貨幣政策效果的區(qū)域差異分析
——基于安徽省16市的數(shù)據(jù)

許仲媛，查會(huì)瓊

（安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院，安徽馬鞍山243002）

隨著經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高，安徽省的經(jīng)濟(jì)實(shí)力也在不斷增強(qiáng)，人均生產(chǎn)總值由2000年的4779.46元增加到2015年的35996.61元，按照不變價(jià)格，16年間增長(zhǎng)了6.53倍，正在快速的發(fā)展著自身。然而安徽省各市區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也存在著明顯的差異，需及時(shí)采取有效的措施來(lái)縮小差異，提升安徽省這一經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)χ袊?guó)中部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率。熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要手段即貨幣政策，其效果由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的不同而不會(huì)完全相同，雖然我國(guó)統(tǒng)一的貨幣政策會(huì)對(duì)大部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)積極的影響，同時(shí)也會(huì)抑制部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，產(chǎn)生消極的后果，繼而低于預(yù)期的貨幣政策效果，不能有效發(fā)揮宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策的作用?；诖?，本文以安徽省16個(gè)地級(jí)市為例，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異及貨幣政策效果的區(qū)域差異進(jìn)行實(shí)證分析和研究，以期對(duì)安徽未來(lái)區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策尤其是貨幣政策的制定提供一定的參考。

1 文獻(xiàn)綜述

不少?lài)?guó)外學(xué)者對(duì)貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)進(jìn)行了研究。Ramaswamy,Sloek研究發(fā)現(xiàn)，在法國(guó)、西班牙、瑞典、丹麥,貨幣政策對(duì)產(chǎn)出作用的時(shí)滯要比在德國(guó)、奧地利、比利時(shí)、芬蘭短將近一倍[1]。Carlino and DeFina[2]，Owyang and Wall[3]利用 VAR 模型對(duì)美國(guó)各地區(qū)貨幣政策差異性進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)在美國(guó)各區(qū)域間，貨幣政策沖擊存在著比較大的差異，同時(shí)隨著時(shí)間的變化，貨幣政策的區(qū)域影響也在發(fā)生著變化，聯(lián)邦基金利率的變化對(duì)各州的影響也不是完全相同的。Beare[4]、Mathur,Stein[5]、Fishkind[6]分別以美國(guó)不同時(shí)期、不同地區(qū)為樣本，進(jìn)行實(shí)證分析。在對(duì)加拿大1956年-1971年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，Beare認(rèn)為一國(guó)貨幣政策對(duì)地區(qū)真實(shí)產(chǎn)出有重要影響。采用與Beare相似的模型，Mathur和Stein對(duì)美國(guó)八個(gè)地區(qū)兩個(gè)時(shí)期進(jìn)行實(shí)證分析比較，認(rèn)為貨幣政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)有著顯著的影響。Fishkind為了檢驗(yàn)美國(guó)貨幣政策對(duì)印第安納州經(jīng)濟(jì)的不同作用，其研究了貨幣政策兩個(gè)時(shí)期的區(qū)域經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的變動(dòng)情況，分別是寬松時(shí)期(1969-1970年)與緊縮時(shí)期(1971-1972年)，從得出的結(jié)果中可知，在1971-1972年，全國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平都比該州快。反之，在1969-1970年，該州與全國(guó)有著相同的增長(zhǎng)速度。

隨著改革開(kāi)放的進(jìn)行，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也逐漸發(fā)生了改變，地區(qū)之間的差距在逐步拉大。地區(qū)間的這種不平衡的拉大開(kāi)始引起國(guó)內(nèi)學(xué)者的關(guān)注，慢慢地學(xué)者們開(kāi)始質(zhì)疑統(tǒng)一的貨幣政策是否真正有效。張志軍認(rèn)為，不同地區(qū)因統(tǒng)一的貨幣政策的實(shí)施，會(huì)有不同的產(chǎn)出，在不均衡的各地區(qū)間金融經(jīng)濟(jì)發(fā)展情形下。他從“一刀式”的緊縮性的貨幣政策、統(tǒng)一的法定存款準(zhǔn)備金率、統(tǒng)一的利率管制、統(tǒng)一的再貸款政策、統(tǒng)一的金融組織形式以及統(tǒng)一的機(jī)構(gòu)設(shè)立門(mén)檻等方面，分析了各地區(qū)經(jīng)濟(jì)因統(tǒng)一的貨幣政策而產(chǎn)生不同的政策效果[7]。在張志軍的研究基礎(chǔ)上，孫天琦[8]從貨幣政策的中介目標(biāo)、操作工具、傳導(dǎo)機(jī)制、最終目標(biāo)等多個(gè)方面，更加深入地研究我國(guó)貨幣政策效果。他盡管承認(rèn)統(tǒng)一的貨幣政策會(huì)對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生非對(duì)稱(chēng)效果，但其認(rèn)為區(qū)域化的貨幣政策是不可輕易實(shí)行的，而應(yīng)該在堅(jiān)持統(tǒng)一貨幣政策的基礎(chǔ)下，對(duì)部分中的貨幣政策內(nèi)容進(jìn)行差異化的探究。李茹蘭、張晶(2008)主要研究了緊縮性貨幣政策階段與擴(kuò)張性貨幣政策階段的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，其對(duì)兩個(gè)時(shí)期的貨幣政策通過(guò)面板模型來(lái)進(jìn)行區(qū)域效應(yīng)差異檢驗(yàn)，分別緊縮時(shí)期（1984—1997）與擴(kuò)張時(shí)期（1998—2004）。她發(fā)現(xiàn)中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，在貨幣政策的作用下，其影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)東部地區(qū)，中部地區(qū)的幅度最大，但西部地區(qū)的反應(yīng)最直接，東部地區(qū)對(duì)緊縮政策有著滯后的反應(yīng)且幅度也最小。而對(duì)于擴(kuò)張性的貨幣政策來(lái)說(shuō)，則恰恰相反[9]。采用PVAR模型，王祥,蘇梽芳和李曼曼對(duì)我國(guó)貨幣政策的區(qū)域差異性進(jìn)行實(shí)證研究，研究得出，產(chǎn)出和物價(jià)受貨幣政策的影響，無(wú)論是影響程度還是時(shí)間上，都在我國(guó)的不同地區(qū)產(chǎn)生著顯著的區(qū)域差異[10]。

貨幣政策效果因區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異而不同，一些學(xué)者從找尋原因的角度去進(jìn)行研究。通過(guò)運(yùn)用VAR模型，宋旺、鐘正生認(rèn)為我國(guó)的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)還是比較顯著的，由于貨幣傳導(dǎo)機(jī)制中的信貸渠道和利率渠道，而造成貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的存在[11]。楊浩的研究也得到宋旺、鐘正生相同的結(jié)論[12]。何麗娜研究發(fā)現(xiàn)，各地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上的差異是造成我國(guó)貨幣政策存在區(qū)域效應(yīng)的根本原因[13]。阮莉莉研究得出，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異、區(qū)域資本貢獻(xiàn)率差異以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異都會(huì)導(dǎo)致貨幣政策的區(qū)域差異化效應(yīng)[14]。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于貨幣政策效果的區(qū)域差異性研究有著高度重視，本文從中觀視角出發(fā)，選取安徽省16個(gè)地級(jí)市作為研究對(duì)象，來(lái)研究安徽16市經(jīng)濟(jì)的差異因統(tǒng)一的貨幣政策而帶來(lái)何種不同的效果。

2 安徽省16市區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的分析與聚類(lèi)

本文選取10個(gè)指標(biāo)來(lái)構(gòu)建區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)體系，對(duì)2015年安徽省16市區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，用因子分析方法進(jìn)行具體分析；其次，對(duì)安徽省16個(gè)市的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展相似性進(jìn)行聚類(lèi)分析。

2.1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1.1 構(gòu)建指標(biāo)體系 根據(jù)科學(xué)性、可比性、數(shù)據(jù)可獲取性的原則，本文在參考其他相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，且以探尋影響安徽省16市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主成分因素為目的，同時(shí)結(jié)合安徽區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展特點(diǎn)，選取了安徽省16市10個(gè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來(lái)研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異性，如表1所示。

表1 區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)體系表

2.1.2 數(shù)據(jù)選取與來(lái)源 選取2015年安徽省16市上述10項(xiàng)指標(biāo)的截面數(shù)據(jù)，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而對(duì)2015年安徽省16市經(jīng)濟(jì)水平進(jìn)行因子分析。16市經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的比較可由綜合得分與排名來(lái)得出，之后對(duì)16個(gè)市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相似性用聚類(lèi)分析的方法進(jìn)行分析。利用SPSS17.0軟件來(lái)完成上述實(shí)證研究。

2.2 經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的分析

首先本文對(duì)2015年安徽省16市的數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，這樣可以消除量綱，利用SPSS17.0統(tǒng)計(jì)軟件來(lái)對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析。KMO與Bartlett檢驗(yàn)是在做因子分析前進(jìn)行的，KMO是提出的取樣切當(dāng)性量數(shù)，數(shù)值處于0-1之間，但KMO值須在0.6以上是進(jìn)行因子分析的普遍準(zhǔn)則。本文利用軟件得出的KMO值為0.805，從而做因子分析是適合的。檢驗(yàn)原始變量是否來(lái)自多元正態(tài)分布是Bartlett球形度檢驗(yàn)的主要目的，本文在SPSS17.0軟件的計(jì)算下得出，其檢驗(yàn)的顯著性是0.000，顯著水平已經(jīng)達(dá)到了，即有共同因子存在于總體的相關(guān)矩陣間。繼而，進(jìn)行因子分析是適合的，各主成分初始的特征值、貢獻(xiàn)率、貢獻(xiàn)累積率由此得出，由表2所示。

表2 解釋的總方差

從表2中可得知，前2個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)累積率達(dá)到了88.294%，其超過(guò)了85%，表明其反映了原始變量的大部分信息，因而選取這兩個(gè)主成分。

由于主因子的內(nèi)涵不夠清晰，繼而對(duì)初始因子載荷矩陣實(shí)施正交旋轉(zhuǎn)，采取了最大方差法，得出表3中旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣。

表3 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

如表3所示，在方差累積貢獻(xiàn)率方面，因子旋轉(zhuǎn)后與旋轉(zhuǎn)前相比，仞是相同的，但原有變量的方差貢獻(xiàn)卻被不相同了，其被重新分配，從而便于解釋因子。從旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣表3可看出，第一主因子F1在x1、x2、x3、x4、x5、x6、x8、x9、x10這9個(gè)指標(biāo)上有較大載荷，反映了安徽各市的綜合經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因而，將F1稱(chēng)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平因子；第二主因子F2在x7這個(gè)指標(biāo)上有較大載荷，其反映安徽各市的工業(yè)發(fā)展水平，故將F3稱(chēng)為區(qū)域工業(yè)發(fā)展因子。

因子得分系數(shù)由回歸分析法估計(jì)得出，采取指標(biāo)變量進(jìn)行線性組合的形式來(lái)表示主因子，各主因子的得分由此得出。將各因子得分進(jìn)行加權(quán)求和，從而得出綜合因子的最后得分。原有9個(gè)變量總方差的71.338%由區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平因子F1的特征根所解釋?zhuān)蚨鴻?quán)重為0.71338；同理，區(qū)域工業(yè)發(fā)展因子F2的權(quán)重為0.16956。F1、F2的方差累積貢獻(xiàn)率為88.294%，因而綜合權(quán)重為0.88294。

F綜=（0.71338 F1+0.16956 F2）/0.88294

安徽省16市的因子得分和綜合測(cè)評(píng)得分，通過(guò)上述公式來(lái)計(jì)算得出，并對(duì)各項(xiàng)得分進(jìn)行了排序，其結(jié)果如表4所示。

通過(guò)綜合得分可看成，合肥市、馬鞍山市、蕪湖市、銅陵市、宣城市、淮北市、蚌埠市、黃山市綜合得分為正值，池州市、淮南市、滁州市、安慶市、六安市、阜陽(yáng)市、宿州市、亳州市得分為負(fù)值。從區(qū)域經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平看，合肥、蕪湖、馬鞍山排在前三名，合肥作為省會(huì)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上處于絕對(duì)優(yōu)勢(shì)地位。從區(qū)域工業(yè)發(fā)展水平看，銅陵、淮北排在前兩名，這主要與其兩市有豐富的礦產(chǎn)資源有著緊密的聯(lián)系。

表4 安徽16市因子得分、綜合測(cè)評(píng)得分與排序

2.3 安徽省16市區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的聚類(lèi)分析

在上述安徽省16市因子分析之后，得到了兩個(gè)公因子得分，接著運(yùn)用系統(tǒng)聚類(lèi)法對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行聚類(lèi)分析，聚類(lèi)分析結(jié)果從圖1中可看出。

圖1 安徽區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平聚類(lèi)分析樹(shù)形圖

從聚類(lèi)分析結(jié)果來(lái)看，16個(gè)市分成了四大類(lèi)，發(fā)達(dá)地區(qū)、較發(fā)達(dá)地區(qū)、中等地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)，結(jié)果如表5所示。

表5 安徽16市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分類(lèi)表

3 構(gòu)建VAR模型

根據(jù)上述聚類(lèi)分析的結(jié)果，對(duì)分成四類(lèi)的樣本數(shù)據(jù)，通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)建立變量間的長(zhǎng)期均衡模型，從而進(jìn)行實(shí)證分析。

3.1 變量選擇與數(shù)據(jù)處理

本文用安徽省各項(xiàng)存貸款余額增長(zhǎng)率來(lái)反映安徽省廣義貨幣供應(yīng)量M2，使用上述四個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)總值GDP增長(zhǎng)率和CPI增長(zhǎng)率，來(lái)分別反映出貨幣政策對(duì)安徽省四類(lèi)地區(qū)的產(chǎn)出效果與價(jià)格效果。安徽省發(fā)達(dá)地區(qū)的GDP增長(zhǎng)率記為GDP1，較發(fā)達(dá)地區(qū)的GDP增長(zhǎng)率記為GDP2，中等地區(qū)的GDP增長(zhǎng)率記為GDP3，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的GDP增長(zhǎng)率記為GDP4。安徽省發(fā)達(dá)地區(qū)CPI增長(zhǎng)率記為CPI1，較發(fā)達(dá)地區(qū)CPI增長(zhǎng)率記為CPI2，中等地區(qū)CPI增長(zhǎng)率記為CPI3，欠發(fā)達(dá)地區(qū)CPI增長(zhǎng)率記為CPI4。本文采用EVIEWS9.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。選取了2000年-2015年上述變量共16年的數(shù)據(jù)，從而進(jìn)行實(shí)證分析。

3.2 實(shí)證分析過(guò)程

3.2.1 ADF檢驗(yàn) 對(duì)于時(shí)間序列，首先要判斷其平穩(wěn)性，若不平穩(wěn)，所得出來(lái)的結(jié)果在很大程度上就是沒(méi)有意義的“偽回歸”。對(duì)于不平穩(wěn)的序列，為實(shí)現(xiàn)其平穩(wěn)性，可以通過(guò)差分來(lái)完成。本文對(duì)聚類(lèi)后的4個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)總值、CPI指數(shù)以及貨幣供應(yīng)量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果從表6可看出。

表6 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.2 協(xié)整檢驗(yàn) 在分析非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量之間的數(shù)量關(guān)系時(shí)，協(xié)整方法已成為最主要工具之一，變量若不具有協(xié)整協(xié)整關(guān)系，則不能構(gòu)建VAR模型。上述變量從表6中可看出，在其差分后都變成平穩(wěn)的，因而能夠進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，從表7中可看出Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。

從上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可看出，安徽省四個(gè)地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)變量、貨幣政策變量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變量都存在1-2個(gè)協(xié)整關(guān)系，可知從長(zhǎng)期而言，具有穩(wěn)定的關(guān)系。

表7 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.3 建立VAR模型 根據(jù)選取的代理變量：安徽省各項(xiàng)存貸款余額增長(zhǎng)率、地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率與居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)增長(zhǎng)率，來(lái)構(gòu)建聚類(lèi)后的安徽四個(gè)地區(qū)VAR模型：

在安徽四個(gè)地區(qū)VAR模型中，其全部根模的倒數(shù)都比1小，位置都處于單位元以?xún)?nèi)，AR根如下圖2，圖3，圖4，圖5所示，表明四個(gè)地區(qū)VAR模型符合穩(wěn)定性前提。

圖2 發(fā)達(dá)地區(qū)AR根圖

圖3 較發(fā)達(dá)地區(qū)AR根圖

圖4 中等地區(qū)AR根圖

圖5 欠發(fā)達(dá)地區(qū)AR根圖

3.2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析 在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)中，其一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)影響內(nèi)生變量現(xiàn)在和未來(lái)值，可以用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)衡量。在VAR模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)下，對(duì)一個(gè)變量的沖擊，不僅會(huì)對(duì)其產(chǎn)生直接的影響，而且會(huì)傳導(dǎo)給其他全部的內(nèi)生變量。通過(guò)采用Cholesky分解方法，在強(qiáng)度與周期上，去進(jìn)一步分析貨幣政策如何影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以期更清楚的說(shuō)明貨幣政策是以何種途徑來(lái)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，貨幣供應(yīng)量對(duì)四個(gè)地區(qū)模型中各變量的沖擊效果由脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)識(shí)別出。其結(jié)果見(jiàn)圖6、圖7、圖8、圖9：

圖6 發(fā)達(dá)地區(qū)

圖7 較發(fā)達(dá)地區(qū)

圖8 中等地區(qū)

圖9 欠發(fā)達(dá)地區(qū)

從產(chǎn)出對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可知，安徽省發(fā)達(dá)地區(qū)即合肥市在第2期達(dá)到最大響應(yīng)值，之后逐漸下降，并于第5期達(dá)到最小響應(yīng)值，隨后緩慢上升，穩(wěn)定于零值。較發(fā)達(dá)地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)不同的是于第3-5期趨于穩(wěn)定，并于第5期以后小幅波動(dòng)，于第3期達(dá)到最大響應(yīng)值，且并在第7期達(dá)到最小響應(yīng)值，響應(yīng)最值期數(shù)都稍微滯后于發(fā)達(dá)地區(qū)。中等地區(qū)與其他三個(gè)地區(qū)有所不同，一開(kāi)始產(chǎn)出呈下降的趨勢(shì)。發(fā)達(dá)地區(qū)、較發(fā)達(dá)地區(qū)以及欠發(fā)達(dá)地區(qū)一開(kāi)始的脈沖響應(yīng)值都是負(fù)值，而中等地區(qū)是正值。

從價(jià)格水平對(duì)貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可知，安徽發(fā)達(dá)地區(qū)即合肥市大幅上升于第2期達(dá)到最大值，隨后大幅下降，于第3期達(dá)到最小響應(yīng)值，之后呈不斷波動(dòng)的趨勢(shì)。較發(fā)達(dá)地區(qū)大幅上升于第2期達(dá)到最大值，且其值略大于發(fā)達(dá)地區(qū)，發(fā)達(dá)地區(qū)的波動(dòng)幅度于第5期后明顯大于較發(fā)達(dá)地區(qū)，響應(yīng)程度更強(qiáng)烈一些。較發(fā)達(dá)地區(qū)于第2期后大幅下降，并于第4期達(dá)到最小值，其期數(shù)稍滯后于發(fā)達(dá)地區(qū)。與前兩個(gè)地區(qū)不同的是，中等地區(qū)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)在第5-6期時(shí)趨于穩(wěn)定，即貨幣政策的沖擊對(duì)價(jià)格水平無(wú)影響。但欠發(fā)達(dá)地區(qū)第1-2期的上升幅度明顯大于中等地區(qū)，且其最大響應(yīng)值也大于中等地區(qū)。

相比較中等地區(qū)、欠發(fā)達(dá)地區(qū)來(lái)說(shuō)，發(fā)達(dá)地區(qū)與較發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)出對(duì)貨幣政策沖擊的響應(yīng)峰值更大。而從價(jià)格水平對(duì)貨幣政策的沖擊來(lái)看，較發(fā)達(dá)地區(qū)比發(fā)達(dá)地區(qū)的響應(yīng)峰值大一些，但波動(dòng)幅度小，持續(xù)時(shí)間短；欠發(fā)達(dá)地區(qū)的響應(yīng)峰值也遠(yuǎn)大于發(fā)達(dá)地區(qū)、較發(fā)達(dá)地區(qū)與中等地區(qū)，即物價(jià)對(duì)貨幣政策的響應(yīng)更強(qiáng)烈一些。

4 貨幣政策效果差異的原因分析—基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異

本文研究結(jié)果表明，即使是同一省份，較大的差距存在于各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中，統(tǒng)一的貨幣政策也會(huì)對(duì)其帶來(lái)不同的影響。安徽發(fā)達(dá)地區(qū)即合肥市產(chǎn)出對(duì)貨幣政策的反應(yīng)更為靈敏些，而欠發(fā)達(dá)地區(qū)物價(jià)對(duì)貨幣政策的響應(yīng)程度更強(qiáng)烈些。本文從經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異分類(lèi)的四個(gè)地區(qū)中，選出發(fā)達(dá)地區(qū)-合肥市，較發(fā)達(dá)地區(qū)中的蕪湖市，中等地區(qū)中的安慶市、六安市與亳州市，以及欠發(fā)達(dá)地區(qū)-黃山市這六市，從下述幾點(diǎn)進(jìn)行分析：

4.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異

由于不同產(chǎn)業(yè)對(duì)利率的敏感程度有所差異，貨幣政策在通過(guò)利率渠道傳導(dǎo)時(shí)將產(chǎn)生不同的效應(yīng)。相對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)而言，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)資本密集度高，對(duì)利率的敏感性程度大，貨幣政策效應(yīng)更顯著一些。當(dāng)占比較大的產(chǎn)業(yè)的性質(zhì)是利率敏感度高時(shí)，那這個(gè)地區(qū)受到貨幣政策沖擊的影響程度就更大一些。如表8所示，作為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省會(huì)—合肥市，其第一產(chǎn)業(yè)比重只有4.7%，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)比重相對(duì)比較高。而經(jīng)濟(jì)不太發(fā)達(dá)的地區(qū)如宿州市，其第一產(chǎn)業(yè)比重占達(dá)21.7%，第二與第三產(chǎn)業(yè)比重相對(duì)較低。

表8 六市三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重（2015年）%

4.2 金融發(fā)展程度差異

金融資源在區(qū)域間的分布有著顯著的不均衡特點(diǎn)。對(duì)貨幣政策的反應(yīng)相對(duì)更敏感的地區(qū)，其金融是比較發(fā)達(dá)的。2015年合肥市金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存款額11193.703億元，其是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)-黃山市的12倍；各項(xiàng)貸款額10171.093億元，約是黃山市的18倍，其他各項(xiàng)包括上市公司數(shù)量、股份總數(shù)、直接融資額、證券營(yíng)業(yè)部數(shù)量以及保費(fèi)收入都明顯超過(guò)其他五市。在股市上漲時(shí)，由于上市公司的區(qū)域分布的差別，發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)募集資金的機(jī)會(huì)遠(yuǎn)大于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，因而需要為欠發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)拓寬融資渠道，使更多的金融資源流向該地區(qū)，促進(jìn)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由表9可以看出，發(fā)達(dá)地區(qū)-合肥市金融發(fā)展水平較高，金融規(guī)模較大，金融市場(chǎng)較為發(fā)達(dá)，金融機(jī)構(gòu)主體相對(duì)多樣化。中等地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)金融發(fā)展程度較低，相比較發(fā)達(dá)與較發(fā)達(dá)地區(qū)而言，貨幣市場(chǎng)滯后，資本市場(chǎng)尚待完善。

表9 六市金融資源分布情況（2015年）

4.3 企業(yè)規(guī)模差異

在金融市場(chǎng)上，對(duì)資金需求強(qiáng)烈程度與數(shù)量程度比較高的主體是企業(yè)。要想實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)，這就取決于企業(yè)采取何種行為來(lái)響應(yīng)貨幣政策調(diào)整。中小企業(yè)規(guī)模較小，資本金不足、缺乏有效的抵押和擔(dān)保等問(wèn)題，都使中小企業(yè)難以滿(mǎn)足貸款條件。此時(shí)，使貨幣政策工具的作用得不到發(fā)揮，貨幣政策傳導(dǎo)路徑也被阻塞，極大地削弱了貨幣政策傳導(dǎo)效果。由表10可看出，從企業(yè)規(guī)模來(lái)看，發(fā)達(dá)地區(qū)即合肥的中小型企業(yè)單位數(shù)以及總產(chǎn)值，明顯超過(guò)其他五市。欠發(fā)達(dá)地區(qū)-黃山市的中小型企業(yè)單位數(shù)及總產(chǎn)值比較低。

表10 六市中小型企業(yè)單位數(shù)及總產(chǎn)值（2015年）

5 相關(guān)的對(duì)策建議

安徽省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異會(huì)在統(tǒng)一的貨幣政策的影響下不斷擴(kuò)大，根據(jù)上述研究結(jié)果提出以下建議。從短期看，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征發(fā)生較大改變的難度比較大，因而需要依靠外部的推動(dòng)來(lái)縮小區(qū)域間差異。

5.1 合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)施投資貼息政策

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異是導(dǎo)致貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的重要因素之一，適應(yīng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展需要，承接發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)轉(zhuǎn)移，在金融扶持中，對(duì)發(fā)展前景比較好的欠發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)進(jìn)行一定的投資結(jié)構(gòu)調(diào)整與實(shí)施貼息政策。在運(yùn)用貨幣政策時(shí)，結(jié)合產(chǎn)業(yè)調(diào)整的方式，來(lái)為產(chǎn)業(yè)調(diào)整獲取更多的金融資源。目前，一些地區(qū)的具有龍頭作用的行業(yè)，可以利用銀行貼息政策來(lái)支持其優(yōu)先發(fā)展。黃山市作為旅游型城市，在其目前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中，應(yīng)進(jìn)一步挖掘該地區(qū)的旅游和文化資源的價(jià)值潛力，逐步提高第三產(chǎn)業(yè)比重。安徽中等地區(qū)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)比重過(guò)高，須繼續(xù)發(fā)展農(nóng)業(yè)，促使農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，地區(qū)銀行機(jī)構(gòu)應(yīng)繼續(xù)發(fā)展扶貧小額貸款、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體貸款等貸款業(yè)務(wù)。

5.2 拓寬黃山市中小企業(yè)融資渠道，降低企業(yè)融資成本

企業(yè)規(guī)模差異是貨幣政策對(duì)區(qū)域產(chǎn)生差異性影響的重要原因，中小企業(yè)要加快改革自身的步伐，加強(qiáng)經(jīng)營(yíng)管理，使其整體實(shí)力不斷提高。同時(shí)，為破解小微企業(yè)資金瓶頸問(wèn)題，金融機(jī)構(gòu)要不斷創(chuàng)新金融產(chǎn)品，提高創(chuàng)新服務(wù)，黃山市休寧縣國(guó)稅局與縣農(nóng)商行聯(lián)合推出“稅信貸”產(chǎn)品，根據(jù)增值納稅的信用評(píng)價(jià)結(jié)果，一些依法誠(chéng)信納稅的小微企業(yè)，其不僅有著原有貸款，而且對(duì)其增加純信用貸款最高至100萬(wàn)元，這給小微企業(yè)提供了便利的融資條件；金融機(jī)構(gòu)要加大對(duì)小微企業(yè)信貸支持，人行黃山市中心支行向屯溪農(nóng)商行發(fā)放首筆支小再貸款4000萬(wàn)元，定向用于支持屯溪九龍低碳經(jīng)濟(jì)園區(qū)13戶(hù)小微企業(yè)，并在利率定價(jià)上要求平均不得高于支小再貸款利率4個(gè)百分點(diǎn)；同時(shí)，政府也應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策大力支持中小企業(yè)信貸，黃山市歙縣出臺(tái)了《歙縣中小微企業(yè)還貸應(yīng)急資金管理辦法（試行）》等政策來(lái)幫助企業(yè)解決融資難題；政府要全面履行好自身的職責(zé)，不斷形成銀企合作的好勢(shì)頭。銀企對(duì)接長(zhǎng)效工作機(jī)制需要政府相關(guān)職能部門(mén)不斷的建立健全，并且監(jiān)督指導(dǎo)簽約項(xiàng)目切實(shí)履約，確保資金及時(shí)投放到位，并對(duì)擔(dān)保公司的擔(dān)保流程做出具體的規(guī)范。

5.3 促進(jìn)黃山市的金融市場(chǎng)體系發(fā)展

加大重點(diǎn)項(xiàng)目、實(shí)體經(jīng)濟(jì)、融資擔(dān)保力度，降低擔(dān)保費(fèi)率；在金融創(chuàng)新上下功夫，不斷創(chuàng)新金融產(chǎn)品，創(chuàng)新服務(wù)，補(bǔ)齊金融短板；要積極做好企業(yè)上市工作，在股票發(fā)行注冊(cè)制改革、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)板設(shè)立等許多機(jī)遇之下，已上市與擬上市企業(yè)要加快上市步伐；加大區(qū)域性股權(quán)市場(chǎng)建設(shè)，安徽省股權(quán)托管交易中心文旅板（黃山專(zhuān)版）開(kāi)板和首批50家企業(yè)集中掛牌，有力地推動(dòng)了黃山市多層次資本市場(chǎng)建設(shè)，為符合條件的掛牌企業(yè)提供形象展示、股權(quán)管理、產(chǎn)權(quán)交易、股權(quán)融資、債權(quán)融資等專(zhuān)業(yè)服務(wù)。在國(guó)家服務(wù)業(yè)綜合改革試點(diǎn)、新安江流域生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制試點(diǎn)、徽州文化生態(tài)保護(hù)區(qū)、皖南國(guó)際文化旅游示范區(qū)等戰(zhàn)略平臺(tái)的依托之下，黃山深入推進(jìn)文化、生態(tài)、旅游“三位一體融合發(fā)展”，有力地促進(jìn)黃山市文化旅游企業(yè)利用資本市場(chǎng)加快轉(zhuǎn)型升級(jí)的步伐。

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