王紅莉

摘 要：本文使用SVAR模型與脈沖響應(yīng)函數(shù)定量分析了1990-2012年我國統(tǒng)一貨幣政策對(duì)四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域人均GDP影響的動(dòng)態(tài)過程。表明：在短期內(nèi)，貨幣政策效果存在顯著的區(qū)域非對(duì)稱性，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的實(shí)施效果要強(qiáng)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)；從長期來看，貨幣政策效應(yīng)具有典型的“貨幣政策長期中性”的特征。然后分析原因，并從實(shí)施區(qū)域差別化的存款準(zhǔn)備金率政策，擴(kuò)大人民銀行大區(qū)行的貨幣政策管理權(quán)限，改變銀行信貸資金縱向管理體制、健全欠發(fā)達(dá)地區(qū)的金融體系，增強(qiáng)生產(chǎn)要素的跨區(qū)流動(dòng)性、順通貨幣政策傳導(dǎo)渠道等四個(gè)方面提出了促進(jìn)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)金融協(xié)調(diào)發(fā)展的對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；區(qū)域效應(yīng)；SVAR模型；實(shí)證研究

中圖分類號(hào)：F830.31 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B 文章編號(hào)：1674-0017-2014（1）-0043-05

一、問題提出

貨幣政策是宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要手段之一，關(guān)于貨幣政策非對(duì)稱性的爭(zhēng)論由來已久，主要集中在兩個(gè)方面：一是貨幣政策方向上的非對(duì)稱性，即經(jīng)濟(jì)衰退階段的擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的刺激作用小于經(jīng)濟(jì)過熱階段的緊縮性貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的抑制作用；二是貨幣政策空間上的非對(duì)稱性，或稱區(qū)域效應(yīng)，即統(tǒng)一貨幣政策作用于不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域會(huì)產(chǎn)生不同的政策效果。對(duì)于貨幣政策方向上的非對(duì)稱性已被國內(nèi)外諸多研究所證實(shí)，如Tsiddon（1991）、Caballero和Engei（1992）、Ball和Mankiw（1994）理論研究；Delong 和Summers（1988）、Cover（1992）、Morgan（1993）、Thoma （1994）、Ammer 和Brunner （1996）、Weise （1999）等的實(shí)證研究；在對(duì)中國貨幣政策效應(yīng)方向上的非對(duì)稱性研究方面，黃先開和鄧述慧（2000）、萬解秋和徐濤（2001）、馮春平（2002）、陸軍和舒元（2002）、劉金全（2002）、（2003）、趙進(jìn)文和閔捷（2005）、劉明（2006）、楊定華（2008）、曹小衡（2008）、何國華（2010）等運(yùn)用不同的計(jì)量方法，從不同方面證實(shí)了貨幣政策在治理通貨膨脹和通貨緊縮的效果方面表現(xiàn)出明顯的非對(duì)稱性。

對(duì)于貨幣政策空間上非對(duì)稱性的研究在國外始于20世紀(jì)70年代，國內(nèi)近幾年才涉足，還處于初始階段。而中國1978年以來改革開放創(chuàng)造了持續(xù)快速增長的“中國經(jīng)濟(jì)奇跡”，大大縮小了中國與發(fā)達(dá)國家的差距，但是卻沒能阻止國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的不斷擴(kuò)大和區(qū)域經(jīng)濟(jì)金融二元結(jié)構(gòu)特征的繼續(xù)深化。與此同時(shí)，中國一直實(shí)行統(tǒng)一貨幣政策，這與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡性的矛盾已經(jīng)影響了貨幣政策效用的有效發(fā)揮，其政策效果是否呈現(xiàn)區(qū)域非對(duì)稱性，如何降低或弱化這種政策效應(yīng)的區(qū)域差異等問題，亟需我們深入研究。

二、文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

國外已有文獻(xiàn)證實(shí)了貨幣政策區(qū)域間的非對(duì)稱性確實(shí)存在，Carlirio和DeFina（1998）采用VAR方法證實(shí)了貨幣政策對(duì)美國48個(gè)州個(gè)人真實(shí)收入的影響程度存在顯著差異；Arnold和Nyenrode（1999）發(fā)現(xiàn)貨幣政策對(duì)歐洲69個(gè)地區(qū)具有不同的影響；Elbouren和Haan（2004）采用VAR方法證實(shí)了歐元區(qū)各國貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性的存在，并對(duì)價(jià)格和產(chǎn)出的反應(yīng)大小進(jìn)行了穩(wěn)健性排序。

對(duì)于中國貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性的研究，孫天琦（2004），胡振華（2007），蔣益民（2009），丁文麗（2006），楊曉（2007），阮莉莉（2011），申俊喜（2011），方蔚豪（2011）等均證實(shí)了中國貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性的存在。但是在區(qū)域劃分上大多數(shù)學(xué)者仍沿襲傳統(tǒng)的區(qū)域劃分方法將中國粗略地劃分為東、中、西三個(gè)部分，這已不能充分刻畫中國經(jīng)濟(jì)特征在區(qū)域上的差別，而國務(wù)院發(fā)展研究中心也發(fā)表報(bào)告指出，應(yīng)把中國內(nèi)地主要區(qū)域劃分為東、中、西以及東北四大主要區(qū)域；在研究方法上，VAR模型是目前學(xué)者研究貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性的常用計(jì)量方法，雖然效果顯著，但是不能反映變量間的當(dāng)期關(guān)系，而SVAR是在一般VAR基礎(chǔ)上加入內(nèi)生變量之間的當(dāng)期關(guān)系，使模型的經(jīng)濟(jì)意義更加明確。

基于此，本文采用“四分法”將中國經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北部，運(yùn)用SVAR模型實(shí)證檢驗(yàn)基礎(chǔ)貨幣（M0）變動(dòng)對(duì)各區(qū)域人均GDP和貨幣供應(yīng)量（M2）的影響，及各區(qū)域貨幣供應(yīng)量對(duì)區(qū)域人均GDP的影響，并分析原因，提出建議。

三、研究方法

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)路徑是：政策工具→操作目標(biāo)→貨幣中間目標(biāo)→最終目標(biāo)。貨幣政策傳導(dǎo)過程為：央行通過再貼現(xiàn)、存款準(zhǔn)備金和公開市場(chǎng)操作等工具，影響基礎(chǔ)貨幣投放等操作目標(biāo)，進(jìn)而影響貨幣供應(yīng)量等中間目標(biāo)，最終實(shí)現(xiàn)物價(jià)穩(wěn)定、經(jīng)濟(jì)增長。但由于我國各省物價(jià)指數(shù)差異較小，同時(shí)缺乏根據(jù)各省物價(jià)指數(shù)計(jì)算各區(qū)域物價(jià)指數(shù)的統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，故本文選取經(jīng)濟(jì)增長作為研究各區(qū)域貨幣政策有效性的變量。因此，本文選擇的分析變量包括：基礎(chǔ)貨幣（M0）、區(qū)域廣義貨幣供應(yīng)量（M2）、區(qū)域人均GDP（PG），使用1990-2012年度的年度數(shù)據(jù)，所有變量均取對(duì)數(shù)，以消除異方差，取對(duì)數(shù)后各變量分別記作：LM0，LM2和LPG。根據(jù)研究需要，本文將我國經(jīng)濟(jì)區(qū)域的劃分為東、中、西和東北部。

（二）分析模型

本文運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型來分析，SVAR是基于特定的經(jīng)濟(jì)理論對(duì)VAR系統(tǒng)參數(shù)附加結(jié)構(gòu)性約束條件，從而避免無約束的VAR在設(shè)定和估計(jì)過程中出現(xiàn)隨意性缺陷進(jìn)而影響結(jié)論可靠性。運(yùn)用SVAR不但可以發(fā)現(xiàn)變量之間的當(dāng)期相互影響關(guān)系，還可以通過脈沖反應(yīng)函數(shù)發(fā)現(xiàn)信息沖擊的時(shí)間路徑，這是傳統(tǒng)VAR模型無法做到的。

包含K個(gè)變量和P階滯后的SVAR模型的一般形式為：

BY=ΦY+ΦY+…+ΦY+μ （1）

其中，t=1，2，···，T ，B為主對(duì)角線元素為1的K×K非奇異矩陣，Y為K維列向量，Φ為K×K矩陣，μ為誤差向量且滿足E[μ ， μ]=I

根據(jù)式（1），結(jié)合本文研究分別建立四個(gè)區(qū)域K=3個(gè)變量的SVAR模型，其結(jié)果為：

BY=ΦY+ΦY+…+ΦY+μ （2）

其中，

Y=

LPG

LM

0

LM2

B=1 -

b

-

b

-

b

1 -

b

-

b

-

b

1 Φ=

r

r

r

r

r

r

r

r

r

t=1990，1991，1992，···2012； i=1、2、3、4，分別表示東部、中部、西部、東北部地區(qū)；j=1、2、···p；如果B可逆，可在方程（2）兩端乘以B的逆矩陣（B）-1，得到簡(jiǎn)化式：

Y=（B）-1ΦY+（B）-1ΦY+…+（B）-1ΦY+（B）-1μ

=AY+AY+…+AY+ε （3）

A為P階滯后內(nèi)生變量的系數(shù)矩陣，簡(jiǎn)化式擾動(dòng)項(xiàng)ε和結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)μ的關(guān)系式ε=（B）-1μ，即ε是結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊的線性組合，代表的是一種復(fù)合沖擊。根據(jù)等式ε=（B）-1μ，我們可以利用估計(jì)得到的簡(jiǎn)化式對(duì)矩陣中B中的元素進(jìn)行估計(jì)，具體估計(jì)必須對(duì)結(jié)構(gòu)矩陣施加K（K-1）/2即3個(gè)約束條件。本文的所有數(shù)據(jù)分析都是基于EVIEWS 5.0數(shù)據(jù)分析軟件。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用ADF單位根檢驗(yàn)對(duì)各個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，LM0和各區(qū)域的LM2和LPG均為非平穩(wěn)時(shí)間序列，但是它們的一階差分在10%的顯著性水平上都是平穩(wěn)序列，屬于同階單整序列，可以構(gòu)建SVAR模型。

（二）SVAR模型滯后階數(shù)的確定和穩(wěn)定性檢驗(yàn)

對(duì)LM0、各區(qū)域LM2和LPG的一階差分分別建立4個(gè)區(qū)域的VAR模型，然后以參數(shù)矩陣對(duì)模型施加約束，使之轉(zhuǎn)換為SVAR模型。采用AIC和SC取值最小的原則確定模型的滯后階數(shù)，結(jié)果顯示，東部和東北部地區(qū)的滯后階數(shù)為2，中部和西部的滯后階數(shù)為1，因此4個(gè)區(qū)域的SVAR模型分別為：

東部：BY=ΦY+ΦY+μ

中部：BY=ΦY+μ

西部：BY=ΦY+μ

東北部：BY=ΦY+ΦY+μ

采用AR根對(duì)上述滯后階數(shù)建立的SVAR1（2）、SVAR2（1）、SVAR3（1）、SVAR4（2）模型進(jìn)行穩(wěn)定檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)4個(gè)模型的所有根模的倒數(shù)都小于1，即落于單位根圓內(nèi)，表明所建立的4個(gè)SVAR模型是穩(wěn)定的，可以利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析各變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

（三）SVAR模型的約束條件及矩陣參數(shù)估計(jì)

在檢驗(yàn)了變量之間的長期關(guān)系后，需要給出模型的約束條件并估計(jì)矩陣的參數(shù)，以分析變量之間的當(dāng)期關(guān)系。根據(jù)前文分析，需要對(duì)每一個(gè)地區(qū)的SVAR模型施加K（K-1））/2個(gè)約束條件，即3個(gè)約束條件，由于B矩陣中的元素反映的是變量間當(dāng)期關(guān)系，因而根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和所研究的問題對(duì)模型施加如下約束條件：（1）基礎(chǔ)貨幣的數(shù)量影響當(dāng)期產(chǎn)出，但是中國基礎(chǔ)貨幣的投放數(shù)量是年初根據(jù)上年經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況制定，因而當(dāng)期基礎(chǔ)貨幣不受產(chǎn)出的影響，即b21= 0；（2）各區(qū)域貨幣供應(yīng)量很大程度上由基礎(chǔ)貨幣等決定，而基礎(chǔ)貨幣不受當(dāng)期貨幣供應(yīng)量的影響，即b23= 0；（3）由于我國企業(yè)融資方式多為銀行信貸，貨幣供應(yīng)量會(huì)決定產(chǎn)出，而貨幣供應(yīng)量不受當(dāng)期產(chǎn)出的影響，即b31= 0。因而，可將約束條件表示為：

μ

μ

μ=1

b

b

0 1 0

0

b

1

ε

ε

ε

該矩陣第一行表示各區(qū)域人均GDP與基礎(chǔ)貨幣M0和區(qū)域貨幣供應(yīng)量M2具有同期相關(guān)性， 相關(guān)系數(shù)分別為b和b；第二行表示基礎(chǔ)貨幣M0只受其他變量的滯后期影響，并不受到其他變量的同期影響；第三行表示各區(qū)域貨幣供應(yīng)量M2與基礎(chǔ)貨幣M0具有同期相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為b。經(jīng)檢驗(yàn)，在5%的置信水平上，矩陣B的參數(shù)結(jié)果見表1：

從當(dāng)期來看，在95%的概率水平下，基礎(chǔ)貨幣每增加1%，東部、中部、西部和東北部地區(qū)的人均GDP分別相應(yīng)的增加0.62%、0.55%、0.42%和0.57%，區(qū)域貨幣供應(yīng)量分別相應(yīng)的增加0.76%，0.78%，0.83%，0.81%；各區(qū)域貨幣供應(yīng)量每增加1%，東部、中部、西部和東北部地區(qū)的人均GDP分別相應(yīng)的增加0.18%，0.25%，0.22%和0.26%。表明，在當(dāng)期對(duì)于全國統(tǒng)一的貨幣政策，各區(qū)域的政策效應(yīng)是：東部大于東北部，東北部大于中部，中部大于西部；各區(qū)域貨幣政策中間目標(biāo)M2對(duì)基礎(chǔ)貨幣M0的反應(yīng)是：西部大于東北部，東北部大于中部，中部大于東部；各區(qū)域貨幣供應(yīng)量對(duì)區(qū)域人均GDP的效應(yīng)是：東北部大于中部，中部大于西部，西部大于東部。

（四）脈沖響應(yīng)分析

在SVAR模型中，通過結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析可以得到系統(tǒng)中各個(gè)內(nèi)生變量對(duì)自身以及其他變量單位變動(dòng)的反應(yīng)。根據(jù)本文的研究目的，主要分析基礎(chǔ)貨幣對(duì)各區(qū)域貨幣供應(yīng)量和人均GDP，以及區(qū)域貨幣供應(yīng)量對(duì)人均GDP的動(dòng)態(tài)影響，本文選取滯后長度為15期。

圖1為各區(qū)域人均GDP對(duì)基礎(chǔ)貨幣的結(jié)構(gòu)式脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果?？梢?，對(duì)同一的貨幣政策M(jìn)0施加一個(gè)正向沖擊，這一政策沖擊對(duì)四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域人均GDP的影響在總體趨勢(shì)上是相同的，所不同的是影響程度的大小和影響時(shí)間的長短，具體表現(xiàn)為：一是在短期內(nèi)，基礎(chǔ)貨幣對(duì)各區(qū)域人均GDP的影響，東部地區(qū)最為明顯，其次是東北地區(qū)，然后是中部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)人均GDP對(duì)基礎(chǔ)貨幣的反應(yīng)最弱，其響應(yīng)的峰值僅為東部地區(qū)峰值的65%；二是基礎(chǔ)貨幣M0對(duì)各區(qū)域人均GDP的影響在第3、4期才達(dá)到最大值，證實(shí)了貨幣政策傳導(dǎo)的時(shí)滯性；三是從長期來看，四大區(qū)域人均GDP對(duì)基礎(chǔ)貨幣的響應(yīng)在經(jīng)過一段時(shí)間的波動(dòng)后最終趨向于0，說明貨幣政策沖擊在四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域的長期效應(yīng)不明顯，存在“貨幣中性”。

圖2為各區(qū)域貨幣供應(yīng)量對(duì)基礎(chǔ)貨幣的結(jié)構(gòu)式脈沖函數(shù)響應(yīng)結(jié)果。表明：一是各區(qū)域貨幣供應(yīng)量對(duì)基礎(chǔ)貨幣沖擊的反應(yīng)迅速且趨勢(shì)大致相同，四大區(qū)域都在第1期就達(dá)到峰值；二是基礎(chǔ)貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)影響最大，其次是中部地區(qū)，然后是東北地區(qū)，影響最小的是東部地區(qū)，其峰值是西部地區(qū)峰值的73%，這可能是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)金融市場(chǎng)不完善，對(duì)央行基礎(chǔ)貨幣投放計(jì)劃依賴性較強(qiáng)。

圖3為區(qū)域人均GDP對(duì)貨幣供應(yīng)量的結(jié)構(gòu)式脈沖函數(shù)響應(yīng)結(jié)果。可見，貨幣政策中間目標(biāo)在短期具有有效性，但存在明顯的區(qū)域非對(duì)稱性，對(duì)區(qū)域廣義貨幣供應(yīng)量M2施加一個(gè)正的沖擊后，四個(gè)區(qū)域的人均GDP在短期內(nèi)均受到不同程度的影響，并在第2期達(dá)到峰值，其中，東北地區(qū)受到的影響最大，其次是中部地區(qū)，略低于東北，然后為西部地區(qū)，受到影響最小的是東部地區(qū)，但是，隨著時(shí)間的推移，四個(gè)區(qū)域人均GDP對(duì)貨幣供應(yīng)量的沖擊逐漸減小并趨向于0，進(jìn)一步證實(shí)貨幣政策的長期效應(yīng)不明顯，存在“貨幣中性”。

五、結(jié)論與建議

（一）實(shí)證結(jié)論與分析

1、從短期來看，貨幣政策效果存在顯著的區(qū)域非對(duì)稱性，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的實(shí)施效果要強(qiáng)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，基礎(chǔ)貨幣的產(chǎn)出效應(yīng)要強(qiáng)于區(qū)域貨幣供應(yīng)量的產(chǎn)出效應(yīng)（對(duì)比圖1和圖3的峰值）。具體表現(xiàn)為：

（1）基礎(chǔ)貨幣對(duì)各區(qū)域人均GDP的影響存在顯著的區(qū)域非對(duì)稱性：東部地區(qū)最為明顯，其次是東北地區(qū)，然后是中部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)人均GDP對(duì)基礎(chǔ)貨幣的反應(yīng)最弱。這是因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，金融市場(chǎng)越完善，政策傳導(dǎo)機(jī)制越順暢，政策效應(yīng)越顯著。

（2）區(qū)域貨幣供應(yīng)量對(duì)人均GDP的影響存在顯著的區(qū)域非對(duì)稱性：東北地區(qū)受到的影響最大，其次是中部地區(qū)，然后為西部地區(qū)，受到影響最小的是東部地區(qū)。這是因?yàn)椋涸跂|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)激烈，投資的邊際收益下降，貸款資金有可能流出實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域而進(jìn)入證券市場(chǎng)和其他虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，從而對(duì)人均GDP造成的沖擊很?。辉谖鞑拷?jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，投資選擇相對(duì)較少，風(fēng)險(xiǎn)大、收益低，商業(yè)銀行可能把吸收來的部分存款通過系統(tǒng)上存，沒有用于支持地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而存款的增加對(duì)人均GDP造成的沖擊較?。辉跂|北和中部地區(qū)貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展影響很大，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，當(dāng)?shù)卮罅康闹行∑髽I(yè)立刻提高產(chǎn)量，擴(kuò)大產(chǎn)能，人均GDP增加。

（3）基礎(chǔ)貨幣對(duì)各區(qū)域貨幣供應(yīng)量的影響存在顯著的區(qū)域非對(duì)稱性：西部地區(qū)影響最大，其次是中部地區(qū)，然后是東北地區(qū)，影響最小的是東部地區(qū)，這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)越不發(fā)達(dá)地區(qū)金融市場(chǎng)越不完善，對(duì)央行基礎(chǔ)貨幣投放計(jì)劃依賴性就越強(qiáng)。

2、從長期來看，基礎(chǔ)貨幣和區(qū)域貨幣供應(yīng)量對(duì)區(qū)域人均GDP的沖擊都趨向于零，具有典型的“貨幣政策長期中性”的特征。這是因?yàn)?，從長期來看，經(jīng)濟(jì)的增長主要依靠技術(shù)的進(jìn)步和勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，貨幣數(shù)量的長期擴(kuò)張只會(huì)引起物價(jià)水平的上升而對(duì)人均產(chǎn)出無影響。

（二）對(duì)策建議

以上結(jié)論表明，短期內(nèi)，我國統(tǒng)一貨幣政策難以實(shí)現(xiàn)四大區(qū)域經(jīng)濟(jì)同步增長的目標(biāo)，政策效果的區(qū)域差異性不僅加大了央行實(shí)施貨幣政策的難度，甚至有可能激化區(qū)域金融資源配置的內(nèi)在矛盾。但是從長期來看，政策效果的區(qū)域差異具有“先趨異后趨同”的規(guī)律，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，資源流動(dòng)等因素會(huì)使得區(qū)域間的發(fā)展差距擴(kuò)大，但隨著時(shí)間的推移，區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)差距也將由擴(kuò)大轉(zhuǎn)為縮小，并趨于一致。因此，在政策效果區(qū)域差異性難以避免的前提下，政策建議的重點(diǎn)應(yīng)放在縮小過渡時(shí)間上。短期內(nèi)，應(yīng)進(jìn)行及時(shí)的宏觀干預(yù)，制定并實(shí)施差異化的區(qū)域性貨幣政策，為欠發(fā)達(dá)地區(qū)爭(zhēng)取更多的金融資源；從中長期來看，應(yīng)通過相關(guān)的改革來增強(qiáng)生產(chǎn)要素在不同區(qū)域間的流動(dòng)性，疏通貨幣政策的傳導(dǎo)渠道，改善各地區(qū)金融環(huán)境，從而引導(dǎo)各地區(qū)逐步實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)金融協(xié)調(diào)發(fā)展。

1、實(shí)施區(qū)域差別化的存款準(zhǔn)備金率政策。為防止貨幣政策“一刀切”的負(fù)面影響，中國人民銀行自2004 年4月25日起已經(jīng)對(duì)金融機(jī)構(gòu)實(shí)行差別存款準(zhǔn)備金率制度，這一制度能夠在很大程度上降低金融風(fēng)險(xiǎn)，但對(duì)于欠發(fā)達(dá)地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)而言，其資本充足率往往不高，按規(guī)定將實(shí)施較高的存款準(zhǔn)備金率，依據(jù)貨幣派生的乘數(shù)效應(yīng)，其貨幣供給將成倍縮小，會(huì)進(jìn)一步抑制欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，差別存款準(zhǔn)備金率的制度設(shè)計(jì)不僅要考慮金融機(jī)構(gòu)的資本充足率、信貸規(guī)模擴(kuò)張、資產(chǎn)質(zhì)量等因素的差異，更要考慮區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異。在有效控制金融風(fēng)險(xiǎn)的前提下，應(yīng)對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)執(zhí)行較低的存款準(zhǔn)備金率標(biāo)準(zhǔn)。在1913-1972年之間，美國落后地區(qū)鄉(xiāng)村銀行的準(zhǔn)備金率往往是最低的，美聯(lián)儲(chǔ)的這種措施在很大程度上促進(jìn)了落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

2、擴(kuò)大人民銀行大區(qū)行的貨幣政策管理權(quán)限。在堅(jiān)持我國貨幣政策大方向統(tǒng)一的前提下，中國人民銀行應(yīng)授予大區(qū)分行一定范圍內(nèi)的區(qū)域貨幣政策制定權(quán)和決策權(quán)，允許其根據(jù)本區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要在利率浮動(dòng)幅度、資金額度和金融服務(wù)等方面進(jìn)行相機(jī)抉擇。美國1913年制定的聯(lián)邦儲(chǔ)備法就曾明確規(guī)定：美聯(lián)儲(chǔ)實(shí)行分散管理，地區(qū)聯(lián)邦儲(chǔ)備銀行可以根據(jù)本轄區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況直接對(duì)當(dāng)?shù)劂y行進(jìn)行再貸款和再貼現(xiàn)，執(zhí)行不同的貼現(xiàn)率。

3、改變銀行信貸資金縱向管理體制、健全欠發(fā)達(dá)地區(qū)的金融體系。一是進(jìn)一步明確規(guī)定欠發(fā)達(dá)地區(qū)金融機(jī)構(gòu)吸收本地存款用于當(dāng)?shù)刭J款的最低比例，盡可能減少欠發(fā)達(dá)地區(qū)信貸資金外流；二是大力引導(dǎo)資金流向西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，對(duì)國家重點(diǎn)扶持的西部基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、新能源和新材料等高新產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貸款，國家應(yīng)給予商業(yè)銀行貼息或優(yōu)惠利率支持。三是降低欠發(fā)達(dá)地區(qū)區(qū)域性金融機(jī)構(gòu)的進(jìn)入門檻，加大服務(wù)本地發(fā)展的金融支持力度，為欠發(fā)達(dá)地區(qū)有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)提供資金支持。四是在中西部的某些地區(qū)建設(shè)區(qū)域金融中心，提升區(qū)域融資能力，減輕資金短缺給地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的限制，促進(jìn)中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)升級(jí)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升貨幣政策的執(zhí)行效果。

4、增強(qiáng)生產(chǎn)要素的跨區(qū)流動(dòng)性、順通貨幣政策傳導(dǎo)渠道。在很大程度上，四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)化改革深度的差異是導(dǎo)致貨幣政策效果的區(qū)域非對(duì)稱效應(yīng)的重要原因。因此，應(yīng)進(jìn)一步拓寬資金的跨區(qū)流通渠道、打破勞動(dòng)力的區(qū)域流動(dòng)限制、深化本地企業(yè)的市場(chǎng)化改革和對(duì)外開放，提升企業(yè)的經(jīng)營水平和市場(chǎng)化適應(yīng)能力，促進(jìn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)生產(chǎn)效率和資本利潤率的提高，從而為貨幣政策的傳導(dǎo)提供暢通的微觀基礎(chǔ)，減少區(qū)域發(fā)展的不平衡程度。同時(shí)，加強(qiáng)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的金融生態(tài)環(huán)境建設(shè)，順暢貨幣政策在欠發(fā)達(dá)地區(qū)的傳導(dǎo)途徑，更好地促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)

[1]申俊喜等.貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)--基于中國31個(gè)省域的實(shí)證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011，（6）：36-46。

[2] 封思賢等.貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異：基于SVAR的分析[J].南京師大學(xué)報(bào)，2011，（2）：65-71。

[3] 曾擁政.貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性效應(yīng)研究評(píng)述[J].金融理論與實(shí)踐，2011，（1）：99-105。

[4] 孫天琦.貨幣政策：統(tǒng)一性前提下部分內(nèi)容的區(qū)域差別化研究[J].金融研究，2004，（5）：1-19。

[5] 王錚.貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性在中國的實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)問題，2011，（7）：15-19。

[6] 蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的實(shí)證研究：1978-2006[J].金融研究，2009，（4）：180-195。

The Empirical Research on the Asymmetry of the Regional Monetary Policy under the Framework of the SVAR Model

WANG Hongli

（Shangluo Municipal Sub-branch PBC， Shangluo Shaanxi 726000）

Abstract：The paper analyzes quantitatively the dynamic process of the influence of Chinas unified monetary policy from 1990 to 2012 on per capita GDP of four major economic regions using the SVAR model and impulse response function. The research shows that in the short term， the effect of monetary policy is significantly asymmetric， and is better in economically developed areas than that in the less developed areas. In the long run， the effect of the monetary policy takes on the typical characteristics that the monetary policies in the long term are neutral. The paper analyzes the reasons， and then proposes the countermeasures and suggestions on promoting the coordinated economic and financial development of all regions from the following four aspects such as adopting the differential regional deposit reserve rate policy， expanding the monetary policy authority of the branches of PBC， changing the vertical management system of banks credit funds and improving the financial system of the less developed regions， strengthening the across-region liquidity of the production factors and arranging well the monetary policy transmission channels.

Keywords： monetary policy； regional effect； SVAR model； empirical research

責(zé)任編輯、校對(duì)：楊振峰

參考文獻(xiàn)

[1]申俊喜等.貨幣政策的區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)--基于中國31個(gè)省域的實(shí)證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011，（6）：36-46。

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[6] 蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的實(shí)證研究：1978-2006[J].金融研究，2009，（4）：180-195。

The Empirical Research on the Asymmetry of the Regional Monetary Policy under the Framework of the SVAR Model

WANG Hongli

（Shangluo Municipal Sub-branch PBC， Shangluo Shaanxi 726000）

Abstract：The paper analyzes quantitatively the dynamic process of the influence of Chinas unified monetary policy from 1990 to 2012 on per capita GDP of four major economic regions using the SVAR model and impulse response function. The research shows that in the short term， the effect of monetary policy is significantly asymmetric， and is better in economically developed areas than that in the less developed areas. In the long run， the effect of the monetary policy takes on the typical characteristics that the monetary policies in the long term are neutral. The paper analyzes the reasons， and then proposes the countermeasures and suggestions on promoting the coordinated economic and financial development of all regions from the following four aspects such as adopting the differential regional deposit reserve rate policy， expanding the monetary policy authority of the branches of PBC， changing the vertical management system of banks credit funds and improving the financial system of the less developed regions， strengthening the across-region liquidity of the production factors and arranging well the monetary policy transmission channels.

Keywords： monetary policy； regional effect； SVAR model； empirical research

責(zé)任編輯、校對(duì)：楊振峰

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[5] 王錚.貨幣政策區(qū)域非對(duì)稱性在中國的實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)問題，2011，（7）：15-19。

[6] 蔣益民，陳璋.SVAR模型框架下貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的實(shí)證研究：1978-2006[J].金融研究，2009，（4）：180-195。

The Empirical Research on the Asymmetry of the Regional Monetary Policy under the Framework of the SVAR Model

WANG Hongli

（Shangluo Municipal Sub-branch PBC， Shangluo Shaanxi 726000）

Abstract：The paper analyzes quantitatively the dynamic process of the influence of Chinas unified monetary policy from 1990 to 2012 on per capita GDP of four major economic regions using the SVAR model and impulse response function. The research shows that in the short term， the effect of monetary policy is significantly asymmetric， and is better in economically developed areas than that in the less developed areas. In the long run， the effect of the monetary policy takes on the typical characteristics that the monetary policies in the long term are neutral. The paper analyzes the reasons， and then proposes the countermeasures and suggestions on promoting the coordinated economic and financial development of all regions from the following four aspects such as adopting the differential regional deposit reserve rate policy， expanding the monetary policy authority of the branches of PBC， changing the vertical management system of banks credit funds and improving the financial system of the less developed regions， strengthening the across-region liquidity of the production factors and arranging well the monetary policy transmission channels.

Keywords： monetary policy； regional effect； SVAR model； empirical research

責(zé)任編輯、校對(duì)：楊振峰