我國貨幣政策區(qū)域不對稱效應的實證研究——以贛、浙兩省為例

■ 楊 榮，郭 威

改革開放之后我國的經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異，尤其是隨著近年來，市場化進程的不斷加快，市場調(diào)節(jié)地位的不斷突出，我國東、中、西部地區(qū)的差異態(tài)勢愈發(fā)的增強。單就中央銀行的角度而言，統(tǒng)一的貨幣政策滿足了全局性的要求，但卻難以充分體現(xiàn)我國當前區(qū)域經(jīng)濟結構的差異性，因而實行統(tǒng)一的貨幣政策會在區(qū)域之間產(chǎn)生不對稱效應，如何協(xié)調(diào)好貨幣政策的一致性和區(qū)域經(jīng)濟的異質(zhì)性，是當前理論界和實務界共同面臨的難題。一國的宏觀經(jīng)濟政策的實施是針對整體經(jīng)濟，而并非某個特別的地區(qū)，由于我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的失衡，宏觀經(jīng)濟政策在落實過程中會呈現(xiàn)出區(qū)域不對稱效應，這種效應在長期的累積過程中會產(chǎn)生不良后果并進一步拉大區(qū)域間的差距。近年來關于這方面的研究已有一些成果，但是也處于較為粗疏的階段。面對跨越“中等收入陷阱”的關鍵階段，我國貨幣政策的有效性受到了前所未有的巨大挑戰(zhàn)，在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展失衡的基本情況下，如何充分發(fā)揮貨幣政策的調(diào)控作用，提高貨幣政策有效性，對促進當前我國經(jīng)濟結構轉型，調(diào)整經(jīng)濟發(fā)展方式有著重要的理論與現(xiàn)實意義。本文僅從貨幣政策角度對該問題進行闡述和分析，進一步推進貨幣政策區(qū)域不對稱效應的理論研究，同時對現(xiàn)有問題提出一些建設性意見。

本文試圖在梳理國內(nèi)外現(xiàn)有研究文獻的基礎上，首先論證了贛浙兩省作為生產(chǎn)力高低水平代表的可行性。其次，選取東部區(qū)域的浙江省和中部區(qū)域的江西省作為生產(chǎn)力水平高低的代表，作為對比分析的樣本，建立VAR模型對以上兩個區(qū)域的貨幣政策效應進行較為詳細的實證分析，運用E-views7.2計量軟件分析比較了兩省產(chǎn)出水平和物價水平對統(tǒng)一貨幣政策變動的反應程度，從而進一步闡明統(tǒng)一貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差距較大的地區(qū)存在顯著的不對稱效應，并從中得到一些有益的啟示。

一、文獻綜述

弗里德曼（Milton Friedman）認為：“貨幣政策的傳導具有時滯效應，且在不同的區(qū)域具有較大的差異傳導。”貨幣政策的不對稱效應具體的有區(qū)域不對稱效應、時間不對稱效應、產(chǎn)業(yè)不對稱效應等。貨幣政策區(qū)域不對稱效應是指不同地區(qū)面對統(tǒng)一貨幣政策沖擊時，所表現(xiàn)出的在目標效果和貨幣政策各工具在反應程度和時滯上的差異。20世紀50年代中期美國就出現(xiàn)了關于貨幣政策區(qū)域差異效應的研究文獻。Scoot（1955）分析了公開市場操作業(yè)務從紐約地區(qū)到其他邊緣地區(qū)的貨幣政策傳導的滯后效應，最早地證明了貨幣政策區(qū)域不對稱效應的存在。其后的發(fā)展主要以弗里德曼的貨幣主義或凱恩斯主義理論為依據(jù)，從信貸渠道和利率渠道分析貨幣政策變化對區(qū)域真實經(jīng)濟的影響。Peersman和Smets（2002）對歐洲7個國家的11個產(chǎn)業(yè)1980～1998年的數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)無論在經(jīng)濟蕭條還是在經(jīng)濟繁榮階段，都存在差異明顯的貨幣政策區(qū)域效應，利率緊縮對產(chǎn)出的負面影響在經(jīng)濟衰退期比經(jīng)濟繁榮期更加顯著。Owyang和Wall（2003）通過VAR模型實證分析了前美聯(lián)儲主席格林斯潘時期美國貨幣政策的區(qū)域效應，研究表明銀行業(yè)規(guī)模、企業(yè)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結構不同是產(chǎn)生貨幣政策不對稱效應的原因。綜上所述，國外學者對于貨幣政策區(qū)域不對稱效應的存在性的結論是肯定的；對其產(chǎn)生的原因，國外文獻主要從產(chǎn)業(yè)結構、金融結構以及法律和技術層面作出了詳實的論證分析。

改革開放以后，我國開始逐步建立起市場經(jīng)濟機制，地域之間的經(jīng)濟發(fā)展差距由于區(qū)位條件差異而不斷拉大，理論界開始關注貨幣政策區(qū)域效應。從早期文獻來看，葛兆強和郝繼倫（1995）比較早地研究了貨幣政策區(qū)域化和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的關系，認為區(qū)域經(jīng)濟差異和貨幣政策區(qū)域效應差異是導致貨幣政策區(qū)域化的主要原因。不過由于早期的研究大多停留于理論和經(jīng)驗分析層面，缺少具體的數(shù)據(jù)和實證分析，而此后的研究方法和工具日益多樣，產(chǎn)生一些新的研究成果。張企元（2006）認為，我國從宏觀層面制定的一體化貨幣政策存在日益明顯的區(qū)域不對稱效應。宋旺和鐘正生（2006）認為，對于一個存在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距較大的國家而言，實行單一的貨幣政策會在實施效果上產(chǎn)生差異，甚至會對部分地區(qū)造成較大的負面影響，從而損害整體宏觀經(jīng)濟目標的實現(xiàn)?？椎P等（2007）采用VAR模型分析了我國貨幣政策對各省實際產(chǎn)出的影響，表明沿海省份對貨幣政策的的反應要比內(nèi)陸省份更為強烈。卞志村和楊全年（2010）認為，由于目前中國經(jīng)濟在制度特征、金融體系和金融市場條件等方面的不足，信貸渠道在形成貨幣政策區(qū)域效應過程中顯得更為重要。蔡彤娟和楊春艷（2012）分析貨幣政策在我國東、中、西部三大區(qū)域的執(zhí)行效果，其結論與張企元的基本一致，并建議改善中西部產(chǎn)業(yè)結構，提高中西部金融發(fā)展水平和地區(qū)開放程度。張紅和李洋（2013）從房地產(chǎn)市場的角度，分析貨幣政策傳導的區(qū)域差異，研究表明房地產(chǎn)對貨幣政策傳導效應存明顯區(qū)域差異，東部地區(qū)顯著高于中西部地區(qū)并且貨幣供應量的的傳導效應超過利率。崔澤園和王書華（2013）認為金融結構和區(qū)域差異性是造成我國統(tǒng)一貨幣政策區(qū)域效應的重要原因，但是并沒有就區(qū)域金融結構差異提出具有針對性的政策建議。

二、贛浙兩省經(jīng)濟發(fā)展水平差異及理論分析

（一）貨幣政策區(qū)域不對稱效應的理論分析

傳統(tǒng)的經(jīng)濟學觀點認為，貨幣政策在全國范圍內(nèi)應該有一致性的效應，但直到羅伯特·蒙代爾（RobertMundell）于1961年提出最優(yōu)貨幣區(qū)理論，經(jīng)濟學家才認識到原先的觀點忽略了國家各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡性，開始轉而關注由這種不平衡的發(fā)展導致的同一貨幣區(qū)域內(nèi)，單一的貨幣政策造成的不同調(diào)控效應。根據(jù)蒙代爾的最優(yōu)貨幣區(qū)理論，當一國的貨幣政策實施區(qū)域是一個最優(yōu)貨幣區(qū)時，那么貨幣政策的區(qū)域效應將是統(tǒng)一的，不存在不對稱效應；然而如果一國的貨幣政策實施區(qū)不是最優(yōu)貨幣區(qū)，那么貨幣政策將會產(chǎn)生區(qū)域不對稱效應。因此，要判斷我國的貨幣政策是否具有區(qū)域不對稱效應，也就是等價于判斷我國是否為一個最優(yōu)貨幣區(qū)。依據(jù)最優(yōu)貨幣區(qū)的五大判別標準，即生產(chǎn)要素流動性標準、經(jīng)濟開放度標準、產(chǎn)品多樣化標準、金融市場一體化標準、通貨膨脹相似性標準，如果在一國的貨幣流通區(qū)域內(nèi)，上述指標在各地區(qū)的差異較大，那么就否定了國內(nèi)經(jīng)濟同質(zhì)性這一前提，意味著該國不是一個最優(yōu)貨幣區(qū)。如果在此基礎上繼續(xù)實行統(tǒng)一的全國性貨幣政策，則貨幣政策的區(qū)域不對稱效應將會是不可避免的。由此帶來的不良后果不僅會使貨幣政策的調(diào)控效果大打折扣，還會進一步加劇區(qū)域間的經(jīng)濟發(fā)展不平衡。

下面，我們將依據(jù)最優(yōu)貨幣區(qū)的判別標準，從理論角度來分析贛浙兩省貨幣政策區(qū)域不對稱效應的存在性。

（二）贛浙兩省生產(chǎn)力水平的差異

GDP公認為衡量經(jīng)濟狀況的最佳指標，本文選取兩省的年度GDP數(shù)據(jù)來代表兩省的生產(chǎn)力水平。從總量上看，浙江省2012年的GDP為34665.33億元，江西省2012年的GDP則為12948.88億元，浙江省的生產(chǎn)力水平遠高于江西省。從人均GDP來看，兩省存在著很大的差距（如圖1所示）。江西省2012年的人均GDP為28800元，而浙江省2012年的人均GDP為63374元，浙江省幾乎是江西省的2.2倍。綜上來說，以江西省為代表的欠發(fā)達地區(qū)同以浙江省為代表的發(fā)達地區(qū)之間，無論從總量上還是人均水平上都存在較大差距，而且結合圖1來看，這種趨勢還將會繼續(xù)擴大。

圖1 1990～2012年贛浙兩省人均GDP水平比較

（三）贛浙兩省產(chǎn)業(yè)結構的差異

贛浙兩省的產(chǎn)業(yè)結構存在較大差異，從表1可以看到2009～2012年江西省和浙江省的產(chǎn)業(yè)占比情況。江西省近4年來的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比雖然有不斷下降的趨勢，但是依舊在11%以上，而浙江省僅為5%左右；第二產(chǎn)業(yè)占比情況兩省表現(xiàn)情況幾乎相同，但浙江省近4年的下降趨勢更為明顯，說明該省在逐步調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，淘汰低端制造企業(yè)，大力發(fā)展現(xiàn)代服務行業(yè)，所以結合第三產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)來看，浙江省近4年的第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占比在不斷上升，而江西省在這方面則表現(xiàn)出較大的差距，2009～2012年僅維持在34%左右。兩省產(chǎn)業(yè)結構的差異，會使得貨幣政策對兩省調(diào)控的敏感性和響應程度出現(xiàn)不對稱性。

（四）贛浙兩省金融發(fā)展水平的差異

贛浙兩省的金融發(fā)展水平也存在著較大差距。以2012年為例，采用金融機構貸款余額總量來衡量兩省的金融發(fā)展水平差異。表2對比了兩省銀行業(yè)、證券業(yè)、保險業(yè)這三大類金融機構在機構數(shù)量和資產(chǎn)總量上的差異。

從表2可以看出，江西省和浙江省金融發(fā)展水平存在較大差距，無論在數(shù)量上還是總量上，浙江省均高于江西省。因此，對于有著不同經(jīng)濟金融發(fā)展水平的兩個經(jīng)濟主體，由中央銀行實行統(tǒng)一的貨幣政策調(diào)控措施也會因為經(jīng)濟主體的特征不同而表現(xiàn)出異質(zhì)性的調(diào)控效果，由此產(chǎn)生區(qū)域的不對稱性。

三、實證檢驗

（一）變量設定

1.貸款余額（DK）。貸款余額是指至某一節(jié)點日期位置，借款人尚未歸還放款人的貸款總額。貨幣供應量作為我國央行進行宏觀調(diào)控的重要貨幣政策工具，其主要實現(xiàn)渠道就是通過調(diào)整銀行系統(tǒng)的貸款余額來達到該目標。因此，本文使用貸款余額（DK）作為央行貨幣政策的代理變量是合理的。而中國目前還沒有完全實行利率市場化，貨幣供應量較之利率而言，更適合作為貨幣政策的衡量指標。

2.居民消費價格指數(shù)（CPI）。我們用贛浙兩省的CPI指數(shù)來表示其物價水平。

3.人均 GDP（Per Capita GDP）。 使用人均 GDP這一指標能消除贛浙兩省由于人口規(guī)模差異而帶來的影響，從而更好地反映兩省的產(chǎn)出水平。

（二）數(shù)據(jù)采集及處理

在數(shù)據(jù)采集上，本文實證分析采用的樣本數(shù)據(jù)是1984～2012年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于1985～2013年贛浙兩省的統(tǒng)計年鑒。在數(shù)據(jù)處理上，選取1978年的CPI為基期物價指數(shù)，同時為縮小數(shù)據(jù)的取值范圍，降低異方差性的影響，對以上三個變量做對數(shù)處理，處理后的變量表示為：LNJXDK、LNJXCPI、LNJXGDP、LNZJDK、LNZJCPI、LNZJGDP， 分 別表示取對數(shù)后的江西省和浙江省的貸款余額、人均GDP以及 CPI。

（三）變量的平穩(wěn)性檢驗

為建立VAR模型，需要檢驗以上六組時間序列的平穩(wěn)性，避免“偽回歸”結果的出現(xiàn)，檢驗結果如表3所示：

表3 平穩(wěn)性檢驗結果

（2）ADF檢驗采用經(jīng)Mackinnon改進的臨界值和AIC信息準則。

（3）“D”表示一階差分，“DD”表示二階差分。

由 上 表 可 知 ， 原 序 列 LNJXDK、LNJXCPI、LNJXGDP、LNZJDK、LNZJCPI、LNZJGDP 在水平狀態(tài)下是非平穩(wěn)的，對原序列進行一階差分之后，再進行ADF檢驗，DLNJXDK、DLNZJDK在 5%的顯著性水平下通過了平穩(wěn)性檢驗，這說明LNJXDK、LNZJDK為一階單整序列；而其余四個序列，要經(jīng)過二階差分之 后 （DDLNJXGDP、DDLNZJGDP、DDLNJXCPI、DDLNZJCPI）才能在5%的顯著性水平下通過平穩(wěn)性檢 驗 。 這 意 味 著 LNJXGDP、LNZJGDP、LNJXCPI、LNZJCPI都為二階單整序列。

（四）協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的目的在于判斷各經(jīng)濟變量之間在長期內(nèi)是否存在一種均衡穩(wěn)定的關系。為了各層次實證分析的需要，選取一階差分后的CPI序列，以反映物價水平的增減變化。

首先，對江西省的貸款余額（LNJXDK）、人均GDP（LNJXGDP）以及居民消費價格指數(shù)（DLNJXCPI）進行協(xié)整檢驗，且根據(jù)表3平穩(wěn)性檢驗結果中可以看出 LNJXDK、DLNJXGDP、DLNJXCPI為一階單整序列，根據(jù)AIC信息準則，可以確定滯后期為2。 從表 4 中不難推出，LNJXDK、DLNJXGDP、DLNJXCPI這三個變量在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關系。

表4 贛浙兩省各經(jīng)濟變量的協(xié)整檢驗結果

其次，對浙江省的貸款余額 （LNZJDK）、人均GDP （LNZJGDP） 以及居民消費價格指數(shù)（DLNZJCPI）進行協(xié)整檢驗，且根據(jù)表3平穩(wěn)性檢驗結果中可以看出 LNZJDK、DLNZJGDP、DLNZJCPI為一階單整序列，根據(jù)AIC信息準則，可以確定滯后期為2。從表4中可以看出，LNZJDK、DLNZJGDP、DLNZJCPI這三個變量在5%的顯著性水平下存在一個協(xié)整關系。

（五）脈沖響應

本文通過建立無約束的VAR模型來分析統(tǒng)一的貨幣政策對贛浙兩省的產(chǎn)出水平和物價水平的影響。在綜合考慮模型的AIC、SC信息準則之后，并且為了保證模型的所有根模的倒數(shù)都位于單位圓之內(nèi)，從而確定模型的滯后階數(shù)為2階，以保證建立的VAR模型是穩(wěn)定的。VAR模型中各變量的排序會影響到模型的度量效果，因此根據(jù)對其他變量影響越小排位越后的原則，并結合實際情況（經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的影響作用大于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)），我們確定各變量在VAR模型中分解的先后順序依次為：DLNZJDK →DLNZJGDP →DLNZJCPI，DLNJXDK →DLNJXGDP→DLNJXCPI。脈沖響應函數(shù)的作用在于刻畫和分析內(nèi)生變量之間的變動對其本身以及其他變量產(chǎn)生的影響。在脈沖響應函數(shù)中，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表產(chǎn)出水平或物價水平對貸款余額沖擊的響應程度。

（六）脈沖響應結果分析

1.兩省產(chǎn)出水平對統(tǒng)一貨幣政策沖擊的響應差異

如圖2和圖3所示，對貸款余額施加單位正的Chol-esky標準差新息沖擊，兩省的產(chǎn)出均出現(xiàn)了不同程度的增長。兩省的響應峰值均出現(xiàn)在第二年，江西峰值為0.0238，浙江峰值為0.0314，隨后各區(qū)域響應逐步下降，且下降趨勢較為平滑，長期中穩(wěn)定趨于零。贛浙兩省產(chǎn)出水平對貸款余額沖擊的反應速度相同，但就影響程度而言，浙江省產(chǎn)出對貨幣政策沖擊的反應強度要高于江西省。

圖2 江西省人均GDP對貸款余額一個標準差新息的響應

圖3 浙江省人均GDP對貸款余額一個標準差新息的響應

2.兩省物價水平對統(tǒng)一貨幣政策沖擊的響應差異

如圖4和圖5所示，對物價水平施加單位正的Chol-esky標準差新息沖擊，兩省的CPI均出現(xiàn)了不同程度的上升。兩省的響應峰值均出現(xiàn)在第二年且江西省的峰值水平延續(xù)到了第三年，江西省峰值為0.0103，浙江省峰值為0.0282，隨后各區(qū)域的響應逐步下降，下降過程中伴有小幅度的波動，長期中也穩(wěn)定趨于零。贛浙兩省的物價水平對貸款余額沖擊的反應速度相同，但就影響程度而言，浙江省的CPI對貨幣政策沖擊的反應強度要高于江西省。

圖4 江西省物價水平對貸款余額一個標準差新息的響應

圖5 浙江省物價水平對貸款余額一個標準差新息的響應

3.兩省貨幣政策區(qū)域不對稱效應原因分析

貨幣政策區(qū)域不對稱效應產(chǎn)生的原因是多方面的，通過考察產(chǎn)出水平和物價水平這兩大區(qū)域經(jīng)濟指標與貨幣政策脈沖響應的關系，證明了貨幣政策區(qū)域不對稱效應的存在性。其差異原因主要可通過以下三方面加以解釋：

（1）區(qū)域生產(chǎn)力水平（GDP）受區(qū)位環(huán)境、勞動力素質(zhì)、自然資源稟賦以及歷史文化等因素的影響，這些因素在短期內(nèi)是難以改變的。長期以來形成的積淀，客觀上允許貨幣政策區(qū)域不對稱效應的存在。從本文來說，贛浙兩省經(jīng)濟總體發(fā)展水平存在很大差異，浙江省的人均GDP幾乎是江西省的2.2倍。

（2）區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構有較大差異。一般來說，經(jīng)濟愈發(fā)達、生產(chǎn)力水平越高的地區(qū)，其第一產(chǎn)業(yè)占比越低，第三產(chǎn)業(yè)占比越高，這在贛浙兩省的產(chǎn)業(yè)結構分析中得以印證。生產(chǎn)力水平越高的地區(qū)其貨幣脈沖響應的峰值可能越大，其敏感系數(shù)也就越高，反之，則越小。本文中由于贛浙兩省在第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的差異，使其對貨幣政策調(diào)控的敏感性和響應程度表現(xiàn)出區(qū)域不對稱效應。

（3）區(qū)域金融發(fā)展水平差距較大。我國貨幣政策傳導以信貸渠道為主，金融市場和金融機構是貨幣政策進行傳導的“中介”，區(qū)域金融發(fā)展水平的差異必然會影響到其傳導效果。本文中贛浙兩省在區(qū)域金融資源配置狀況、資本市場發(fā)育程度、資本市場與貨幣市場的組成層次、中小金融機構發(fā)展水平等許多方面存在較大差異，浙江省的金融機構無論在數(shù)量和質(zhì)量上均高于江西省，因此在對貨幣政策的脈沖響應上，浙江省的反應強度也更高。

四、結論

目前我國貨幣政策存在的主要問題之一就是“一刀切”式的統(tǒng)一貨幣政策難以滿足不同地區(qū)間的實際發(fā)展訴求。由于我國地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平不同，且差異趨勢還在不斷擴大，這在很大程度上影響著統(tǒng)一貨幣政策的有效性，因此對不同地區(qū)貨幣政策不對稱效應的研究是提高我國貨幣政策有效性的基礎。本文對江西省、浙江省的實證分析結果一方面印證了我國的貨幣政策在一定程度上是有效的，另一方面也揭示出統(tǒng)一的貨幣政策在發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)的調(diào)控效應存在不對稱性，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的浙江省的產(chǎn)出水平和物價水平對貨幣供應量變化的反應更為強烈。事實上，我國央行在制定貨幣政策的時候主要從全國宏觀經(jīng)濟角度出發(fā)，而發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟體量在全國的占比很高，這就影響著全國宏觀經(jīng)濟的發(fā)展走勢，進而影響著央行制定貨幣政策的走向。長此以往，經(jīng)濟發(fā)展不平衡的態(tài)勢將進一步擴大。

為此，我們應在保證貨幣政策統(tǒng)一性的大前提下，從以下幾個方面采取具有針對性的措施：

（一）制定差異化的貨幣政策戰(zhàn)略目標。在保證大方向基本統(tǒng)一的全國貨幣政策目標下，央行可以根據(jù)我國當前地域發(fā)展失衡的狀況，設定相應的具有不同側重點的貨幣政策目標。比如對于經(jīng)濟欠發(fā)達的中西部地區(qū)，可以偏重于促進經(jīng)濟加快發(fā)展和充分就業(yè)；對于經(jīng)濟發(fā)育程度較高的東部沿海地區(qū)，則可以側重于控制通貨膨脹、保持物價穩(wěn)定，以達到經(jīng)濟穩(wěn)步健康發(fā)展的目的。

（二）運用靈活的貨幣調(diào)控政策。央行在保證統(tǒng)一的貨幣政策目標的前提下，應建立能反映區(qū)域經(jīng)濟特點的貨幣政策體系，根據(jù)不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的貨幣需求制定差異化的貨幣政策，比如對于不同地區(qū)的不同類型銀行制定差別化的存款準備金制度，強化再貼現(xiàn)政策的區(qū)域?qū)蜃饔?，?jīng)濟發(fā)展相對滯后的中西部地區(qū)應給予更多的貸款傾斜力度，從而提高貨幣政策的實施效率，實現(xiàn)區(qū)域間金融的平衡發(fā)展。但政策傾斜并不意味著風險傾斜，而是應該在反映區(qū)域經(jīng)濟真實運行情況的基礎上，使欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟向效率回歸，避免低質(zhì)浪費，有效熨平波動，更好地促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。

（三）堅持合理科學的操作原則。區(qū)域差別化的實現(xiàn)，離不開央行統(tǒng)一制定的貨幣政策的暢通傳導和有效落實。在探索貨幣政策差異化的過程中，應當認清貨幣政策操作工具的本質(zhì)屬性。公開市場業(yè)務和市場型價格工具（利率）不適宜區(qū)域差別化，因為利率的高低由市場決定，如果人為干預，可能會導致資金外流或者企業(yè)負擔加重的情況出現(xiàn)。非市場型價格工具（再貸款利率）、數(shù)量配給型工具（支農(nóng)再貸款）、定性工具（信貸指導意見）則可以根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展情況，有選擇的探索實行差異化。與此同時，還要必須厘清與財政政策的調(diào)控關系。財政政策對于欠發(fā)達地區(qū)的調(diào)控效果可能會更加實惠，更能體現(xiàn)出政府公平均衡的意圖，因而差異化的貨幣政策和財政政策之間一定要合理分工，財政政策負責的事情絕不能讓貨幣政策去執(zhí)行，應當以市場效率為基礎，來傳導和實現(xiàn)差別化貨幣政策的調(diào)控意圖。

（四）提升落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展活力。地區(qū)間宏觀經(jīng)濟結構和微觀經(jīng)濟主體行為的差異，是貨幣政策區(qū)域不對稱效應產(chǎn)生的重要誘因。因此中西部地區(qū)在完善區(qū)域金融市場體系的基礎上，應調(diào)整地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構，在產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的同時兼顧生產(chǎn)的多樣化，提高欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟開放程度，合理引導當?shù)氐纳a(chǎn)企業(yè)和居民的經(jīng)濟行為，穩(wěn)定其對未來不確定的預期。

（五）實行差異化的金融監(jiān)管政策。由于欠發(fā)達地區(qū)的金融機構數(shù)量和規(guī)模相對較小，組成結構相對單純，建議當局在風險可控的前提下，放寬對欠發(fā)達地區(qū)金融機構設立的資金要求，以促進其繁榮當?shù)氐慕鹑谑袌?，暢通金融市場機制。要對資金投向符合國家重點支持領域，并達到一定標準的機構（如達到占機構全部貸款比重、占當?shù)赝愘J款比重等一定標準），優(yōu)先支持其分支機構準入和新業(yè)務開展。此外，央行應制定相應措施以化解現(xiàn)有的因貨幣政策區(qū)域不對稱效應產(chǎn)生的不利影響，并防范由此帶來的潛在風險。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距的縮小和經(jīng)濟同質(zhì)性的提高，將優(yōu)化我國單一貨幣政策的調(diào)控效果。

[1]中國人民銀行南京分行課題組.區(qū)域經(jīng)濟金融差異與宏觀調(diào)控——對蘇皖兩省貨幣政策傳導效應差異的實證研究[J].金融縱橫，2006，（1）：9～15.

[2]張企元.區(qū)域差異與區(qū)域金融調(diào)控[J].金融研究，2006，(3).

[3]Scoott I.The regional impact ofmonetary policy[J].Quarterly Journal of Economics,1955,69:269～284.

[4]Peersman.G and F.Smets,The Industry Effects of Monetary Policy in the Euro Area[R].Working paper,European Central Bank.2002～165.

[5]Owyang M T,Wall H J.Structural breaks and regional disparities in the transmission of monetary policy[R].Working paper,Federal Reserve Bank of St.Louis.2003～008.

[6]葛兆強，郝繼倫.區(qū)域經(jīng)濟與貨幣政策區(qū)域化[J].寧夏社會科學，1995，（3）：53～58.

[7]宋旺，鐘正生.我國貨幣政策區(qū)域效應的存在性及原因——基于最優(yōu)貨幣區(qū)理論的分析[J].經(jīng)濟研究，2006，(3):46～58.

[8]孔丹鳳，Bienvenido S.Cortes，秦大忠.中國貨幣政策省際效果的實證分析：1980～2004[J].金融研究，2007，（12）：17～26.

[9]蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策區(qū)域效應的實證研究：1978～2006[J].金融研究，2009，（4）：180～195.

[10]耿識博，謝士強，董軍.貨幣政策區(qū)域不對稱效應[J].金融研究，2005，（7）：128～136.