貨幣政策傳導對區域金融發展差異性效應研究

丁竹君+楊帆+張兢騏

內容摘要：本文基于貨幣政策區域效應差異性理論和貨幣政策傳導理論，以小西北地區和長三角地區為例，分析了統一的貨幣政策條件下兩地區金融發展現狀和貨幣政策傳導差異。將貨幣供給量作為貨幣政策傳導的中介變量，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業利率彈性五個變量作為反映金融發展水平的最終變量建立VAR模型，并進行脈沖響應分析。結果顯示，長三角地區各內生因素對貨幣政策的反應敏感程度快于小西北地區，且長三角地區貨幣政策沖擊的強度也較大。最后，本文根據研究結果提出相關建議。

關鍵詞：貨幣政策傳導 區域金融發展 貨幣供給量 差異性

引言

長期以來，我國實行的是統一的全國性貨幣政策，這種統一的貨幣政策忽視了區域經濟發展不平衡的現實，不能滿足不同地區對貨幣政策的不同需求，造成了顯著的貨幣政策效應的區域差異，在一定程度上加劇了區域經濟金融發展的不平衡。總體表現為東部沿海地區金融發展水平高，西部地區金融水平落后。基于此，本文樣本區域選取發展較為落后的小西北地區（甘、寧、青）和東部較發達地區（蘇、浙、滬），首先對兩地區金融發展情況和貨幣政策傳導渠道進行對比研究，然后建立面板數據模型，分析貨幣政策傳導對金融發展的內生變量的影響。本文通過分析各個金融發展差異成因對貨幣的沖擊響應，為區域貨幣政策效應的差異性研究提供一個新的視角。

區域金融發展差異性現狀比較

（一）區域金融發展差異指標的衡量

本文將小西北地區和長三角地區共六個省、自治區及直轄市作為研究樣本，這樣既能有效反映出各行政區內的金融發展狀況，又更好地表明行政區之間的金融差異。同時選取2002-2011年近10年的統計數據，數據來源為《中國金融年鑒》及各省份的統計年鑒（2003-2012）。

金融相關比率是衡量一個區域金融結構和金融發展水平的基本指標體系。金融相關比率的變動反映的是金融上層結構與經濟基礎結構之間在規模上的變化關系，這是衡量金融發展水平的重要指標。由于在一定的國民資產水平上，金融發展水平的提高將會導致金融相關系數的升高，因此，隨著經濟金融的不斷發展，金融相關比將會不斷提高，用金融相關比來衡量金融發展的程度是科學合理的。基于金融相關比率的計算公式，得出結果如表1所示。

從表1可以看出，長三角地區金融深化程度明顯高于小西北地區，且各地區近10年來金融深化程度均有不同程度的增長。在小西北地區，自2009年開始青海的金融發展程度超過寧夏位列首位，而甘肅省金融發展程度緩慢，且來回波動較大，在三個地區中，只有青海省金融相關比率近兩年里突破了3.0；長三角地區中，上海金融深化程度最高，金融相關比率近三年來連續超過4.0，而江蘇和浙江的金融相關比率均高于3.0。造成這種金融發展失衡的結果是多方面的，其中資本在各地區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，經濟起飛所需要的原始積累充裕，所以經濟發展迅速，金融化水平高。

而地區間經濟和人口分布失衡，導致了這種差距仍在擴大，自改革開放以來，在國內外投資和產業持續向沿海地區轉移的拉動下，經濟布局也呈現向沿海地區集中地態勢，形成一些支撐全國經濟增長的經濟密集區。從國際經驗來看，經濟總量集聚的地區，同樣應該是就業機會多、人口相應集中地地區。京津冀、長三角、珠三角三大經濟圈15%的人口擁有35%的經濟總量。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，出現了外地勞動力大量流入發達地區打工這種“異地轉移”的情況。這種人口流動對支撐經濟增長和縮小區域差距和城鄉差距起著積極地作用。但由于體制和政策制約，我國絕大部分轉移人口還未能本地化，從而使人口流動促進區域差距縮小的機制難以發揮。經濟總量大、經濟高增長的地區沒能相應吸納更多的人口，而廣大的中西部地區由于沒有資金、企業的集聚，經濟增長緩慢，因此沒有增加就業和收入的機會。這樣人口與經濟分布的不平衡，直接的結果是地區差距過大，區域間不協調性增強，區域矛盾突出。

（二）地區金融機構發展結構差異性分析

在貨幣政策傳導的過程中，中央銀行通過調節存款準備金率、再貼現率和利率等，來達到對商業銀行資產結構的控制，從而進一步調控市場上貨幣供給量，用以實現其貨幣政策的目的。由此可以看出，商業銀行等金融機構在貨幣當局實行貨幣政策過程中，起著舉足輕重的作用，是傳導過程中的重要環節。地區金融機構的發展水平決定著貨幣政策有效性的實現，其金融結構的不同導致了貨幣政策效應的差異。

本文通過對兩地區六個省、自治區和直轄市2002-2011年的銀行存、貸款量進行統計，并根據各地區歷年的人口數量進行整理，計算出各地區人均存貸款和存貸款增長率的指標。表2結果表明，各地區人均存款均呈現逐年擴大趨勢，尤其是實行西部大開發政策后，小西北地區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人均存款基數較大，在各地區同時增長的情況下，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勢。其中，小西北地區甘肅省增幅最低，為3.67倍，青海和寧夏增幅較大，為4.68倍和4.87倍；長三角地區中，由于上海市人均貸款基數大，所以增速較慢，為2.46倍，而江蘇和浙江由于金融業的飛速發展，增幅達到了5.5和5.6倍。從總量上來看，上海市以130543元遙遙領先，而甘肅省人均貸款最低，為21327元（見表3）。

區域貨幣政策傳導渠道差異性的表現

在我國貨幣政策傳導的過程中，由于區域地理、文化和歷史的差異，我國自上而下垂直實行的統一貨幣政策在各個地區產生了不同影響。本文對貨幣政策傳導渠道的差異性進行研究，基于貨幣政策傳導的過程：貨幣供給量=>貸款供給=>投資 =>產出，可以從傳導的區域環境、區域傳導主體和傳導的中介三方面對貨幣政策傳導渠道差異性進行分析。endprint

（一）貨幣政策傳導環境的差異性

貨幣政策傳導首先取決于不同的環境差異，這種環境差異主要指區域產業結構的不同。基于此，本文對這種環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的傳導時滯性和傳導效果差異性。

各地區產業結構的特點，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業結構的重要條件，這使得不同產業有著不同的資本密集度，在對資本需求彈性上表現也不盡相同，在垂直的貨幣政策下，各地區的反應出現了差異。相比于第一產業和第三產業，第二產業對貨幣政策反應較為敏感，對資本需求最迫切。所以在第二產業占比較大的地區，其對資本的需求較高，容易受到貨幣政策傳導渠道的影響。

兩地區的第二產業均占據了較大的比重，第一產業的占比則相對較小。而從兩個地區比較上看，小西北地區的第一產業占比偏大，青海和寧夏的比率接近10%，長三角地區的第一產業占比很小，均維持在5%以下，尤其是上海市近年來的第一產業占比連續不足1%。從歷年二、三產業占比的情況看，小西北地區三省的第三產業占比逐年下降，第二產業則發展勢頭良好，在國家政策和資金的扶持下，成為重點建設對象；長三角地區自2002年以來第二產業占比略有下降，第三產業則逐年上升，這在上海市表現的尤為明顯，其第三產業的占比一直高于第二產業，成為拉動其經濟增長的龍頭。

由此可以得出，相比于長三角地區，小西北地區對貨幣政策的反應比較敏感，容易受貨幣政策渠道變化的影響。在當前穩健的貨幣政策環境下，甘肅、青海和寧夏地區隨著其第二產業的比重不斷增大，其貨幣政策傳導的效應表現隨著傳導渠道的變化將產生較大的差異性；而長三角地區則傳導效果比較穩定，這是因為其經濟資產雄厚，經濟結構穩定，對抗經濟中不確定風險的能力較強，所以對貨幣政策傳導過程中渠道變化的反應也比較小，自身的結構優化能力強。

（二）貨幣政策傳導主體發展不平衡

貨幣政策通過投資和消費作用于各地的實體經濟，而作為其傳導的主體，區域投資水平決定了貨幣政策傳導產生的差異性。對于區域投資水平，本文將采用資本投資率來表示，即固定資產投資量與GDP之比。

由于資源流向高回報率地區的作用，導致了東部地區資產投資量明顯高于西部地區，且這種差距還在不斷拉大，經濟發達地區不斷削弱不發達地區經濟發展的起飛條件，逐漸形成了“馬太效應”。在小西北地區，甘肅地區的資產投資量要領先于青海和寧夏地區，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的增長幅度大。

在實施西部大開發政策以來，國家的政策性投資一直在西部各地區總體投資量中占較大比重，而由于民間金融資本的不發達，導致民間投資占有率很小。導致民間投資不足的關鍵性約束是西部地區的預期收益率低和投資環境不健全，考慮到資本在全國范圍內自由流動的現實性，除政府投資之外的民間投資似乎只有在高收益率地區投資飽和、回報率下降到臨界點以下時，才可能向西部轉移；即便出于地域因素，當地民間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，如何動員當地民間資本形成又是一項難題。因此，西部吸引投資的關鍵在于根據地區經濟比較優勢和投資者的需要通過多種手段減少投資的成本和風險，同時要注意平衡各種促進手段，因地制宜，各有側重。

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

（三）小西北地區和長三角地區貨幣政策傳導中介存在差異

在我國，中央銀行通過運用貨幣政策工具，控制商業銀行信貸規模，從而將貨幣政策作用于整體經濟。在此過程中，商業銀行作為傳導中介，其經濟行為影響著貨幣政策傳導的效果，而其他金融機構同樣也會通過信貸行為對政策傳導產生作用。商業銀行等金融機構作為貨幣政策傳導中的重要環節，其發展狀況的好壞決定著政策實施的效果。本文首先分析各地區金融機構的數量，然后對各地區金融機構的交易效率進行比較。

在金融機構的數量方面，以金融機構總體數量來說，小西北地區三省相對落后，地區中的甘肅省2012年金融機構總數以5715個位列第一，比另外兩省高出了四倍左右，而其中商業銀行的數量也明顯高于青海和寧夏的總量；長三角地區的金融機構總量除上海地區由于土地面積的限制外，其他兩省均突破了一萬，說明東西兩地區商業銀行等金融機構在數量和結構上存在一定的不平衡性，這使得小西北地區由于金融業的不發達導致了貨幣政策的傳導效應不能更好的發揮，落后的商業銀行和其他金融結構的發展狀況更凸顯了小西北地區金融效率運行的低下，對于資金向該地區轉移更為不利，限制了金融市場資金的流動性，制約了當地經濟的發展。

在金融機構的交易效率方面，本文采用銀行貸款與銀行存款之比來表現銀行的交易效率。從總體上看，小西北地區三省的金融交易效率從2002年開始呈現出逐年下降的趨勢，甘肅、青海和寧夏分別下降了0.162、0.267和0.057，說明小西北地區金融系統發展緩慢，導致了金融市場的萎縮，在貨幣政策傳導中，由于金融交易效率的低下，使得信貸傳導渠道所發揮的作用不明顯，將會削弱貨幣政策的區域效應。而長三角地區除上海以外，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金融市場效率的提高。

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

貨幣政策傳導對區域金融發展差異性影響分析

為了分析區域金融發展的內生因素對貨幣政策效應的影響，本文建立面板數據模型，對影響區域金融發展的內生因素和反映貨幣政策效應的貨幣供給量進行格蘭杰因果檢驗，并對其脈沖反應進行分析。endprint

中央銀行可以通過調控貨幣供給量直接作用于商業銀行，從而對商業銀行的資產規模產生影響，進而對社會上的信貸量進行調控。由此可見，廣義貨幣供給量M2可以作為反映商業銀行對貨幣政策敏感程度的指標。但是由于我國目前的統計資料中缺失廣義貨幣供給量M2的數據，并且因為在貨幣傳導過程中，中央銀行基本是對商業銀行貸款規模進行控制，所以本文選取了各地區金融機構的年末各項貸款余額L作為貨幣政策傳導的中介變量來進行實證研究。對于反映區域金融發展水平的最終變量，本文利用上文的研究結果，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，商品市場發展水平g，金融市場交易效率k和產業利率彈性w。

（一）平穩性檢驗與協整檢驗

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、商品市場發展水平g、金融市場交易效率k、產業利率彈性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據單位根檢驗。經檢驗發現，各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu，商品市場發展水平g，金融市場交易效率k，產業利率彈性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、商品市場發展水平g、金融市場效率k、產業利率彈性w進行的單位根檢驗，各變量都表現為同階單整，因此變量間存在長期協整關系的可能。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整檢驗，而對于多變量的面板數據模型，其檢驗方法并不能解釋變量間存在協整關系。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整的方法，這種方法零假設是沒有協整關系，并且利用靜態面板回歸的殘差來構建統計量。因此，進一步利用Kao檢驗來判斷它們之間是否存在協整關系。檢驗結果如表5所示。結果顯示，ADF統計量檢驗顯著（在1%的置信水平下），表明變量之間存在協整關系。

（二）格蘭杰因果檢驗

變量之間有協整關系只能告訴我們變量之間在長期存在因果關系，但不知道因果關系的方向，因此有必要對變量之間進行因果關系檢驗，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、商品市場發展水平、金融市場效率和產業利率彈性之間是協整的。也就是說，各項貸款余額與各變量之間有因果關系，但是不知道是單向因果關系還是互為因果關系。為此，本文運用基于面板的誤差修正模型來解決這一問題，可以用標準的F檢驗來判斷系數的顯著性，從而檢驗變量間的因果關系。

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

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、商品市場發展水平、金融市場效率和產業利率彈性均互為因果關系。說明這五個因素對銀行貸款水平產生著影響，而反過來銀行貸款又作用于以上五個因素。

（三）貨幣沖擊響應分析

根據上文中建立的VAR模型，本文模擬各地區貸款余額對各個內生因素的脈沖響應函數。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，將其脈沖響應結果展示出來。對于小西北地區將以甘肅省作為代表，而對于長三角地區將以江蘇省作為代表。脈沖響應結果如圖1、圖2所示。

從脈沖響應圖中可以看出，貨幣供應量對各個內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各個內生因素對貨幣政策的反應敏感程度要快于以甘肅為代表的小西北地區，并且長三角地區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業利率彈性的反應比較敏感，而對投資率的反應較慢；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業利率彈性反映比較快，而對投資率的反應較慢。

通過脈沖響應分析，進一步說明貨幣政策在我國各個地區對金融發展產生了不同的影響，在影響金融發展的各個內生因素的反應結果下，充分說明貨幣政策傳導效果的差異性存在于我國的東西部地區。對于金融發展的內生因素和貨幣政策效應的差異性研究，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）加快商業銀行改革

商業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、順利實施的重要保證。目前，我國商業銀行受歷史、體制、技術等方面因素的制約，尚不能及時有效地將貨幣政策意圖傳導到實體經濟領域。一方面是由于我國商業銀行體制改革還不到位，其公司治理結構還不完善；另一方面，是由于商業銀行內部管理結構不合理。

（二）大力發展資本市場

作為現代市場經濟的重要組成部分，資本市場的運行發展和調整變化遵循通過發現價格引導資源優化配置的一般規律。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域經濟發展援助具有重要意義，要充分發揮國家投融資政策在區域經濟發展中的調控作用。一方面要提高國家政策性貸款用于中西部區域的比例，按照國家政策和生產力合理布局的要求，逐步擴大政策性銀行對中西部區域的貸款比重，在同等條件下，優先在西部地區安排基礎設施的建設項目。另一方面，要鼓勵國外投資者到中西部去投資，引導外資更多地投向中西部區域，開發利用當地的能源、礦產資源、旅游資源及發展加工工業，從事基礎設施建設。

（四）調整產業政策

現階段產業政策的制定必須與區域經濟政策結合起來，實行產業政策區域化，或區域產業政策化，要變以往的地區傾斜為產業傾斜。國外的一些成功經驗表明，在宏觀層次上，協調產業政策和地區政策的連接點是評價不同地區的比較優勢，選擇體現國民經濟增長區域和全國范圍內的主導產業空間系列，前者是國民經濟增長的區域基礎，后者是國民經濟增長的骨架。根據各個地區不同的比較優勢，形成地區間合理的分工，實現在全國范圍內的合理配置。

參考文獻

1.劉金全，劉兆波.中國貨幣政策的中介目標與宏觀經濟波動的關聯性[J].金融研究，2008（10）

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

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

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

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

中央銀行可以通過調控貨幣供給量直接作用于商業銀行，從而對商業銀行的資產規模產生影響，進而對社會上的信貸量進行調控。由此可見，廣義貨幣供給量M2可以作為反映商業銀行對貨幣政策敏感程度的指標。但是由于我國目前的統計資料中缺失廣義貨幣供給量M2的數據，并且因為在貨幣傳導過程中，中央銀行基本是對商業銀行貸款規模進行控制，所以本文選取了各地區金融機構的年末各項貸款余額L作為貨幣政策傳導的中介變量來進行實證研究。對于反映區域金融發展水平的最終變量，本文利用上文的研究結果，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，商品市場發展水平g，金融市場交易效率k和產業利率彈性w。

（一）平穩性檢驗與協整檢驗

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、商品市場發展水平g、金融市場交易效率k、產業利率彈性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據單位根檢驗。經檢驗發現，各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu，商品市場發展水平g，金融市場交易效率k，產業利率彈性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、商品市場發展水平g、金融市場效率k、產業利率彈性w進行的單位根檢驗，各變量都表現為同階單整，因此變量間存在長期協整關系的可能。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整檢驗，而對于多變量的面板數據模型，其檢驗方法并不能解釋變量間存在協整關系。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整的方法，這種方法零假設是沒有協整關系，并且利用靜態面板回歸的殘差來構建統計量。因此，進一步利用Kao檢驗來判斷它們之間是否存在協整關系。檢驗結果如表5所示。結果顯示，ADF統計量檢驗顯著（在1%的置信水平下），表明變量之間存在協整關系。

（二）格蘭杰因果檢驗

變量之間有協整關系只能告訴我們變量之間在長期存在因果關系，但不知道因果關系的方向，因此有必要對變量之間進行因果關系檢驗，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、商品市場發展水平、金融市場效率和產業利率彈性之間是協整的。也就是說，各項貸款余額與各變量之間有因果關系，但是不知道是單向因果關系還是互為因果關系。為此，本文運用基于面板的誤差修正模型來解決這一問題，可以用標準的F檢驗來判斷系數的顯著性，從而檢驗變量間的因果關系。

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

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、商品市場發展水平、金融市場效率和產業利率彈性均互為因果關系。說明這五個因素對銀行貸款水平產生著影響，而反過來銀行貸款又作用于以上五個因素。

（三）貨幣沖擊響應分析

根據上文中建立的VAR模型，本文模擬各地區貸款余額對各個內生因素的脈沖響應函數。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，將其脈沖響應結果展示出來。對于小西北地區將以甘肅省作為代表，而對于長三角地區將以江蘇省作為代表。脈沖響應結果如圖1、圖2所示。

從脈沖響應圖中可以看出，貨幣供應量對各個內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各個內生因素對貨幣政策的反應敏感程度要快于以甘肅為代表的小西北地區，并且長三角地區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業利率彈性的反應比較敏感，而對投資率的反應較慢；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業利率彈性反映比較快，而對投資率的反應較慢。

通過脈沖響應分析，進一步說明貨幣政策在我國各個地區對金融發展產生了不同的影響，在影響金融發展的各個內生因素的反應結果下，充分說明貨幣政策傳導效果的差異性存在于我國的東西部地區。對于金融發展的內生因素和貨幣政策效應的差異性研究，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）加快商業銀行改革

商業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、順利實施的重要保證。目前，我國商業銀行受歷史、體制、技術等方面因素的制約，尚不能及時有效地將貨幣政策意圖傳導到實體經濟領域。一方面是由于我國商業銀行體制改革還不到位，其公司治理結構還不完善；另一方面，是由于商業銀行內部管理結構不合理。

（二）大力發展資本市場

作為現代市場經濟的重要組成部分，資本市場的運行發展和調整變化遵循通過發現價格引導資源優化配置的一般規律。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域經濟發展援助具有重要意義，要充分發揮國家投融資政策在區域經濟發展中的調控作用。一方面要提高國家政策性貸款用于中西部區域的比例，按照國家政策和生產力合理布局的要求，逐步擴大政策性銀行對中西部區域的貸款比重，在同等條件下，優先在西部地區安排基礎設施的建設項目。另一方面，要鼓勵國外投資者到中西部去投資，引導外資更多地投向中西部區域，開發利用當地的能源、礦產資源、旅游資源及發展加工工業，從事基礎設施建設。

（四）調整產業政策

現階段產業政策的制定必須與區域經濟政策結合起來，實行產業政策區域化，或區域產業政策化，要變以往的地區傾斜為產業傾斜。國外的一些成功經驗表明，在宏觀層次上，協調產業政策和地區政策的連接點是評價不同地區的比較優勢，選擇體現國民經濟增長區域和全國范圍內的主導產業空間系列，前者是國民經濟增長的區域基礎，后者是國民經濟增長的骨架。根據各個地區不同的比較優勢，形成地區間合理的分工，實現在全國范圍內的合理配置。

參考文獻

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

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

中央銀行可以通過調控貨幣供給量直接作用于商業銀行，從而對商業銀行的資產規模產生影響，進而對社會上的信貸量進行調控。由此可見，廣義貨幣供給量M2可以作為反映商業銀行對貨幣政策敏感程度的指標。但是由于我國目前的統計資料中缺失廣義貨幣供給量M2的數據，并且因為在貨幣傳導過程中，中央銀行基本是對商業銀行貸款規模進行控制，所以本文選取了各地區金融機構的年末各項貸款余額L作為貨幣政策傳導的中介變量來進行實證研究。對于反映區域金融發展水平的最終變量，本文利用上文的研究結果，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，商品市場發展水平g，金融市場交易效率k和產業利率彈性w。

（一）平穩性檢驗與協整檢驗

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、商品市場發展水平g、金融市場交易效率k、產業利率彈性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據單位根檢驗。經檢驗發現，各項貸款余額L、資本投資率i、科技教育水平Edu，商品市場發展水平g，金融市場交易效率k，產業利率彈性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、商品市場發展水平g、金融市場效率k、產業利率彈性w進行的單位根檢驗，各變量都表現為同階單整，因此變量間存在長期協整關系的可能。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整檢驗，而對于多變量的面板數據模型，其檢驗方法并不能解釋變量間存在協整關系。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整的方法，這種方法零假設是沒有協整關系，并且利用靜態面板回歸的殘差來構建統計量。因此，進一步利用Kao檢驗來判斷它們之間是否存在協整關系。檢驗結果如表5所示。結果顯示，ADF統計量檢驗顯著（在1%的置信水平下），表明變量之間存在協整關系。

（二）格蘭杰因果檢驗

變量之間有協整關系只能告訴我們變量之間在長期存在因果關系，但不知道因果關系的方向，因此有必要對變量之間進行因果關系檢驗，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、商品市場發展水平、金融市場效率和產業利率彈性之間是協整的。也就是說，各項貸款余額與各變量之間有因果關系，但是不知道是單向因果關系還是互為因果關系。為此，本文運用基于面板的誤差修正模型來解決這一問題，可以用標準的F檢驗來判斷系數的顯著性，從而檢驗變量間的因果關系。

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

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、商品市場發展水平、金融市場效率和產業利率彈性均互為因果關系。說明這五個因素對銀行貸款水平產生著影響，而反過來銀行貸款又作用于以上五個因素。

（三）貨幣沖擊響應分析

根據上文中建立的VAR模型，本文模擬各地區貸款余額對各個內生因素的脈沖響應函數。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，將其脈沖響應結果展示出來。對于小西北地區將以甘肅省作為代表，而對于長三角地區將以江蘇省作為代表。脈沖響應結果如圖1、圖2所示。

從脈沖響應圖中可以看出，貨幣供應量對各個內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各個內生因素對貨幣政策的反應敏感程度要快于以甘肅為代表的小西北地區，并且長三角地區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業利率彈性的反應比較敏感，而對投資率的反應較慢；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業利率彈性反映比較快，而對投資率的反應較慢。

通過脈沖響應分析，進一步說明貨幣政策在我國各個地區對金融發展產生了不同的影響，在影響金融發展的各個內生因素的反應結果下，充分說明貨幣政策傳導效果的差異性存在于我國的東西部地區。對于金融發展的內生因素和貨幣政策效應的差異性研究，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）加快商業銀行改革

商業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、順利實施的重要保證。目前，我國商業銀行受歷史、體制、技術等方面因素的制約，尚不能及時有效地將貨幣政策意圖傳導到實體經濟領域。一方面是由于我國商業銀行體制改革還不到位，其公司治理結構還不完善；另一方面，是由于商業銀行內部管理結構不合理。

（二）大力發展資本市場

作為現代市場經濟的重要組成部分，資本市場的運行發展和調整變化遵循通過發現價格引導資源優化配置的一般規律。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域經濟發展援助具有重要意義，要充分發揮國家投融資政策在區域經濟發展中的調控作用。一方面要提高國家政策性貸款用于中西部區域的比例，按照國家政策和生產力合理布局的要求，逐步擴大政策性銀行對中西部區域的貸款比重，在同等條件下，優先在西部地區安排基礎設施的建設項目。另一方面，要鼓勵國外投資者到中西部去投資，引導外資更多地投向中西部區域，開發利用當地的能源、礦產資源、旅游資源及發展加工工業，從事基礎設施建設。

（四）調整產業政策

現階段產業政策的制定必須與區域經濟政策結合起來，實行產業政策區域化，或區域產業政策化，要變以往的地區傾斜為產業傾斜。國外的一些成功經驗表明，在宏觀層次上，協調產業政策和地區政策的連接點是評價不同地區的比較優勢，選擇體現國民經濟增長區域和全國范圍內的主導產業空間系列，前者是國民經濟增長的區域基礎，后者是國民經濟增長的骨架。根據各個地區不同的比較優勢，形成地區間合理的分工，實現在全國范圍內的合理配置。

參考文獻

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