政策(货币供给和信贷增长率高于均值)时，城乡收入比例上升。
(二)平稳性与协整检验
VAR模型要求各变量序列必须是平稳序列，所以在建模前应对各对数序列进行平稳性检验。对各变量及一阶差分分别采用ADF检验法进行单位根检验，检验结果显示：变量lm、lc、lri和lui的ADF值并非全部大于临界值，lm和lri是非平稳序列；经一阶差分后，各变量的ADF值均小于10%统计显著性水平的临界值，各变量序列是平稳的，故原序列为I(1)序列。
为了考察货币变量(lm，ll)和经济变量(lui，lri)之间是否具有长期稳定的关系，需对其进行协整检验。实证结果显示，单个货币变量lm、lc分别和lri、lui在5%的显著性水平下存在2个协整方程，货币变量组合也和经济变量组合之间在5%的显著性水平下存在2个协整关系，故说明货币供应量、信贷和城乡人均收入之间存在长期稳定的均衡关系。
(三)格兰杰因果检验
在经济变量中一些变量显著相关，但未必都有经济学意义。判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，是经济计量学中的常见问题。检测经济变量之间动态影响关系的常用方法是格兰杰因果检验。
格兰杰因果检验结果表明：一是货币因素对城乡人均收入均构成很强的格兰杰因果关系。对于农村人均收入，货币供应量的解释力最强，信贷指标次之；对于城镇人均收入，信贷指标的解释力最强，货币供应量次之。二是城镇人均收入对农村人均收入构成较强的格兰杰因果关系，对应P值为0.07；反之不成立，P值为0.32。三是信贷对货币供应量构成较强的格兰杰因果关系，对应P值为0.08；反之不成立，P值为0.25。这些结果同姚德权和黄学军(2011)的分析相一致，即现阶段信贷规模仍然是中国实际上的货币政策中介目标，信贷规模独立于货币供应量，并引导货币供应量发挥对经济的调控作用。另外，城镇收入是农村收入变动的格兰杰原因，这与中国优先促进城市发展，城镇经济带动农村经济的非均衡发展道路是相吻合的。
(四)结构向量自回归的实证分析
协整检验分析表明，货币供应量、信贷和城乡人均收入之间存在长期稳定的均衡关系，且各变量的一阶差分序列均通过了稳定性检验，因此可以选择dlm、dll、dlui、dlri建立SVAR模型。SVAR模型的准确建立与滞后阶数的确定有密切关系根据AIC和SIC最小的原则，模型的滞后期为2。
SVAR模型中矩阵 的设定关系到变量的顺序安排和模型的有效识别，根据前面格兰杰因果检验结果，对模型施加如下经济约束：当期货币供应量、城镇人均收入状况以及农村人均收入状况对当期的信贷规模没有影响；货币供应量只受信贷的影响，而不受城镇人均收入和农村人均收入的影响；同时，城镇人均收入不受农村人均收入的影响，农村人均收入受信贷、货币供应量和城镇收入三个因素的影响。
该模型中变量进入的顺序是信贷、货币供应量、城镇人均收入和农村人均收入，即当年的信贷规模会影响当年的货币供应量，而货币供应量又会直接影响城乡人均收入。此外，在当前中国二元经济结构下，城镇居民人均收入也会对农村居民人均收入造成一定影响。对SVAR模型进行估计，结果显示：信贷指标对货币供应量、城镇人均收入和农村人均收入的影响效果均具有统计显著性，货币供应量对城镇人均收入的影响效果具有统计显著性，但对农村人均收入的效果无统计显著性。城镇人均收入对农村人均收入的影响效果也具有统计显著性。总体上看，当期货币政策对城镇人均收入的影响比对农村更为有效，货币政策的城乡非对称效果具有统计显著性。
脉冲响应函数分析当模型受到某类结构冲击时，经济系统的动态变化。本文利用脉冲响应函数来考察在10个时间刻度的模拟下，给定某一货币政策变量一个标准差冲击，计算城镇人均收入与农村人均收入的不同反应深度和时滞，以及货币变量和城乡人均收入内部之间的脉冲响应变化情况(见图2和3)。我们可以得到如下结论。
1.图2城乡人均收入对信贷规模的脉冲响应显示，城镇人均收入对信贷规模一个标准差正向冲击的初期响应为0.007，在第二期达到0.025，在第三期达到最大值0.026，随后响应逐渐减小并收敛于零值。农村人均收入对信贷规模一个标准差正向冲击的初始值为-0.007，随后响应不断增大，在第三期达到峰值0.031，随后响应不断下降并趋于零值。这表明，信贷政策的放松导致资金从农村流入城市，从而造成在第一期信贷冲击对城市经济产生正效应，而对农村经济产生负影响。另外，城镇人均收入对信贷冲击的响应更为平滑，恢复到稳态的速度更快。
图3 城乡人均收入对货币供应量的脉冲响应
2.图3表明，在前六期城乡人均收入对货币供应量单位正向冲击的响应均为负，随后出现正值并最终收敛于零，而农村由负变正的时间点略滞后于城市。总体来看，在前六期城乡人均收入对于货币供应量具有负响应，但城镇人均收入的响应是不断增加的，而农村人均收入的响应经历了先增加后减小随后又不断增加的过程。在第六期以后城镇与农村人均收入均经历了先增加后减少的过程。
城市和农村收入对两个货币政策工具的响应表明，货币政策对城镇和农村的收入结构具有显著的非对称影响：响应程度和响应时滞存在差别。信贷冲击对城市地区人均收入的正向作用时间要比农村地区长；对农村人均收入的影响存在时滞，初期是负作用，随后才具有正向作用。这可能与农村信贷市场不够完善，信贷传导机制与城市地区相比不够畅通有关。从城市与农村人均收入对货币供应量冲击的脉冲响应曲线可以看出，农村的脉冲响应曲线更加曲折，城市的脉冲响应曲线比较平滑。尽管城市与农村地区人均收入对于货币供应量的冲击反应均是由负变正，但农村人均收入变动由负变正的时间点略滞后于城市，说明货币供应量对于农村的影响具有滞后性，但影响程度更深。
SVAR的方差分解可以衡量每一个结构冲击对内生变量的贡献度。对城镇收入指标的方差分解结果①显示：在第一期，城镇收入的变动主要来自自身的收入冲击和货币供应冲击，而信贷冲击对城镇收入的变动没有影响。从第二期开始，信贷冲击对城镇收入波动的贡献率逐渐增加，并在第四期达到最大值42.1%，随后一直是信贷冲击的贡献率最大；而从第二期开始，货币供应量的贡献率逐渐降低，最终趋于7.6%。对农村收入指标的方差分解结果显示：对于农村收入指标，在前两期是城市收入指标的贡献度最大，第3期至第6期后信贷指标的贡献率最大，随后一直是城市收入指标和信贷指标的贡献比较大，分别维持在30%以上。货币供应量指标的贡献率比较小，从第3期往后一直维持最低水平。
从货币政策效果来看，初期货币供应量对于城镇人均收入的影响效果较强，信贷规模对于农村人均收入的影响效果较强。后期信贷对于城乡人均收入的影响效果都比较大，这与前面理论分析相吻合，即信贷规模在中国货币政策传导过程中依然扮演重要角色。从城乡人均收入的关系来看，城镇人均收入对农村人均收入的作用较强，而农村人均收入对城镇人均收入的作用很小。
通过构建SVAR模型，建立脉冲响应函数以及进行方差分解，本文发现货币政策效果对于城市与农村的影响程度和影响时滞具有差异。总体来看，农村对于货币政策的反应程度具有滞后性，城市的反应程度较为灵敏。同时实证研究还表明城市经济发展的内生作用要强于农村地区，这也从另一个侧面反映了中国城乡二元经济结构体制下，产业、资本、技术、人才等生产要素向城市集聚，促进了城市经济的内生性增长。
四、总结与政策建议
货币政策产生城乡结构效应，主要是由于城乡二元经济结构下，中国金融资源城乡配置不均衡，尤其是城乡间信贷资源供求严重失衡。一方面，城市地区经济发展水平和金融市场环境均比较完善，融资来源和融资渠道多样；另一方面，农村地区经济和金融发展水平比较落后，金融结构不健全，融资方式单一。为了减少货币政策城乡结构效应带来的负面影响，提高货币政策传导和调控的有效性，统筹城乡协调发展，提出以下政策建议。
首先，要破除城乡二元结构，促进城乡一体化发展。货币政策城乡结构效应的根源在于城乡二元结构，城乡经济社会发展不均衡。因此，应努力破除城乡二元结构，改变城市化倾向的制度设计，促进户籍制度、教育制度、医疗和社会保障制度等方面的改革，积极推进城镇化进程，以促进生产要素在城乡间的合理自由流动，实现城乡均衡发展。
其次，提高货币政策调控方式的灵活性，实行城乡差别化的金融政策。中国人民银行在科学监控货币供给和信贷规模的同时，应该灵活运用差别化货币政策工具来缩小城乡经济发展差距，避免统一货币政策在城乡经济发展水平不同步的情况下进一步强化城乡二元经济结构。此外，央行还应加大再贷款、再贴现等工具对农村地区的倾斜力度，强化信贷对农业的扶持力度，提高农业生产效益，增加农民收入，促进城乡协调发展
最后，要完善农村金融体系，提高农村金融发展水平。农村地区经济发展水平落后，信用制度不健全，金融机构单一，农村信用社是农村金融机构的核心。兼具商业性和政策性的农村信用社，由于自身在农村地区的垄断优势，面对贷款的高风险，只能提高放贷利率，从而加重了农民负担，抑制了农民的资金需求，不利于农村个体经济和农业生产的发展。因此，要搞活农村经济，提高农村金融发展水平。
①由于篇幅所限，方差分解表略去，感兴趣的读者可向作者索取。
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初审编辑：周海升
责任编辑：孔秀
