許仲媛，查會瓊

（安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院，安徽馬鞍山243002）

隨著經(jīng)濟水平的不斷提高，安徽省的經(jīng)濟實力也在不斷增強，人均生產(chǎn)總值由2000年的4779.46元增加到2015年的35996.61元，按照不變價格，16年間增長了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)濟發(fā)展也存在著明顯的差異，需及時采取有效的措施來縮小差異，提升安徽省這一經(jīng)濟區(qū)域?qū)χ袊胁拷?jīng)濟發(fā)展的貢獻率。熨平經(jīng)濟波動的主要手段即貨幣政策，其效果由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度的不同而不會完全相同，雖然我國統(tǒng)一的貨幣政策會對大部分地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展帶來積極的影響，同時也會抑制部分地區(qū)經(jīng)濟的增長，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)濟調(diào)控政策的作用?；诖耍疚囊园不帐?6個地級市為例，對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異及貨幣政策效果的區(qū)域差異進行實證分析和研究，以期對安徽未來區(qū)域經(jīng)濟政策尤其是貨幣政策的制定提供一定的參考。

1 文獻綜述

不少國外學(xué)者對貨幣政策的區(qū)域效應(yīng)進行了研究。Ramaswamy,Sloek研究發(fā)現(xiàn)，在法國、西班牙、瑞典、丹麥,貨幣政策對產(chǎn)出作用的時滯要比在德國、奧地利、比利時、芬蘭短將近一倍[1]。Carlino and DeFina[2]，Owyang and Wall[3]利用 VAR 模型對美國各地區(qū)貨幣政策差異性進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)在美國各區(qū)域間，貨幣政策沖擊存在著比較大的差異，同時隨著時間的變化，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]分別以美國不同時期、不同地區(qū)為樣本，進行實證分析。在對加拿大1956年-1971年的數(shù)據(jù)進行分析的基礎(chǔ)上，Beare認為一國貨幣政策對地區(qū)真實產(chǎn)出有重要影響。采用與Beare相似的模型，Mathur和Stein對美國八個地區(qū)兩個時期進行實證分析比較，認為貨幣政策對區(qū)域經(jīng)濟有著顯著的影響。Fishkind為了檢驗美國貨幣政策對印第安納州經(jīng)濟的不同作用，其研究了貨幣政策兩個時期的區(qū)域經(jīng)濟指標的變動情況，分別是寬松時期(1969-1970年)與緊縮時期(1971-1972年)，從得出的結(jié)果中可知，在1971-1972年，全國的經(jīng)濟增長水平都比該州快。反之，在1969-1970年，該州與全國有著相同的增長速度。

隨著改革開放的進行，各地區(qū)經(jīng)濟結(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始引起國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注，慢慢地學(xué)者們開始質(zhì)疑統(tǒng)一的貨幣政策是否真正有效。張志軍認為，不同地區(qū)因統(tǒng)一的貨幣政策的實施，會有不同的產(chǎn)出，在不均衡的各地區(qū)間金融經(jīng)濟發(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)一的機構(gòu)設(shè)立門檻等方面，分析了各地區(qū)經(jīng)濟因統(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、操作工具、傳導(dǎo)機制、最終目標等多個方面，更加深入地研究我國貨幣政策效果。他盡管承認統(tǒng)一的貨幣政策會對各地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)生非對稱效果，但其認為區(qū)域化的貨幣政策是不可輕易實行的，而應(yīng)該在堅持統(tǒng)一貨幣政策的基礎(chǔ)下，對部分中的貨幣政策內(nèi)容進行差異化的探究。李茹蘭、張晶(2008)主要研究了緊縮性貨幣政策階段與擴張性貨幣政策階段的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，其對兩個時期的貨幣政策通過面板模型來進行區(qū)域效應(yīng)差異檢驗，分別緊縮時期（1984—1997）與擴張時期（1998—2004）。她發(fā)現(xiàn)中西部地區(qū)的經(jīng)濟增長率，在貨幣政策的作用下，其影響遠遠超過東部地區(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)對緊縮政策有著滯后的反應(yīng)且幅度也最小。而對于擴張性的貨幣政策來說，則恰恰相反[9]。采用PVAR模型，王祥,蘇梽芳和李曼曼對我國貨幣政策的區(qū)域差異性進行實證研究，研究得出，產(chǎn)出和物價受貨幣政策的影響，無論是影響程度還是時間上，都在我國的不同地區(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)濟差異而不同，一些學(xué)者從找尋原因的角度去進行研究。通過運用VAR模型，宋旺、鐘正生認為我國的貨幣政策區(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)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上的差異是造成我國貨幣政策存在區(qū)域效應(yīng)的根本原因[13]。阮莉莉研究得出，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異、區(qū)域資本貢獻率差異以及區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)差異都會導(dǎo)致貨幣政策的區(qū)域差異化效應(yīng)[14]。

國內(nèi)外學(xué)者對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個地級市作為研究對象，來研究安徽16市經(jīng)濟的差異因統(tǒng)一的貨幣政策而帶來何種不同的效果。

2 安徽省16市區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異的分析與聚類

本文選取10個指標來構(gòu)建區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展指標體系，對2015年安徽省16市區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展情況，用因子分析方法進行具體分析；其次，對安徽省16個市的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展相似性進行聚類分析。

2.1 指標選取與數(shù)據(jù)來源

2.1.1 構(gòu)建指標體系 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)文獻的基礎(chǔ)上，且以探尋影響安徽省16市經(jīng)濟發(fā)展的主成分因素為目的，同時結(jié)合安徽區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展特點，選取了安徽省16市10個統(tǒng)計指標來研究區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差異性，如表1所示。

表1 區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展指標體系表

2.1.2 數(shù)據(jù)選取與來源 選取2015年安徽省16市上述10項指標的截面數(shù)據(jù)，對樣本數(shù)據(jù)進行標準化處理，從而對2015年安徽省16市經(jīng)濟水平進行因子分析。16市經(jīng)濟發(fā)展差異的比較可由綜合得分與排名來得出，之后對16個市的經(jīng)濟發(fā)展相似性用聚類分析的方法進行分析。利用SPSS17.0軟件來完成上述實證研究。

2.2 經(jīng)濟發(fā)展差異的分析

首先本文對2015年安徽省16市的數(shù)據(jù)進行了標準化處理，這樣可以消除量綱，利用SPSS17.0統(tǒng)計軟件來對標準化后的數(shù)據(jù)進行相關(guān)性分析。KMO與Bartlett檢驗是在做因子分析前進行的，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以上是進行因子分析的普遍準則。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。檢驗原始變量是否來自多元正態(tài)分布是Bartlett球形度檢驗的主要目的，本文在SPSS17.0軟件的計算下得出，其檢驗的顯著性是0.000，顯著水平已經(jīng)達到了，即有共同因子存在于總體的相關(guān)矩陣間。繼而，進行因子分析是適合的，各主成分初始的特征值、貢獻率、貢獻累積率由此得出，由表2所示。

表2 解釋的總方差

從表2中可得知，前2個主成分的方差貢獻累積率達到了88.294%，其超過了85%，表明其反映了原始變量的大部分信息，因而選取這兩個主成分。

由于主因子的內(nèi)涵不夠清晰，繼而對初始因子載荷矩陣實施正交旋轉(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個指標上有較大載荷，反映了安徽各市的綜合經(jīng)濟發(fā)展水平，因而，將F1稱為區(qū)域經(jīng)濟綜合發(fā)展水平因子；第二主因子F2在x7這個指標上有較大載荷，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)由回歸分析法估計得出，采取指標變量進行線性組合的形式來表示主因子，各主因子的得分由此得出。將各因子得分進行加權(quán)求和，從而得出綜合因子的最后得分。原有9個變量總方差的71.338%由區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平因子F1的特征根所解釋，因而權(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評得分，通過上述公式來計算得出，并對各項得分進行了排序，其結(jié)果如表4所示。

通過綜合得分可看成，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、阜陽市、宿州市、亳州市得分為負值。從區(qū)域經(jīng)濟綜合發(fā)展水平看，合肥、蕪湖、馬鞍山排在前三名，合肥作為省會，在經(jīng)濟發(fā)展水平上處于絕對優(yōu)勢地位。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、綜合測評得分與排序

2.3 安徽省16市區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異的聚類分析

在上述安徽省16市因子分析之后，得到了兩個公因子得分，接著運用系統(tǒng)聚類法對標準化后的數(shù)據(jù)進行聚類分析，聚類分析結(jié)果從圖1中可看出。

圖1 安徽區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平聚類分析樹形圖

從聚類分析結(jié)果來看，16個市分成了四大類，發(fā)達地區(qū)、較發(fā)達地區(qū)、中等地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)，結(jié)果如表5所示。

表5 安徽16市經(jīng)濟發(fā)展水平分類表

3 構(gòu)建VAR模型

根據(jù)上述聚類分析的結(jié)果，對分成四類的樣本數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)來建立變量間的長期均衡模型，從而進行實證分析。

3.1 變量選擇與數(shù)據(jù)處理

本文用安徽省各項存貸款余額增長率來反映安徽省廣義貨幣供應(yīng)量M2，使用上述四個地區(qū)的生產(chǎn)總值GDP增長率和CPI增長率，來分別反映出貨幣政策對安徽省四類地區(qū)的產(chǎn)出效果與價格效果。安徽省發(fā)達地區(qū)的GDP增長率記為GDP1，較發(fā)達地區(qū)的GDP增長率記為GDP2，中等地區(qū)的GDP增長率記為GDP3，欠發(fā)達地區(qū)的GDP增長率記為GDP4。安徽省發(fā)達地區(qū)CPI增長率記為CPI1，較發(fā)達地區(qū)CPI增長率記為CPI2，中等地區(qū)CPI增長率記為CPI3，欠發(fā)達地區(qū)CPI增長率記為CPI4。本文采用EVIEWS9.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行處理。選取了2000年-2015年上述變量共16年的數(shù)據(jù)，從而進行實證分析。

3.2 實證分析過程

3.2.1 ADF檢驗 對于時間序列，首先要判斷其平穩(wěn)性，若不平穩(wěn)，所得出來的結(jié)果在很大程度上就是沒有意義的“偽回歸”。對于不平穩(wěn)的序列，為實現(xiàn)其平穩(wěn)性，可以通過差分來完成。本文對聚類后的4個地區(qū)的生產(chǎn)總值、CPI指數(shù)以及貨幣供應(yīng)量進行ADF檢驗，其結(jié)果從表6可看出。

表6 ADF檢驗結(jié)果

3.2.2 協(xié)整檢驗 在分析非平穩(wěn)經(jīng)濟變量之間的數(shù)量關(guān)系時，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，因而能夠進行協(xié)整檢驗，從表7中可看出Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果。

從上述協(xié)整檢驗結(jié)果可看出，安徽省四個地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟變量、貨幣政策變量和居民消費價格指數(shù)變量都存在1-2個協(xié)整關(guān)系，可知從長期而言，具有穩(wěn)定的關(guān)系。

表7 協(xié)整檢驗結(jié)果

3.2.3 建立VAR模型 根據(jù)選取的代理變量：安徽省各項存貸款余額增長率、地區(qū)生產(chǎn)總值增長率與居民消費物價指數(shù)增長率，來構(gòu)建聚類后的安徽四個地區(qū)VAR模型：

在安徽四個地區(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內(nèi)，AR根如下圖2，圖3，圖4，圖5所示，表明四個地區(qū)VAR模型符合穩(wěn)定性前提。

圖2 發(fā)達地區(qū)AR根圖

圖3 較發(fā)達地區(qū)AR根圖

圖4 中等地區(qū)AR根圖

圖5 欠發(fā)達地區(qū)AR根圖

3.2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析 在隨機擾動項中，其一個標準差沖擊，會影響內(nèi)生變量現(xiàn)在和未來值，可以用脈沖響應(yīng)函數(shù)來衡量。在VAR模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)下，對一個變量的沖擊，不僅會對其產(chǎn)生直接的影響，而且會傳導(dǎo)給其他全部的內(nèi)生變量。通過采用Cholesky分解方法，在強度與周期上，去進一步分析貨幣政策如何影響區(qū)域經(jīng)濟增長，以期更清楚的說明貨幣政策是以何種途徑來影響經(jīng)濟增長，貨幣供應(yīng)量對四個地區(qū)模型中各變量的沖擊效果由脈沖響應(yīng)函數(shù)來識別出。其結(jié)果見圖6、圖7、圖8、圖9：

圖6 發(fā)達地區(qū)

圖7 較發(fā)達地區(qū)

圖8 中等地區(qū)

圖9 欠發(fā)達地區(qū)

從產(chǎn)出對貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可知，安徽省發(fā)達地區(qū)即合肥市在第2期達到最大響應(yīng)值，之后逐漸下降，并于第5期達到最小響應(yīng)值，隨后緩慢上升，穩(wěn)定于零值。較發(fā)達地區(qū)與發(fā)達地區(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，于第3期達到最大響應(yīng)值，且并在第7期達到最小響應(yīng)值，響應(yīng)最值期數(shù)都稍微滯后于發(fā)達地區(qū)。中等地區(qū)與其他三個地區(qū)有所不同，一開始產(chǎn)出呈下降的趨勢。發(fā)達地區(qū)、較發(fā)達地區(qū)以及欠發(fā)達地區(qū)一開始的脈沖響應(yīng)值都是負值，而中等地區(qū)是正值。

從價格水平對貨幣政策沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可知，安徽發(fā)達地區(qū)即合肥市大幅上升于第2期達到最大值，隨后大幅下降，于第3期達到最小響應(yīng)值，之后呈不斷波動的趨勢。較發(fā)達地區(qū)大幅上升于第2期達到最大值，且其值略大于發(fā)達地區(qū)，發(fā)達地區(qū)的波動幅度于第5期后明顯大于較發(fā)達地區(qū)，響應(yīng)程度更強烈一些。較發(fā)達地區(qū)于第2期后大幅下降，并于第4期達到最小值，其期數(shù)稍滯后于發(fā)達地區(qū)。與前兩個地區(qū)不同的是，中等地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)在第5-6期時趨于穩(wěn)定，即貨幣政策的沖擊對價格水平無影響。但欠發(fā)達地區(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)達地區(qū)來說，發(fā)達地區(qū)與較發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)出對貨幣政策沖擊的響應(yīng)峰值更大。而從價格水平對貨幣政策的沖擊來看，較發(fā)達地區(qū)比發(fā)達地區(qū)的響應(yīng)峰值大一些，但波動幅度小，持續(xù)時間短；欠發(fā)達地區(qū)的響應(yīng)峰值也遠大于發(fā)達地區(qū)、較發(fā)達地區(qū)與中等地區(qū)，即物價對貨幣政策的響應(yīng)更強烈一些。

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)濟發(fā)展水平中，統(tǒng)一的貨幣政策也會對其帶來不同的影響。安徽發(fā)達地區(qū)即合肥市產(chǎn)出對貨幣政策的反應(yīng)更為靈敏些，而欠發(fā)達地區(qū)物價對貨幣政策的響應(yīng)程度更強烈些。本文從經(jīng)濟發(fā)展差異分類的四個地區(qū)中，選出發(fā)達地區(qū)-合肥市，較發(fā)達地區(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)達地區(qū)-黃山市這六市，從下述幾點進行分析：

4.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異

由于不同產(chǎn)業(yè)對利率的敏感程度有所差異，貨幣政策在通過利率渠道傳導(dǎo)時將產(chǎn)生不同的效應(yīng)。相對于第一產(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，那這個地區(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)濟發(fā)達的省會—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)比重相對比較高。而經(jīng)濟不太發(fā)達的地區(qū)如宿州市，其第一產(chǎn)業(yè)比重占達21.7%，第二與第三產(chǎn)業(yè)比重相對較低。

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。對貨幣政策的反應(yīng)相對更敏感的地區(qū)，其金融是比較發(fā)達的。2015年合肥市金融機構(gòu)各項存款額11193.703億元，其是經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)-黃山市的12倍；各項貸款額10171.093億元，約是黃山市的18倍，其他各項包括上市公司數(shù)量、股份總數(shù)、直接融資額、證券營業(yè)部數(shù)量以及保費收入都明顯超過其他五市。在股市上漲時，由于上市公司的區(qū)域分布的差別，發(fā)達地區(qū)企業(yè)募集資金的機會遠大于欠發(fā)達地區(qū)，因而需要為欠發(fā)達地區(qū)企業(yè)拓寬融資渠道，使更多的金融資源流向該地區(qū)，促進該地區(qū)的經(jīng)濟增長。由表9可以看出，發(fā)達地區(qū)-合肥市金融發(fā)展水平較高，金融規(guī)模較大，金融市場較為發(fā)達，金融機構(gòu)主體相對多樣化。中等地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)金融發(fā)展程度較低，相比較發(fā)達與較發(fā)達地區(qū)而言，貨幣市場滯后，資本市場尚待完善。

表9 六市金融資源分布情況（2015年）

4.3 企業(yè)規(guī)模差異

在金融市場上，對資金需求強烈程度與數(shù)量程度比較高的主體是企業(yè)。要想實現(xiàn)貨幣政策目標，這就取決于企業(yè)采取何種行為來響應(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)保等問題，都使中小企業(yè)難以滿足貸款條件。此時，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)模來看，發(fā)達地區(qū)即合肥的中小型企業(yè)單位數(shù)以及總產(chǎn)值，明顯超過其他五市。欠發(fā)達地區(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)的對策建議

安徽省區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的差異會在統(tǒng)一的貨幣政策的影響下不斷擴大，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來縮小區(qū)域間差異。

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

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)達地區(qū)企業(yè)轉(zhuǎn)移，在金融扶持中，對發(fā)展前景比較好的欠發(fā)達地區(qū)企業(yè)進行一定的投資結(jié)構(gòu)調(diào)整與實施貼息政策。在運用貨幣政策時，結(jié)合產(chǎn)業(yè)調(diào)整的方式，來為產(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)進一步挖掘該地區(qū)的旅游和文化資源的價值潛力，逐步提高第三產(chǎn)業(yè)比重。安徽中等地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)比重過高，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，加強經(jīng)營管理，使其整體實力不斷提高。同時，為破解小微企業(yè)資金瓶頸問題，金融機構(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)增值納稅的信用評價結(jié)果，一些依法誠信納稅的小微企業(yè)，其不僅有著原有貸款，而且對其增加純信用貸款最高至100萬元，這給小微企業(yè)提供了便利的融資條件；金融機構(gòu)要加大對小微企業(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4000萬元，定向用于支持屯溪九龍低碳經(jīng)濟園區(qū)13戶小微企業(yè)，并在利率定價上要求平均不得高于支小再貸款利率4個百分點；同時，政府也應(yīng)出臺相關(guān)政策大力支持中小企業(yè)信貸，黃山市歙縣出臺了《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頭。銀企對接長效工作機制需要政府相關(guān)職能部門不斷的建立健全，并且監(jiān)督指導(dǎo)簽約項目切實履約，確保資金及時投放到位，并對擔(dān)保公司的擔(dān)保流程做出具體的規(guī)范。

5.3 促進黃山市的金融市場體系發(fā)展

加大重點項目、實體經(jīng)濟、融資擔(dān)保力度，降低擔(dān)保費率；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)行注冊制改革、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)板設(shè)立等許多機遇之下，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)市場建設(shè)，安徽省股權(quán)托管交易中心文旅板（黃山專版）開板和首批50家企業(yè)集中掛牌，有力地推動了黃山市多層次資本市場建設(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)融資等專業(yè)服務(wù)。在國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點、新安江流域生態(tài)補償機制試點、徽州文化生態(tài)保護區(qū)、皖南國際文化旅游示范區(qū)等戰(zhàn)略平臺的依托之下，黃山深入推進文化、生態(tài)、旅游“三位一體融合發(fā)展”，有力地促進黃山市文化旅游企業(yè)利用資本市場加快轉(zhuǎn)型升級的步伐。

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