貨幣政策傳導(dǎo)對區(qū)域金融發(fā)展差異性效應(yīng)研究

丁竹君+楊帆+張兢騏

內(nèi)容摘要：本文基于貨幣政策區(qū)域效應(yīng)差異性理論和貨幣政策傳導(dǎo)理論，以小西北地區(qū)和長三角地區(qū)為例，分析了統(tǒng)一的貨幣政策條件下兩地區(qū)金融發(fā)展現(xiàn)狀和貨幣政策傳導(dǎo)差異。將貨幣供給量作為貨幣政策傳導(dǎo)的中介變量，資本投資率、科教水平、商品市場交易效率、金融市場交易效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性五個變量作為反映金融發(fā)展水平的最終變量建立VAR模型，并進行脈沖響應(yīng)分析。結(jié)果顯示，長三角地區(qū)各內(nèi)生因素對貨幣政策的反應(yīng)敏感程度快于小西北地區(qū)，且長三角地區(qū)貨幣政策沖擊的強度也較大。最后，本文根據(jù)研究結(jié)果提出相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：貨幣政策傳導(dǎo) 區(qū)域金融發(fā)展 貨幣供給量 差異性

引言

長期以來，我國實行的是統(tǒng)一的全國性貨幣政策，這種統(tǒng)一的貨幣政策忽視了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的現(xiàn)實，不能滿足不同地區(qū)對貨幣政策的不同需求，造成了顯著的貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異，在一定程度上加劇了區(qū)域經(jīng)濟金融發(fā)展的不平衡?？傮w表現(xiàn)為東部沿海地區(qū)金融發(fā)展水平高，西部地區(qū)金融水平落后。基于此，本文樣本區(qū)域選取發(fā)展較為落后的小西北地區(qū)（甘、寧、青）和東部較發(fā)達地區(qū)（蘇、浙、滬），首先對兩地區(qū)金融發(fā)展情況和貨幣政策傳導(dǎo)渠道進行對比研究，然后建立面板數(shù)據(jù)模型，分析貨幣政策傳導(dǎo)對金融發(fā)展的內(nèi)生變量的影響。本文通過分析各個金融發(fā)展差異成因?qū)ω泿诺臎_擊響應(yīng)，為區(qū)域貨幣政策效應(yīng)的差異性研究提供一個新的視角。

區(qū)域金融發(fā)展差異性現(xiàn)狀比較

（一）區(qū)域金融發(fā)展差異指標(biāo)的衡量

本文將小西北地區(qū)和長三角地區(qū)共六個省、自治區(qū)及直轄市作為研究樣本，這樣既能有效反映出各行政區(qū)內(nèi)的金融發(fā)展?fàn)顩r，又更好地表明行政區(qū)之間的金融差異。同時選取2002-2011年近10年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為《中國金融年鑒》及各省份的統(tǒng)計年鑒（2003-2012）。

金融相關(guān)比率是衡量一個區(qū)域金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展水平的基本指標(biāo)體系。金融相關(guān)比率的變動反映的是金融上層結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)之間在規(guī)模上的變化關(guān)系，這是衡量金融發(fā)展水平的重要指標(biāo)。由于在一定的國民資產(chǎn)水平上，金融發(fā)展水平的提高將會導(dǎo)致金融相關(guān)系數(shù)的升高，因此，隨著經(jīng)濟金融的不斷發(fā)展，金融相關(guān)比將會不斷提高，用金融相關(guān)比來衡量金融發(fā)展的程度是科學(xué)合理的?；诮鹑谙嚓P(guān)比率的計算公式，得出結(jié)果如表1所示。

從表1可以看出，長三角地區(qū)金融深化程度明顯高于小西北地區(qū)，且各地區(qū)近10年來金融深化程度均有不同程度的增長。在小西北地區(qū)，自2009年開始青海的金融發(fā)展程度超過寧夏位列首位，而甘肅省金融發(fā)展程度緩慢，且來回波動較大，在三個地區(qū)中，只有青海省金融相關(guān)比率近兩年里突破了3.0；長三角地區(qū)中，上海金融深化程度最高，金融相關(guān)比率近三年來連續(xù)超過4.0，而江蘇和浙江的金融相關(guān)比率均高于3.0。造成這種金融發(fā)展失衡的結(jié)果是多方面的，其中資本在各地區(qū)間的配置和流動是造成差異增大的主要原因，資本回報率高的地方吸引資金的能力強，經(jīng)濟起飛所需要的原始積累充裕，所以經(jīng)濟發(fā)展迅速，金融化水平高。

而地區(qū)間經(jīng)濟和人口分布失衡，導(dǎo)致了這種差距仍在擴大，自改革開放以來，在國內(nèi)外投資和產(chǎn)業(yè)持續(xù)向沿海地區(qū)轉(zhuǎn)移的拉動下，經(jīng)濟布局也呈現(xiàn)向沿海地區(qū)集中地態(tài)勢，形成一些支撐全國經(jīng)濟增長的經(jīng)濟密集區(qū)。從國際經(jīng)驗來看，經(jīng)濟總量集聚的地區(qū)，同樣應(yīng)該是就業(yè)機會多、人口相應(yīng)集中地地區(qū)。京津冀、長三角、珠三角三大經(jīng)濟圈15%的人口擁有35%的經(jīng)濟總量。隨著市場配置資源功能的強化，我國打破了人口固化的格局，出現(xiàn)了外地勞動力大量流入發(fā)達地區(qū)打工這種“異地轉(zhuǎn)移”的情況。這種人口流動對支撐經(jīng)濟增長和縮小區(qū)域差距和城鄉(xiāng)差距起著積極地作用。但由于體制和政策制約，我國絕大部分轉(zhuǎn)移人口還未能本地化，從而使人口流動促進區(qū)域差距縮小的機制難以發(fā)揮。經(jīng)濟總量大、經(jīng)濟高增長的地區(qū)沒能相應(yīng)吸納更多的人口，而廣大的中西部地區(qū)由于沒有資金、企業(yè)的集聚，經(jīng)濟增長緩慢，因此沒有增加就業(yè)和收入的機會。這樣人口與經(jīng)濟分布的不平衡，直接的結(jié)果是地區(qū)差距過大，區(qū)域間不協(xié)調(diào)性增強，區(qū)域矛盾突出。

（二）地區(qū)金融機構(gòu)發(fā)展結(jié)構(gòu)差異性分析

在貨幣政策傳導(dǎo)的過程中，中央銀行通過調(diào)節(jié)存款準(zhǔn)備金率、再貼現(xiàn)率和利率等，來達到對商業(yè)銀行資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的控制，從而進一步調(diào)控市場上貨幣供給量，用以實現(xiàn)其貨幣政策的目的。由此可以看出，商業(yè)銀行等金融機構(gòu)在貨幣當(dāng)局實行貨幣政策過程中，起著舉足輕重的作用，是傳導(dǎo)過程中的重要環(huán)節(jié)。地區(qū)金融機構(gòu)的發(fā)展水平?jīng)Q定著貨幣政策有效性的實現(xiàn)，其金融結(jié)構(gòu)的不同導(dǎo)致了貨幣政策效應(yīng)的差異。

本文通過對兩地區(qū)六個省、自治區(qū)和直轄市2002-2011年的銀行存、貸款量進行統(tǒng)計，并根據(jù)各地區(qū)歷年的人口數(shù)量進行整理，計算出各地區(qū)人均存貸款和存貸款增長率的指標(biāo)。表2結(jié)果表明，各地區(qū)人均存款均呈現(xiàn)逐年擴大趨勢，尤其是實行西部大開發(fā)政策后，小西北地區(qū)人均存款量增長明顯，甘肅、青海和寧夏增長幅度達到4.6至6.2倍，但是在西部存款擴大的同時，東部地區(qū)也在迅速增長，除上海增幅為3.0倍外，其他兩省增幅均在5.0以上。并且由于長三角地區(qū)人均存款基數(shù)較大，在各地區(qū)同時增長的情況下，差距進一步拉大。

與人均存款量變化相似，人均貸款量自2002年以來也呈逐年增長的態(tài)勢。其中，小西北地區(qū)甘肅省增幅最低，為3.67倍，青海和寧夏增幅較大，為4.68倍和4.87倍；長三角地區(qū)中，由于上海市人均貸款基數(shù)大，所以增速較慢，為2.46倍，而江蘇和浙江由于金融業(yè)的飛速發(fā)展，增幅達到了5.5和5.6倍。從總量上來看，上海市以130543元遙遙領(lǐng)先，而甘肅省人均貸款最低，為21327元（見表3）。

區(qū)域貨幣政策傳導(dǎo)渠道差異性的表現(xiàn)

在我國貨幣政策傳導(dǎo)的過程中，由于區(qū)域地理、文化和歷史的差異，我國自上而下垂直實行的統(tǒng)一貨幣政策在各個地區(qū)產(chǎn)生了不同影響。本文對貨幣政策傳導(dǎo)渠道的差異性進行研究，基于貨幣政策傳導(dǎo)的過程：貨幣供給量=>貸款供給=>投資 =>產(chǎn)出，可以從傳導(dǎo)的區(qū)域環(huán)境、區(qū)域傳導(dǎo)主體和傳導(dǎo)的中介三方面對貨幣政策傳導(dǎo)渠道差異性進行分析。endprint

（一）貨幣政策傳導(dǎo)環(huán)境的差異性

貨幣政策傳導(dǎo)首先取決于不同的環(huán)境差異，這種環(huán)境差異主要指區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同?；诖?，本文對這種環(huán)境差異進行對比分析，這將會有助于進一步研究貨幣政策在各地區(qū)的傳導(dǎo)時滯性和傳導(dǎo)效果差異性。

各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的特點，主要決定于其資源的特點，資金、人力、市場和自然資源等資源都是決定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要條件，這使得不同產(chǎn)業(yè)有著不同的資本密集度，在對資本需求彈性上表現(xiàn)也不盡相同，在垂直的貨幣政策下，各地區(qū)的反應(yīng)出現(xiàn)了差異。相比于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)對貨幣政策反應(yīng)較為敏感，對資本需求最迫切。所以在第二產(chǎn)業(yè)占比較大的地區(qū)，其對資本的需求較高，容易受到貨幣政策傳導(dǎo)渠道的影響。

兩地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)均占據(jù)了較大的比重，第一產(chǎn)業(yè)的占比則相對較小。而從兩個地區(qū)比較上看，小西北地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)占比偏大，青海和寧夏的比率接近10%，長三角地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)占比很小，均維持在5%以下，尤其是上海市近年來的第一產(chǎn)業(yè)占比連續(xù)不足1%。從歷年二、三產(chǎn)業(yè)占比的情況看，小西北地區(qū)三省的第三產(chǎn)業(yè)占比逐年下降，第二產(chǎn)業(yè)則發(fā)展勢頭良好，在國家政策和資金的扶持下，成為重點建設(shè)對象；長三角地區(qū)自2002年以來第二產(chǎn)業(yè)占比略有下降，第三產(chǎn)業(yè)則逐年上升，這在上海市表現(xiàn)的尤為明顯，其第三產(chǎn)業(yè)的占比一直高于第二產(chǎn)業(yè)，成為拉動其經(jīng)濟增長的龍頭。

由此可以得出，相比于長三角地區(qū)，小西北地區(qū)對貨幣政策的反應(yīng)比較敏感，容易受貨幣政策渠道變化的影響。在當(dāng)前穩(wěn)健的貨幣政策環(huán)境下，甘肅、青海和寧夏地區(qū)隨著其第二產(chǎn)業(yè)的比重不斷增大，其貨幣政策傳導(dǎo)的效應(yīng)表現(xiàn)隨著傳導(dǎo)渠道的變化將產(chǎn)生較大的差異性；而長三角地區(qū)則傳導(dǎo)效果比較穩(wěn)定，這是因為其經(jīng)濟資產(chǎn)雄厚，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，對抗經(jīng)濟中不確定風(fēng)險的能力較強，所以對貨幣政策傳導(dǎo)過程中渠道變化的反應(yīng)也比較小，自身的結(jié)構(gòu)優(yōu)化能力強。

（二）貨幣政策傳導(dǎo)主體發(fā)展不平衡

貨幣政策通過投資和消費作用于各地的實體經(jīng)濟，而作為其傳導(dǎo)的主體，區(qū)域投資水平?jīng)Q定了貨幣政策傳導(dǎo)產(chǎn)生的差異性。對于區(qū)域投資水平，本文將采用資本投資率來表示，即固定資產(chǎn)投資量與GDP之比。

由于資源流向高回報率地區(qū)的作用，導(dǎo)致了東部地區(qū)資產(chǎn)投資量明顯高于西部地區(qū)，且這種差距還在不斷拉大，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)不斷削弱不發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的起飛條件，逐漸形成了“馬太效應(yīng)”。在小西北地區(qū)，甘肅地區(qū)的資產(chǎn)投資量要領(lǐng)先于青海和寧夏地區(qū)，2002至2011年間，三個省份的投資量增長了7-8倍，其增長幅度要比長三角地區(qū)的增長幅度大。

在實施西部大開發(fā)政策以來，國家的政策性投資一直在西部各地區(qū)總體投資量中占較大比重，而由于民間金融資本的不發(fā)達，導(dǎo)致民間投資占有率很小。導(dǎo)致民間投資不足的關(guān)鍵性約束是西部地區(qū)的預(yù)期收益率低和投資環(huán)境不健全，考慮到資本在全國范圍內(nèi)自由流動的現(xiàn)實性，除政府投資之外的民間投資似乎只有在高收益率地區(qū)投資飽和、回報率下降到臨界點以下時，才可能向西部轉(zhuǎn)移；即便出于地域因素，當(dāng)?shù)孛耖g資本愿意留在本地市場，但西部本來就屬于資本稀缺的地區(qū)，如何動員當(dāng)?shù)孛耖g資本形成又是一項難題。因此，西部吸引投資的關(guān)鍵在于根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟比較優(yōu)勢和投資者的需要通過多種手段減少投資的成本和風(fēng)險，同時要注意平衡各種促進手段，因地制宜，各有側(cè)重。

從總體上來說，小西北地區(qū)由于投資量較低，存在一定的貨幣政策傳導(dǎo)渠道的主體的缺失，在深化和廣化傳導(dǎo)渠道上不如長三角地區(qū)，對貨幣政策的反應(yīng)也比較慢，其政策傳導(dǎo)達不到理想的效果。

（三）小西北地區(qū)和長三角地區(qū)貨幣政策傳導(dǎo)中介存在差異

在我國，中央銀行通過運用貨幣政策工具，控制商業(yè)銀行信貸規(guī)模，從而將貨幣政策作用于整體經(jīng)濟。在此過程中，商業(yè)銀行作為傳導(dǎo)中介，其經(jīng)濟行為影響著貨幣政策傳導(dǎo)的效果，而其他金融機構(gòu)同樣也會通過信貸行為對政策傳導(dǎo)產(chǎn)生作用。商業(yè)銀行等金融機構(gòu)作為貨幣政策傳導(dǎo)中的重要環(huán)節(jié)，其發(fā)展?fàn)顩r的好壞決定著政策實施的效果。本文首先分析各地區(qū)金融機構(gòu)的數(shù)量，然后對各地區(qū)金融機構(gòu)的交易效率進行比較。

在金融機構(gòu)的數(shù)量方面，以金融機構(gòu)總體數(shù)量來說，小西北地區(qū)三省相對落后，地區(qū)中的甘肅省2012年金融機構(gòu)總數(shù)以5715個位列第一，比另外兩省高出了四倍左右，而其中商業(yè)銀行的數(shù)量也明顯高于青海和寧夏的總量；長三角地區(qū)的金融機構(gòu)總量除上海地區(qū)由于土地面積的限制外，其他兩省均突破了一萬，說明東西兩地區(qū)商業(yè)銀行等金融機構(gòu)在數(shù)量和結(jié)構(gòu)上存在一定的不平衡性，這使得小西北地區(qū)由于金融業(yè)的不發(fā)達導(dǎo)致了貨幣政策的傳導(dǎo)效應(yīng)不能更好的發(fā)揮，落后的商業(yè)銀行和其他金融結(jié)構(gòu)的發(fā)展?fàn)顩r更凸顯了小西北地區(qū)金融效率運行的低下，對于資金向該地區(qū)轉(zhuǎn)移更為不利，限制了金融市場資金的流動性，制約了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展。

在金融機構(gòu)的交易效率方面，本文采用銀行貸款與銀行存款之比來表現(xiàn)銀行的交易效率。從總體上看，小西北地區(qū)三省的金融交易效率從2002年開始呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢，甘肅、青海和寧夏分別下降了0.162、0.267和0.057，說明小西北地區(qū)金融系統(tǒng)發(fā)展緩慢，導(dǎo)致了金融市場的萎縮，在貨幣政策傳導(dǎo)中，由于金融交易效率的低下，使得信貸傳導(dǎo)渠道所發(fā)揮的作用不明顯，將會削弱貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)。而長三角地區(qū)除上海以外，江蘇和浙江的金融市場交易效率均得到了提升，上海主要是地區(qū)金融資本飽和，其資金逐漸流向了周邊的江浙一帶，雖然自身貸存比下降，但是帶動了周邊地區(qū)金融市場效率的提高。

通過對傳導(dǎo)中介的對比可以看出，小西北地區(qū)由于經(jīng)濟基礎(chǔ)落后，金融機構(gòu)不僅數(shù)量少而且交易效率低下，再加上信用體制的缺失，使得貨幣政策傳導(dǎo)渠道對區(qū)域經(jīng)濟作用并不顯著，弱化了商業(yè)銀行等作為傳導(dǎo)中介在貨幣政策傳導(dǎo)過程中的影響。

貨幣政策傳導(dǎo)對區(qū)域金融發(fā)展差異性影響分析

為了分析區(qū)域金融發(fā)展的內(nèi)生因素對貨幣政策效應(yīng)的影響，本文建立面板數(shù)據(jù)模型，對影響區(qū)域金融發(fā)展的內(nèi)生因素和反映貨幣政策效應(yīng)的貨幣供給量進行格蘭杰因果檢驗，并對其脈沖反應(yīng)進行分析。endprint

中央銀行可以通過調(diào)控貨幣供給量直接作用于商業(yè)銀行，從而對商業(yè)銀行的資產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生影響，進而對社會上的信貸量進行調(diào)控。由此可見，廣義貨幣供給量M2可以作為反映商業(yè)銀行對貨幣政策敏感程度的指標(biāo)。但是由于我國目前的統(tǒng)計資料中缺失廣義貨幣供給量M2的數(shù)據(jù)，并且因為在貨幣傳導(dǎo)過程中，中央銀行基本是對商業(yè)銀行貸款規(guī)模進行控制，所以本文選取了各地區(qū)金融機構(gòu)的年末各項貸款余額L作為貨幣政策傳導(dǎo)的中介變量來進行實證研究。對于反映區(qū)域金融發(fā)展水平的最終變量，本文利用上文的研究結(jié)果，選取五個變量來進行實證研究，其分別為資本投資率i，科技教育水平Edu，商品市場發(fā)展水平g，金融市場交易效率k和產(chǎn)業(yè)利率彈性w。

（一）平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗

為了避免虛假回歸的存在，首先對各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu、商品市場發(fā)展水平g、金融市場交易效率k、產(chǎn)業(yè)利率彈性w六個變量進行單位根檢驗，本文選取ADF檢驗方法對各個變量進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu，商品市場發(fā)展水平g，金融市場交易效率k，產(chǎn)業(yè)利率彈性w均在1%或5%水平下顯著，其水平值上均無單位根，六個變量都同時通過了ADF檢驗，說明它們都是同階單整的。檢驗結(jié)果如表4所示。

通過對各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu、商品市場發(fā)展水平g、金融市場效率k、產(chǎn)業(yè)利率彈性w進行的單位根檢驗，各變量都表現(xiàn)為同階單整，因此變量間存在長期協(xié)整關(guān)系的可能。對于兩變量的時間序列模型，通常運用Engle-Granger兩步法進行變量間的協(xié)整檢驗，而對于多變量的面板數(shù)據(jù)模型，其檢驗方法并不能解釋變量間存在協(xié)整關(guān)系?；贓ngle-Granger的方法，Kao利用推廣的DF和ADF檢驗提出了檢驗面板協(xié)整的方法，這種方法零假設(shè)是沒有協(xié)整關(guān)系，并且利用靜態(tài)面板回歸的殘差來構(gòu)建統(tǒng)計量。因此，進一步利用Kao檢驗來判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示，ADF統(tǒng)計量檢驗顯著（在1%的置信水平下），表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

（二）格蘭杰因果檢驗

變量之間有協(xié)整關(guān)系只能告訴我們變量之間在長期存在因果關(guān)系，但不知道因果關(guān)系的方向，因此有必要對變量之間進行因果關(guān)系檢驗，即運用面板格蘭杰因果檢驗。由于各項貸款余額與資本投資率、科技教育水平、商品市場發(fā)展水平、金融市場效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性之間是協(xié)整的。也就是說，各項貸款余額與各變量之間有因果關(guān)系，但是不知道是單向因果關(guān)系還是互為因果關(guān)系。為此，本文運用基于面板的誤差修正模型來解決這一問題，可以用標(biāo)準(zhǔn)的F檢驗來判斷系數(shù)的顯著性，從而檢驗變量間的因果關(guān)系。

判別方法為：首先，對于短期因果關(guān)系，如果H0∶ζj=0被拒絕，則短期因果關(guān)系成立，反之則不存在短期因果關(guān)系；接下來，對于長期因果關(guān)系，如果H0∶λ=0 被拒絕，說明誤差修正機制產(chǎn)生，存在長期因果關(guān)系。表6為檢驗結(jié)果。

對表6進行分析，無論從長期還是短期看，各項貸款余額與資本投資率、科技教育水平、商品市場發(fā)展水平、金融市場效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性均互為因果關(guān)系。說明這五個因素對銀行貸款水平產(chǎn)生著影響，而反過來銀行貸款又作用于以上五個因素。

（三）貨幣沖擊響應(yīng)分析

根據(jù)上文中建立的VAR模型，本文模擬各地區(qū)貸款余額對各個內(nèi)生因素的脈沖響應(yīng)函數(shù)。在這里，將時間T選為10，滯后期選為2。由于篇幅所限，本文選取兩個省作為代表，將其脈沖響應(yīng)結(jié)果展示出來。對于小西北地區(qū)將以甘肅省作為代表，而對于長三角地區(qū)將以江蘇省作為代表。脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖1、圖2所示。

從脈沖響應(yīng)圖中可以看出，貨幣供應(yīng)量對各個內(nèi)生因素的影響是不一樣的，其中，以江蘇為代表的長三角地區(qū)各個內(nèi)生因素對貨幣政策的反應(yīng)敏感程度要快于以甘肅為代表的小西北地區(qū)，并且長三角地區(qū)貨幣政策沖擊的強度也比較大。對于甘肅省來說，貨幣政策對科教水平、商品市場交易效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性的反應(yīng)比較敏感，而對投資率的反應(yīng)較慢；對于江蘇省來說，貨幣政策對金融市場效率、商品市場交易效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性反映比較快，而對投資率的反應(yīng)較慢。

通過脈沖響應(yīng)分析，進一步說明貨幣政策在我國各個地區(qū)對金融發(fā)展產(chǎn)生了不同的影響，在影響金融發(fā)展的各個內(nèi)生因素的反應(yīng)結(jié)果下，充分說明貨幣政策傳導(dǎo)效果的差異性存在于我國的東西部地區(qū)。對于金融發(fā)展的內(nèi)生因素和貨幣政策效應(yīng)的差異性研究，為我國政府制定貨幣政策提供了新的角度，將會有助于政府制定更加合理的貨幣政策和更加細致的金融決策。

政策建議

（一）加快商業(yè)銀行改革

商業(yè)銀行對貨幣政策保持較高的敏感性是央行貨幣政策有效傳導(dǎo)、順利實施的重要保證。目前，我國商業(yè)銀行受歷史、體制、技術(shù)等方面因素的制約，尚不能及時有效地將貨幣政策意圖傳導(dǎo)到實體經(jīng)濟領(lǐng)域。一方面是由于我國商業(yè)銀行體制改革還不到位，其公司治理結(jié)構(gòu)還不完善；另一方面，是由于商業(yè)銀行內(nèi)部管理結(jié)構(gòu)不合理。

（二）大力發(fā)展資本市場

作為現(xiàn)代市場經(jīng)濟的重要組成部分，資本市場的運行發(fā)展和調(diào)整變化遵循通過發(fā)現(xiàn)價格引導(dǎo)資源優(yōu)化配置的一般規(guī)律。我國仍處于社會主義初級階段，這一基本國情決定著市場運行的市場機制、法制制度、誠信文化和參與主體包括監(jiān)管體系與成熟市場相比存在較大的差異，需要一個逐步培育和逐步完善的過程。

（三）合理利用投融資政策

國家的投融資政策對促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展援助具有重要意義，要充分發(fā)揮國家投融資政策在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的調(diào)控作用。一方面要提高國家政策性貸款用于中西部區(qū)域的比例，按照國家政策和生產(chǎn)力合理布局的要求，逐步擴大政策性銀行對中西部區(qū)域的貸款比重，在同等條件下，優(yōu)先在西部地區(qū)安排基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)項目。另一方面，要鼓勵國外投資者到中西部去投資，引導(dǎo)外資更多地投向中西部區(qū)域，開發(fā)利用當(dāng)?shù)氐哪茉?、礦產(chǎn)資源、旅游資源及發(fā)展加工工業(yè)，從事基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

（四）調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策

現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)政策的制定必須與區(qū)域經(jīng)濟政策結(jié)合起來，實行產(chǎn)業(yè)政策區(qū)域化，或區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策化，要變以往的地區(qū)傾斜為產(chǎn)業(yè)傾斜。國外的一些成功經(jīng)驗表明，在宏觀層次上，協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)政策和地區(qū)政策的連接點是評價不同地區(qū)的比較優(yōu)勢，選擇體現(xiàn)國民經(jīng)濟增長區(qū)域和全國范圍內(nèi)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)空間系列，前者是國民經(jīng)濟增長的區(qū)域基礎(chǔ)，后者是國民經(jīng)濟增長的骨架。根據(jù)各個地區(qū)不同的比較優(yōu)勢，形成地區(qū)間合理的分工，實現(xiàn)在全國范圍內(nèi)的合理配置。

參考文獻

1.劉金全，劉兆波.中國貨幣政策的中介目標(biāo)與宏觀經(jīng)濟波動的關(guān)聯(lián)性[J].金融研究，2008（10）

2.宋旺，鐘正生.中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性及原因[J].經(jīng)濟研究，2006（3）

3.蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策效應(yīng)的實證分析：1978-2006[J].金融研究，2009（4）

4.曹永琴.中國貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007（9）

5.張晶.我國貨幣財政政策存在區(qū)域效應(yīng)的實證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006（8）

6.丘斌，鄧佑甜.基于VAR模型的中國貨幣政策區(qū)域不對稱效應(yīng)研究[J].南方金融，2009（2）

7.楊曉，楊開忠.中國貨幣政策影響的區(qū)域差異性研究[J].財經(jīng)研究，2007（2）

8.常海濱，徐成賢.中國貨幣政策傳導(dǎo)機制區(qū)域差異的實證分析[J].經(jīng)濟科學(xué)，2007（5）endprint

中央銀行可以通過調(diào)控貨幣供給量直接作用于商業(yè)銀行，從而對商業(yè)銀行的資產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生影響，進而對社會上的信貸量進行調(diào)控。由此可見，廣義貨幣供給量M2可以作為反映商業(yè)銀行對貨幣政策敏感程度的指標(biāo)。但是由于我國目前的統(tǒng)計資料中缺失廣義貨幣供給量M2的數(shù)據(jù)，并且因為在貨幣傳導(dǎo)過程中，中央銀行基本是對商業(yè)銀行貸款規(guī)模進行控制，所以本文選取了各地區(qū)金融機構(gòu)的年末各項貸款余額L作為貨幣政策傳導(dǎo)的中介變量來進行實證研究。對于反映區(qū)域金融發(fā)展水平的最終變量，本文利用上文的研究結(jié)果，選取五個變量來進行實證研究，其分別為資本投資率i，科技教育水平Edu，商品市場發(fā)展水平g，金融市場交易效率k和產(chǎn)業(yè)利率彈性w。

（一）平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗

為了避免虛假回歸的存在，首先對各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu、商品市場發(fā)展水平g、金融市場交易效率k、產(chǎn)業(yè)利率彈性w六個變量進行單位根檢驗，本文選取ADF檢驗方法對各個變量進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu，商品市場發(fā)展水平g，金融市場交易效率k，產(chǎn)業(yè)利率彈性w均在1%或5%水平下顯著，其水平值上均無單位根，六個變量都同時通過了ADF檢驗，說明它們都是同階單整的。檢驗結(jié)果如表4所示。

通過對各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu、商品市場發(fā)展水平g、金融市場效率k、產(chǎn)業(yè)利率彈性w進行的單位根檢驗，各變量都表現(xiàn)為同階單整，因此變量間存在長期協(xié)整關(guān)系的可能。對于兩變量的時間序列模型，通常運用Engle-Granger兩步法進行變量間的協(xié)整檢驗，而對于多變量的面板數(shù)據(jù)模型，其檢驗方法并不能解釋變量間存在協(xié)整關(guān)系。基于Engle-Granger的方法，Kao利用推廣的DF和ADF檢驗提出了檢驗面板協(xié)整的方法，這種方法零假設(shè)是沒有協(xié)整關(guān)系，并且利用靜態(tài)面板回歸的殘差來構(gòu)建統(tǒng)計量。因此，進一步利用Kao檢驗來判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示，ADF統(tǒng)計量檢驗顯著（在1%的置信水平下），表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

（二）格蘭杰因果檢驗

變量之間有協(xié)整關(guān)系只能告訴我們變量之間在長期存在因果關(guān)系，但不知道因果關(guān)系的方向，因此有必要對變量之間進行因果關(guān)系檢驗，即運用面板格蘭杰因果檢驗。由于各項貸款余額與資本投資率、科技教育水平、商品市場發(fā)展水平、金融市場效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性之間是協(xié)整的。也就是說，各項貸款余額與各變量之間有因果關(guān)系，但是不知道是單向因果關(guān)系還是互為因果關(guān)系。為此，本文運用基于面板的誤差修正模型來解決這一問題，可以用標(biāo)準(zhǔn)的F檢驗來判斷系數(shù)的顯著性，從而檢驗變量間的因果關(guān)系。

判別方法為：首先，對于短期因果關(guān)系，如果H0∶ζj=0被拒絕，則短期因果關(guān)系成立，反之則不存在短期因果關(guān)系；接下來，對于長期因果關(guān)系，如果H0∶λ=0 被拒絕，說明誤差修正機制產(chǎn)生，存在長期因果關(guān)系。表6為檢驗結(jié)果。

對表6進行分析，無論從長期還是短期看，各項貸款余額與資本投資率、科技教育水平、商品市場發(fā)展水平、金融市場效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性均互為因果關(guān)系。說明這五個因素對銀行貸款水平產(chǎn)生著影響，而反過來銀行貸款又作用于以上五個因素。

（三）貨幣沖擊響應(yīng)分析

根據(jù)上文中建立的VAR模型，本文模擬各地區(qū)貸款余額對各個內(nèi)生因素的脈沖響應(yīng)函數(shù)。在這里，將時間T選為10，滯后期選為2。由于篇幅所限，本文選取兩個省作為代表，將其脈沖響應(yīng)結(jié)果展示出來。對于小西北地區(qū)將以甘肅省作為代表，而對于長三角地區(qū)將以江蘇省作為代表。脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖1、圖2所示。

從脈沖響應(yīng)圖中可以看出，貨幣供應(yīng)量對各個內(nèi)生因素的影響是不一樣的，其中，以江蘇為代表的長三角地區(qū)各個內(nèi)生因素對貨幣政策的反應(yīng)敏感程度要快于以甘肅為代表的小西北地區(qū)，并且長三角地區(qū)貨幣政策沖擊的強度也比較大。對于甘肅省來說，貨幣政策對科教水平、商品市場交易效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性的反應(yīng)比較敏感，而對投資率的反應(yīng)較慢；對于江蘇省來說，貨幣政策對金融市場效率、商品市場交易效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性反映比較快，而對投資率的反應(yīng)較慢。

通過脈沖響應(yīng)分析，進一步說明貨幣政策在我國各個地區(qū)對金融發(fā)展產(chǎn)生了不同的影響，在影響金融發(fā)展的各個內(nèi)生因素的反應(yīng)結(jié)果下，充分說明貨幣政策傳導(dǎo)效果的差異性存在于我國的東西部地區(qū)。對于金融發(fā)展的內(nèi)生因素和貨幣政策效應(yīng)的差異性研究，為我國政府制定貨幣政策提供了新的角度，將會有助于政府制定更加合理的貨幣政策和更加細致的金融決策。

政策建議

（一）加快商業(yè)銀行改革

商業(yè)銀行對貨幣政策保持較高的敏感性是央行貨幣政策有效傳導(dǎo)、順利實施的重要保證。目前，我國商業(yè)銀行受歷史、體制、技術(shù)等方面因素的制約，尚不能及時有效地將貨幣政策意圖傳導(dǎo)到實體經(jīng)濟領(lǐng)域。一方面是由于我國商業(yè)銀行體制改革還不到位，其公司治理結(jié)構(gòu)還不完善；另一方面，是由于商業(yè)銀行內(nèi)部管理結(jié)構(gòu)不合理。

（二）大力發(fā)展資本市場

作為現(xiàn)代市場經(jīng)濟的重要組成部分，資本市場的運行發(fā)展和調(diào)整變化遵循通過發(fā)現(xiàn)價格引導(dǎo)資源優(yōu)化配置的一般規(guī)律。我國仍處于社會主義初級階段，這一基本國情決定著市場運行的市場機制、法制制度、誠信文化和參與主體包括監(jiān)管體系與成熟市場相比存在較大的差異，需要一個逐步培育和逐步完善的過程。

（三）合理利用投融資政策

國家的投融資政策對促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展援助具有重要意義，要充分發(fā)揮國家投融資政策在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的調(diào)控作用。一方面要提高國家政策性貸款用于中西部區(qū)域的比例，按照國家政策和生產(chǎn)力合理布局的要求，逐步擴大政策性銀行對中西部區(qū)域的貸款比重，在同等條件下，優(yōu)先在西部地區(qū)安排基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)項目。另一方面，要鼓勵國外投資者到中西部去投資，引導(dǎo)外資更多地投向中西部區(qū)域，開發(fā)利用當(dāng)?shù)氐哪茉?、礦產(chǎn)資源、旅游資源及發(fā)展加工工業(yè)，從事基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

（四）調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策

現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)政策的制定必須與區(qū)域經(jīng)濟政策結(jié)合起來，實行產(chǎn)業(yè)政策區(qū)域化，或區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策化，要變以往的地區(qū)傾斜為產(chǎn)業(yè)傾斜。國外的一些成功經(jīng)驗表明，在宏觀層次上，協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)政策和地區(qū)政策的連接點是評價不同地區(qū)的比較優(yōu)勢，選擇體現(xiàn)國民經(jīng)濟增長區(qū)域和全國范圍內(nèi)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)空間系列，前者是國民經(jīng)濟增長的區(qū)域基礎(chǔ)，后者是國民經(jīng)濟增長的骨架。根據(jù)各個地區(qū)不同的比較優(yōu)勢，形成地區(qū)間合理的分工，實現(xiàn)在全國范圍內(nèi)的合理配置。

參考文獻

1.劉金全，劉兆波.中國貨幣政策的中介目標(biāo)與宏觀經(jīng)濟波動的關(guān)聯(lián)性[J].金融研究，2008（10）

2.宋旺，鐘正生.中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性及原因[J].經(jīng)濟研究，2006（3）

3.蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策效應(yīng)的實證分析：1978-2006[J].金融研究，2009（4）

4.曹永琴.中國貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007（9）

5.張晶.我國貨幣財政政策存在區(qū)域效應(yīng)的實證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006（8）

6.丘斌，鄧佑甜.基于VAR模型的中國貨幣政策區(qū)域不對稱效應(yīng)研究[J].南方金融，2009（2）

7.楊曉，楊開忠.中國貨幣政策影響的區(qū)域差異性研究[J].財經(jīng)研究，2007（2）

8.常海濱，徐成賢.中國貨幣政策傳導(dǎo)機制區(qū)域差異的實證分析[J].經(jīng)濟科學(xué)，2007（5）endprint

中央銀行可以通過調(diào)控貨幣供給量直接作用于商業(yè)銀行，從而對商業(yè)銀行的資產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生影響，進而對社會上的信貸量進行調(diào)控。由此可見，廣義貨幣供給量M2可以作為反映商業(yè)銀行對貨幣政策敏感程度的指標(biāo)。但是由于我國目前的統(tǒng)計資料中缺失廣義貨幣供給量M2的數(shù)據(jù)，并且因為在貨幣傳導(dǎo)過程中，中央銀行基本是對商業(yè)銀行貸款規(guī)模進行控制，所以本文選取了各地區(qū)金融機構(gòu)的年末各項貸款余額L作為貨幣政策傳導(dǎo)的中介變量來進行實證研究。對于反映區(qū)域金融發(fā)展水平的最終變量，本文利用上文的研究結(jié)果，選取五個變量來進行實證研究，其分別為資本投資率i，科技教育水平Edu，商品市場發(fā)展水平g，金融市場交易效率k和產(chǎn)業(yè)利率彈性w。

（一）平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗

為了避免虛假回歸的存在，首先對各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu、商品市場發(fā)展水平g、金融市場交易效率k、產(chǎn)業(yè)利率彈性w六個變量進行單位根檢驗，本文選取ADF檢驗方法對各個變量進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu，商品市場發(fā)展水平g，金融市場交易效率k，產(chǎn)業(yè)利率彈性w均在1%或5%水平下顯著，其水平值上均無單位根，六個變量都同時通過了ADF檢驗，說明它們都是同階單整的。檢驗結(jié)果如表4所示。

通過對各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu、商品市場發(fā)展水平g、金融市場效率k、產(chǎn)業(yè)利率彈性w進行的單位根檢驗，各變量都表現(xiàn)為同階單整，因此變量間存在長期協(xié)整關(guān)系的可能。對于兩變量的時間序列模型，通常運用Engle-Granger兩步法進行變量間的協(xié)整檢驗，而對于多變量的面板數(shù)據(jù)模型，其檢驗方法并不能解釋變量間存在協(xié)整關(guān)系?；贓ngle-Granger的方法，Kao利用推廣的DF和ADF檢驗提出了檢驗面板協(xié)整的方法，這種方法零假設(shè)是沒有協(xié)整關(guān)系，并且利用靜態(tài)面板回歸的殘差來構(gòu)建統(tǒng)計量。因此，進一步利用Kao檢驗來判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示，ADF統(tǒng)計量檢驗顯著（在1%的置信水平下），表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

（二）格蘭杰因果檢驗

變量之間有協(xié)整關(guān)系只能告訴我們變量之間在長期存在因果關(guān)系，但不知道因果關(guān)系的方向，因此有必要對變量之間進行因果關(guān)系檢驗，即運用面板格蘭杰因果檢驗。由于各項貸款余額與資本投資率、科技教育水平、商品市場發(fā)展水平、金融市場效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性之間是協(xié)整的。也就是說，各項貸款余額與各變量之間有因果關(guān)系，但是不知道是單向因果關(guān)系還是互為因果關(guān)系。為此，本文運用基于面板的誤差修正模型來解決這一問題，可以用標(biāo)準(zhǔn)的F檢驗來判斷系數(shù)的顯著性，從而檢驗變量間的因果關(guān)系。

判別方法為：首先，對于短期因果關(guān)系，如果H0∶ζj=0被拒絕，則短期因果關(guān)系成立，反之則不存在短期因果關(guān)系；接下來，對于長期因果關(guān)系，如果H0∶λ=0 被拒絕，說明誤差修正機制產(chǎn)生，存在長期因果關(guān)系。表6為檢驗結(jié)果。

對表6進行分析，無論從長期還是短期看，各項貸款余額與資本投資率、科技教育水平、商品市場發(fā)展水平、金融市場效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性均互為因果關(guān)系。說明這五個因素對銀行貸款水平產(chǎn)生著影響，而反過來銀行貸款又作用于以上五個因素。

（三）貨幣沖擊響應(yīng)分析

根據(jù)上文中建立的VAR模型，本文模擬各地區(qū)貸款余額對各個內(nèi)生因素的脈沖響應(yīng)函數(shù)。在這里，將時間T選為10，滯后期選為2。由于篇幅所限，本文選取兩個省作為代表，將其脈沖響應(yīng)結(jié)果展示出來。對于小西北地區(qū)將以甘肅省作為代表，而對于長三角地區(qū)將以江蘇省作為代表。脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖1、圖2所示。

從脈沖響應(yīng)圖中可以看出，貨幣供應(yīng)量對各個內(nèi)生因素的影響是不一樣的，其中，以江蘇為代表的長三角地區(qū)各個內(nèi)生因素對貨幣政策的反應(yīng)敏感程度要快于以甘肅為代表的小西北地區(qū)，并且長三角地區(qū)貨幣政策沖擊的強度也比較大。對于甘肅省來說，貨幣政策對科教水平、商品市場交易效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性的反應(yīng)比較敏感，而對投資率的反應(yīng)較慢；對于江蘇省來說，貨幣政策對金融市場效率、商品市場交易效率和產(chǎn)業(yè)利率彈性反映比較快，而對投資率的反應(yīng)較慢。

通過脈沖響應(yīng)分析，進一步說明貨幣政策在我國各個地區(qū)對金融發(fā)展產(chǎn)生了不同的影響，在影響金融發(fā)展的各個內(nèi)生因素的反應(yīng)結(jié)果下，充分說明貨幣政策傳導(dǎo)效果的差異性存在于我國的東西部地區(qū)。對于金融發(fā)展的內(nèi)生因素和貨幣政策效應(yīng)的差異性研究，為我國政府制定貨幣政策提供了新的角度，將會有助于政府制定更加合理的貨幣政策和更加細致的金融決策。

政策建議

（一）加快商業(yè)銀行改革

商業(yè)銀行對貨幣政策保持較高的敏感性是央行貨幣政策有效傳導(dǎo)、順利實施的重要保證。目前，我國商業(yè)銀行受歷史、體制、技術(shù)等方面因素的制約，尚不能及時有效地將貨幣政策意圖傳導(dǎo)到實體經(jīng)濟領(lǐng)域。一方面是由于我國商業(yè)銀行體制改革還不到位，其公司治理結(jié)構(gòu)還不完善；另一方面，是由于商業(yè)銀行內(nèi)部管理結(jié)構(gòu)不合理。

（二）大力發(fā)展資本市場

作為現(xiàn)代市場經(jīng)濟的重要組成部分，資本市場的運行發(fā)展和調(diào)整變化遵循通過發(fā)現(xiàn)價格引導(dǎo)資源優(yōu)化配置的一般規(guī)律。我國仍處于社會主義初級階段，這一基本國情決定著市場運行的市場機制、法制制度、誠信文化和參與主體包括監(jiān)管體系與成熟市場相比存在較大的差異，需要一個逐步培育和逐步完善的過程。

（三）合理利用投融資政策

國家的投融資政策對促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展援助具有重要意義，要充分發(fā)揮國家投融資政策在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的調(diào)控作用。一方面要提高國家政策性貸款用于中西部區(qū)域的比例，按照國家政策和生產(chǎn)力合理布局的要求，逐步擴大政策性銀行對中西部區(qū)域的貸款比重，在同等條件下，優(yōu)先在西部地區(qū)安排基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)項目。另一方面，要鼓勵國外投資者到中西部去投資，引導(dǎo)外資更多地投向中西部區(qū)域，開發(fā)利用當(dāng)?shù)氐哪茉?、礦產(chǎn)資源、旅游資源及發(fā)展加工工業(yè)，從事基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

（四）調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策

現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)政策的制定必須與區(qū)域經(jīng)濟政策結(jié)合起來，實行產(chǎn)業(yè)政策區(qū)域化，或區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策化，要變以往的地區(qū)傾斜為產(chǎn)業(yè)傾斜。國外的一些成功經(jīng)驗表明，在宏觀層次上，協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)政策和地區(qū)政策的連接點是評價不同地區(qū)的比較優(yōu)勢，選擇體現(xiàn)國民經(jīng)濟增長區(qū)域和全國范圍內(nèi)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)空間系列，前者是國民經(jīng)濟增長的區(qū)域基礎(chǔ)，后者是國民經(jīng)濟增長的骨架。根據(jù)各個地區(qū)不同的比較優(yōu)勢，形成地區(qū)間合理的分工，實現(xiàn)在全國范圍內(nèi)的合理配置。

參考文獻

1.劉金全，劉兆波.中國貨幣政策的中介目標(biāo)與宏觀經(jīng)濟波動的關(guān)聯(lián)性[J].金融研究，2008（10）

2.宋旺，鐘正生.中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在性及原因[J].經(jīng)濟研究，2006（3）

3.蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策效應(yīng)的實證分析：1978-2006[J].金融研究，2009（4）

4.曹永琴.中國貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007（9）

5.張晶.我國貨幣財政政策存在區(qū)域效應(yīng)的實證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006（8）

6.丘斌，鄧佑甜.基于VAR模型的中國貨幣政策區(qū)域不對稱效應(yīng)研究[J].南方金融，2009（2）

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