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教研活動意見范文第1篇

一、初中地理“同課異構”案例分析

1.《世界的氣候》“同課異構”案例分析

復習課與新授課最大的不同之處：復習課更加重視知識廣度的擴展與延伸，知識深度的透視與掘進以及地理學科能力的拔高，地理技能的嫻熟等。兩位教師都把“通過閱讀《氣溫變化曲線和降水量柱狀圖》，歸納判斷氣候類型的一般方法和步驟，總結描述氣候特點的方法”作為教學過程和方法目標，實現了知識的擴展與延伸以及地理學科能力的提高。兩位老師都將在世界氣候分布圖上，說出主要氣候類型的分布地區及特征，歸納氣候類型的判讀方法及氣候特點的描述方法，作為本節課的重點。把判斷氣候類型的方法和步驟，描述氣候特點的方法，作為教學的難點。兩位教師在教學重難點的把握上，基本是一致的。

2.《地形和地勢》“同課異構”案例分析

傳統的教學設計是靠經驗來設計的，而現代的教學設計是在理論指導下進行設計的。這樣就促進教師學習各種理論，提高教師的教學理論水平，提高教學目標的設計技術，提高教師分析學生的能力，選擇恰當的教學方法，在教學過程中學會深入淺出，學會教學設計。本案例的B1、B2教學設計就是現代教學設計，這兩個教學設計案例都從教學的三維目標、教學內容、教學媒體、教學策略、教學過程及教學評價等要素和環節，進行了分析、計劃并做出了具體的安排過程。經過對B1、B2兩個教學設計的分析，筆者認為，分別具有以下突出特點：

（1）同樣的教學內容，想要教出特色，各執教老師必須全力以赴，拿出看家本領，各出奇招。對于組織者與聽課者，他們需要的就是從不同的執教者中感受、分析不同的教育教學理念，不同的教學風格與特色，在相同的知識點來看，教者對于教材重難點的把握，以及對教學重難點的處理，同一個知識點有哪些不同的表達方式，同時因為有對比，容易看出當中的差異，吸取到最優的教學方法或技巧的選擇。

（2）對于執教者，可以看出執教者對本學科了解和個人教學智慧的積累，是提高自身能力的一個展示平臺，有幸親自參與一次，同樣能因為有對比，看出自己與別人的差異，從而取長補短，促進其提高。對其他參與活動的教師是一次學習交流的機會，增強了團隊合作意識和同伴互助精神。

3.“同課異構”賽課活動，促進科研工作的開展

活動中，教師帶著問題備課，帶著問題上課，帶著問題反思，在研究中教學，在教學中研究，打開了教學思路，改變教學方法，強化了學生在課堂教學中的主體地位。對于想要研究不同地區教研水平，以及發展情況的教學研究人員來說，這樣的機會，可以讓研究者真實地抓住不同地區的發展特點與水平，從而產生指導性的意見。

二、初中地理“同課異構”的策略

1.“同課異構”的指導思想

“同課異構”是指選用相同的教學內容和教學目標，利用現有的教學條件，根據學生的實際和教師自身的特點，設計不同的教學方案。借鑒“同課異構”的形式，加強地理學科組教師對教學內容處理、教學方法選擇、教學流程設計、教學媒體使用等方面的關注程度，為深入探討課堂教學的有效性儲備思想認知和研究案例。筆者認為，“同課異構”過程中要注意以下幾個方面：如，在《世界的氣候》教學案例中，兩位教師的教學設計明顯不同。這是因為兩位教師的基本素質不同。A1年輕活潑，思維敏捷，思路清晰，有親和力，語言有感染力，能調動學生的求知欲，課堂組織能力強，能抓住學生的心理，一節課能讓學生跟著她的思路走。所以，A1這節課的節奏緊湊、效率非常高，很好地完成了教學目標。而A2是一位老教師，他很沉穩、嚴謹，說話慢條斯理，但是A2的講授特別清晰，因為說話慢，所以給了學生足夠的思考空間，學生掌握得比較好。

2.“同課異構”的原則

在教學工作中，教學背景、教學環境、教學對象、教學主體、教學方法、教學過程都具有復雜性的特點。這一特點就需要教師在教學活動中具有創新精神?！巴n異構”活動的目的之一就是為了給老師們提供一個創新的平臺，充分挖掘教師的潛力，從而提高教學效益，并提升教育質量。所以，“同課異構”活動必須堅持創新性原則。創新可以體現在多個方面，如教學方法創新、教學模式創

教研活動意見范文第2篇

關鍵詞：幼兒教師 ；教研活動； 問題 ；建議

【中圖分類號】G 【文獻標識碼】B 【文章編號】1008-1216（2016）03B-0019-01

一、當前幼兒園教研活動存在的主要問題

（一）教研活動疏于管理，導致形式化嚴重

有些幼兒教師沒有認識到教研活動的重要性，缺乏對重要性的認識，必然會導致幼兒教師沒有過多的時間為教研活動做準備。在教研活動中，有些幼兒教師無目標、無“備”而來，特別是一些新教師更是無話可說，或是感到自身水平不高，怕貽笑大方，不愿多說，習慣于當“忠實的聽眾”，導致教研活動成了主講人的獨角戲。在這樣的教研活動中教師們不能很好地進行交流，缺少深入思考和主動對話交流意識，缺少智慧的碰撞和共享，教師們的專業技能無法得到提高。教研活動也沒有凸顯出“合作、探究”的理念，完全是應付、走過場，使教研活動流于形式。

（二）教研活動過程中采用“一刀切”的工作方法

一所發展中的幼兒園，師資隊伍是逐步趨向多元化的：既有剛踏上工作崗位的新教師，又有教學經驗相對豐富的老教師；既有擅長教學活動的教師，又有擅長生活活動的教師，教師之間存在個體差異，學歷不同、風格不同、經驗水平也不同。教學是一個個性化非常強的活動，每位教師在自己的教學實踐中都有自己的教學風格。但是在教研活動過程中，采用整齊劃一的、“一刀切”的教研模式，導致教師不能在原有的水平上有所提高。

（三）教研活動缺乏及時性

有些幼兒園的教研活動沒有形成常態，有時一個月、甚至兩個月才組織一次，有可能取決于園領導的隨意性，有時甚至因為某位領導不能參加，教研活動就取消了。這樣使幼兒教師在工作中遇到的問題不能及時解決，使教研活動缺乏及時性。

（四）教研活動重“教師”輕“幼兒”

教研活動在提高教學質量、培養青年教師方面發揮著積極作用，但是有些幼兒園教研活動的內容多是教學內容、教學重難點、教學目標層面的東西，教研的結果多為教學得失的經驗總結。表面上看似乎是關乎教研活動，實質上是在寫教案，而將教研活動作為一種園本教研的重要形式忽視了。

二、對教研活動的改進建議

（一）做好教研活動的管理工作

幼兒園管理者要不斷完善教研活動的組織工作。首先，要提前確定教研活動的內容、范圍，并根據教學進度提前通知主備人和其他成員做好準備；其次，主備人在接受教研任務后，就要肩負起教研工作的主要責任；再次，在教研活動階段，教師要共同研討，完善教案，主備人要充分調動成員的積極性，成員要知無不言，言無不盡；最后，教研活動之后，成員要根據本班幼兒和自己的教學特點進行適當調整，理順思路，把教研活動的成果內化為自己的思路。

（二）根據教師的能力，將教師分層

矛盾的特殊性原理要求我們必須堅持具體問題具體分析這一最本質的東西。只有具體地分析特殊的矛盾，我們才能把不同的事物加以區別，找出事物發展變化的特殊原因，從而找到解決矛盾的正確方法。因此幼兒園的管理者要根據教師的能力，把教師分為三層，即新手型、骨干型、名師型，根據教師不同發展層次，制定不同的教研活動的模式。此外，作為管理者還要多提供一些供不同發展層次的教師交流學習的機會和平臺。

（三）要突破時空界限，讓教研活動常態化

有研究者認為教研活動缺乏靈活性，因此，管理者應該根據教學的實際需求開展教研活動，真正做到教學缺什么，我們就給予什么。筆者認為除在固定的時間進行教研活動外，教研活動還要突破時空界限，常態化，教師在教學中隨時都會遇到問題，隨時進行交流和探討，這種正式與非正式的教研活動相結合的模式對教師的發展和教學質量的提高可能更有實效。

（四）從關注教師“我們的教”到關注幼兒“他們的學”

《幼兒園教育指導綱要（試行）》指出：教育活動內容的組織應充分考慮幼兒的學習特點和認識規律，各領域的內容要有機聯系，相互滲透，注重綜合性、趣味性、活動性，寓教育于生活、游戲之中。這就要求廣大幼兒教育工作者關注幼兒，要求教師在教育教學的各個階段，特別是教研階段均能了解兒童的原有發展水平、興趣愛好、特點、智慧策略等，將“兒童為本”的理念注入教研過程，從而樹立正確的教育觀、兒童觀、教學觀。

參考文獻：

[1] 彭躍健.教研活動存在的問題及對策[J].教學與管理，2002，（17）.

教研活動意見范文第3篇

活動目的：針對小學生簡算意識不強，簡算能力偏弱等問題，研究解決小學簡算教學的重點和難點，進一步改進小學數學簡算教學方法，強化簡算意識培養，更好的在新課程中突出學生主體地位，提高學生的簡算能力，提高小學數學教學質量。

活動時間： 2011年5月

活動形式：自主學習與集中學習研討相結合；專題講座與課例研討相結合。

活動地點：數學辦公室

活動過程：

1.確定主題，教師個人先期研究準備。

2.數學組教師集體備課

組織教師對《運算定律和簡便計算整理復習課》內容進行深入挖掘。結合各自的預案研究、討論，形成預案。

3.預案實施，深度思考

（1）由一位教師執教相關教學設計。

（2）結合主題，評議交流，聚集重點。圍繞“簡算意識和能力的培養”抓教學中一些重要細節和最有針對性的問題進行研討，從而聚集重點，引發教師的深度思考。

在“簡便計算”的教學過程中，教師通常提供的學習材料都是在簡便計算這一前提下出示的，學生在這種條件刺激下會獲得一種相應思維方式，這種思維方式會產生一種思維定勢：必須看到“簡便計算”這一要求才會運用簡算方法。當脫離“簡便計算”前提要求，學生更多的是用四則運算法則解決問題。教學中要抓住這樣幾個關鍵：①掌握簡便計算技能。②強化簡算意識，形成一般四則混合運算思維方式。③創設簡算與不簡算對比情景，激發學生對學習簡算技能、形成簡算意識產生一種積極情感體驗。

4.再次實踐，再次研討。

各位教師根據前段研討結果，進行教學嘗試。并通過研討交流，總結教學實踐的情況。

5.活動反思，形成成果?；顒咏Y束后三天內形成教研活動成果，

教研活動意見范文第4篇

按照交通部和省交通廳部署，2008年起直到2010年的三年時間內，全國將開展“農村公路建設質量年”活動。目前，交通部和省廳都已經制定下發了實施方案，對今后一段時期廣泛開展質量年活動提出了明確要求，進行了認真部署。今天省交通廳召開這次動員會，既是貫徹落實交通部和省交通廳關于開展“農村公路建設質量年”活動的一次動員部署會，也是一次農村公路質量安全監督工作骨干培訓會。這次會議很重要，同志們任務也很重。一方面，全省今年有12000公里農村公路要保質保量順利建成，我們在座的同志們很多要投身于繁重的質量安全監督工作中去；另一方面，我們參加培訓的同志們還要擔當起農村公路質量安全監督教員的角色，全省今年培訓1000名農村公路質量監督人員的任務，還要靠你們的努力工作才能真正落實。希望同志們充分利用這次難得的機會，認真學習，加強交流，有所收獲。下面，我就如何貫徹部省有關文件要求，開展好農村公路建設質量年活動講幾點要求：

一、統一思想，充分認識開展“農村公路建設質量年”活動的重要意義

此次開展“農村公路建設質量年”活動，是交通部黨組在充分調研當前農村公路建設實際情況的基礎上作出的重大決策，也是針對當前農村公路發展存在的突出問題，轉變發展方式，提高發展質量，采取的一項重大舉措。

近年來，全國農村公路建設規模增長很快，雖然總體上看質量是好的，但我們必須清醒地看到，農村公路建設存在著很多困難和問題，總體質量水平還有待提升，質量管理還有待加強。根據部公路司去年11—12月份組織開展的農村公路質量回訪活動了解的情況，抽檢的4.4萬公里、10997個項目中，質量評定達到優良的項目7459個，優良率為67.8％；縣道質量好于鄉道和村道；水泥路面質量好于瀝青路面；主體工程質量明顯好于附屬工程。主要問題是各地質量水平不均衡，部分農村公路排水和橋涵設施不完善，缺少必要的標志、標線和安全防護設施。2007年農村公路主體工程質量水平比去年有所下降，主要抽檢指標總體合格率比2006年下降了0.7個百分點，路基工程質量下降比較明顯；東部地區總體質量高于中、西部地區，其中路面和橋梁工程抽檢合格率高出4—5個百分點；省份之間質量水平差距也比較大，抽檢合格率最大相差14個百分點。

就我省農村公路質量情況看，形勢同樣不容樂觀。2007年，我省面上公路工程監督總抽查點（組）數184638個，總合格率為87.69％，較去年同期下降了1.6個百分點,總體質量狀況下滑較為明顯。路基、路面、橋梁等不同類型工程質量的抽檢合格率均下滑了一個多百分點，下降幅度高于全國平均水平,呈現出了全面下滑的態勢，整體質量狀況不能不引起包括在座各位會議代表的高度重視。

從安全管理情況來看，形勢也比較嚴峻。部分干線路網和農村公路建設安全監管不到位，施工單位安全生產意識低下，安全制度不完善，安全管理措施不足，應急救援預案不規范，安全監理職責履行不到位，沒有對危險性較大的部位實行重點監督或旁站。項目施工現場存在的突出問題表現在：臨時用電管理不規范、高空作業沒有防護措施，沒有安全交底、安全檢查等記錄；用電設施老化、電線未架空、不設配電箱，安全隱患較大。部分邊施工邊通車項目施工中，沒有專職安全人員進行指揮，也沒有相關防護、警示設施；隧道施工人員登記制度未嚴格落實，二次襯砌不及時，未能嚴格按照設計和規范要求施工，存在嚴重安全隱患。

我省農村公路建設質量、安全管理上存在的問題，既有農村公路建設規模大、技術水平低、管理力量弱、建設資金不夠充足，檢測手段有限等客觀原因，更主要的還是質量安全意識不強，不能正確處理好“好”與“快”的關系造成的。因此，結合我省實際情況來看，開展“農村公路建設質量年”活動，既是維護廣大群眾切身利益、促進社會主義新農村建設的客觀要求，對于加強農村公路質量監督隊伍建設，推動農村公路質量安全監督工作，促進農村公路健康發展具有重要的現實意義。

二、加強領導，積極部署“農村公路建設質量年”活動各項工作

我省農村公路建設一直是從省委省政府到農村老百姓都十分重視的大事，省政府也始終把這項工作擺在政府工作的突出位置，今年更是連續第五年向全省人民作出承諾，把建好12000公里通村瀝青水泥路作為省政府2008年“十件實事”之一。隨著新農村建設的不斷推進，我省還將在今后一段時期進一步加大農村公路建設力度。要完成好今年和今后一段時間的農村公路建設任務，確保農村公路建設質量是關鍵。全省各市州、縣交通部門要充分認識到質量安全監督工作是全省農村公路建設過程中的重要一環，高度重視，加強領導，全力支持質量監督機構開展“農村公路建設質量年”活動。要在資金和必要的人員、設備等方面給予扶持，為本地質量監督機構落實質量年工作要求、開展質量安全監督工作創造條件。各級質量監督機構要精心策劃，科學組織，狠抓落實，按照交通部和省有關實施方案的要求，認真部署和扎實開展“農村公路建設質量年”活動，以對黨和人民負責的態度，把好農村公路建設質量關。要及時研究制定工作措施，明確分階段工作目標，務求活動取得實效。各市州交通質監部門要緊密配合當地交通公路部門，在5月集中開展形式多樣的質量年活動宣傳，要重點明確質量年活動的重要意義、實施階段和工作目標，使農村公路建設“好字當頭，質量為先”的理念深入人心，增強質量年活動各參加單位和人員的質量意識和質量責任感，努力營造全社會共同關心農村公路建設質量的良好氛圍。要抓好部門內的層層動員，統一全員的思想認識，凝聚大家的智慧和力量，充分結合當地實際，重點考慮如何在本地本單位具體組織實施好省廳制定的“農村公路建設質量年”活動方案，抓好落實，確保農村公路建“五個明顯”的目標最終實現。

三、突出重點，采取有力措施保證“農村公路建設質量年”活動工作目標的落實

全省各級交通質量監督機構要按照部總體方案和省實施方案的要求，結合今年全省開展的“質量回頭看”與“民心杯”競賽活動，突出工作重點，制定具體措施，狠抓“農村公路建設質量年”活動工作目標的落實。

一是認真落實工程質量責任制。要充分發揮現有農村公路質量監督體系的作用，市（州）交通質量監督站要加強農村公路質量監控，督促、指導縣級質量監督機構（組織）開展農村公路質量檢測、質量問題處治等工作，并組織專業檢測單位對力量薄弱縣（市）的農村公路建設項目進行實地抽檢；縣級質量監督機構（組織）具體落實本轄區內的農村公路建設項目的質量監督工作，重點放在建設過程的質量監控上。要形成一級抓一級，一級對一級負責的質量管理責任制，認真落實質量終身負責制。健全質量管理規章制度，要建立質量責任檔案，明確農村公路建設各環節質量責任人，把相關責任落實到位，做到把住每一道關口，不放過每一個細節，不留下一點隱患。要創新質量監督體制，把安排資金補助、考核單位績效、評估企業信用與工程質量掛起鉤來，進一步支持和強化群眾和社會各界對農村公路建設質量的監督。要嚴格省內通報和黑名單制度，對農村公路建設市場中信譽不好、質量意識不高的施工單位要清除出我省公路建設市場。要嚴格實行質量問責制，對出現的質量問題，一定要查明原因，依法追究責任，通報處理結果。

二是強化施工現場管理。要將科學規范的公路建設管理方式、方法、手段和程序引入到農村公路建設中來。項目開工前必須由縣級質量監督機構（組織）對開工前的原材料進行抽檢，嚴把原材料進場關。要積極引導施工單位加大對施工工藝的控制力度，嚴格按照標準和設計要求組織施工，認真治理質量通病。要加大農村公路質量檢測力度，用數據評定質量，發現問題及時處理，該返工的返工，該整治的整治。要加強對農村公路質量管理工作的檢查和實體質量抽檢，定期對檢測情況進行統計分析，客觀掌握存在的問題，及時采取有效措施，解決影響農村公路建設質量的突出問題。建設單位要加強對工程質量的全過程監控，對關鍵工程、隱蔽工程實行全方位監管，不合格的工程堅決推倒重來，真正做到有效監控，不留肓點。

三是嚴格把好驗收關口。要強化工程建設的檢查驗收制度，根據相關量化指標嚴格進行質量考核，嚴格竣工驗收，實行獎優罰劣，驗收不合格不予撥付資金，確保工程質量?？h級質量監督組織和縣級交通部門必須嚴格按照規定程序做好通村公路的驗收工作，市（州）交通主管部門要進行全面復查，省廳公路局將采取行業抽查與專業抽查相結合的方式，加大對通村公路內在質量的檢測抽查，通過專業檢測對質量進行評定，對達不到質量要求的路段，要堅決返工重來。

四是加強技術指導和培訓。各級交通質監機構要結合實際，加強作風建設和行業管理，充分發揮行業的技術優勢和人才優勢，轉變工作思路和工作方法，積極開展形式多樣的培訓活動，培訓要重點講授農村公路施工技術、施工工藝、質量控制要點和監控程序等知識和技能，綜合運用現場實訓、舉辦培訓會、制作教學光盤和相關知識小冊子等多種易學易會的方式，采取現場觀摩與集中學習相結合的辦法，保證培訓效果。要努力提高農民群眾的參與能力、監督能力，進一步加大質量監管力度。今天會后，廳質監局將開展質量安全監督工作培訓，這只是開個頭，回去以后，各地要會同交通、公路部門，組織師資力量擴大培訓覆蓋面。各市（州）、縣交通部門要大力支持質監部門開展培訓工作，要選派素質過硬的專業技術人員充實師資，組織發送培訓教材，在培訓資金、場地等方面給予積極支持，確保全面完成2008年培訓1000名農民質量監督員的任務。

五是狠抓施工安全管理。各地要結合今年的“隱患治理年”活動，建立健全安全生產管理各項規章制度，落實安全管理責任和各項措施。各參建單位要從現場管理、質量控制、工藝流程等具體環節入手，抓住關鍵，針對當地施工安全的薄弱環節，積極開展安全專項督查和安全生產隱患排查，重點加強對山區農村公路路基高邊坡和隧道開挖、滿堂支架的石拱橋和其他梁橋施工的安全監管，消除各種安全隱患，切實把好農村公路建設安全生產關。要加強危橋改造過程中的安全管理，采取切實有效的措施，杜絕危橋改造過程中造成人員傷亡事故。

教研活動意見范文第5篇

關鍵詞：貨幣政策；資本流動；異質空間；LSTVAR模型

一、引 言

改革開放以來，我國經濟增長取得了舉世矚目的成就，業已成為僅次于美國的世界第二大經濟體。然而，在經濟快速增長的同時卻存在一系列的結構扭曲現象，其中區域結構的非均衡發展便是這一現象的典型表現。統計數據顯示{1}，1978年，廣東省與貴州省的GDP之比為3.99，到2012年，該比值已經上升為8.39，區域差距擴大態勢明顯。如果無法有效處理和解決這一問題，區域發展過度失衡勢必會阻礙中國經濟的持久、協調、高效發展，并引起一系列嚴重的社會問題。因此，深入研究經濟增長中區域發展不協調、不均衡的現象和作用機理，并找出促進區域協調發展的政策措施，是我國理論工作者亟待研究的重要理論與現實課題。

解釋區域發展差距的理論較多，但貨幣政策的區域效應是重要的理論視角之一。這是因為貨幣政策不僅是宏觀經濟總量調控的重要手段，對于熨平經濟周期，促進經濟持續穩定健康發展起到了巨大的作用，而且，對于發展中的大國來說，由于存在各區域自然條件、歷史背景、經濟基礎、產業結構和金融結構等方面的異質性，統一的貨幣政策會產生不同的區域效應，并可能擴大區域之間的發展差距。

關于貨幣政策區域效應的研究，自Scott（1955）{2}首開先河之后，眾多學者探討了這一問題。首先，從研究方法來看，大致可分為三類：一是向量自回歸（VAR），該方法由于不需要先驗的理論分析和可避免“盧卡斯批判”而被廣泛應用于貨幣政策的區域效應研究。Fielding 和 Shield（2006）{3}、劉玄和王劍（2006）{4}、丘斌和鄧佑甜（2009）{5}等。二是結構向量自回歸（SVAR），SVAR模型基于VAR系統參數附加結構性的約束條件，并考慮了當期的影響，得出的研究結論也就更加可靠。如Giacinto（2002）{6}、曹永琴（2007）{7}、Georgopoulos（2009）{8}、Todd Potts（2010）{9}等。三是其他方法，如Clausen 和 Hayo（2002）{10}采用半結構動態模型；劉金全、鄭挺國（2006）{11}應用 Markov 模型；趙書楊和康宇虹（2011）{12}采用CRS和VRS方法等。雖然上述文獻大多數都證明貨幣政策對不同區域的影響確實存在顯著的差異，但文獻所采用的VAR、SVAR等方法都是基于線性假設，未曾考慮復雜經濟變量之間的非線性關系。

其次，從區域效應形成的原因研究來看，基于VAR與SVAR模型的研究，事實上是將貨幣政策的傳導系統看成一個“黑箱”來對待的，很難打開“黑箱”分析貨幣政策區域效應的形成機理，即使將某些因素引入模型，也只能形成零碎的個因分析，難形成系統的解釋框架。如宋旺和鐘正生（2006）、曹永琴（2007）等從貨幣政策傳導機制差異的角度來解釋貨幣政策區域效應的成因；Montagnoli（2007）、周孟亮和李明賢（2009）{13}等研究認為金融結構的空間差異是產生貨幣政策區域效應的重要原因；而Arnold和Vrugt（2002）、Georgopoulos（2009）等證明經濟結構的區域非均衡是導致貨幣政策區域效應的根本原因。

最后，從對我國的區域劃分來看，主要有三分法、四分法和八分法三種。三分法為東部、中部、西部；四分法為東部、中部、西部和東北；八分法為東北、北部、東部、南部、黃河中游、長江中游、大西南、大西北。這些劃分雖然都有一定的理論依據和道理，但在研究之前先入為主，事先圈定一個貨幣政策效應區域，似乎有違研究的邏輯性。

本文區別于國內同類研究，主要有三點不同之處：（1）在研究方法選擇上，基于省級行政的相對獨立性和復雜經濟綜合體，對VAR模型進行了必要的非線性檢驗，對于存在非線性關系的數據，采用LSTVAR模型進行分析，從而提高研究結論的可靠性和準確性{14}；（2）在區域劃分上，先就省級經濟對統一貨幣政策的廣義脈沖結果進行分析，然后歸類進行區域劃分，使區域結構更加科學和更具有現實意義；（3）基于不同區域的空間異質性（包括自然結構和經濟結構），從資本流動角度對貨幣政策區域效應的形成機理進行科學、合理的理論解釋，并給出相應的政策建議。

二、異質空間與資本流動的理論分析

一般來說，如果系統或系統屬性在空間分布上具有不均勻性及其復雜性，那么這樣的空間稱之為異質空間。系統屬性可以是空間所涉及的任何變量，復雜性涉及系統屬性的定性或類型描述。我國區域遼闊，各區域歷史條件、自然環境差異顯著，不同區域的經濟結構和經濟發展水平不同，異質性顯著。根據柯布-道格拉斯生產函數：

Qi=AiKiαLiβμi，i=1，2，3，…，n（1）

（1）式中Qi表示產出，Ai表示綜合技術水平，Li表示投入的總勞動，Ki表示投入的總資本，α、β分別表示勞動和資本的產出彈性系數，μi表示隨機干擾的影響，μ≤1，i表示不同的區域。（1）式不僅表明不同區域的產出是不同資本和勞動投入量的函數，而且在異質空間的假定條件下，不同空間還存在著不同的生產函數。由于本文立足于分析貨幣政策，從而主要考察資本要素，或在資本勞動比率（工資）存在差異的條件下，將勞動看成是被資本動員或隨資本流動的要素。

資本流動受多種因素影響{15}，在異質空間概念下，本文將這些因素劃分為自然結構與經濟結構兩個方面。自然結構主要是指與人類生活要求密切相關的自然條件，在投資者追求生活幸福指數的驅動下，即使不同區域的投資邊際成本等于邊際收益，即邊際資本收益率相等甚至略有降低的條件下，資本也會從自然結構差的區域流往自然結構好的區域。經濟結構主要是指產業結構、金融結構、制度結構等經濟條件，正是由于這些條件的不同，使不同區域存在不同的投資邊際成本與邊際收益，從而導致資本從邊際收益率低的區域流往邊際收益率高的區域。需要特別強調的是，當自然結構差的區域存在某種投資機會使資本邊際收益率高于投資者追求生活幸福指數的心理界限時，資本會從自然結構好的區域流往自然結構差的區域。這種逆自然結構的資本流動將使該區域的資本凈流量減少甚至趨向于零，從而出現“資本凈流動粘性”。

雖然影響資本收益的因素較多，但最主要的是利率，而且為考察投資機會成本的變化，本文以實際利率為分析的主要指標。李志（2002）{16}曾構建了企業的生產函數如下：

■（I，p）=A（I-■）α0，，（2）

其中I表示用于生產的資本，■為進行生產所必須的最低資本投入，A>0，？琢∈（0，1），p為項目成功的概率。本文將該模型進行了改進和擴充，于是得到了企業收益函數：

Wi=A（I-■（ri））α-I（1+Rj）（3）

其中，Wi為企業的總收益，此時■仍為在i地區進行生產的最低資本投入，它包括廠房、設備、勞動力工資等。由于通貨膨脹率高的地區，這些費用比較高。所以，■可以看作通貨膨脹率？仔i的增函數，又由于實際利率計算公式為名義利率（R）減去通貨膨脹率：r=R-？仔。所以投資成本為實際利率ri的減函數，即d■/dri

在（3）式中，Wi對rj求偏導可得：

■=-A？琢（I-■（ri））α-1■>0（4）

這說明企業收益率Wj是關于ri的增函數。因此，在假定其他條件不變的前提下，如果ri>rj（i，j代表兩個不同地區），則Wi>Wj，資本會從j地區流往i地區，從而實現利潤最大化。

在（2）式中，Wj對I求偏導可得：

Wi=■=-A？琢（I-■（ri））α-1-Rj（5）

Wi就是企業收益率，只有當Wi>0時，企業才會進行生產。并且Wi的值越大，企業進行生產的積極性越高。因此，在假定其他條件不變的前提下，如果Wi>Wj（i，j代表兩個不同地區），資本會從j地區流往i地區，從而實現利潤最大化。

基于以上兩個方面，本文可以得出如下兩個假設：

假設1：在統一貨幣政策的持續沖擊下，由于存在空間異質性，資本將從實際利率低的地區流往實際利率高的地區，從而使實際利率高的地區實現較快增長，產生貨幣政策的區域非對稱性。

假設2：在統一貨幣政策的持續沖擊下，由于存在空間異質性，資本將從資本收益率低的地區流往資本收益率高的地區，從而使資本收益率高的地區實現較快增長，產生貨幣政策的區域非對稱性。

三、貨幣政策區域效應的實證分析

1. 研究設計

本文實證分析的基礎方法主要是VAR模型，但為了處理異質空間的復雜性而導致的不同區域中可能存在的非線性問題，考慮引入Weise在1999年提出的邏輯函數平滑轉移向量自回歸模型（Logistic Smooth Transition Vector Autoregression）模型，簡稱 LSTVAR 模型{17}。LSTVAR模型是多方程非線性模型，并且以邏輯函數為轉移函數。LSTVAR模型以VAR模型為基礎，因此首先定義一個VAR模型：

Xt=A0+A1Xt-1+…+ApXt-p+？著t，？著t～IID（0，？贅）（6）

根據Weise（1999）原假設（1）的備擇假設，LSTVAR模型為：

Xt=A0+A1Xt-1+…+ApXt-p+（B0+B1Xt-1+…+BpXt-p）F（zt）+？著t（7）

F（zt）=（1+exp{-？酌（zt-c）/？啄t}）-1-1/2（8）

其中，Xt=（Xit…Xkp），邏輯函數F（zt）介于0到1之間。zt表示經濟狀態的轉移變量，參數c是門限值，？酌>0是平滑參數。如果？酌接近0，那么F（zt）收斂到一個常數，模型變為線性的。如果？酌趨向無窮大，則模型動態離散性跳躍變化依賴轉移變量zt是否大于門限值的門限自回歸模型。參數？啄z是轉移變量zt的標準差，通過除以？啄z使zt對門限值的偏離標準化，以利于平滑參數的解釋。

在（8）式中，當？酌∞時，門檻變量是兩種線性方程相交替時的轉折點；當？酌0 時，LSTVAR 模型均成為一個線性模型。因此，判斷模型線性的原假設和備擇假設為：H0：γ=0，H1：γ>0。

其次，通過LM檢驗考察模型的非線性特征。步驟如下：對方程（4）進行逐步回歸，根據回歸結果獲得殘差擬合值？著it，并計算每個方程的殘差平方和SSRi1=∑？著it2；對每一個？著it關于Xit-1，…，Xit-p，ztXit-1，…，Xit-p，進行回歸獲得殘差擬合值？滋it，并計算殘差平方和SSRi2=∑？滋it2；對每個i計算LM統計量LMi=T（SSRi1-SSRi2）/SSRi1，其中T是樣本觀測值個數。在原假設下LMi服從？字2（pk）分布。在小樣本中，等價的F統計量是：F=[（SSRi1-SSRi2）/pk]/[（T-（2pk+1））]。通過F統計量或者？字2統計量的觀察值與臨界值判斷是否拒絕原假設，考察模型的非線性特征。

最后，利用T-O-O網格點搜索法（Grid Search）選出最優的轉移函數，采用非線性OLS法估計LSTVAR模型的各項參數。

2. 數據的選取與處理

根據凱恩斯貨幣政策傳導機制和我國貨幣政策傳導過程中相關數據的可獲得性，本文選擇30個省份（除外）的實際產出增長率（y）、貨幣供應增長率（m）、投資增長率（i）、信貸增長率（l）和實際利率（r）5個變量。由于各地區沒有公布GDP的月度數據，從而實際產出增長率（y）選用月度工業增加值同比增長率來衡量；貨幣供應量增長率（m）以M2月度同比增長率來衡量；投資增長率（i）以全社會固定資產投資月度同比增長率來衡量；信貸增長率（l）以金融機構各項貸款月度同比增長率來衡量；實際利率（r）等于基準利率與月度CPI同比增長率的差值，而基準利率按一年期存款基準利率計算。樣本區間為2004年1月至2011年12月的月度數據。以上這些原始數據，M2月度同比增長率數據來自國家統計局網站；一年期存款基準利率來自中國人民銀行網站；CPI同比增長率、金融機構各項貸款月度同比增長率、社會固定資產投資月度同比增長率均來自萬得數據庫；工業增加值月度同比增速數據來自中經網數據庫{18}。

3. 單位根檢驗以及滯后期的確定

為保證各數據序列的平穩性，本文分別對30個省份的實際產出增長率、貨幣供應增長率、投資增長率、信貸增長率和實際利率5個變量進行了ADF單位根檢驗和PP檢驗，部分難以通過ADF檢驗的序列，可以通過PP檢驗（見表1）。單位根檢驗結果表明：各省份增長率指標的5個變量均為平穩序列。因而可以根據貨幣政策傳導機制，分別對每一個省份構建5變量的VAR模型，并根據AIC和SC準則確定VAR模型的滯后期。通過Eviews6.0軟件測試，確定這30個省份均為VAR（1）模型{19}。

4. 模型的非線性檢驗

為確定模型是具有非線性特征，本文對每一個省份的VAR模型分別進行LM檢驗。由于每一個省份都有一個對應的（7）式模型，而轉移變量zt有pk種選擇。根據LM檢驗步驟，將每一個轉移變量進行LM檢驗。檢驗結果如表1所示：安徽、廣西、河北、遼寧、內蒙古、上海、浙江和重慶存在明顯的非線性特征。

5. LSTVAR模型估計

借鑒Terasvirta & Anderson（1992）的判斷標準，即用拒絕線性假設且具有最大F值的轉移變量作為LSTVAR模型的轉移變量。根據LM檢驗結果，對安徽、廣西、河北、遼寧、內蒙古、浙江和重慶7省市區，將rt-1作為轉移變量帶入LSTVAR模型；對于上海，將it-1作為轉移變量帶入LSTVAR模型，然后利用T-O-O網格點搜索法，便得到它們各自的轉移函數（見表2）。然后，將轉移函數帶入LSTVAR模型，利用非線性最小二乘法便可得到這8個省份的LSTVAR模型各項參數。

6. 脈沖響應分析

對安徽、廣西、河北、遼寧、內蒙古、上海、浙江和重慶8個省份，采用Koop，Pesaran，and Potter （1996）提出的廣義脈沖響應函數的計算方法，定義如下：

GIX（n，vt，wt-1）=E[Xt+n|vt，wt-1]-E[Xt+n|Wt-1]，n=0，1，2…（9）

其中GIX為變量X的廣義脈沖響應函數，n為預測期限，vt是產生響應的沖擊，wt-1是“歷史”或模型中變量的初始值。E[?]是期望算子。對于其他20個省份，則利用一般VAR模型計算其脈沖響應函數。從而得到30個省份的產出增長率y對于一個標準差貨幣供應量增長率m沖擊的廣義脈沖響應圖。通過脈沖響應圖可以發現，這些省份可以大致分為3種不同的類型：

類型I共包括20?。喊不?、北京、福建、廣東、廣西、河北、 河南、黑龍江、湖北 、湖南、吉林、江西、遼寧、內蒙古、山東、山西、陜西、上海、四川、重慶。對貨幣供應增長率施加一個標準差的正向沖擊之后，類型I各省的產出增長率y的響應均存在一個月的滯后期且基本上是在第二個月達到最大值（廣西在第8個月達到最大），之后開始下降，最后趨近于0。該類型各省的產出增長率對m的響應最大值均為正值且數值較大，按脈沖響應最大值進行排名后，前三位省份為：山西（1.351 257）、山東（1.296 415）和四川（0.996 418），排名倒數三位為福建（0.284 505）、湖南（0.279 438）和河北（0.240 071）。總的來說，該類型各省產出增長率y對于貨幣供應增長率m的正向沖擊響應強烈，m的正向沖擊可以促進該類省份的經濟增長，為貨幣政策操作的正效應區。

類型II共包括5個省份：甘肅、新疆、青海和寧夏。該類型中各省的產出增長率對于貨幣供應增長率m的沖擊響應較弱。當對m施加一個標準差的正向沖擊之后，該類型中的各省雖然也存在一定的正向響應，或一定時滯后有一定的負向效應，但響應值都很低。響應最強的省份為甘肅（最大響應值0.177 575），最弱的為寧夏（最大響應值0.065 369）。與類型I相比，m的正向沖擊基本上對該類省份的經濟增長起不到多大的促進作用，為貨幣政策操作的平效應區。

類型III共包括5個省份：貴州、云南、海南、天津、江蘇和浙江。該類型中的各省對m施加一個標準差的正向沖擊之后，均存在一個月的滯后期且均在第二個月達到最小值，之后開始上升，最后趨近于0。該類型中的各省，在前5個月產出增長率y對于m的響應均為負值，其中，貴州省的最小響應值為-0.516 32，浙江最小響應值僅為-1.081 79。表明該類型各省m的正向沖擊并沒有促進區域經濟增長的作用，為貨幣政策操作的負效應區{20}。

為了進一步考察貨幣政策對這三個不同類型省份以及全國產生的不同效應，本文又構建了這三個類型以及全國的VAR模型。并做出相應的產出增長率對一個標準差的脈沖響應圖（圖4）。類型Ⅰ，全國和類型Ⅱ的脈沖圖均為正效應，并且最大脈沖值以次遞減。類型Ⅲ為負效應。這與本文之前單獨分析各個省份的結果一致。這說明本文對于各個省份進行新的區域劃分是完全合理的、可信的。

四、異質空間資本流動機制的檢驗

上述實證結果表明，統一的貨幣政策下，不同的省份存在不同的產出增長效應，并可根據這種效應的不同劃分為正效應區、平效應區、負效應區三種不同的類型。那么，這三種不同的類型是不是由于空間異質性而產生的資本流動所導致的呢？在此，可以對資本流動機制的理論假設進行檢驗。

1. 對假設1的檢驗

本文分別計算了樣本區間內類型I、類型II、類型III和全國的平均實際利率（ri）（見表3）。結果發現，類型I的省份平均實際利率（-0.508 75）高于全國平均水平（-0.651 9），類型II（-1.321 53）和類型III（-0.717 42）的省份低于全國平均水平。這表明類型I省份在樣本期m的正向沖擊下吸收了外部資本而使貨幣政策的區域效應為正，類型Ⅱ、III省份在樣本期m的正向沖擊下輸出了內部資本而使貨幣政策的區域效應為負。值得注意的是類型Ⅱ省份的實際利率很低，甚至低于類型III省份，且從自然結構來看，新疆、甘肅、寧夏、青海等省的自然條件差，理應流出更多的資本，但樣本期卻維持了貨幣政策正向沖擊的平效應，說明該類型省份可能由于自身的資本量不多，可流出的資本量更少，與貨幣政策正向沖擊增加的資本量產生沖銷效應，即存在資本凈流動粘性。以上分析證明假設1在中國是成立的。

2. 對假設2 的檢驗

本文利用地區生產總值除以固定資產投資表示資產收益率（記為Si）來大致折算各省份的資本收益率。計算結果表3表明，類型I省份的資本收益率分別高于類型Ⅱ省份和類型III省份；類型Ⅱ省份的資本收益率與全國水平十分接近（僅僅相差0.003 771），這說明類型Ⅱ省份有一定的資本流動粘性，類型III為資本凈流出省份。

另外，由于資本收益率與固定資產投資增長率具有明顯的同步趨勢，因此本文還利用固定資產投資增長率度量區域間的資本流動情況。通過計算樣本期內類型I、類型Ⅱ、類型III和全國的平均全社會固定資產投資增長率（Ki）（見表3）可以發現，類型I、類型Ⅱ、類型III的Ki值依次遞減，分別為31.514 92、27.795 55、26.955 07，類型I的Ki值高于全國平均水平29.981 8，表明類型I為資本凈流入省份，類型II省份存在一定的資本凈流動粘性，類型III為資本凈流出省份。以上分析表明假設2在中國是成立的。

五、結論及政策建議

經過以上分析，本文可得到如下三個結論：（1）包含自然結構與經濟結構的異質空間，是造成資本在區域間流動的深層原因，而資本在區域間的流動將使統一貨幣政策產生區域非對稱性效應。（2）貨幣政策的區域非對稱性效應并非可以簡單地劃分為東中西部三部分，即使東部沿海經濟發達地區也可能存在資本凈流出而使貨幣政策正向沖擊效應為負，廣大中西部地區也可能改變制度環境而存在資本凈流入，使貨幣政策的正向沖擊效應為正，當然也可能出現在自然結構與經濟結構相互作用下，陷入資本凈流入粘性而使貨幣政策的正向沖擊效應不明顯。（3）實際利率和資本收益率是資本在不同空間流動的導向標，只有提高經濟欠發達省份的實際利率和資本收益率，促進資本向經濟欠發達省份流入，才可能實現區域經濟均衡發展。

正因為如此，作為中央銀行來說，降低欠發達地區的通貨膨脹率，提高實際利率；采用差別存款準備金率、差別再貼現率、差別央票等工具，降低欠發達地區銀行信貸資金成本，提高企業資本收益率，促進金融機構資本和社會資本向欠發達地區配給和流動，從而拉動欠發達地區經濟快速增長。作為中央和地方政府來說，應擴大對經濟欠發達地區的轉移支付，加快基礎設施投資和重點項目投資，改善投資制度環境和人居自然環境，調整優化產業結構和金融結構，促進市場化資本自由流動機制的形成，從而推動經濟欠發達地區經濟快速增長，最后實現全國各區域經濟的協調均衡穩定發展。

注 釋：

①該數據來自中國統計局網站。

{2}Scott I O：“The regional impact of monetary policy”，The Quarterly Journal of Economics，1955，（69）.

{3}Fielding，Shields：“Regional asymmetries in monetary transmission：The case of South Africa”，Journal of policy modeling，2006，28.

{4}劉玄、王劍：《貨幣政策傳導地區差別：實證檢驗及政策含義》，《財經研究》2006年第5期。

{5}丘斌、鄧佑甜：《基于VAR模型的中國貨幣政策區域不對稱效應研究》，《南方金融》2009年第2期。

{6}Giacinto V：“Differential Regional Effects of Monetary Policy：A Geographical SVAR Approach”，Bancad’Italia Working Paper，2002（5）.

{7}曹永琴：《中國貨幣政策效應的區域差異研究》，《數量經濟技術經濟研究》2007年第9期。

{8}Georgo Poulos：“Measuring Regional Effects of Monetary Policy in Canada”，University of Toronto Working Paper，2001.

{9}Todd Potts，David Yerger：“Variations across Canadian Regions in the Sensitivity to US Monetary Policy”，Atlantic Economic Journal，2010，38（4）.

{10}Clausen，Hayo：“Asymmetric Monetary policy effects in EMU”，Working Paper，2002.

{11}劉金全、鄭挺國：《我國貨幣政策沖擊對實際產出周期波動的非對稱影響分析》，《數量經濟與技術經濟研究》2006年第10期。

{12}趙書揚、康宇虹：《我國貨幣政策的區域效應》，《哈爾濱工業大學學報》2011年第13期。

{13}周孟亮、李明賢：《中國金融機構布局區域差異與貨幣政策效應研究》，《金融與經濟》 2009年第20期。

{14}在已有文獻中，王立勇、張代強、劉（2010）利用LSTVAR模型研究了我國貨幣政策的非對稱效應，證明了LSTVAR模型的可靠性和準確性要比VAR、SVAR模型好。

{15}彭小林、龔仰樹：《貨幣流動性對股票市場流動性的影響研究》，《上海財經大學學報》（哲學社會科學版）2012年第5期。

{16}李志：《銀行結構與中小企業融資》，《經濟研究》2002年第6期。

{17}Charles L Weise：“The Asymmetric Effects of Monetary Policy：A Nonlinear Vector Auto regression Approach”，Journal of Money，Credit and Banking，1992，31（1）.

{18}在收集數據的過程中發現，2005年12月份新疆自治區和2008年2月至5月份海南省的金融機構各項貸款數據存在缺失，本文通過查詢新疆統計局網站和海南統計局網站進行了補充；2005年2月至12月份湖南省金融機構各項貸款數據存在錯誤，本文通過查詢湖南省統計局網站公布的數據進行了糾正。