根據漢密爾頓（Hamilton，1989）的模型方法，利用不可觀測的離散變量Si∈1……，m表示某個時間序列中的區製狀態，並且假設St是一個具有m狀態的一階馬爾可夫鏈，其轉移概率為：
pijP[StjSt-1i]，∑m
j1pij1，i1……，m（7.4）
具有區製劃分的時間序列處於某個特定區製的無條件概率為：
piP[Sti]，∑m
i1pi1，i1……，m（7.5）
可以利用濾波概率或平滑概率來估計上述區製取值概率，而該估計值表示時間序列處於各種區製狀態的可能性（Kim and Nelson，1999）。
於是可以得到具有馬爾可夫區製轉移的模型：
Zj（St）yjt-μj（St）——βj（St）Xt（7.6）
Zj（St）ρj1Z（St）+ρj2Z（St）+εjt（7.7）
其中，下標j1，2，3，表示東、中、西部；y1t、y2t、y3t為東、中、西部實際產出增長率；Xt為貨幣供給M2的增長率；估計得出依賴區製狀態的均值向量形式用μj（Sjt）表示，其中，μj（Sjt）[μ1（St），μ2（St），μ3（St）]′，分別表示區製狀態St下東、中、西部實際產出增長率的條件均值；βj[β1，β2，β3]′用於度量區製狀態St下貨幣政策地區效應對各地區經濟周期階段的依賴性。
二、具有馬爾可夫區製轉移模型的估計與相關性分析
我們將各地區產出增長狀態劃分為2個區製，其中，區製1（St1）表示“低速增長階段”、區製2（St2）表示“高速增長階段”。μ1（St）、μ2（St）、μ3（St）分別表示東、中、西部產出增長過程中相應區製中的條件均值。由於區製階段的限製，增長率條件均值的參數約束為：μj（1）＜μj（2）。β1（St）、β2（St）、β3（St）分別表示貨幣供給增長率在對應區製中對東、中、西部經濟增長率影響係數的條件均值。
除區製1的西部地區產出增長率均值的估計值以及區製1的貨幣供給對東部、西部地區產出增長率的影響係數均值的估計值以外，其餘參數估計在1%或5%的水平下均顯著，這意味著模型估計的整體效果較好。東部兩個經濟周期階段的增長率均值分別為9.5117、11.603，中部是10.170、11.270，西部是3.8001、9.3469，這分別對應著各地區經濟“低速增長”、“高速增長”階段的平均增長率。在東部的兩個經濟周期階段，貨幣供給對其產出增長的影響係數均值為-0.0037247、0.65227，中部是-0.14817、0.038745，西部是-0.088282、0.13293.從這些各地區區製均值差異可以看出，我國東、中部經濟增長率波動十分顯著，而西部波動較少。各地區經濟增長率的均值存在一定差異。貨幣政策對東、中、西部產出的影響效果呈現明顯的非對稱性。各地區在各自的高速增長階段（區製2），貨幣政策對東部產出的影響係數明顯大於對中西部（東、中、西部地區該係數分別為0.65227、0.038745、0.13293）。各地區在各自的低速增長階段（區製1），貨幣政策對各地區產出的影響係數為負值，但東部產出的負向影響係數明顯弱於中西部（東、中、西部該係數分別為-0.0037247、-0.14817、-0.088282）。
獲得東、中、西部產出增長率的區製估計後，可以分別根據各地區產出增長率的區製劃分，將相同區製中的產出增長率和貨幣供給增長率作為一組，計算不同區製（經濟周期階段）中產出增長率與貨幣供給增長率之間的相關性。計算結果為，東部產出增長率與貨幣供給增長率在全樣本區域內的相關係數為0.6416，區製2內的相關係數為0.5969，區製1內的相關係數為-0.1222.隨著區製狀態中經濟增長速度的提高，貨幣供給增長率與產出增長率之間的相關係數由負變正；中部產出增長率與貨幣供給增長率在全樣本區域內的相關係數為0.3221，區製2內的相關係數為0.5227，在區製1內的相關係數為-0.1873.隨著區製狀態中經濟增長速度的提高，貨幣供給增長率與產出增長率之間的相關係數由負變正；西部產出增長率與貨供給增長率在全樣本區域內的相關係數為0.4377，區製2內的相關係數為0.4439，在區製1內的相關係數為-0.1880.隨著區製狀態中經濟增長速度的提高，貨幣供給增長率與產出增長率之間的相關係數也是由負變正。
計算結果表明，雖然整體上貨幣供給增長率與產出增長率之間存在正相關關係，但在不同區製內二者的相關關係有所不同。依賴於產出增長率的取值區間（即區製狀態）。東、中、西部不同區製間相關係數存在差異。各地區在其增長速度較高時期，貨幣與產出之間的正相關關係，東部最強、中部次之、西部最弱；各地區在其增長速度較低時期，貨幣與產出之間的負相關關係，西部最強、中部次之、東部最弱。這就證實了各地區貨幣與產出之間關係的非對稱性。
第5節 結論與啟示
上述研究初步證實了：目前在我國，貨幣政策不僅存在方向上的效應非對稱性：擴張性政策與緊縮性政策之間的非對稱性，而且又同時體現為區域之間的非對稱性：在中西部地區，擴張性貨幣政策的反應彈性小於緊縮性貨幣政策的反應彈性；在東部地區，緊縮性貨幣政策的反應彈性小於擴張性貨幣政策的反應彈性。因此，貨幣政策效應的地區間差異不僅僅是一種量級或時滯上的不同，而且是一種方向上的係統性差異，二者同時兼具，我們稱之為貨幣政策地區間效應的雙重非對稱性。對於同一個中央銀行的貨幣政策調控行為，東、中、西部地區的政策的反應不相同，而且這種不同，從動態角度看，具有累積效應，也即如果假定其他情況不變，那麼，在較長期的經濟周期過程中，中央銀行統一的貨幣政策調控，會使我國現存的東、中、西部地區之間的經濟差距進一步擴大。
深入研究產生貨幣政策地區間效應雙重非對稱性的成因，顯然十分必要，但已非本章篇幅所允許。這裏提出幾點猜想性解釋，以待進一步研究證實。
（1）地區經濟周期的不一致，使逆經濟周期的貨幣政策在不同地區效果不同。若A地區正處於經濟過熱期，而B地區正處於經濟收縮期，此時，如果央行實行的是緊縮性貨幣政策，顯然將會使後者的經濟進一步衰退，而且下降幅度遠大於前者；
（2）地區間經濟發展水平差異。經濟發展水平差距較大的不同地區之間，經濟的擴張與收縮非同步，即使在發達國家內也是存在的。在這種情況下，貨幣政策的地區間效應非對稱性一定程度上與地區間的資金利潤率差異有關。當經濟衰退時，央行實行擴張性貨幣政策，東部發達地區企業的資金利潤率相對較高，容易獲得增加的信貸投入，它使東部經濟先行擴張；當經濟過熱時，央行實施緊縮貨幣政策，商業銀行為了保證利潤，往往先收縮利潤率較低的中西部地區貸款，導致該地區經濟先行收縮。東部地區先行步入景氣區間，卻後於中西部地區收縮，中西部地區後步入景氣區間，卻先於東部地區收縮，也就導致了兩類地區之間的貨幣政策的地區間效應非對稱性。
（3）地區間經濟結構差異。地區間經濟結構差異在一定程度上也是貨幣政策的地區間效應非對稱性的一個原因。以產業結構而論，能夠產生貨幣政策地區間效應非對稱性的可能不是地區間上下遊產業的不同分布，因為，上下遊產業的不同分布，所導致的經濟擴張與收縮的傳遞，更可能是時序繼起的，從邏輯上看，不應出現貨幣政策的地區間效應非對稱性。但是，如果地區間的產業分布帶有明顯的朝陽產業與夕陽產業的差異，那麼，貨幣政策的地區間效應非對稱性在邏輯上則是可能的。除了產業結構之外，其他的地區間經濟結構差異對貨幣政策地區間效應非對稱性的影響，也是值得探討的。
（4）開放與市場發育程度不同。東部與中西部地區在對外開放與市場發育程度上的差別，也會造成貨幣政策的地區間效應非對稱性。貨幣政策具有決策機製集中、政策工具統一的特點。盡管如此，對外開放與市場發育程度的不同，卻會導致東西部地區在央行實施擴張或緊縮政策時，產生不同的反應。一般而言，東部地區由於對外開放程度和市場發育水平較高，FDI企業及民營企業比重大，市場比較活躍，在經濟擴張期，當地經濟對擴張的貨幣政策反應彈性會比中西部更大，而且由於交易和獲利機會較多，其對擴張政策的響應力度也會比中西部更大；而在經濟緊縮期，東部地區由於對外開放程度與市場發育水平較高，企業尤其是FDI企業和民營企業比起中西部地區的企業而言，獲得其他資金來源的機會要更多一些，因而對緊縮政策的反應會較為遲滯，反應彈性會小一些。這也將導致貨幣政策地區間效應非對稱性的產生。