李寶慶，王婉芬

（1．西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安710061；2．中國人民銀行a．西安分行營業(yè)管理部，陜西 西安710002；b．無錫市中心支行，江蘇 無錫214031）

一、引 言

區(qū)域金融發(fā)展差異一直是世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中非常關(guān)心的問題之一。縮小區(qū)域金融差異，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)金融的協(xié)調(diào)發(fā)展，也是中國金融改革的一項(xiàng)重要任務(wù)。省域金融是一國金融中十分重要的區(qū)域金融層次，既直接構(gòu)成了國家金融，又是市域金融與縣域金融的聚合，對省域金融差異的研究有助于為解決全國范圍內(nèi)的區(qū)域金融發(fā)展差異提供思路。華東六省一市是中國經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的大經(jīng)濟(jì)區(qū)域，在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中具有舉足輕重的作用，但省際之間金融發(fā)展差異也較為明顯，需及時(shí)采取有效措施來縮小這種差異，進(jìn)一步提升該經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)χ袊?jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率。貨幣政策是熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的主要手段，在各地區(qū)金融發(fā)展差異較大的情況下，貨幣政策效應(yīng)就會(huì)不完全相同，全國統(tǒng)一的貨幣政策在對大部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生積極影響的同時(shí)，也必然會(huì)對部分地區(qū)的經(jīng)濟(jì)帶來抑制，從而使貨幣政策整體效應(yīng)低于預(yù)期，削弱宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策的有效性，甚至有些貨幣政策還會(huì)對某些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生與預(yù)期相反的結(jié)果，導(dǎo)致貨幣政策失靈?；诖?，本文以華東六省一市為例，對區(qū)域金融發(fā)展差異及貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析和研究，以期對未來區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策尤其是貨幣政策的制定和金融改革的深入提供一定的參考。

國外從20世紀(jì)50年代開始研究區(qū)域金融，并將區(qū)域金融變量大致分為兩種類型：一種是貨幣政策區(qū)域影響研究，其主要三大學(xué)派是新古典綜合、貨幣主義和新古典凱恩斯主義學(xué)派。Scott最早研究區(qū)域金融，其主要方向是貨幣政策的差異影響［1］；Toal等研究了美國各經(jīng)濟(jì)區(qū)對貨幣政策的敏感性，認(rèn)為存在較大差異［2－3］；Carlino等則主要研究貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的形成機(jī)理［4］；Fielding等基于條件VAR模型，得出南非沿海城市對貨幣政策沖擊的敏感性強(qiáng)于內(nèi)陸城市［5］；Adam Elbourne等研究證實(shí)了歐元區(qū)中10個(gè)國家的差異效果，但認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)差異不是產(chǎn)生此效應(yīng)的重要原因［6］。另一種是區(qū)域金融變量和市場變量研究。這類文獻(xiàn)有共同的主題但理論方法上明顯不同，主要從三個(gè)角度進(jìn)行研究：區(qū)域貨幣乘數(shù)、區(qū)際金融流和區(qū)域金融市場。

國內(nèi)方面，關(guān)于區(qū)域金融差異的比較衡量研究主要有：宋宏謀等利用1979—2000年數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)東、中、西部農(nóng)村金融發(fā)展呈現(xiàn)出巨大的區(qū)域差距［7］；趙偉等運(yùn)用泰爾指數(shù)法分析了1978—2001年間中國區(qū)域金融發(fā)展差異［8］；徐璋勇等運(yùn)用聚類分析法對中國金融發(fā)展省區(qū)差異進(jìn)行了綜合評價(jià)［9］；田菁運(yùn)用2008年數(shù)據(jù)并采用主成分因子分析方法對中國東、中、西部區(qū)域金融發(fā)展差異作了整體上的考察［10］。近年來，關(guān)于貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究的文獻(xiàn)也較多，主要有：劉軍運(yùn)用1978—2004年的數(shù)據(jù)對中國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制有效性進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明貨幣政策傳導(dǎo)存在明顯的時(shí)滯［11］；于則基于VAR模型和聚類分析法得出中國東、中部地區(qū)對貨幣政策的反應(yīng)與全國水平接近，但西部地區(qū)對貨幣政策反應(yīng)持續(xù)時(shí)間較短［12］；楊曉等同樣采用VAR模型分析了貨幣供應(yīng)量M1對中國東、中、西部三個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的不同影響［13］；王世杰研究得出區(qū)域效應(yīng)產(chǎn)生的主要原因是不同市場主體對貨幣政策的反應(yīng)配合程度不同和金融市場有效性差異［14］；封思賢等利用SVAR模型實(shí)證研究中國貨幣政策在不同區(qū)域效果的差異性，得出無論是在時(shí)間還是程度上，貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響均存在顯著差異［15］。

總之，金融發(fā)展差異與貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究已經(jīng)引起了國內(nèi)外學(xué)者的高度重視，但現(xiàn)有研究基本上是站在全國宏觀視角，對東、中、西部之間是否存在區(qū)域差異性及貨幣政策的選擇進(jìn)行探究，而立足中觀視角，對中國某個(gè)特定經(jīng)濟(jì)區(qū)域金融發(fā)展差異與貨幣政策效應(yīng)的研究尚未涉及。本文正是基于這一點(diǎn)而選取中國經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的華東六省一市作為研究對象，希望能對以往的研究有所補(bǔ)充。

二、華東六省一市金融發(fā)展差異的分析與聚類

本文首先從銀行、證券、保險(xiǎn)三個(gè)方面選取12個(gè)指標(biāo)構(gòu)建金融發(fā)展指標(biāo)體系，運(yùn)用因子分析方法詳細(xì)分析2012年華東六省一市金融發(fā)展情況，并根據(jù)綜合得分和排名進(jìn)行發(fā)展差異比較；其次，用聚類分析的方法對7個(gè)省市金融發(fā)展相似性進(jìn)行聚類分析。

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

1．構(gòu)建指標(biāo)體系。根據(jù)研究目的，指標(biāo)設(shè)置以探求影響金融發(fā)展的主成分因素為最終目的，本文選取了華東六省一市銀行、證券、保險(xiǎn)三大類12項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)作為評價(jià)指標(biāo)體系來研究區(qū)域金融發(fā)展的差異性，如表1所示。

表1 區(qū)域金融發(fā)展指標(biāo)體系表

2．?dāng)?shù)據(jù)選取與來源。選取2012年華東六省一市上述12項(xiàng)指標(biāo)的截面數(shù)據(jù)，采用平均數(shù)法對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，進(jìn)而運(yùn)用因子分析方法詳細(xì)分析2012年華東六省一市金融發(fā)展情況，根據(jù)綜合得分和排名進(jìn)行發(fā)展差異比較，并用聚類分析的方法對7個(gè)省市金融發(fā)展相似性進(jìn)行聚類分析。整個(gè)實(shí)證分析過程采用SPSS13．0軟件來實(shí)現(xiàn)。

（二）金融發(fā)展差異的分析

為了消除量綱，本文首先采用平均數(shù)法對2012年12項(xiàng)指標(biāo)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，對標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)，采用SPSS13．0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行相關(guān)性分析，得出各變量之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，適合做因子分析，進(jìn)而進(jìn)行因子分析得出各主成分特征值、貢獻(xiàn)率與累積貢獻(xiàn)率，如表2所示。

表2 因子解釋原始變量總方差貢獻(xiàn)情況表

由表2可知，因子特征值大于1．000的共有兩 個(gè)公因子，其方差貢獻(xiàn)率分別為 75．616%、19．323%；其方差累積貢獻(xiàn)率已達(dá)94．939%，因此可提取前2個(gè)因子特征值計(jì)算相應(yīng)各指標(biāo)因子在公因子中的載荷，用最大方差法對因子載荷矩陣實(shí)施正交旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，如表3所示。

表3 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣表

通過對表3進(jìn)行分析，可以作如下解釋：公因子1在銀行類機(jī)構(gòu)資產(chǎn)總額、各項(xiàng)存款余額、當(dāng)年新增存款、各項(xiàng)貸款余額、股票市場籌資額、各類證券營業(yè)機(jī)構(gòu)數(shù)、各類型保險(xiǎn)經(jīng)營主體數(shù)、各類賠款及給付支出等指標(biāo)上載荷均大于0．6，載荷均較大；從指標(biāo)意義來看，主要反映了金融發(fā)展數(shù)量方面的擴(kuò)張性，定義為金融發(fā)展規(guī)模因子，貢獻(xiàn)率為75．616%。公因子2在各類型銀行機(jī)構(gòu)數(shù)、銀行從業(yè)人員數(shù)、各項(xiàng)存款余額、當(dāng)年新增存款、各項(xiàng)貸款余額、當(dāng)年新增貸款、保費(fèi)收入、各項(xiàng)賠付及給付支出等指標(biāo)上載荷較大，均大于0．6；從指標(biāo)意義來看，主要反映金融發(fā)展的深度與廣度，定義為金融發(fā)展效率因子，貢獻(xiàn)率為19．323%。

再利用回歸法得到兩個(gè)公因子的得分F1、F2，然后將旋轉(zhuǎn)后的兩個(gè)因子得分以其方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)求和，得到綜合因子得分，即F＝（F1×75．616＋F2×19．323）／94．939，進(jìn)而根據(jù)綜合因子得分對各城市金融發(fā)展水平進(jìn)行排序，如表4所示。

表4 區(qū)域金融發(fā)展水平的因子得分及排序表

表4中的綜合得分基本說明了華東六省一市之間的金融發(fā)展差異的主要特征：

（1）從綜合得分來看，上海市、江蘇省、浙江省和山東省綜合得分為正值，表明其金融發(fā)展水平整體高于華東六省一市的平均水平；福建省、安徽省和江西省得分為負(fù)值，說明其金融發(fā)展水平低于華東六省一市的平均水平。

（2）從排名來看，上海市排名第一，上海市作為中國金融中心，雖然部分金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)略小于江蘇省和浙江省，但在金融發(fā)展的廣度與深度方面遠(yuǎn)高于其它6個(gè)省，且銀行、證券與保險(xiǎn)發(fā)展較為均衡；江蘇省排名第二，浙江省排名第三，蘇浙地區(qū)位于中國東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，受上海金融中心輻射影響大，兩省金融發(fā)展規(guī)模、廣度和深度也較高，但也有一定的差異，江蘇省的金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)大多高于浙江省，而浙江省金融發(fā)展效率指標(biāo)大多略高于江蘇?。慌琶诤笏奈坏囊来螢樯綎|省、福建省、安徽省和江西省，近年來四個(gè)省金融發(fā)展水平尤其是山東省有了很大的提高，但無論是金融發(fā)展規(guī)模還是金融發(fā)展效率都還與上海、江蘇省和浙江省有一定的差距。

（三）華東六省一市金融發(fā)展差異的聚類分析

本文在華東六省一市因子分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用K均值聚類法（K－Means Cluster）對其進(jìn)行聚類分析，結(jié)果如表5所示。

表5 華東六省一市金融發(fā)展差異分類表

從聚類分析結(jié)果來看，7個(gè)省市分成了三大類，上海市為一種類型，江蘇省、浙江省為一種類型，其余4個(gè)省為另一種類型。結(jié)果表明：一是這三類地區(qū)的金融發(fā)展在結(jié)構(gòu)上存在較大差異；二是江蘇省與浙江省金融發(fā)展具有較強(qiáng)的相似性，山東省、福建省、安徽省和江西省4個(gè)省的金融發(fā)展也具有較強(qiáng)的相似性；三是聚類分析結(jié)論與因子分析結(jié)論一致，結(jié)合原始數(shù)據(jù)、因子得分和聚成三類結(jié)果，均可以得出：上海地區(qū)金融發(fā)展整體高于其它地區(qū)，江蘇、浙江金融發(fā)展高于山東省、福建省、安徽省和江西省。

三、金融發(fā)展差異與貨幣政策區(qū)域效應(yīng)研究

本文再根據(jù)聚類分析結(jié)果對聚類后三組樣本數(shù)據(jù)，通過基于VAR模型的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等建立變量間長期均衡模型，進(jìn)行貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域效應(yīng)檢驗(yàn)，分析貨幣政策效應(yīng)區(qū)域差異性。

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)處理

本文選取戈德史密斯提出的衡量一國金融發(fā)展水平的相關(guān)指標(biāo)——金融相關(guān)比率FIR來反映地區(qū)間金融發(fā)展差異的指標(biāo)。由于地區(qū)間沒有廣義貨幣供應(yīng)量M2的數(shù)據(jù)，本文用各項(xiàng)存貸款余額來代替，即FIR＝（各項(xiàng)存款余額＋各項(xiàng)貸款余額）／GDP；用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來反映經(jīng)濟(jì)因素的指標(biāo)；用廣義貨幣供應(yīng)量M2作為貨幣政策因素指標(biāo)。根據(jù)以上對各變量的選擇，選取樣本區(qū)間為1990—2012年共23年的年度數(shù)據(jù)。

由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不僅不改變原有的協(xié)整關(guān)系，而且還可以消除序列的異方差現(xiàn)象，所以對上述變量分別取自然對數(shù)，整理后得到的變量名表示為：上海地區(qū)、蘇浙地區(qū)和魯閩皖贛地區(qū)金融相關(guān)比率指標(biāo)分別為LFIR1、LFIR2和LFIR3；經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)分別為LGDP1、LGDP2和LGDP3；貨幣政策指標(biāo)為LM2；其一階差分序列分別表示為：DLFIR1、DLFIR2、DLFIR3、DLGDP1、DLGDP2、DLGDP3、DLM2。

（二）金融發(fā)展差異與貨幣政策區(qū)域效應(yīng)實(shí)證分析

1．單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)法對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

表6 變量的單位根（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果表

由表6單位根檢驗(yàn)顯示，在1%顯著水平下，變量 LFIR1、LFIR2、LFIR3、LGDP1、LGDP2、LGDP3和LM2水平序列都是非平穩(wěn)的，而在10%顯著水平下，它們的一階差分序列 DLFIR1、DLFIR2、DLFIR3、DLGDP1、DLGDP2、DLGDP3和 DLM2都是平穩(wěn)的，且均無自相關(guān)，說明 LFIR1、LFIR2、LFIR3、LGDP1、LGDP2、LGDP3和LM2都是一階單整I（1）序列。

2．協(xié)整檢驗(yàn)。幾個(gè)同階單整的時(shí)間序列之間可能存在一種長期的穩(wěn)定關(guān)系，本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定VAR模型中自回歸階數(shù)為2，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

由表7可知：在95%的概率保證程度下，LFIR1、LGDP1和 LM2，LFIR2、LGDP2和 LM2兩組變量之間一定存在一個(gè)長期均衡關(guān)系；LFIR3、LGDP3和LM2三者之間存在兩個(gè)長期均衡關(guān)系。

表7 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表

3．因果關(guān)系檢驗(yàn)。采用基于VAR模型的Granger檢驗(yàn)法對 LFIR1、LGDP1和 LM2，LFIR2、LGDP2和LM2，LFIR3、LGDP3和 LM2三組變量兩兩之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。由于模型的檢驗(yàn)結(jié)果敏感地依賴于滯后期的選擇，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定滯后期為2，結(jié)果如表8所示。

表8 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表

由表8可以看出：

一是在5%的顯著性水平下，LGDP1、LM2不是LFIR1的Granger原因均被拒絕，即上海地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、國家貨幣政策是產(chǎn)生金融相關(guān)比率的Granger原因；LFIR1不是LGDP1的Granger原因也被拒絕，即上海地區(qū)金融相關(guān)比率是產(chǎn)生國內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger原因；LFIR1不是LM2的Granger原因被接受，即上海地區(qū)金融相關(guān)比率不是產(chǎn)生國家貨幣政策的Granger原因。

二是在5%的顯著性水平下，LGDP2、LM2不是LFIR2的Granger原因均被拒絕，即蘇浙地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、國家貨幣政策是產(chǎn)生金融相關(guān)比率的Granger原因；LFIR2不是LGDP2、LM2的 Granger原因也均被拒絕，即蘇浙地區(qū)金融相關(guān)比率也是產(chǎn)生國內(nèi)生產(chǎn)總值、國家貨幣政策的Granger原因。

三是在5%的顯著性水平下，LGDP3、LM2不是LFIR3的Granger原因均被拒絕，即魯閩皖贛地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、國家貨幣政策是產(chǎn)生金融相關(guān)比率的Granger原因；LFIR3不是LGDP3的Granger原因也被拒絕，即魯閩皖贛地區(qū)金融相關(guān)比率是產(chǎn)生國內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger原因；LFIR3不是LM2的Granger原因被接受，即魯閩皖贛地區(qū)金融相關(guān)比率不是產(chǎn)生國家貨幣政策的Granger原因。

4．長期均衡模型。根據(jù)Granger因果檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，本文可以分別建立LFIR1、LGDP1和 LM2，LFIR2、LGDP2和 LM2，LFIR3、LGDP3和LM2三組變量的協(xié)整方程，則三個(gè)長期均衡模型分別為：

LFIR1＝0．566 078LGDP1＋0．628 329LM2

LFIR2＝0．319 947LGDP2＋0．546 248LM2

LFIR3＝0．301 415LGDP3＋0．332 689LM2

從協(xié)整方程可以看出，三個(gè)地區(qū)之間的長期均衡關(guān)系為：

一是經(jīng)濟(jì)增長對于區(qū)域金融發(fā)展具有明顯的區(qū)域效應(yīng)。三個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對于金融發(fā)展水平均呈正相關(guān)關(guān)系，均表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用。從影響強(qiáng)度來看，首先上海地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對金融發(fā)展水平影響程度最大，即上海地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平每提高1%，可以帶動(dòng)金融發(fā)展水平提高0．566 078個(gè)百分點(diǎn)；其次是蘇浙地區(qū)，即蘇浙地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平每提高1%，可以帶動(dòng)金融發(fā)展水平提高0．319 947個(gè)百分點(diǎn)；最后是魯閩皖贛地區(qū)，即魯閩皖贛地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平每提高1%，可以帶動(dòng)金融發(fā)展水平提高0．301 415個(gè)百分點(diǎn)。

二是貨幣政策對于區(qū)域金融發(fā)展具有明顯的區(qū)域效應(yīng)。廣義貨幣供應(yīng)量即國家貨幣政策對于三個(gè)區(qū)域金融發(fā)展水平均呈正相關(guān)關(guān)系，也均表現(xiàn)出明顯的促進(jìn)作用。從影響強(qiáng)度來看，上海地區(qū)的促進(jìn)作用最大，即國家廣義貨幣供應(yīng)量每提高1%，上海地區(qū)金融發(fā)展水平將上升0．628 329個(gè)百分點(diǎn)；其次是蘇浙地區(qū)，即國家廣義貨幣供應(yīng)量每提高1%，蘇浙地區(qū)金融發(fā)展水平將上升0．546 248個(gè)百分點(diǎn)；最后是魯閩皖贛地區(qū)，即國家廣義貨幣供應(yīng)量每提高1%，魯閩皖贛地區(qū)金融發(fā)展水平將上升0．332 689個(gè)百分點(diǎn)。

四、啟示及建議

本文研究結(jié)果表明，區(qū)域經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展的差異性對貨幣政策有著不同的需求。鑒此，得到如下啟示并提出相關(guān)建議。

（一）應(yīng)正視區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，實(shí)施差別化的貨幣調(diào)控政策

從理論上講，在市場經(jīng)濟(jì)條件下進(jìn)行區(qū)域開發(fā)，應(yīng)該充分運(yùn)用市場機(jī)制，但是在純粹市場機(jī)制的作用下，追求資本邊際效益最大化的力量將推動(dòng)資金由欠發(fā)達(dá)地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)流動(dòng)，而在引發(fā)“馬太效應(yīng)”后，富者越富、窮者益窮的自強(qiáng)化過程則會(huì)加劇地區(qū)發(fā)展的不平衡。

在地區(qū)發(fā)展與貨幣政策的關(guān)系方面，欠發(fā)達(dá)地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)的情況是不同的。在東部發(fā)達(dá)地區(qū)（如滬蘇浙等地）發(fā)展時(shí)，國家的貨幣政策基本上是“順市場”調(diào)節(jié)的。由于國家的貨幣政策與市場調(diào)節(jié)方向上的一致性，東部發(fā)達(dá)地區(qū)甚至不需要優(yōu)惠政策，資金也可能往那里流，給了政策只是為了讓資金更快地往東部流。

相反，欠發(fā)達(dá)地區(qū)由于基礎(chǔ)設(shè)施薄弱、生態(tài)條件脆弱和社會(huì)事業(yè)落后，國家給予的優(yōu)惠政策很大程度上是“逆市場”調(diào)節(jié)的，是要彌補(bǔ)市場調(diào)節(jié)的缺陷和市場機(jī)制的不足，因此要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展，在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)構(gòu)建有效的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，不能單純依靠市場的力量，還必須借助于國家的干預(yù)，即通過政府的力量彌補(bǔ)“市場失靈”［16］。只有靠政府行為進(jìn)行先期引導(dǎo)，供給必要的制度與資金，才能初步打開經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的渠道，為逐步培養(yǎng)市場化的投融資機(jī)制拓寬路徑。區(qū)域投融資效率的提高是在特定的制度安排中實(shí)現(xiàn)的，任何摒棄區(qū)域經(jīng)濟(jì)間的差異而盲目追求市場主導(dǎo)的制度變遷，都會(huì)不可避免地造成新的制度缺陷，因此必須正視區(qū)域間市場化差異的存在，由中央政府直接干預(yù)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的相關(guān)金融改革。在統(tǒng)一的貨幣政策下，借鑒歐洲中央銀行的經(jīng)驗(yàn)，適當(dāng)考慮各地區(qū)的實(shí)際情況，實(shí)施差別化的貨幣調(diào)控政策。

具體從以下三個(gè)方面著手：

一是實(shí)施有差別的信貸管理政策。發(fā)達(dá)地區(qū)具有經(jīng)濟(jì)貨幣化程度高、市場發(fā)展較為完善、融資渠道多樣化等優(yōu)勢，對國家信貸政策的依賴相對較小。欠發(fā)達(dá)地區(qū)往往經(jīng)濟(jì)貨幣化程度較低，市場發(fā)展也不夠完善，貨幣資金主要依靠國有銀行信貸，對國家信貸政策的依賴相對較大，因此應(yīng)該將統(tǒng)一信貸政策和區(qū)域信貸政策相結(jié)合，有針對性地調(diào)控區(qū)域信貸，改變銀行信貸資金縱向管理和區(qū)域分割的現(xiàn)狀，引導(dǎo)資金要素向經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)傾斜，平衡信貸政策的區(qū)域性差異。

二是實(shí)施有差別的存款準(zhǔn)備金政策。存款準(zhǔn)備金率的變動(dòng)通過影響基礎(chǔ)貨幣、商業(yè)銀行可用資金、公眾預(yù)期和貨幣乘數(shù)的大小，進(jìn)而影響全社會(huì)貨幣供應(yīng)量的增減變動(dòng)。建議對發(fā)達(dá)地區(qū)的存款準(zhǔn)備金率適當(dāng)高于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，這樣欠發(fā)達(dá)地區(qū)就有更多的資金用于信貸投放，使存款準(zhǔn)備金真正起到調(diào)節(jié)地區(qū)間資金不均衡的作用。

三是實(shí)行有差別利率政策。目前中國雖然執(zhí)行的是全國統(tǒng)一的官方利率，但由于各地區(qū)間經(jīng)濟(jì)市場化和資金利潤率程度不同，東部發(fā)達(dá)地區(qū)的實(shí)際利率已接近市場化，享受優(yōu)惠利率，而中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的市場化程度低，長期處于低利率與負(fù)利率狀態(tài)，因此中國人民銀行應(yīng)首先確定基準(zhǔn)利率和浮動(dòng)利率上下限，再由基層各區(qū)域分支行制定利率浮動(dòng)的具體界限，從而使各區(qū)域的商業(yè)銀行能有效利用利率手段籌集轄內(nèi)資金，調(diào)整信貸資金投向。

（二）優(yōu)化各區(qū)域的金融結(jié)構(gòu)差異，改善貨幣政策的傳導(dǎo)效應(yīng)

不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平要求不同的金融體系為之服務(wù)。相對發(fā)達(dá)地區(qū)（如滬蘇浙等地）對金融服務(wù)的要求比較高，因此應(yīng)大力發(fā)展現(xiàn)代金融體系，加大金融創(chuàng)新力度，豐富各類金融工具，實(shí)現(xiàn)金融市場結(jié)構(gòu)的多層次和多元化。這樣不僅能滿足投資主體精細(xì)化的金融服務(wù)需求，而且能提升金融資源向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化的能力。同時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)金融對內(nèi)、對外同時(shí)開放。由于相對發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)多元化，對體制內(nèi)金融的依賴性在逐漸下降，因此要加快民間資本和外資進(jìn)入該類地區(qū)金融業(yè)的步伐，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供多元的、靈活的金融服務(wù)。此外，應(yīng)將以往重視對金融總量積累逐漸轉(zhuǎn)移到追求金融體系效率上來，并改變對國有大銀行的過度依賴，不斷增強(qiáng)非銀行金融機(jī)構(gòu)配置金融資源的能力，盡量向資本市場直接融資，進(jìn)而降低企業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中的金融要素成本。

相對欠發(fā)達(dá)地區(qū)（如安徽、江西等地）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相對單一，金融市場及相關(guān)市場發(fā)育還不夠成熟，則要加大政府扶持力度，積極發(fā)展政策性金融；注重財(cái)政政策與金融政策的配合，適當(dāng)加大對有關(guān)金融機(jī)構(gòu)及相關(guān)金融業(yè)務(wù)的稅收優(yōu)惠和財(cái)政補(bǔ)貼力度；改變國有大銀行主導(dǎo)的金融格局，適當(dāng)降低市場準(zhǔn)入門檻，大力發(fā)展地區(qū)性和為“三農(nóng)”、民營經(jīng)濟(jì)服務(wù)的金融機(jī)構(gòu)，從而建立起多元化的、與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相適應(yīng)的金融服務(wù)體系；加強(qiáng)金融生態(tài)環(huán)境建設(shè)，改善國有銀行經(jīng)營機(jī)制，重視多層次金融組織體系和金融市場的培育，疏通貨幣政策傳導(dǎo)渠道，并在此基礎(chǔ)上逐步縮小與相對發(fā)達(dá)地區(qū)的差距。

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