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一、文獻綜述

貨幣政策區域效應主要研究貨幣政策效應的空間非對稱性，即貨幣政策沖擊在異質性國家或地區的傳導及對真實經濟活動的影響，屬于最優貨幣區理論(TheoryofOptimalCur－rencyArea)的研究范疇。最早研究貨幣政策區域效應的學者是Scott(1955)，雖其研究的本意不在此，但他的研究引申出了一個全新的領域：貨幣政策區域效應。蒙代爾(1961)首次提出最優貨幣區理論，這一理論為本世紀初歐洲貨幣聯盟的成立提供了理論支持。此后，以“最優貨幣區”理論為框架來研究貨幣政策區域效應成為主要研究方法。這些研究主要集中在歐元區和美國。如Taylor、Dornbusch等探討了單一貨幣政策在歐盟各成員國內執行效果上的差異，Gerald和DeFina則對美國48個州的數據進行分析，表明美聯儲的貨幣政策會產生區域效應。

國內對這一問題的研究始于上世紀90年代。駱玉鼎等從蒙代爾的“最優貨幣區”理論出發，根據“最優貨幣區”標準，認定當前的中國不是優貨幣區，因此，貨幣政策應適當區域化。還有一些學者，或從區域間經濟差異性出發，如耿同勁采用經濟計量學方法，如宋旺和鐘正生等，證明了統一的貨幣政策效果確實存在區域性差異，貨幣政策有實行區域化的必要。而孫天琦則認為貨幣政策不可輕言區域化，但是部分內容可以探索差別化。

二、理論框架和變量選擇

貨幣政策的區域效應差異與貨幣政策傳導機制的地區差別密切相關。貨幣經濟學理論認為產生貨幣政策區域效應的三大渠道分別是利率、信貸和匯率。由于目前我國利率非完全市場化，匯率改革時間不長。因此，本文僅研究信貸渠道對貨幣政策區域效應的影響。信貸渠道可以分為資產負債表渠道和銀行貸款渠道。資產負債表渠道的傳導過程可表述為：貨幣政策工具(貨幣供給量)↑(↓)→利率↓(↑)→企業凈現金流和資產價格↑(↓)→企業凈價值↑(↓)→銀行貸款數量↑(↓)→投資↑(↓)→產出↑(↓)。銀行貸款渠道的傳導過程可表述為：貨幣政策工具(貨幣供給量)↑(↓)→(金融機構的可貸款數量↑（↓)→信貸規?！?↓)→投資↑(↓)→產出↑(↓)。從上述分析可以看出，資產負債表渠道的關鍵在于貨幣政策的變動影響了市場利率，從而影響企業的財務狀況，因此，該渠道起作用類似于利率渠道，基于與前文同樣的理由，本文將不予探討。

根據銀行貸款渠道的傳導路線，本文選取的變量是：狹義貨幣供應量M1、信貸規模L、固定資產投資I和產出Y(即國內生產總值GDP)。鑒于數據的可得性，選取1990－2006年各省市相應變量的年度數據，原始數據均來自《新中國五十五年統計資料匯編》、《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》和中國人民銀行網站。

構建面板數據(PanelData)模型如下：

lnY1=αit+βit*lnXt+μit式中，X為自變量，Y為因變量，ln表示對變量取對數，i=1，2，3…，t表時間，α表示各區域截距項，B表示Y對X能敏感系數，μ為隨機擾動項。于是，根據面板數據模型，構建如下四個模型：

三、實證檢驗

下面我們就分別對這四個模型進行實證檢驗。

(1)ADF單位根檢驗

利用Eviews5.O對我國1990－2006年實際數據進行ADF單位根檢驗，測算得到表2的結果。從表中可以看出，狹義貨幣供應量M1、東、中、西部的信貸規模L、固定資產投資I和產出Y在一階差分后都達到了平衡。

(2)格蘭杰因果關系檢驗

運用Eviews5.0對經過單位根檢驗的各相關變量序列進行格蘭杰因果檢驗，得到表3的檢驗結果。

測算結果表明：①狹義貨幣供應量指數與東中西部地區信貸規模指數的格蘭杰因果關系比較顯著，分別以61.6％、82.5％和95.7％的概率拒絕了狹義貨幣供應量不是各地區信貸規模的格蘭杰原因的命題假設，說明狹義貨幣供應量與各地區信貸規模之間存在格蘭杰因果關系，狹義貨幣供應量是各地區信貸規模的格蘭杰原因。

②各地區信貸規模指數與對應的固定資產投資指數的格蘭杰因果關系比較顯著，分別以99.9％、64.5％和87.3％的概率拒絕了各地區信貸規模不是對應的固定資產投資的格蘭杰原因的命題假設，說明各地區信貸規模與其固定資產投資之間存在格蘭杰因果關系，各地區信貸規模是對應的固定資產投資的格蘭杰原因。

③各地區固定資產投資指數與對應的國內生產總值指數的格蘭杰因果關系比較顯著，分別以99.9％、96.0％和99.9％的概率拒絕了各地區固定資產投資不是對應地區的國內生產總值的格蘭杰原因的命題假設，說明各地區固定資產投資與其國內生產總值之間存在格蘭杰因果關系，各地區固定資產投資是對應地區的國內生產總值的格蘭杰原因。

從各統計結果還可以看到，各變量數據均存在不同程度的雙向因果關系，這一檢驗結果說明了在我國貨幣政策傳導的實際過程中，傳導變量之間的影響是反饋性的，更顯出了貨幣政策傳導過程的復雜性。

(3)彈性分析

通過以上的格蘭杰檢驗可以看到，模型中涉及的各對應的變量間存在格蘭杰因果關系。因此，將對應的變量分別代入上面四個模型，得到回歸結果：

由上表的彈性系數可以看到：

①狹義貨幣供應量與信貸規模的關系。東、中、西部地區信貸規模指數對狹義貨幣供應量指數的彈性分別為1.04、0.87、0.86，以東部地區為最大，富有彈性，這說明東部地區商業銀行市場化程度高，對貨幣政策信號的反應比中西部地區靈敏。

②信貸規模與固定資產投資的關系。東、中、西部地區固定資產投資額指數對本地區信貸規模指數的彈性分別為1.03、1.19、1.25，彈性系數均大于1，富有彈性，但東部地區最小。這說明東部地區的固定資產投資對銀行貸款的依賴性比中西部地區的要小，原因在于東部地區企業經營效率較高，投資收益較好。因此，企業投資和經營活動的資金來源多樣化，對銀行的依賴較小。

③投資和產出的關系。東、中、西部地區國內生產總值指數對固定資產投資額指數的彈性分別為O.69、O.53、O.48，均缺乏彈性，但東部地區的彈性最大，西部地區的最小。這說明投資效率由東向西遞減，這和我國市場化程度由東到西遞減的趨勢相吻合。

④)信貸規模和產出的關系。東、中、西部地區國內生產總值指數對信貸規模指數的彈性分別為O.58、0.64和0.80，均缺乏彈性，但東部地區的彈性最小，這說明信貸對產出的影響，中西部大于東部。換而言之，中西部地區的經濟發展更依賴于銀行信貸資金的支持。

四、政策建議

上述分析清楚地表明，我國貨幣政策通過銀行貸款渠道傳導的過程和作用效果呈現明顯的地區差異：東部地區對貨幣政策的敏感程度大于中西部地區；東部地區的固定資產投資對銀行貸款的依賴性比中西部的要小；中西部地區的經濟發展比東部更依賴于銀行的信貸資金。

這就意味著，同樣的貨幣政策措施在三個地區會出現不同的作用過程和政策效果。也就是說，如果貨幣政策忽視地區差異而采用一刀切的做法，就會在很大程度上削弱、扭曲貨幣政策調節經濟的作用和效果，甚至有可能加大區域經濟發展的不平衡。因此，為解決這個問題，中央政府和中央銀行在進行貨幣政策調控時應考慮到這些情況，在實施統一的貨幣政策目標前提下，針對各地區的經濟特征采取可行的政策措施，以縮小這種政策效果的差異，從而使各區域間的經濟均衡協調發展。

參考文獻：

[1]TaylorJ.Themonetarytransmissionmechanism:anem－piricalframework[J].JournalofEconomicPerspectives.1995(9):11－26.

[2]Dornbush,R,C.FaveroandF.Giavazzi.ImmediateChallengesfortheECB[J].EconomicPolicy.1998(4):17-63.

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[5]耿同勁.貨幣政策工具區域化研究[J].上海金融，2003，(5).

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

[7]孫天琦.貨幣政策：統一前提下部分內容的區域差別化研究[J].金融研究，2004，(5)。

[8]宋春梅.區域金融二元結構與貨幣政策區域非對稱性實證研究[J].理論探討，2009，(1).

[摘要]本文采用1990-2006年的樣本數據，通過對我國東、中、西部地區對貨幣政策響應的實證研究，表明我國貨幣政策存在明顯的區域效應。因此，中國人民銀行在實施貨幣政策時應考慮這一因素，在統一的貨幣政策目標前提下，采取可行措施縮小貨幣政策區域效應的差異，從而使各區域間的經濟均衡協調發展。

[關鍵詞]貨幣政策；貨幣政策區域效應；彈性分析