我國欠發達地區貨幣政策傳導的區域效應研究

張永輝 宋美霖 陳 亮 金 鑫 邵 洋

一、引言

當前，我國已進入全面建設社會主義現代化國家、向第二個百年奮斗目標進軍的新發展階段，經濟由高速增長轉向高質量發展。為應對新發展階段經濟社會發展面臨的巨大的新機遇和挑戰，2023 年10 月召開的中央金融工作會議強調：“始終保持貨幣政策的穩健性，更加注重做好跨周期和逆周期調節，充實貨幣政策工具箱?！必泿耪邆鲗ё鳛橛绊懾泿耪邔嵤┬Ч闹匾h節，其暢通與否對中央銀行調控實體經濟的效果有著至關重要的影響。

貨幣政策實施的區域差異效應影響貨幣政策傳導效果，一直以來是政策制定者和學術界關注的熱點話題。貨幣政策調控的區域差異效應源于區域發展不平衡，造成貨幣政策調控在區域層面的效應分化。當前，我國經濟正處于由高速增長轉向高質量發展階段，貨幣政策調控要綜合施策，支持區域經濟實現協同發展。特別是針對欠發達地區，貨幣政策調控如何有效發揮總量和結構的雙重作用，暢通經濟金融良性循環，成為新形勢下亟待解決的關鍵問題。因此，本文重點分析量化貨幣政策傳導中區域差異效果，厘清貨幣政策調控中區域融資分布不均衡的內在原因，探究欠發達地區有效提升貨幣政策傳導效果的途徑。

與以往文獻相比，本文可能的邊際貢獻在于：從欠發達地區入手，將研究視角聚焦于我國貨幣政策傳導的區域差異，從貨幣政策的信貸傳導、利率傳導、結構性貨幣政策傳導三個維度研究欠發達地區貨幣政策傳導機制，為欠發達地區繼續實施精準有效的貨幣政策提供參考。與以往研究不同，本文劃分欠發達地區與發達地區時，既未使用GDP 增長率等單一指標作為劃分依據，也未使用簡單的東、中、西部地理劃分，而是基于近5年的人均國內生產總值將29 個?。ㄊ?、自治區）劃分為欠發達地區和發達地區。

二、文獻綜述

關于貨幣政策傳導的研究一直以來都是宏觀經濟學研究重點，其有助于政策制定者根據實際情況制定對應的貨幣政策，從而促進宏觀經濟的穩定發展。國內外學者基于這一思考展開了多方位的研究。

（一）貨幣政策傳導有效性相關研究

從研究視角維度看，一部分學者從分析政策最終效果展開研究，另一部分學者從政策實現的時滯性切入研究。貨幣政策有效性的直接研究主要是比對一個國家或地區的貨幣供應量與該地制定的貨幣政策最終實現情況。受歷史、地域、社會形態等因素的影響，不同地區制定實施類似的貨幣政策，其效果可能存在顯著差異（Rafiq和Mallick，2008）。Hristov 等（2014）運用面板VAR 方法研究得知，歐元區成員國在2008 年金融危機暴發前貨幣政策利率渠道總體有效，但危機暴發之后利率傳導機制被顯著扭曲。關于貨幣政策產生效果的時滯性研究有助于政府針對政策效果改變政策，從而推動經濟得到有效發展。肖衛國和劉杰（2013）基于對各貨幣政策工具的產出時滯性進行測度，提出應當結合當前貨幣政策目標選擇合適的貨幣政策工具。

針對我國貨幣政策有效性問題，學者們從信貸渠道、利率渠道和結構性貨幣政策渠道等角度進行了有益探索。一方面，部分學者指出我國市場經濟體系不發達，利率等還沒有完全放開，金融市場開放的深度和廣度不足，信貸傳導機制對我國經濟的影響顯著，因而信貸渠道是我國貨幣政策傳導的主要渠道（周英章和蔣振聲，2002；盛松成和吳培新，2008；Koivu，2009；鄭挺國和王霞，2011；莊子罐等，2016）。另一方面，也有部分學者認為利率渠道是貨幣政策傳導機制的主要渠道，利率傳導效果優于信貸傳導（Ramírez，2004；李瓊和王志偉，2006；Iddrisu 和Alagidede，2020）。李宏瑾等（2015）運用 DSGE 模型分析指出，放開存款利率后我國貨幣政策有效性會顯著提高，利率渠道將更為通暢。此外，還有部分學者認為結構性貨幣政策渠道能夠立足我國經濟發展實際進行有效調控（隋建利等，2021；朱民和彭道菊，2022）。2018 年至今，中國人民銀行通過結構性貨幣政策渠道，大力支持普惠金融、綠色發展、科技創新等國民經濟重點領域和薄弱環節，逐步構建了適合中國國情的政策工具體系（殷興山等，2020）。

（二）貨幣政策傳導區域異質性相關研究

國外學者基于各國實施貨幣政策的效果，證實貨幣政策傳導存在顯著的區域異質性（Clausen 和Hayo，2006；Fielding 和Shields，2006）。Anagnostou和Papadamou（2016）研究測度歐洲央行貨幣政策傳導對歐元區的異質性差異，結果顯示利率渠道的傳導對經濟活動的影響尤為突出。Pizzuto（2020）認為貨幣政策收緊導致了區域經濟持續下降，區域間不對稱效應被空間溢出效應放大。

對于貨幣政策傳導的異質性研究，我國開始的時間相對較晚。通過研究發現，我國的貨幣政策也存在顯著的區域異質性。張輝和王征（2013）認為企業結構差異、政府行為差異和金融結構差異是影響貨幣政策區域不對稱性的三個重要因素。李文韜（2021）通過分析利率、信貸、匯率、股票市場和房地產市場等貨幣政策傳導變量對我國八大綜合經濟區經濟增長和物價的影響發現，我國貨幣政策傳導存在明顯的區域非對稱效應。李文樂（2021）的研究表明我國東、中、西部地區存在貨幣政策區域差異效應。

三、理論分析與研究假設

（一）欠發達地區貨幣政策的信貸傳導

信貸傳導是貨幣政策通過影響信貸市場，進而對實體經濟產生影響的過程。Bernanke 和Gertler（1995）指出，銀行信貸傳導機制是貨幣政策傳導的重要渠道之一。當貨幣政策寬松時，央行通過降低利率或放松準備金要求來刺激銀行系統的信貸供給，信貸供給的增加促進企業和個人的投資與消費，進而刺激經濟增長。針對欠發達地區，康立和曹湃（2018）以湖北省恩施土家族苗族自治州為例，研究發現欠發達地區貨幣政策傳導的信貸渠道基本有效，信貸供給促進欠發達地區經濟增長。陳忱等（2023）的研究表明，我國貨幣政策傳導信貸渠道存在區域異質性。究其原因，欠發達地區信貸資源相對緊缺，產業轉型升級較慢，信貸資源使用效率不高，一定程度上限制了貨幣政策信貸傳導（戰明華等，2023）。一方面，信貸資源多集中于發達地區，欠發達地區信貸資源相對緊缺，金融發展水平相對較低，產業升級進程相對較慢（劉顏等，2019）。另一方面，欠發達地區產能過剩，產業結構調整滯后，市場化程度較低，信貸資源使用效率低于發達地區（易信和劉鳳良，2015）。這些因素交織作用，導致欠發達地區信貸供給對經濟增長的拉動效果較弱。

基于上述分析，本文提出如下研究假設H1。

H1：總量貨幣政策調控的信貸渠道對欠發達地區經濟發展具有正向促進效果，但相較于發達地區這種促進作用較弱。

（二）欠發達地區貨幣政策的利率傳導

利率傳導是貨幣政策通過影響市場利率，進而對經濟產生影響的過程。央行通過調整政策利率或市場操作來引導整體市場的利率變動（Bernanke 和Blinder, 1992）。央行降低政策利率時，傾向于降低市場上的長期和短期利率，從而鼓勵借款和投資，刺激經濟增長。相反，央行升高政策利率可能導致市場利率上升，抑制借款和投資，以應對通脹壓力。

相較于發達地區，欠發達地區地方法人銀行的定價能力更弱。一方面，欠發達地區地方法人銀行缺乏靈活、有效、科學的利率定價機制，資產定價缺乏人才和技術支持，信貸產品創新明顯不足，在利率市場化競爭日趨激烈的背景下，過度競爭會抬高欠發達地區地方法人銀行的風險管控成本，影響銀行機構盈利能力水平（李璐，2023）。另一方面，欠發達地區金融信用環境較差，貸款違約風險高，地方法人銀行利率風險管理意識不強，缺乏貸款利率成本核算、風險補償、風險定價的有效運行操作，特別是農村信用社等法人銀行機構市場競爭力弱，融資渠道單一，內部定價機制不完善，貸款定價能力較弱，內外部利率傳導不暢（陸軍和黃嘉，2021）?；谏鲜龇治?，本文提出如下研究假設H2。

H2：相較于發達地區，總量貨幣政策調控的利率渠道對欠發達地區經濟發展水平的促進效果更弱。

（三）欠發達地區結構性貨幣政策傳導

結構性貨幣政策是貨幣當局向特定對象、特定領域等，在特殊時期制定的貨幣政策調控措施，目的是實現宏觀經濟目標。在這一傳導機制中，結構性貨幣政策如支農再貸款、支小再貸款等具有定向和直達的特征，資金精準投向“三農”、小微企業等重要領域和薄弱環節（張明等，2023）。針對小微企業的支小再貸款政策傳導旨在推動小微企業的發展，促進就業增長和經濟結構優化（唐文進和丁賽杰，2020）。

針對“三農”領域的支農再貸款政策傳導是實現農村現代化和農業可持續發展的重要途徑。央行引導地方法人銀行機構通過設定優惠的利率、提供有利的貸款條件以及增加農村金融服務機構的覆蓋范圍，可以促進農村居民增加農業生產投入、改善生產條件和增加農業附加值，降低“三農”融資成本（萬里鵬等，2019）。欠發達地區多為農業大省，基層地區支農再貸款政策對涉農貸款存在正向作用，且政策效果具有長期性，傳導效率更高（龍建平，2018；楊寧寧，2019；陳磊等，2020）。由于支農再貸款政策數據采集年限較長，各省數據較全，而支小再貸款的省級數據缺失值較多，且支農再貸款對于欠發達地區更為典型，具有較好的研究價值，本文以支農再貸款政策為例展開研究。

基于上述分析，本文提出如下研究假設H3。

H3：相較于發達地區，結構性貨幣政策調控的支農再貸款政策渠道對欠發達地區的調控效率更高。

四、特征事實分析與研究模型設計

（一）欠發達地區貨幣政策傳導

1. 欠發達地區的信貸規模增速較低

深入分析區域貨幣信貸規模變化趨勢，有助于金融發揮區域資源配置和宏觀調控作用。為助力區域經濟協調發展，本文分析欠發達地區的典型省份①，促進欠發達地區信貸規模的健康發展。本文用銀行機構各項貸款增速表示信貸規模增速趨勢變化情況，具體如圖1 所示。從圖1 可知，欠發達地區省份信貸規模增速位于全國趨勢線之下。這表明，欠發達地區數量型貨幣政策撬動貸款速度相對較慢，導致信貸規模增速低于全國平均水平。

圖1 欠發達地區各項貸款增速趨勢

從欠發達地區視角分析信貸規模增速較低的原因，分為全國性銀行資產配置不均衡、地方法人銀行投放能力不足和金融配套政策不健全三個層面。一方面，全國性銀行機構出于風險管理的考慮，在全國范圍內配置資產時，往往更傾向于優先滿足發達地區和優勢產業的融資需求，這在一定程度上削弱了擴張性貨幣政策對欠發達地區信貸投放的激勵作用。另一方面，欠發達地區地方法人銀行機構規模普遍較小，且經營指標較差，受資本充足率、不良貸款率、流動性等監管指標約束，部分信貸業務受限，對當地信貸支持能力不足。此外，欠發達地區信貸投放的經濟基礎設施缺失，如缺乏部分行業項目庫和企業庫、政務數據在金融領域運用不夠、產權交易平臺發展滯后等，導致在貨幣政策傳導過程中存在阻滯。

2.欠發達地區的利率下降空間有限

自LPR 公布以來，LPR 歷經了11 次下調，1年期LPR 由4.25%下降至3.45%，5 年期由4.85%下降至4.2%，分別下降80 BP 和65 BP（數據來源為中國人民銀行官網）。一方面，為了深化利率市場化改革，推動實際貸款利率明顯下行，2019年8 月，人民銀行改革完善LPR 報價形成機制，形成了“MLF 利率→LPR →貸款利率”的貸款市場利率傳導機制。另一方面，為避免成本剛性影響貸款利率市場化的效果，2022 年4 月，我國建立存款利率的市場化調節機制，形成“國債利率/LPR →存款利率”的存款市場利率傳導機制。

為更好地反映欠發達地區企業貸款加權平均利率變化情況，本文根據欠發達地區人民銀行利率報備系統數據，通過企業貸款發生額與對應的利率加權平均后計算得出欠發達地區和發達地區的企業貸款加權平均利率。從圖2 可知，全國企業貸款加權平均利率隨著LPR 下調而下降，企業貸款加權平均利率由5.33%下降至3.95%，逐步接近1 年期LPR水平；發達地區企業貸款加權平均利率由5.33%下降至3.72%，降幅達161 BP；欠發達地區企業貸款加權平均利率由5.89%下降至4.59%，降幅達130 BP，利率水平逐步接近5 年期LPR。

圖2 欠發達地區利率變化情況

但隨著LPR 逐步下降，發達地區企業貸款加權平均利率持續低于全國平均水平，而欠發達地區企業貸款加權平均利率持續高于全國平均水平，且兩者之間的差距逐步擴大。主要原因是欠發達地區金融機構特別是地方中小法人銀行負債端成本較高，內部資金轉移定價能力較弱，導致存款期限結構不均衡，成本收入比較高，當企業貸款利率下降過快時，資金成本、管理成本居高不下，會阻礙企業貸款利率進一步下降，繼續讓利實體經濟空間受限。

3.欠發達地區支農再貸款余額增速較快

支農再貸款自1999 年起向地方法人銀行機構發放，發放對象包括城市商業銀行、農村合作銀行、農村信用社和村鎮銀行。對符合要求的貸款，按貸款本金的100%予以資金支持。欠發達地區支農再貸款余額增速情況見圖3，近三年支農再貸款余額增速相比于發達地區較快，欠發達地區支農再貸款的余額增速顯著高于發達地區。

圖3 欠發達地區支農再貸款余額增速情況

（二）研究模型設計

1.模型構建

本文實證研究分為兩個部分：第一部分是總量貨幣政策傳導渠道檢驗，運用面板數據模型對信貸渠道、利率渠道的貨幣政策傳導效果進行評估；第二部分是結構性貨幣政策傳導渠道檢驗，采用PVAR 模型對支農再貸款政策傳導機制進行檢驗。

第一部分面板數據分析可以解決遺漏變量的問題，有效降低模型的偏差。同時，面板數據的樣本容量大，增加了自由度，減少了解釋變量的共線性，可以提高估計的精確度。本文重點關注欠發達地區的貨幣政策傳導。因此，構建面板數據貨幣政策調控效果的多元回歸模型。

式（1）中，gdp表示經濟發展水平，lr表示基準利率，cre表示信貸供給，l表示人力投入，edu表示受教育程度，urb表示城鎮化率，tra表示對外依存度，i代表省級行政區，t代表年度，cons、β分別為模型中的常數項和待估計的參數，μit表示與時間無關的個體固定效應，εit為殘差。

增加第二部分實證檢驗的原因是支農再貸款政策渠道與信貸渠道、利率渠道不同，其政策傳導存在滯后期，各地區支農再貸款、涉農貸款與農業發展等指標可能存在相互影響，存在內生性（萬里鵬等，2019）。PVAR 模型集合了面板數據分析和VAR 模型的優點，不僅考慮到所有變量存在內生性，各地區間不可觀測的異質性，可以分析每個變量及其滯后變量對其他變量的影響，還降低了傳統VAR 方法對時間序列長度的限制性要求，能更好地反映變量之間的關系。

前文理論研究表明支農再貸款傳導渠道是指通過支農再貸款政策撬動金融機構涉農貸款投放，最終影響農業真實產出。結合特征事實分析，使用欠發達地區和發達地區數據分別構建PVAR 模型檢驗支農再貸款政策的傳導渠道是否暢通有效，分析結構性貨幣政策傳導渠道是否存在區域差異性。PVAR 模型如式（2）所示。

其中，i代表省級行政區，t代表年度，AOVit代表i省在t時刻的農業發展水平，ALit代表i省在t時刻的涉農貸款，ASRit代表i省在t時刻的支農再貸款，p代表p階滯后項，?p為系數矩陣，γt表示序列的時間效應，ηi表示截面的個體固定效應，vit為干擾項。

2.變量選取及來源

第一部分實證檢驗采用2004—2022 年的29個省、市、自治區（不包括重慶、西藏、臺灣、香港特別行政區及澳門特別行政區②）的年度數據。第二部分實證檢驗選取支農再貸款、涉農貸款和農業發展水平作為研究指標，因為涉農貸款指標中國人民銀行官網只披露到2020 年數據，故數據長度為2013—2020 年。數據來源于國家統計局網站、《中國區域金融運行報告》和WIND 數據庫，變量選取見表1。

表1 變量定義與指標說明

第一部分面板數據回歸模型中，選取人均GDP 增速作為被解釋變量，記為gdp。本文重點測度貨幣政策傳導效果，貨幣政策如何推動地區的經濟發展，而人均GDP 增速是衡量一個地區經濟發展的重要指標。

選取中國人民銀行公布的中長期基準利率、各省年末貸款余額實際增長率作為核心解釋變量，分別記為lr、cre。

面板數據分析的控制變量為人力投入、受教育程度、城鎮化率和對外依存度，分別參考童玉芬和王靜文（2017）、杜育紅和趙冉（2018）、王婷（2013）、孫愛軍和方先明（2010）的研究，分別記為l、edu、urb和tra，計算方法見表1 中的指標說明。

第二部分PVAR 模型中，選取支農再貸款作為結構性貨幣政策傳導渠道的解釋變量，主要原因有：一是結構性貨幣政策中，支農再貸款政策能夠同時滿足限定機構、限定投向、降低成本和控制規模四個約束條件，代表性較強（萬沖和朱紅，2017）。二是支農再貸款實施時間較長，占再貸款規模的比重較大，這在欠發達地區尤為明顯，是中國人民銀行在欠發達地區實施結構性貨幣政策的重要政策工具種類。

關于欠發達地區與發達地區的劃分原則，本文與以往研究不同，主要考慮如下因素：一是以GDP 增長率等單一指標作為劃分依據，過于片面；二是摒棄單純以地理區域作為劃分標準，即以中、西部作為欠發達地區，東部作為發達地區。因此，本文以各省經濟發展水平這一綜合指標作為劃分依據，選取2018—2022 年我國29 個?。ㄊ?、自治區）的人均GDP 作為劃分發達地區與欠發達地區的分界線，各省人均GDP 在平均值以上為發達地區，在平均值以下為欠發達地區。

五、貨幣政策傳導效果的面板數據分析

（一）描述性統計分析

本文使用Stata 16.0 軟件對發達地區和欠發達地區的變量進行描述性統計分析，各變量的描述性統計結果匯總見表2。

表2 描述性統計結果

通過對比表2 中的數據可知，欠發達地區的人均GDP 增速、城鎮化率以及對外依存度的均值均低于發達地區，表明欠發達地區的發展水平低于發達地區。

（二）貨幣政策的信貸傳導效果檢驗

下面以信貸供給作為核心解釋變量，實證檢驗欠發達地區和發達地區貨幣政策的信貸傳導效果，結果見表3。

檢驗結果表明，每增加1%的信貸供給，欠發達地區人均GDP 增速會增加0.047%，發達地區人均GDP 增速會增加0.130%；同樣1%的信貸增長，對發達地區經濟發展水平的拉動作用遠高于欠發達地區。也就是說，要想獲得相同的經濟增長，需要給予欠發達地區比發達地區更多的信貸支持。一方面，這一現象說明欠發達地區由于受金融抑制程度更深、經濟發展水平較低等因素影響，金融資源利用效率低于發達地區。另一方面，這一現象也表明欠發達地區更迫切地需要通過有效疏通政策傳導渠道，提升信貸資源對經濟增長的支撐作用，避免與發達地區的差距不斷拉大。

信貸傳導的前半程，在商業銀行以營利為經營目標的作用下，信貸資源更多地配置到發達地區，欠發達地區與發達地區的信貸資源獲得不均衡；在信貸傳導的后半程，欠發達地區信貸對經濟發展水平的拉動作用遠低于發達地區，信貸傳導前半程中的不均衡被進一步拉大。雙重因素作用下，全國統一的貨幣政策在信貸傳導渠道中，欠發達地區與發達地區傳導效果差異明顯。假設H1得到驗證。

（三）貨幣政策的利率傳導效果檢驗

下面以基準利率作為核心解釋變量，實證檢驗欠發達地區和發達地區貨幣政策的信貸傳導效果，結果見表4。

對比欠發達地區與發達地區的結果，利率每上升1%，欠發達地區和發達地區人均GDP 增速分別降低0.168%和1.587%，利率與經濟增長呈現負相關關系，利率降低將推動經濟增長，而利率走高將對經濟起到抑制作用。這表明對于欠發達地區而言，雖然利率提高對經濟的抑制作用弱于發達地區，但利率的下降對區域經濟增長的推動作用也遠不及發達地區。

利率市場化賦予了金融機構自主權，但由于利率定價管理機制不健全，欠發達地區經濟對利率的敏感性較弱。從經濟金融環境看，發達地區金融組織體系高效、金融市場較為發達，小微企業數量多且活躍度較高，對于利率政策的敏感性更強，而欠發達地區企業經營狀況欠佳，融資渠道相對單一，對利率的敏感性相對較弱。

總體來看，欠發達地區經濟增長對利率政策的敏感程度相對較弱，從利率政策中獲得的政策紅利相對較少，利率政策效果的區域非對稱性也使欠發達地區的經濟發展難度增加。綜上，假設H2 得到驗證。

六、支農再貸款政策傳導機制的PVAR 分析

（一）PVAR 模型預檢驗

1.平穩性檢驗

為避免出現偽回歸，對支農再貸款（ASR）、涉農貸款（AL）、農業發展水平（AOV）序列進行平穩性檢驗。為消除模型中的個體效應，不改變變量的相關關系，對數據先取對數，再使用前向均值差分法對數據進行處理，采用LLC、IPS 方法對變量進行單位根檢驗，結果見表5。結果表明，各變量均在1%的置信水平下拒絕存在單位根的原假設，均為平穩序列。

表5 面板數據主要變量單位根檢驗結果

2.滯后期選擇

PVAR 模型滯后階數的選擇采用AIC 信息準則、BIC 信息準則和QIC 信息準則，檢驗結果見表6。檢驗結果表明，確定模型最優滯后階數為滯后1 期。

表6 PVAR 模型滯后階數選擇

3.模型穩定性檢驗

欠發達地區、發達地區的政策傳導機制穩定性檢驗結果分別見圖4、圖5。結果表明，所有特征根均在單位圓內，PVAR 模型系統穩定。

圖4 欠發達地區模型穩定性檢驗結果

圖5 發達地區模型穩定性檢驗結果

（二）面板數據格蘭杰因果關系檢驗

結合系統GMM 估計的變量滯后項系數的顯著性，進行格蘭杰因果關系檢驗，結果見表7。檢驗結果表明，對于欠發達地區，支農再貸款在10%的顯著水平下拒絕原假設，支農再貸款是涉農貸款的格蘭杰因，涉農貸款在1%顯著性水平下拒絕原假設，涉農貸款是農業發展的水平的格蘭杰因；對于發達地區，支農再貸款在10%的顯著水平下拒絕原假設，支農再貸款是涉農貸款的格蘭杰因，涉農貸款在1%的顯著性水平下拒絕原假設，涉農貸款是農業發展水平的格蘭杰因?？梢姛o論是欠發達地區還是發達地區，支農再貸款政策通過中間變量傳導至實體經濟時均渠道通暢。

表7 面板數據格蘭杰因果檢驗結果

（三）脈沖響應結果分析

從支農再貸款到實體經濟的傳導效率層面分析，圖6、圖7 分別為欠發達地區和發達地區傳導效率響應圖，分別顯示欠發達地區與發達地區支農再貸款沖擊對農業發展水平脈沖響應函數。對于欠發達地區，圖6 顯示給定支農再貸款增速一個正向沖擊，農業發展水平增速表現為正向趨強響應，響應強度在滯后1 期達到最大值，農業發展水平增速正向增加0.239 個單位標準差，直到第四期趨于平穩。對于發達地區，圖7 顯示給定支農再貸款增速一個正向沖擊，農業發展水平增速表現為先負向減弱再正向趨強響應，但響應結果并不顯著。這表明支農再貸款在欠發達地區的傳導效率更顯著，貨幣政策調控的結構性貨幣政策渠道對欠發達地區的調控效果較為明顯。

圖6 欠發達地區傳導效率響應圖

圖7 發達地區傳導效率響應圖

從支農再貸款到實體經濟的傳導路徑層面分析，分為兩個響應階段。第一階段表現為中國人民銀行的支農再貸款政策對金融機構涉農貸款的“撬動效應”。圖8、圖9 分別為欠發達地區和發達地區第一階段響應路徑圖，分別顯示欠發達地區與發達地區支農再貸款沖擊對涉農貸款脈沖響應函數。從圖8、圖9 可知，無論是欠發達地區還是發達地區，給定支農再貸款增速一個正向沖擊，涉農貸款增速都迅速正向響應，并在滯后1 期達到峰值。但欠發達地區的撬動峰值比發達地區低60%，這是由于支農再貸款主要投向中國人民銀行批準的地方法人銀行機構，如農村信用社、農村合作社、農村商業銀行和村鎮銀行，欠發達地區此類銀行機構央行評級較低，高風險金融機構較多，合格抵押品不足，滿足支農再貸款使用條件的地方法人銀行機構相對發達地區較少，導致結構性貨幣政策支持的獲得能力相對較弱，造成欠發達地區支農再貸款的“撬動效應”不強。

圖8 欠發達地區第一階段響應路徑

圖9 發達地區第一階段響應路徑

第二階段表現為地方法人銀行的涉農貸款對農業發展水平的“增長效應”。圖10、圖11 分別為欠發達地區和發達地區第二階段響應路徑圖，分別顯示欠發達地區與發達地區涉農貸款沖擊對農業發展水平脈沖響應函數。無論是欠發達地區還是發達地區，給定涉農貸款增速一個正向沖擊，農業發展水平增速都迅速正向響應，并在滯后1期達到峰值。但欠發達地區的“增長效應”在第3 期之后變為不顯著，這是因為欠發達地區銀行機構風險管理能力和定價能力不足，使得涉農小微企業貸款利率顯著高于發達地區，使用支農再貸款的銀行機構向部分涉農小微企業發放貸款需要大幅降低貸款利率以滿足政策支持條件，導致欠發達地區結構性貨幣政策難以通過銀行貸款持續有效傳導，對農業發展的刺激作用表現為后勁不足。

圖10 欠發達地區第二階段響應路徑

圖11 發達地區第二階段響應路徑

脈沖響應結果均收斂，說明PVAR 模型穩健、結果可信。通過脈沖響應分析可知，雖然欠發達地區支農再貸款傳導效率更為顯著，但由于欠發達地區結構性貨幣政策支持的獲得能力和地方法人銀行風險管理能力、定價能力弱于發達地區，支農再貸款到涉農貸款以及涉農貸款到實體經濟的傳導路徑受阻，在一定程度上限制了結構性貨幣政策的傳導。假設H3 得到驗證。

七、主要結論與政策建議

（一）主要結論

本文分別對欠發達地區和發達地區的信貸渠道、利率渠道和結構性貨幣政策渠道進行實證檢驗，采用面板數據分析和PVAR 模型實證，研究發現我國存在顯著的貨幣政策傳導區域效應，這種差異性主要表現為欠發達地區貨幣政策傳導對經濟發展水平的拉動效果顯著低于發達地區。具體結果表明：一是由于欠發達地區與發達地區信貸資源獲得的不均衡，信貸供給增加對欠發達地區經濟發展的促進作用還較弱，一定程度上限制了貨幣政策傳導。二是雖然利率市場化改革賦予了金融機構越來越多的自主定價權，但欠發達地區地方法人銀行利率定價管理機制不健全，利率渠道對欠發達地區的調控效果不夠顯著，對欠發達地區經濟發展的刺激作用有待提高。三是欠發達地區支農再貸款傳導效率更為顯著，但由于欠發達地區符合政策支持條件的銀行機構較少，地方法人銀行機構降低貸款利率以滿足政策條件的成本較高，導致結構性貨幣政策渠道傳導路徑受阻。

（二）政策建議

針對上述研究結論，本文提出如下政策建議：

一是優化實施欠發達地區差異化信貸政策。一方面，優化全國性銀行對欠發達地區的信貸資源調配和內部政策安排，強化信貸政策對區域協調發展的針對性支持，可探索設立欠發達地區專項信貸規模，在授信標準、權限下放、考核激勵、人力調配等方面給予適度放寬與傾斜。另一方面，提升欠發達地區地方法人金融機構信貸投放能力，建立多渠道資本補充長效機制，有效化解農合機構金融風險，全面提升整體資產質量，著力運用金融科技提升風險評估、產品創新能力。

二是完善欠發達地區地方法人銀行機構的內部定價管理機制。一方面，要加強考核引導，鼓勵銀行機構建立健全內部定價管理的組織架構、機制建設、信息系統和決策執行等定價機制，充分發揮內部資金轉移定價體系作用，提升地方法人銀行機構差異化、精細化的自主定價能力，使欠發達地區地方法人銀行更好地適應利率市場化改革要求。另一方面，加強數據集成建設和專業人才的培養、儲備。引導地方法人銀行優化利率管理人員隊伍，構建包括資金成本信息、歷史客戶信息、產品信息、成本分攤信息、風險信息等系統數據庫，及時對市場利率的變化趨勢作出預測和分析，不斷提升資產負債精細化定價管理能力。

三是完善針對欠發達地區的結構性貨幣政策調控機制。一方面，建議中國人民銀行總行根據貨幣政策宏觀調控需要，將城市商業銀行納入支農再貸款發放對象，支持更多涉農貸款獲得支農再貸款政策支持，擴大再貸款政策的受眾面。另一方面，建議第三方信貸資產評級機構優化信貸資產評級方式，完善信貸資產評級模型，將個體工商戶和小微企業主納入信貸資產質押品范圍，提高再貸款信貸資產質押品審核通過率。

注釋：

① 國家統計局按照經濟地帶劃分原則，將全國劃分為東部、中部、西部和東北地區，本文按照該劃分原則在欠發達地區選取代表省份進行分析。

② 缺失值嚴重，故剔除。