1、本科毕业设计论文届论文题目货币政策区域效应以青、藏两省为例所在学院商学院专业班级金融学学生姓名学号指导教师职称完成日期年月日货币政策区域效应以青、藏两省为例II诚信声明我声明，所呈交的论文是本人在老师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。据我查证，除了文中特别加以标注和致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究成果，也不包含为获得或其他教育机构的学位或证书而使用过的材料。我承诺，论文中的所有内容均真实、可信。论文作者签名签名日期年月日授权声明学校有权保留送交论文的原件，允许论文被查阅和借阅，学校可以公布论文的全部或部分内容，可以影印、缩印或其他复制手段保存论文，学校必须严格按照授权
2、对论文进行处理，不得超越授权对论文进行任意处置。论文作者签名签名日期年月日2011届金融学专业毕业论文I摘要我国经济取得了辉煌成就之时，区际经济差距问题也日益加大，这种经济增长的空间不平衡性已经阻碍了国民经济的整体发展。本文以此为背景，围绕我国货币政策的区域效应与货币政策的变动对我国青、藏两省地区的影响分别运用单位根检验、协整检验以及格兰杰因果检验进行了实证研究，并得出实证结论国民生产总值、金融机构贷款余额以及广义的货币供应量对于货币政策产生区有较大的影响。错误未找到引用源。基于此结论本文给出调整货币政策工具的操作方式、优化青、藏两省资金来源渠道、建立青、藏两省金融中心，完善金融市场等一系列政
3、策建议。关键词货币政策，区域效应货币政策区域效应以青、藏两省为例IIABSTRACTCHINAHASSEENBRILLIANTECONOMICACHIEVEMENTS,BUTTHEINTERREGIONALECONOMICGAPISSUESAREBECOMINGSERIOUS,THISECONOMICGROWTHSPACEIMBALANCEHASHINDEREDTHEOVERALLDEVELOPMENTOFTHENATIONALECONOMYTHISPAPERTRIESTOBACKGROUND,AROUNDCHINASMONETARYPOLICYAREAEFFECTANDTHECHANGEIN
4、MONETARYPOLICYINQINGHAI,TIBETONTHEINFLUENCEOFTHETWOPROVINCESAREAUNITROOTTEST,USINGRESPECTIVELY,COINTEGRATIONTESTANDGRANGERCAUSALITYTEST,ANEMPIRICALSTUDY,ANDDRAWACONCLUSIONGDP,FINANCIALINSTITUTIONSLOANBALANCESANDGENERALIZEDCURRENCYSUPPLYFORMONETARYPOLICYPRODUCEAREAHAVEAMAJORINFLUENCEBASEDONTHISCONCLU
5、SIONAREGIVENINTHISPAPERADJUSTEDMONETARYPOLICYTOOLMODEOFOPERATION,OPTIMIZINGTHEQINGHAI,TIBETPROVINCESFUNDINGSOURCES,BUILDINGQINGHAI,TIBETPROVINCESFINANCIALCENTER,PERFECTFINANCIALMARKETSANDSOONASERIESOFPOLICYRECOMMENDATIONSKEYWORDSMONETARYPOLICY，REGIONALEFFECT错误未指定书签。错误未找到引用源。目录摘要ABSTRACT引言1一、文献回顾1（一）
6、国外动态研究1（二）国内动态研究3二、模型、数据的选取5（一）模型的确定5（二）数据的选取6三、实证分析7（一）单位根检验7（二）协整检验8（三）格兰杰因果关系检验9四、结论及建议12（一）建立青、藏两省金融中心，完善金融市场12（二）调整货币政策工具的操作方式12（三）优化青、藏两省资金来源渠道13（四）加快青、藏两省货币市场与资本市场的建设13参考文献14致谢162011届金融学专业毕业论文1引言改革开放三十年，我国经济取得了辉煌的成就，但是区际经济差距问题也日益加大，这种经济增长的空间不平衡性已经阻碍了国民经济的整体发展。在缩小区际经济差异、促进各地区协同发展的战略目标下，必须重视货币政
7、策的区域效应差异问题。出于对货币政策有效性和区域性协调发展的考虑，中央银行等金融监管部门要求进一步关注西部区域经济与金融发展的差异，并根据货币政策传导机制的不同，制定差别化货币金融政策，对西部地区进行货币流通、金融市场、金融机构甚至金融制度的调节，探索存款准备金、再贴现、公开市场等货币政策工具的地区差别化，推进实施金融租赁融资、信贷创新等业务，通过采取降低西部欠发达地区设立金融机构的门槛等举措完善西部金融机构体系。货币政策作为间接调控宏观经济的主要手段，对货币政策传导机制的研究制定了更高的要求。然而，对于货币政策传导机制的理论探究和实践研究方面上都存在着许多问题，货币政策传导机制不通畅以及金融
8、、经济环境的差异，导致了我国货币政策区域效应的差异，这些都是目前阻碍我国货币政策效应充分发挥的重要原因。对我国货币政策传导过程清晰地认识，充分有效地运用货币政策工具来调控各区域经济的运行，是我国货币政策最终目标的实现，确保经济健康稳定的发展，有着十分重要的理论与现实意义。金融危机过后，世界经济正在逐渐恢复，但依然存在比较大的不确定性。我国经济正向好的态势保持稳定回升，投资、消费、出口带动了经济协调性增强，经济正向着宏观调控的预期方向发展。但管理货币通胀预期、保持稳定较快的经济发展、改善经济结构和转变经济发展模式的任务任然十分艰巨。青海、西藏作为西部少数民族两大省，经济上却并不占优势。货币市场较
9、为落后，参与货币市场交易的金融机构较少，货币市场的交易量较小，货币市场体系建设和业务发展滞后，影响了货币政策机制的有效实施。因此，当中央银行通过货币市场进行货币政策操作时，对青、藏地区的影响就很小。深入探索青、藏地区货币市场现状，积极分析影响货币政策机制实施的主要来源，对青、藏地区的金融发展有很深远的意义。一、文献回顾错误未找到引用源。错误未找到引用源。（一）国外研究动态货币政策区域效应以青、藏两省为例2国外最早对货币政策的研究是在20世纪50年代，也就是说，现代的货币政策是在那时才开始发挥作用的。SCOTT（1955）利用图示对不同行政区域和不同组别银行的自由储备的时间变动进行了比较，结果显
10、示，公开市场操作从城市中心向周边地区传导的过程中有重要的时滞现象。SCOTT的文章是证明货币政策存在区域差异效应最早的文献。20世纪90年代，著名经济学家KRUGMAN（1992）分析了美国是否是最优货币区，促使人们对单一国家货币政策区域效应这个问题开始了关注。BARRO和MISHKIN（1996）分别通过资产价格渠道、信用渠道、利率渠道等方面，对货币政策传导机制不对称性进行了研究。GANLEY（1997）通过利率传导渠道对英国货币政策的区域差异进行了分析。CARLINO和DEFINA（1999）运用向量自回归模型来记录美国地区19581992年中，美国48个州对货币政策效应反馈作用的重要性。
11、通过被解释变量（各州实际的个人收入），评价指标（联邦基金利率），以及美国核心区域消费者的物价指数，能源指标等得出结果。结论证明，利率渠道是致使货币政策产生区域效应的主要原因。尤其到了20世纪90年代后期，由于欧洲央行的成立，面对单一货币政策的欧盟成员国，才开始对货币政策区域问题逐渐进行深入地研究。国外对于欧盟成员国货币政策的研究几乎都是在实施单一货币政策的基础上引起的，出现了许多以欧盟为背景的著名研究。EHRMANN（2000）运用向量自回归模型的方法，实证检验出了欧盟成员国货币政策传导机制的非对称性。同时，又对这种非对称性进行了进一步验证，检验主要是通过各欧盟成员国主要的宏观经济指标，即能够
12、反映各国的金融、产品和劳动力市场变化的经济指标。PEERSMAN和SMETS（2002）经过分析欧洲的七个区域，发现货币政策在任何情况下（经济萧条或经济繁荣）都存在明显的区域差异。GAMBACORTA（2002）对欧盟成员国的货币政策做了更深程度的研究，分析表明，由于金融结构的差异能导致货币政策效应在地理及空间方面产生差异，所以对货币政策选择有最重要影响的是金融结构的差异。欧盟成员国货币政策传导渠道的非对称性，会导致作用于各国金融市场的货币政策产生极大的政策效应。与此同时，GEORGOPOULOS（2001）研究了加拿大货币政策区域效应出现的原因，分别从信贷渠道、汇率渠道以及利率渠道三个方面，
13、得到的结果却是并不支持这三个原因中的任何一个。IVOJMARNOLD和EVERTBVRUGT（2002）运用向量自回归模型和中期财务报告验证了19702000年德国货币政策中利率对各地区产生的影响。结论显示，货币政策效应不同的区域与产业不同的组成结构有关，而与银行及企业的规模大小没有关联。IVOJMARNOLD和EVERTBVRUGT（2002）运用地区、行业结合的方式对2011届金融学专业毕业论文319731993年中荷兰货币政策区域效应进行了研究，并证实了货币政策区域效应的确存在于荷兰各个地区之间。而这种效应是由工业构成的差异性造成的，行业效应导致了利率系数的差异。OWYANG和WALL（
14、2004）分别对美国八大经济分析局进行了研究，研究证明，美国货币政策区域效应是利率与信贷渠道引起的。并进一步表明了在沃克尔格林斯潘时代，美国的货币政策区域效应明显减弱。DAVIDFIELDING和KALVINDERSHIELDS（2005）研究了货币政策在南非共和国19972005年中对九个省起到的效应，说明各地区的相对价格水平受到了货币政策巨大、并且持久的影响。（二）国内研究动态相较于国外丰富的研究文献来说，我国对于货币政策区域效应的研究则一直到改革开放以后才逐渐得到各方学者的关注。第一个提出在不同地区对货币政策有不同反应的学者是戴根有（1994）,他是在中国货币政策传导机制研究一书中提到的
15、。理论研究方面通常从传导机制角度和结构因素角度两方面作为典型的观点来研究。（1）从传导机制角度研究林元辉、宛旭明（2004）认为中国区域经济金融发展已经呈现出严重的非均衡状态。对现阶段我国货币政策的传导机制而言，产生严重影响的是东、中、西部经济带之间金融市场体系和金融机构的差距，从而造成了货币政策传导效率与传导渠道在各个区域效应的差异。焦瑾璞、孙天琦、刘向耘（2006）深入研究了我国货币政策传导机制在不同地区所反映出来的不同，分析证明，造成货币政策实施效果差别的根本原因是货币政策传导机制在地区中的差别。李雅丽（2007）基于信贷渠道的视角对我国货币政策区域效应进行了探析，并得出只有提高货币政策
16、决策的科学性和灵活性，并向欠发达地区实行财政政策和政策性金融倾斜，同时加强欠发达地区的金融生态建设，才能提高货币政策有效性的结论。（2）从结构因素角度研究王晓青、李云山（2004）在我国各地区对外开放程度的不平衡性，信贷供给市场的寡头垄断性，以及单一总量调控模式客观上加剧货币信贷供给的区域差异的基础上，提出了适用于我国国情的货币供给机制和金融调控模式。覃爱道（2004）对我国货币政策区域效应差别的四个原因进行了分析第一，各具特色的经济体系和经济发展水平的差异；第二，居民收入水平和企业组织规模的差别；第三，各地金融机构经营状况、金融服务组织体系的完善程度和金融市场的发育程度；第四，经济货币化程度
17、和对资金吸纳能力的不同，并提出了有价值的合理化政策建议。王维强（2005）结合我货币政策区域效应以青、藏两省为例4国存在区域金融差异的现状，分析了实施区域金融政策的必要性，并分别对区域货币政策和城乡金融政策进行了分类讨论。赵平（2006）分析了形成我国货币政策区域效果差异的重要因素，他认为致使全国统一的货币信贷政策产生不同区域效应的主要因素是，各地区经济的企业负债水平的差异。邓清清、杨强（2008）分析了西部与东部的相关经济金融差异，总结出货币政策在西部存在区域效应，并提出了平衡其区域效应的应对政策。实证研究方面具有代表性的研究有王振山、王志强（2000）运用协整检验和格兰杰因果关系检验方法，
18、证实信贷渠道是我国货币政策的主要传导途径，并对如何利用货币政策进行有效促进经济发展具有重要的指导意义。李斌（2001）用数理统计模型分析了我国货币政策实践的特殊性，分别从货币政策工具，中间目标，传导效果方面进行了研究。陈飞、赵昕东、高铁梅（2002）利用国内生产总值GDP及相关的货币政策工具变量，通过向量自回归模型的脉冲响应，对我国货币政策工具进行了实证研究，为及时准确地调整货币政策，实现我国货币政策目标提出了具有价值的政策性建议。孙明华（2004）通过一系列的实证分析，证明了目前在我国，货币政策是通过货币渠道而不是信贷渠道对实体经济产生影响的。洪勇（2005）实证检验了我国货币政策的有效性，
19、结论证明无论是在短期还是在长期，货币政策都是有效的。于则（2006）利用向量自回归模型和聚类分析讨论了货币政策的区域效应，结果显示，东北地区和中部地区对货币政策的反应接近于全国平均水平，其中东部反应强烈，京津冀地区反应轻微，西部地区反应时间较短。宋旺、钟正生（2006）将最优货币区理论运用到我国，分析指出我国并不满足最优货币区标准，信贷渠道和利率渠道是致使我国货币政策区域效应的主要原因，并提出了进行生产要素自由流动，缩小东中西区域经济差异，顺畅我国货币政策传导机制的建议。张晶（2006）结合东中西三大经济地带的经济发展，对19782004年间我国货币政策东部和中西部两个样本地区的作用进行了实证
20、分析，结论证明，我国货币政策存在明显的区域差异。常海滨、徐成贤（2007）通过实证研究证明，影响我国货币政策区域传导失效的主要原因是区域贸易和资金流动，以及区域金融资源外流和金融结构失衡等因素，同时还提出了建立综合政策调控机制和区域货币政策体系的建议。曹永琴（2007）运用固定效应变系数模型估计了各地区的货币政策敏感系数，并用向量自回归模型和结构方差分解法分析了货币冲击对区域经济的影响。结果表明，货币政策传导机制差异是我国货币政策存在明显区域效应的主要原因。石华军、凌智勇、郑贵华、易棉阳（2008）利用向量自回归模型和RF检验证实了我国货币政策存在2011届金融学专业毕业论文5显著的区域效应，
21、并通过货币经济学角度分析出，影响我国货币政策区域效应的主要原因是信贷渠道和利率渠道，而汇率渠道对货币影响较弱。并建议，加强欠发达地区的金融生态建设，改善利率传导机制，完善人民币汇率形成机制，增强汇率渠道在货币政策传导中的主动性。刘昕（2008）运用VAR模型从定性和定量两方面分析了货币政策的区域效应，结果显示，东部地区对货币政策最为敏感，东北、中部、西部逐渐减弱。孙敬祥（2008）通过协整分析方法实证了19962007年我国货币政策利率传导机制的有效性，得出我国利率机制有效性相对较弱的结论，并提出了相关的政策建议。吴振宇（2009）实证验证了货币政策对我国东、中、西三大地区不同的作用效力，东部
22、省份对货币政策响应的时滞最短，中西部省份对货币政策的时滞最长，并说明可通过加强全国统一市场建设和区域性金融政策，完善货币政策的实施环境来降低货币政策有效性的区域差异。从以上文献回顾可以看出，国外对于货币政策区域效应的研究远远早于我国对此课题的研究。但国内外的研究学者均从理论与实证两方面对这一课题进行了深入的剖析，这为本文的研究奠定了坚实的基础。自1994年戴根有提出“在不同地区对货币政策有不同反应”之后，很多学者就我国的现状进行了这一课题的研究，但很少以省为单位进行细分的研究。本文则选取西部两大民族省份青海和西藏作为研究对象，进一步分析货币政策在我国青、藏两省产生区域效应的原因。二、模型、数据
23、的选取（一）模型的确定模型方面，本文拟采用单位根检验（ADF,协整检验（EG两步法）以及格兰杰因果关系检验，依据青、藏两省的地区生产总值（GDP）、金融机构贷款余额（LOAN）、广义的货币供应量（M2），来比较分析货币政策在青、藏两省所起到的效应。其基本理论思想为ADF单位根检验AUGMENTEDDICKEYFULLERUNITROOTTEST是对时间序列数据进行平稳性检验的一种常用方法。协整方法为分析非平稳经济变量之间数量关系的最主要工具之一，且通过线性误差修正模型ECM刻画了经济变量之间的线性调整机制。利用协整检验可检验出各变量数据序列之间是否存在长期稳定关系。格兰杰因果关系检验是基于协整
24、检验而得出变量间的因果关系，从而来判断影响区域货币政策区域效应的主要来源。其基本流程为首先对数据进行平稳性检验。在现实经济生活中，时间序列数据往往都是非平稳的，而如果直接对非平稳的时间序列数据进行回归分析，会产生“伪货币政策区域效应以青、藏两省为例6回归”问题。格兰杰因果关系检验的使用前提是要求数据必须具有平稳性。故首先须判断序列的平稳性，常用的方法就是进行单位根检验（ADF检验）。然后，对于非平稳的时间序列，则需要进行协整关系检验。因为对于有些时间序列来说，虽然他们自身是非平稳的，但其某种线性组合却是平稳的，同样可以反映变量之间的长期稳定的比例关系，这就是协整关系。最后，当变量之间存在协整关
25、系时，则存在进行格兰杰因果关系检验的前提。运用格兰杰因果关系检验得出结论。（二）数据的选取考虑到由于青、藏地区地处中国的西部，货币政策在传导中通常会出现弱化的现状，参与货币市场交易的金融机构较少，货币市场的交易量小，货币市场体系建设和业务发展滞后，使其在金融发展水平、经济金融结构、社会文化等方面落后于其它地区，而这些恰恰直接影响到一个地区的生产总值指数（GDP），GDP指数的高低，可判断出这一地区的人均GDP处于何种水平。现阶段我国货币政策主要是通过货币渠道和信贷渠道来进行传导，而其中货币渠道的传导是以货币供应量为中介变量，通过货币供应量使利率发生变化，来影响消费与投资。信贷渠道的传导则是以信
26、贷规模为变量，即央行操作的货币政策工具，通过货币政策工具向各金融中介传达货币政策的真正意图，从而达到改变信贷市场的信贷供给状况来影响企业的投资行为。因此，信贷渠道的研究，本文是以各省市金融机构的各项贷款余额作为变量来进行检验。而对于货币渠道的研究，本文选用广义的货币供应量M2作为中介变量。由于央行并没有公开公布全国各省的货币供应量M2的值，故本文数据中的M2是将各省的金融机构各项存款余额加现金净投放或回笼之和来代替。本文选取了20002009年度青、藏两省的生产总值（GDP）、金融机构各项贷款余额（LOAN）、广义的货币供应量M2（M2金融机构各项存款余额现金净投放或净回笼）为研究数据，Q，X
27、分别表示青海和西藏地区。样本数据来源于青海统计年鉴2010，西藏统计年鉴2010。为了尽量避免数据的波动，减小数据的误差，本文对于数据事先进行了处理。首先选取1978年为100的商品零售价格指数，然后计算出20002009年度的商品零售物价指数。再将20002009年度的GDP、LOAN、M2分别除以商品零售价格指数，后取对数的方法进行数据整理。对青、藏两省货币政策区域效应实证分析的具体检验步骤依次为单位根（ADF）检验，协整检验，格兰杰因果关系检验。本文采用了EVIEWS50软件对数据进行处理分析。具体分析过程如下。2011届金融学专业毕业论文7三、实证分析（一）单位根检验本文研究所选取的数
28、据都是时间序列数据，为了避免得出错误的判断，应该进行平稳性检验，本文采用ADF检验法来检验变量的平稳性。ADF单位根检验AUGMENTEDDICKEYFULLERUNITROOTTEST是对时间序列数据进行平稳性检验的一种常用方法。所谓单位根，是指一个时间序列的平稳性取决于反映这个序列的自回归函数的特征方程。如果该方程的所有根都位于单位圆内，则说明该序列是平稳的。如果某个或某些根位于单位圆上或单位圆外，则该序列是非平稳的。而若特征方程的根取值为1绝对值，则称这个根为单位根。检验类型中C、S、T分别表示常数项、趋势项和滞后项，它们的值由最小信息准则（即AIC）确定。分别用Q、X表示青海、西藏，L
29、N表示自然对数，D表示一阶差分。各变量的检验结果如表1所示表1表中“、”分别表示在临界值1、5、10的显著水平下平稳。变量检验ADF检验值检验类型（C、T、S）临界值结论1510原始序列LNQGDP3007440（C、0、2）480349234033132841819平稳LNXGDP4189543（C、0、1）511980835195952898418平稳LNQLOAN0451049（C、0、1）442059532598082771129不平稳LNXLOAN3615181（C、0、1）458264833209692801384平稳LNQM20691407（C、0、1）4420595325980
30、82771129不平稳LNXM26469098（C、0、1）480349234033132841819平稳一阶差分序列DLNQGDP5019081（C、0、1）480349234033132841819平稳DLNXGDP3180432（C、0、1）458264833209692801384平稳DLNQLOAN3422883C、0、1）511980835195952898418平稳DLNXLOAN5809706（C、0、1）480349234033132841819平稳DLNQM23209379C、0、1）458264833209692801384平稳DLNXM25701277（C、0、1）48
31、0349234033132841819平稳货币政策区域效应以青、藏两省为例8从表一的检验结果可以得出，原始序列各ADF值中，LNQLOAN、LNQM2两值均大于10显著性水平下的临界值，因此不可以拒绝存在单位根的原假设，即原始时间序列的数据LNQLOAN、LNQM2是不平稳的。在原始序列进行一阶差分整理后，数据ADF检验均小于10显著性水平下的临界值，因此可以拒绝存在单位根的原假设，即在10显著水平上的一阶差分都是平稳的。因而可以进行协整检验。（二）协整检验本文为了研究货币政策区域差异性，需要检验GDP、LOAN和M2之间是否存在长期的稳定关系，因此需要进行协整关系的检验。本文运用ENGLEG
32、RANGER两步法进行协整检验。首先，运用回归模型（OLS法），得出回归方程；然后取回归方程的残差项时间序列；最后将残差项时间序列进行单位根（即ADF）检验。若残差项平稳，则存在协整关系。反之，则不存在协整关系。分别用Q、X表示青海、西藏，LN表示自然对数，各变量所得回归方程如表2所示表2对所得回归方程取残差项时间序列，并对残差项时间序列进行单位根（即ADF）检验，观察所得检验结果是否平稳。若平稳，则存在协整关系，若不平稳，则不存在协整关系。变量回归方程（OLS）LNQGDP、LNQLOAN、LNQM2）QGDP02510544527QLOAN1008967442QM24209098016LN
33、QGDP、LNQLOAN）QGDP1149271853QLOAN3005578216LNQGDP、LNQM2）QGDP08325147418QM22831614688LNQLOAN、LNQM2）QLOAN07028463291QM25486791066LNXGDP、LNXLOAN、LNXM2）XGDP01670936182XLOAN06420292952XM23188333345LNXGDP、LNXLOAN）XGDP1143806692XLOAN2225852324LNXGDP、LNXM2）XGDP0745051923XM24245177683LNXLOAN、LNXM2）XLOAN061655
34、63292XM263248635682011届金融学专业毕业论文9检验结果如表3所示表3从表三的检验结果可以看出，青、藏两省LNGDP、LNLOAN、LNM2三个变量之间的残差项时间序列均为平稳，存在着协整关系。即在青、藏两省这三个变量之间存在着长期稳定关系。因而，可以在此前提下运用格兰杰因果关系检验进行进一步具体的分析。（三）格兰杰因果关系检验在对残差项时间序列进行EG两步协整检验之后，说明青、藏两省各个变量之间存在协整关系，即存在着长期稳定关系。但不能说明各个变量之间是否存在因果关系，是否存在一定的经济意义。因此有必要进一步进行格兰杰因果关系检验。格兰杰因果关系检验的基本原理是若变量X是引
35、起变量Y的原因，则变量X的变化应发生在Y之前。反之变量X则发生在Y之后。同时，格兰杰因果关系检验常用于检验X的滞后值能否改善变量Y的预测，那么可以认为变量X时变量Y的格兰杰原因。分别用Q、X表示青海、西藏，LN表示自然对数。检验结果如表4、表5所示表4表中“、”分别表示在临界值1、5、10的显著水平下平稳。残差值检验ADF检验值检验类型（C、T、S）临界值结论1510CQ1LNQGDP、LNQLOAN、LNQM2）4917000（C、0、1）458264833209692801384平稳CQ2LNQGDP、LNQLOAN）2722454（0、0、1）293721620062921598068平
36、稳CQ3LNQGDP、LNQM2）3049797（C、0、1）480349234033132841819平稳CQ4LNQLOAN、LNQM2）2854593（C、0、1）480349234033132841819平稳CX1LNXGDP、LNXLOAN、LNXM2）3543187（C、0、1）511980835195952898418平稳CX2（LNXGDP、LNXLOAN）3525158（C、0、1）511980835195952898418平稳CX3LNXGDP、LNXM2）4011210（C、0、1）511980835195952898418平稳CX4LNXLOAN、LNXM2）58203
37、39（C、0、1）511980835195952898418平稳货币政策区域效应以青、藏两省为例10注设定置信区间分别为5、10、15，将检验得出的P值分别与置信区间进行比较。若P值大于所设定的置信区间最大值15，则接受原假设，说明其两个变量之间不存在明显的因果关系，即没有经济意义。反之，若P值小于所设定的置信区间值，则拒绝原假设，说明其两个变量之间存在较为明显的因果关系，即存在经济意义。表中“、”分别表示在置信区间5、10、15下拒绝原假设。原假设条件滞后期F统计量P值结论DLNQLOAN不是DLNQGDP格兰杰原因1000081007825拒绝原假设DLNQLOAN不是DLNQGDP格兰杰
38、原因2011859089214接受原假设DLNQGDP不是DLNQLOAN格兰杰原因1721135003627拒绝原假设DLNQGDP不是DLNQLOAN格兰杰原因2508723010866接受原假设DLNQM2不是DLNQGDP格兰杰原因1015823070456接受原假设DLNQM2不是DLNQGDP格兰杰原因2022020081427接受原假设DLNQGDP不是DLNQM2格兰杰原因1092913037231接受原假设DLNQGDP不是DLNQM2格兰杰原因2077437053561接受原假设DLNQM2不是DLNQLOAN格兰杰原因1384120009771拒绝原假设DLNQM2不是D
39、LNQLOAN格兰杰原因2225745025223接受原假设DLNQLOAN不是DLNQM2格兰杰原因10027070087472拒绝原假设DLNQLOAN不是DLNQM2格兰杰原因2007887092601接受原假设2011届金融学专业毕业论文11表5注设定置信区间分别为5、10、15，将检验得出的P值分别与置信区间进行比较。若P值大于所设定的置信区间最大值15，则接受原假设，说明其两个变量之间不存在明显的因果关系，即没有经济意义。反之，若P值小于所设定的置信区间值，则拒绝原假设，说明其两个变量之间存在较为明显的因果关系，即存在经济意义。根据格兰杰因果关系检验的基本原理，由检验结果可知，青海
40、省各个一阶变量之间，DLNQM2与DLNQGDP互不为因果关系，视为伪回归，不存在经济意义，其余各变量之间均存在因果关系，即存在着长期均衡关系。西藏省各个数据一阶变量序列的格兰杰因果关系检验结果显示，DLNXGDP不是DLNXM2的原因，即DLNXGDP与DLNXM2不存在因果关系，无经济意义，视为伪回归。其余均存在因果关系，即存在长期均衡关系。表中“、”分别表示在置信区间5、10、15下拒绝原假设。原假设条件滞后期F统计量P值结论DLNXLOAN不是DLNXGDP格兰杰原因1080412006720拒绝原假设DLNXLOAN不是DLNXGDP格兰杰原因2092636007848拒绝原假设DL
41、NXGDP不是DLNXLOAN格兰杰原因1034124058040接受原假设DLNXGDP不是DLNXLOAN格兰杰原因2093180007232拒绝原假设DLNXM2不是DLNXGDP格兰杰原因1083216004900拒绝原假设DLNXM2不是DLNXGDP格兰杰原因2093901006427拒绝原假设DLNXGDP不是DLNXM2格兰杰原因1063855045470接受原假设DLNXGDP不是DLNXM2格兰杰原因2026018078669接受原假设DLNXM2不是DLNXLOAN格兰杰原因1082563005296拒绝原假设DLNXM2不是DLNXLOAN格兰杰原因2092261008
42、276拒绝原假设DLNXLOAN不是DLNXM2格兰杰原因1084934003933拒绝原假设DLNXLOAN不是DLNXM2格兰杰原因2064102058642接受原假设货币政策区域效应以青、藏两省为例12四、结论及建议通过协整检验表明，青、藏两省LNGDP、LNLOAN、LNM2三个变量之间的残差项时间序列均为平稳，存在着协整关系。即金融机构贷款余额与广义货币供应量对于青、藏两省生产总值GDP总量存在着长期均衡的影响。格兰杰因果关系检验的结论表明，青海省各个一阶变量之间，除DLNQM2与DLNQGDP互相不为因果关系外，其余一阶变量均存在因果关系。因此，对于青海省可积极建立青海省金融中心、
43、完善金融市场，并推进实施金融租赁融资、信贷创新等业务。西藏省内各个一阶变量之间，除DLNXGDP不是DLNXM2的原因外，其余均存在因果关系。因此，对于西藏省则除了积极建立西藏省金融中心、完善金融市场外，还需通过调整货币政策工具的操作方式，来优化青、藏两省资金来源渠道。这对于刺激地区国民生产总值增长、保障货币政策在青、藏两省有效实施有着很大的影响。基于实证分析的结果，结合青、藏两省货币金融市场自身的一些基本情况，给出以下政策性建议（一）建立青、藏两省金融中心，完善金融市场建立区域性金融中心能够集中大量金融资本和其他生产要素，从而可以有力推动该省及周边地区的经济发展。它独特的示范功能、聚合功能以
44、及辐射功能，对于内生性和外生性资金渠道问题的解决十分有效。地区金融中心的形成对区域经济金融的发展与调整，资金流动都有很大的意义。因此建立青、藏两省金融中心，可以通过聚集金融资源，引导区域外的资金流入。此外，还需积极发展和完善青、藏两省的金融市场。拓展企业融资渠道，尤其是民营企业的直接融资渠道；建立创业投资体系，完善创业投资程序，引导创业投资资金正确流入金融市场；推进实施金融租赁融资、信贷创新等业务；地方政府还应该努力创造良好的投资环境，宽松的政策环境；同时为降低银行贷款风险、吸引进入银行体系的资金，可建立贷前企业背景调查，贷后对资金流向严格追查以及对合同情况、收入情况、担保人情况进行跟踪的安全
45、策略。（二）调整货币政策工具的操作方式由于货币政策工具操作的实施在不同区域间会产生不同的效果，为了消除这一影响，更好的达到货币政策理想的效果，可以对货币政策工具，即公开市场业务、法定存款准备金率及再贴现率进行区域化操作。如扩大一级交易商数目，来强化青、藏两省金融机构运用公开市场业务筹集资金的能力；实施较低的法定存款准备金率、2011届金融学专业毕业论文13再贴现、再贷款率等方式。（三）优化青、藏两省资金来源渠道对于解决青、藏地区落后资金渠道的有效措施就是构建金融中心，依靠金融中心的示范功能、聚合功能及辐射功能可以有效解决这一问题，从而有利于合理配置金融资源，推动经济的发展。资金来源在于该地区的
46、金融一体化，区域金融中心通过聚集重组金融资源，集中设置和金融结构的安排，来完善金融市场，以打破地区的分裂状态。同时，可以吸引东部地区金融机构，在青、藏两省设立分支机构，聚集区域外的资金，并引导资金流入青、藏两省区域金融中心。（四）加快青、藏两省货币市场与资本市场的建设结合西部金融结构实际情况，来建设区域货币市场，建立一个货币市场体系，其中包括中小金融机构参与者。积极开发区域资本市场，建立健全符合青、藏两省特点的产权交易中心、交易市场。对于技术达标、有发展需求但缺乏资金的企业，主张推进运用资产证券化方式，拓宽融资渠道。货币政策区域效应以青、藏两省为例14参考文献错误未找到引用源。1林元辉、宛旭明
47、非均衡区域金融体系中的货币政策传导差异分析J新疆财经，2004，228302王晓青、李云山货币供给机制、经济结构问题与金融总量调控J金融研究，2004，910183覃爱道货币政策效应的地区差别J金融时报，2004，74王振山、王志强我国货币政策传导途径的实证研究J财经问题研究，2000，1260635李斌中国货币政策有效性的实证研究J金融研究，2001，710176陈飞、赵昕东、高铁梅我国货币政策工具变量效应的实证分析J金融研究，2002，1025307王维强我国区域金融政策问题研究J财经研究，2005，21101198焦瑾璞、孙天琦、刘向耘货币政策执行效果的地区差别分析J金融研究，2006，
48、31159洪勇中国货币政策有效性的实证研究J经济纵横，2005，4899010孙明华我国货币政策传导机制的实证分析J财经研究，2004，3193011于则我国货币政策的区域效应分析J管理世界，2006，2182212赵平企业负债率形成我国货币政策区域效果差异的重要因素J上海金融，2006，8252813宋旺、钟正生我国货币政策区域效应的存在性及原因基于最优货币区理论的分析J经济研究，2006，3465814张晶我国货币财政政策存在区域效应的实证分析J数量经济技术经济研究，2006，8394615李雅丽基于信贷渠道视角的我国货币政策区域效应探析J经济经纬，2007，6232616常海滨、徐成贤我国货币政策传导机制区域差异的实证分析J经济科学，2007，5667617曹永琴中国货币政策效应
