货币政策论文篇1

二、平稳性和协整检验及格兰杰因果关系

（一）平稳性检验

利用VAR模型做格兰杰（Granger）因果检验以及脉冲响应分析需满足序列平稳性条件，故利用ADF单位根分析检验各序列的平稳性。的单位根检验表明，财政政策变量（CZ）、货币政策变量、四大地区物价变量（SI_PR_DONG、SI_PR_DONGBEI、SI_PR_ZHONG、SI_PR_XI）、以及四大地区产出变量（SI_GR_DONG、SI_GR_DONGBEI、SI_GR_ZHONG、SI_GR_XI）取自然对数后的一阶差分值满足平稳性条件，且是一阶单整的

（二）协整检验

结合单位根检验和各个变量的图示，确定协整分析的常数项和时间趋势项；并利用AIC或SC最小准则确定最佳滞后阶数，对各变量进行协整分析。说明，经过对数变换后的地区人均GDP（LNGDP）、物价水平、货币和财政变量间只存在一个协整关系。因此初步判断货币、财政政策与产出和物价之间存在长期的稳定关系。

三、VAR模型及脉冲响应函数分析

（一）VAR模型估计结果

对实证模型的选择，近似主题的文献较多采用VAR、SVAR、VECM等模型做实证分析。虽然这些计量模型均无法准确捕捉改革开放后30年中的区域经济结构与宏观经济政策工具的变迁4，但考虑到研究的可行性以及参照同类文献的做法有利于比较，故本文仍采用VAR模型做实证分析5。利用VAR（k）模型对货币量（M1）、财政支出（CZ）分别与东部、东北部、中部、西部等不同区域的人均GDP及价格指数进行分析。东部、东北部、中部、西部的不同k值采用AIC或SC最小原则确定，分别为3、1、1、1。表4货币量（M1）、财政支出（CZ）与四大区域产出及价格VAR模型估计结果注：估计结果下方的R-Squared值是单个方程的拟合优度。对货币量（M1）、财政支出（CZ）与东部人均GDP（SI_GR_DONG）、价格指数（SI_PR_DONG）四个变量之间的VAR（3）模型估计结果表明，前二个方程拟合优度稍小为0.72，后两个方程的拟合优度均在0.8以上，表明模型能较好解释变量之间的关系。因此本文主要考虑后两个方程的估计结果。货币量（M1）、财政支出（CZ）与东北部人均GDP（SI_GR_DONGBEI）、价格指数（SI_PR_DONGBEI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.73之外，其他三个方程的拟合优度均在0.5以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。为了分析完整性，对东北、中部以及西部区域也进行脉冲响应分析。货币量（M1）、财政支出（CZ）与中部人均GDP（SI_GR_ZHONG）、价格指数（SI_PR_ZHONG）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.63之外，其他三个方程的拟合优度均在0.37以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。货币量（M1）、财政支出（CZ）与西部人均GDP（SI_GR_XI）、价格指数（SI_PR_XI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个个方程拟合优度为0.65之外，其他三个方程的拟合优度均在0.33以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。不过，VAR模型相对不那么在意拟合度和系数的显著性问题。下面采用脉冲响应函数来描述货币政策与财政政策的冲击，对各区域人均GDP和加权平均的商品零售价格指数造成的动态影响

（二）脉冲响应函数及累计脉冲响应函数的分析结果

在各VAR模型中，分别考虑狭义货币供应量（M1）及中央财政支出（CZ）变动在未来10年内对东部、东北部、中部、西部等4大区域人均GDP实际值、关于货币政策区域经济效应，东部、东北部、中部、西部四大区域在经历货币政策冲击之后，在第一年达到最大响应值，分别为0.020272、0.014757、0.014913、0.001565。从大小来看，“东部中部东北部西部”。从区域经济效应累计值来看，货币政策冲击产生后，东部、东北部、中部区域在第二年达到最大累计响应值，而西部则第一年已达到最大累计响应值，分别为0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累计响应值大小来排序，也得到了“东部中部东北部西部”的类似排序。可见，货币政策区域效应的地区差异性并未随时间而有大的变化。另外，中国货币政策对西部区域几乎不产生影响。这点和Granger因果检验的结果是吻合的。关于货币政策区域物价效应，之前的Granger因果分析表明，在1%显著水平下，M1与中国各个区域的物价之间具有双向因果关系。而从脉冲响应分析结果来看，四大区域均在第二年达到响应峰值，分别为2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按响应大小来排序，为“东部东北部中部西部”。虽然货币政策区域价格效应也存在地区差异性效应，但是其区域价格效应差异远远小于区域经济效应。从上述脉冲响应分析结果可见，中国货币政策主要影响东部区域的经济和物价水平，其次为东北和中部区域，对西部区域的影响比较小。有意思的是，中国财政政策区域经济效应的大小排序恰好相反，为“西部中部东北东部”。并且财政政策达到响应峰值时间也属西部是最快的。不仅如此，财政政策累计效应也得到了“西部中部东北东部”的同样结果。可见与货币政策类似，财政政策区域经济效应的地区差异性也未随时间而起大的变化。综合来看，上述关于货币政策、财政政策区域经济效应的地区差异性结果，为我们构建合理的且相互补充的财政、货币政策组合提供了许多的可能性。这一结论和格兰杰检验结果具有相互印证性6。关于货币政策的时差，在整个区域货币政策实施第一年达到效应峰值，除了西部区域之外，第二年累计效应达到峰值，第三年开始起效应变为负。财政政策效应在西部第一年、在中部第二年、在东北第三年、在东部第四年达到效应峰值。不难发现，虽然从财政政策效应的大小来看，西部区域效果最明显，但其效果保持的时间较短。这可能与中西部区域支柱产业不足、区域竞争优势较低、区域产业单一等原因有关；财政政策实施初期主要投入在基础实施建设上，因而实行初期效果较明显，但因缺乏强有力的产业支撑，其后续拉动经济的作用有限，导致了其效果保持的时间较短。因此，截至目前，通过财政政策尚无法充分弥补因货币政策实施所导致的区域经济差距。有效发挥财政和货币政策组合的效力，可能需要更为有力的产业政策的配合。

货币政策论文篇2

第三类是理论与自由现金流理论。上面的权衡理论提出企业持有现金应在现金持有收益与现金持有成本之间做出权衡，从而达到利益最大化的目的，该理论是从股东最大化目标来持有现金的，但在企业所有权与经营权分离的情况下，人并非总按照委托人的要求来行事，人即企业的管理层会偏好持有更多的资金来降低企业风险，从而巩固自己对企业的经营管理权。JensenandMeckling（1976）从成本理论出发，提出自由现金流假说，即企业持有更多的现金为企业的管理层谋取更多私人利益。根据现金持有的上述三种理论，学者们基于企业内部特征进行了多方面的实证研究。Opler等（1999）通过对1971～1994年期间美国上市公司现金持有影响因素的研究，发现成长性强的公司、现金流量不稳定的公司以及小型公司倾向于持有更多的现金及现金等价物，而容易进入资本市场融资的企业、大型的企业通常持有较少的现金及现金等价物。Faulkender（2002）以美国1993年雇员在500人以下的小公司为样本，研究了美国小企业现金持有水平的影响因素，发现现金持有量与财务杠杆、公司成立年数、研发投资等正相关，而与规模、收入等负相关。Harford等（2008）检验了现金持有与公司治理的关系，发现公司治理差的公司比治理好的公司现金持有水平更高。他们发现，公司治理较差的公司，管理层往往容易将现金用于低效的并购等支出，导致较低的公司效益。Pinkowitz等（2006）采用价值回归模型，基于35个国家1988～1998年的数据研究现金持有量与公司价值之间的关系，发现投资者保护程度更强的国家，现金持有量与公司价值呈更显著正相关关系。

在国内学者的相关研究中，胡国柳和蒋永明（2005）发现企业规模与现金持有水平显著正相关，而现金等价物、财务杠杆以及公司年龄与现金持有量显著负相关。杨兴全和孙杰（2007）发现公司现金持有量在不同的行业中存在着显著差异，产品市场竞争强度与现金持有水平正相关。张人骥和刘春江（2005）从股权结构、股东保护程度的角度进行研究，发现现金持有量随股东保护程度的增强而降低。辛宇和徐莉萍（2006）从公司治理的视角进行研究，发现上市公司微观治理机制越好，其超额现金持有水平越低，即公司治理结构越好，现金持有水平就越合理。罗琦和许俏晖（2009）从大股东的视角进行研究，发现制度因素与大股东持股比例及大股东性质对现金持有具有显著的影响，大股东持股比例与现金持有有着正相关关系。孙进军和顾乃康（2010）从动态和静态两个维度来研究我国现金持有行为，静态实证结果证实了权衡理论与理论都能在一定程度上解释中国企业的现金持有行为，而动态实证结果显示中国上市公司的现金持有量具有均值回归的趋势。通过上述文献回顾，可以发现已有的文献大都从企业内部特征的视角研究企业的货币资金持有行为，较少从宏观经济政策如货币政策的视角来研究其对微观企业的货币资金持有行为的影响，特别是在中国“关系型”社会背景下，同样的宏观政策（货币政策）对不同微观主体的影响可能存在显著差异，这种差异可能不是基于市场原则，而是基于社会关系等非市场原则，目前这方面基于中国制度背景的相关研究文献比较缺乏。

二、理论分析与研究假设

（一）货币政策与企业货币资金持有货币政策会通过多种渠道来影响经济活动，主要包括货币渠道（利率、汇率和资产价格等）与信贷渠道。国内融资环境与国外有较大差异，企业融资渠道少，银行贷款是企业获得资金来源的主要途径。中国银行业在经济中发挥的作用远远高于证券市场（Allenetal.，2005），而银行业又是极易受政府管制和影响的行业，在国内企业融资渠道单一、银行信贷主导资源配置的金融背景下，货币政策通过银行的信贷政策调整直接影响企业的融资行为。当执行紧缩货币政策时，银行信贷供应量将会减少，迫使银行减少贷款，由于信贷融资难度的增加，企业会增加货币资金持有量以应对不确定的经济环境。所以如果货币政策从紧，从预防性动机出发，企业会更多地持有货币资金。假设1：货币政策会影响企业的货币资金持有，货币政策紧缩时期企业会更多地持有货币资金。

（二）货币政策与企业货币资金持有：产权性质的影响转轨经济背景下，由于制度缺陷、法律不健全等原因，私有产权企业在很多方面遭受制度和政策上的“歧视”，银行更“偏爱”国有企业（GordonandLi，2003）。虽然近几年政策向民营企业倾斜，但整体而言，私有企业和国有企业在融资等方面仍无法享受平等待遇。一方面政府为国有企业提供着一种隐性的担保（Faccioetal.，2006），当国有企业面临违约担保时，政府会出面帮其解决，因此违约风险低；另一方面，国有银行更容易获得国有企业的信息，信用评估成本低。同时在政府的干预与协调下，支配着我国当前金融体系的四大国有银行更容易把信贷资源配置给终极控制人同样为政府的国有企业。由于国有产权企业更容易通过融资渠道获得货币资金，从持有动机角度来看，国有产权企业应该会相对持有较少的货币资金。但是，国有产权是一种共有产权，所有者的缺位导致国有企业的问题更为严重，已有的文献普遍认为国有产权性质的企业中管理层与所有者之间的问题更为突出，而根据前面的现金持有理论与自由现金流理论，我们认为国有产权企业由于问题的存在，其管理层基于私利的考虑（如在职消费、降低经营风险等）会更多地持有货币资金，而且这在货币政策宽松、外部融资约束减弱的背景下更为明显。假设2：由于管理层问题的存在，国有产权企业相比于私有产权企业会更多地持有货币资金，并且在货币政策宽松时更为明显。

（三）货币政策与企业货币资金持有：政治关系的影响当前中国经济处于转型时期，政策环境成为了影响私有产权生存与发展的重要因素。私有产权企业为了寻求正式制度缺失下的替代性保护机制，纷纷向政府靠拢，越来越多的民营企业家积极地参与政治，成为各级人大、政协委员（Lietal.，2008）。众多的研究文献发现，私有产权企业通过各种途径与政府之间建立的政治关系是企业重要的社会资本，帮助企业以更低的成本获得更多更长期限的银行信贷资源，使其更容易获得相关的税收优惠以及土地、市场准入等稀缺资源，并且在特殊的时期，这种政治关系可以为私有产权企业提供隐形的政府担保。所以尽管在紧缩的货币政策下，由于信贷资源的减少，企业普遍面临融资难，但是与政府有政治关系的企业可以凭借这种关系获取相对多的信贷资源，而缺乏政治关系的私有产权企业可能面临更为严重的融资约束。从预防性动机来看，没有政治联系的企业为了面对市场的各种不确定因素，会持有更多的货币资金。假设3：相比于有政治关系的私有产权企业，无政治关系的私有产权企业会更多地持有货币资金，并且在货币政策紧缩时更为明显。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源本文以2004～2011年间沪深证券交易所上市的企业为研究样本，采用年度数据①。我们根据以下原则对样本进行了处理：（1）剔除金融行业样本；（2）剔除企业政治关系背景无法确定的样本；（3）剔除数据缺少以及数据极端异常的样本。最终得到的样本量为8374个。本文所使用的财务数据来自深圳国泰君安信息技术有限公司的CSMAR数据库。在货币政策方面的相关数据当中，银行家信心指数来自于中国人民银行《全国银行家调查报告》，货币供应量数据来自中国人民银行网站，GDP数据来自国家统计局网站，私有产权企业的政治关系数据来自企业年报以及互联网等。为了克服离群值的影响，我们对主要变量进行了Winsorized缩尾处理。

（二）样本选择与变量定义为了检验前面的假设，我们设定了基本的回归方程：CASH=α+β1MP+β2CC+β3CPC+β4X+β5Industry+β6Year+ε在方程中CASH是被解释变量，表示企业的货币资金持有水平，具体是以货币资金年度均值除以资产总额来衡量，同时为了使数据更具有代表性，我们的被解释变量进一步采用了去除行业均值的货币资金持有水平（DCASH）。方程中解释变量MP是货币政策的衡量指标，我们采用三个指标来衡量。其中MP1表示银行家信心指数，该指数是由中国人民银行与国家统计局共同完成的调查数据，我们用它来衡量货币政策的紧缩程度。该指数在祝继高和陆正飞（2009）、代光伦等（2012）的研究中也得到了应用。MP2表示M2发行量增长率与GDP增长率之差。GDP增长率用于衡量经济发展需要的货币增速，M2增长率反映的是货币的供应水平。二者之差越大，则发行的货币超过经济发展所需要的货币越多，当前的货币政策也就越宽松。MP3是我们基于特定的货币政策与宏观经济环境定义的我国货币政策紧缩阶段的虚拟变量①。本文对关系资本的定义区分为产权归属关系（CC）和政治关系。其中政治关系变量（CPC）主要考察董事长或者实际控制人的政治联系，以其是否曾经或现在在人大、政协或者政府机关、金融机构任职来定义是否存在政治联系。有政治联系的企业定义虚拟变量为1，没有政治联系的企业为0。X是由多个控制变量构成的向量，我们控制了影响企业货币资金持有的一些因素：企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、盈利能力（ROA）、成长性（Growth）、有形资产比（TANG）、第一大股东的持股比例（Shl）等。此外，我们还加入了行业和年度的虚拟变量，控制不同行业和年份对企业货币资金持有水平的影响。

（三）描述性统计的描述性统计结果可以看出，平均而言，样本公司持有的货币资金占期末总资产的比率为0.21，表明我国上市公司的货币资金持有比率非常高，现金资产超过全部资产的五分之一，而国外的研究发现英国上市公司的货币资金持有水平约为9.9%、西班牙上市公司的货币资金持有水平约为7.14%，这种差异反映我国上市公司更偏好持有较多的货币资金，这可能与我国的融资环境有关。同时货币资金持有水平标准差为0.17，表明我国不同公司的货币资金持有水平有较大的差异。从我们也可以发现国有产权控股企业在我国上市公司中占58%，国有经济在整个社会经济中占主导地位；私有产权企业中有41%的企业具有政治关系，反映了我国企业政治参与程度比较高。样本公司资产负债率比重为50%，反映了我国上市公司较高的负债比率，财务风险比较高。第一大股东持股比例为36.55%，说明我国一股独大现象仍然比较严重。总体而言本文的研究样本较好地代表了我国上市公司的整体状况。

四、实证结果与分析

（一）货币政策波动与企业货币资金持有我们首先研究了货币政策对微观企业货币资金持有行为的影响，是回归结果。回归模型（1）、（2）、（3）中分别选取了银行家信心指数、M2-GDP增长率、是否紧缩作为衡量宏观货币政策的指标的回归结果可以看出，采用公司实际的货币资金持有水平作为被解释变量，三种指标均显示，宏观的货币政策会显著影响企业的货币资金持有水平：在货币政策紧缩时期，由于信贷融资难度的增加，企业会增加货币资金持有量以应对不确定的经济环境。的实证结果支持了假设1。从控制变量的回归结果来看，企业的盈利能力越强，持有的货币资金水平越高，反映企业盈利能力强，流动性资金更为充裕；有形资产比重越高的企业，由于其为债务融资提供实物担保或抵押的能力比较强，从而更容易获得银行借款，所以其货币资金持有水平相对要低；第一大股东持股比例越高，企业的货币资金持有越多，这可能与大股东的掏空行为有关（罗琦和许俏晖，2009）。

（二）产权性质与企业货币资金持有是产权性质对企业货币资金持有行为影响的回归结果。表4的结果显示，不同产权性质企业的货币资金持有水平存在显著差异。无论是以货币资金持有水平还是去除行业均值的货币资金持有水平作为被解释的变量，产权性质变量对企业的货币资金持有行为均具有显著的负向影响，也就是相比于私有产权企业，国有产权企业会持有更多的货币资金。这种结果在一定程度上支持了现金持有的理论，与假设2的预期相一致。

（三）政治关系与私有产权企业货币资金持有反映了私有产权企业政治关系对企业货币资金持有行为的影响。结果显示：在私有产权上市公司中，企业具有的政治关系会显著降低企业的货币资金持有，后者无论是以货币资金持有水平还是去除行业均值的货币资金持有水平来衡量都是如此。这一结论表明，由于拥有政治联系的私有产权企业相比较于无政治联系的私有产权企业具有融资的便利性，更容易获得信贷资源，不需要持有过多的货币资金以预防各种不确定性，而没有政治联系的私有产权企业则会持有更多的货币资金以更好地应对经营中的各种不确定性。这同假设3的预期是一致的。

（四）货币政策波动与企业货币资金持有：关系资本的影响在前面的研究中我们发现宏观货币政策与企业的产权性质、政治关系对企业货币资金的持有行为具有显著的影响。在此我们进一步探究货币政策对企业货币资金持有行为的影响在不同产权性质以及具有政治关系与否的企业组中是否存在差异。我们首先考察了不同货币政策下企业产权性质对货币资金持有行为的影响，具体检验的结果。在货币政策紧缩时期，由于信贷资源的减少，国有产权企业与私有产权企业都可能面临不同程度的融资约束，从预防性动机来看，其都会持有更多货币资金以应对不确定，因此其货币资金持有水平不存在显著的差异。而当货币政策处于宽松时期，国有产权企业与私有产权企业面临较小的融资约束，此时私有产权企业可能会减少货币资金的持有，因为在宽松的货币政策下，信贷融资的便利性使得企业没有过多持有货币资金的预防动机，但是对于国有产权企业而言，根据现金持有理论与自由现金流理论，管理层可能基于私利持有更多的货币资金，并且这种现金持有的行为在外部融资约束小，融资更便利的时候更为明显。所以的检验结果显示，在货币政策宽松时期，国有产权企业相比于私有产权企业会显著地更多持有货币资金，而在货币政策紧缩时期，其二者货币资金持有行为并不存在显著差异，这其中的原因与国有产权企业存在更为严重的管理层问题有着密切联系。接下来我们进一步考虑不同货币政策下私有产权企业政治联系对货币资金持有行为的影响，具体检验的。结果显示，在货币政策紧缩时期，是否具有政治关系对私有产权企业货币政策持有行为具有显著的负向影响（回归结果接近10%的显著性水平），即具有政治关系的企业会显著地更少持有货币资金。这其中的原因在于，当货币政策紧缩时，由于信贷资源减少，私有产权企业面临较大的融资约束，但是在中国当前的制度背景下，那些有政治关系的企业能够凭借密切的政府关系获得稀缺的信贷资源，在一定程度上缓解企业面临的融资约束，因此从预防性动机来分析，其持有货币资金的水平要低于那些没有政治关系而面临更严重融资约束的企业。而当货币政策放开时，由于银行可信贷资源的增加，私有产权企业面临的融资约束缓解，在融资相对便利的环境下，政治关系在企业融资中的边际效用可能会下降，因此在货币政策宽松时期，是否具有政治关系的私有产权企业在面临融资约束的差异上会显著低于货币政策紧缩时期，所以基于预防动机的货币资金持有水平在货币政策宽松时期的差异也会显著低于货币政策紧缩时期的差异。这与假设3的分析相一致。

货币政策论文篇3

根据货币政策非对称性框架(Cover，1992)，不同宏观货币政策对微观经济主体施加影响的作用效果是不对称的。在紧缩货币政策期间，由于企业的外源融资通道受阻，内源融资成为提供资金的主要方式(Almeidaetal．，2004)，而内源融资方式缺少监督，往往因信息不对称或问题导致低效的投资决策:对于自有资金短缺的企业，银根紧缩无疑“雪上加霜”，会加剧企业的投资不足;而对于自有资金充足的企业，企业管理层可能利用此契机“抄底”，加大投资力度，但是在监督机制不健全的背景下，极易引发过度投资问题。在宽松货币政策期间，银行、债券等社会融资为企业注入大量流动性，能极大缓解资金紧张企业的投资不足问题;而对于资金充裕的企业，外部融资的便利会促使企业降低现金持有水平，因而由内源融资导致的现金流滥用问题得到缓解，同时企业接受来自资本市场的广泛监督，会更加科学合理地决策，以减少过度投资。综上所述，本文提出假设1:H1:紧缩的货币政策加剧企业过度投资和投资不足，宽松的货币政策能够抑制企业过度投资和投资不足。

(二)货币政策、未预期的风险投资与投资效率

由于风投机构的监督、认证功能(Nahata，2008)，有风险投资参与的企业治理机制比无风险投资的企业更健全(Celikyurtetal．，2012;黄福广等，2013)，此外投资者的预期会对资本市场造成冲击(张荣武等，2011)，因而在企业IPO解禁期后，预期风险投资退出而实际上风险投资未退出，即“未预期的风险投资参与”，会对企业投资行为产生重要影响。而货币政策对未预期风险投资的作用效果具有双重影响:一方面不同的货币政策导致投资者形成不同预期，由于紧缩政策下的紧缩预期比宽松政策下的扩张预期对经济影响更大(Dimsdale，2012)，故紧缩政策下未预期的风险投资参与会对企业投资造成重大冲击;另一方面不同的货币政策影响未预期风险投资者作用的发挥，如宽松货币期间，市场流动性充足，企业投资较为理性，未预期风险投资者的监督作用不明显，而货币从紧时，依赖自由现金流进行投资的企业问题较为严重，因而未预期的风险投资者能够发挥积极的监督作用。综上所述，本文提出假设2:H2:在紧缩货币期间，未预期的风险投资参与能够抑制企业过度投资，并缓解企业投资不足;在宽松货币期间，未预期的风险投资作用不明显。

(三)货币政策、风险投资与机构投资者

在紧缩货币政策期间，外部融资机会的匮乏使得上市企业的利益相关人寻租、行为盛行，困窘的外部投资环境加剧了各经济主体之间的利益复杂性，会出现诸如“搭便车”等监督低效问题，使得风险投资和机构投资者难以协同发挥监督作用;而宽松的货币政策给予经济主体一个良好的运行环境，使得二者可以共同发挥对上市企业的监督作用，尤其对我国易于出现的过度投资现象能够很好地抑制。因此，本文提出假设3:H3:在宽松货币政策期间，未预期的风险投资者和机构投资者相互作用，抑制企业过度投资。

二、研究设计

(一)样本与数据

本文选取2007—2012年中国A股市场共6年的数据①，剔除了ST类、PT类、金融保险类公司，以及股东控股权和主营业务发生重大改变的公司，剔除了样本数据不完整和上市时间不到一年的公司，最后得到1917组样本，共计7452条非平衡面板数据。为消除极端值的影响，本文对小于1%和大于99%的极端值进行Winsorize处理。本文中财务数据和风险投资数据均来自CSMAR数据库，而机构投资者数据来自Wind数据库。

(二)变量和模型说明

1．未预期的风险投资模型模型构建如下:先建立企业实际的风险投资Logit模型，得到系数估计值;再以估计值建立预期的风险投资Logit模型;最后对实际和预期的风险投资哑变量进行比对判断，得到未预期的风险投资选择方程。(1)实际的风险投资Logit模型VC*i，t代表t期企业实际吸纳的风险投资数量，VCi，t代表实际是否有风投参与的哑变量，VC_Si，t－1代表风投机构持股比例，Liqi，t－1代表股票流动性，等于股票交易总量/流通股股数。Growthi，t－1是代表企业成长性的一组控制变量，包括净资产收益率ROEi，t－1，净利润增长率NPGi，t－1，总资产周转率TATi，t－1以及每股经营现金净流量NOCFi，t－1。此外，Dk代表年度哑变量，Dj是行业哑变量，并按照CSMAR数据库分类方法分为6大类，分别为:农业、公共事业、房地产业、商业、工业和综合。(2)预期的风险投资Logit模型对上述模型回归得到系数估计值^β0、^β1、^β2和^β3，代入模型可计算得到预期的风险投资数量，并进而构建预期的风险投资Logit模型其中，^VC*i，t代表预期的风险投资数量，^VCi，t代表预期是否有风投参与的哑变量。(3)未预期的风险投资选择模型实际和预期的风险投资参与情况可能不一致:若预计t期风险投资会退出企业，但实际风投并未退出，此时实际和预期的哑变量相减得1，即VCi，t－^VCi，t=1，表示存在“未预期的风险投资参与”;若预计t期风险投资不会退出，实际上风险投资退出或未退出均有可能，则VCi，t－^VCi，t≤0，即不存在“未预期的风险投资参与”。2．投资过度和投资不足模型本文借鉴Richardson(2006)和Biddle等(2009)的设计建立投资过度和投资不足模型，以考察未预期的风险投资参与对企业投资效率的影响。其步骤为:先估计投资方程，根据其残差得到过度投资或投资不足变量;再建立过度投资或投资不足模型，引入未预期的风险投资变量和其他控制变量进行回归分析。

三、实证结果及分析

(一)描述性统计分析

如表1所示，我国上市公司的风投参与程度普遍偏低，只有10%左右，但数量和比例的总体趋势是增加的，反应了风投行业在我国尚处于成长阶段。而机构投资者参与程度非常高，是我国股市的绝对主体，对于规范证券市场、监督上市企业具有举足轻重的作用。本文主要变量的描述性统计结果见表2。从A栏看到，从7452个总样本中筛选出投资过度且内部现金流富余的观测值只有771个，企业投资过度和富余自由现金流的匹配度不高。而B栏中投资不足且内部现金流缺口的样本观测值约占总体一半，二者匹配度高，说明内部现金流缺口是引起企业投资不足的重要因素。此外，投资不足变量的最大值、均值和中位数值均小于投资过度相应变量的值，表明企业过度投资是我国更为严重的问题。为探究主要变量的相互关联性，我们还报告了其相关系数，具体见表3。从A栏Spearman相关系数来看，过度投资与货币增长率M2显著负相关，但其Pearson相关系数不显著，说明仅有微弱的证据证明紧缩货币政策抑制了过度投资。从控制变量看，过度投资与富余自由现金流的Spearman相关系数显著为正，说明富余自由现金流滋长了企业的过度投资。从B栏看到，投资不足变量和内部现金流缺口的Spearman相关系数和Pearson相关系数均显著为正，说明内部现金流缺口是造成投资不足的重要原因，与表2的分析结果相一致。

(二)货币政策、未预期的风险投资参与和投资效率:回归结果

本文结合自由现金流，对样本进行如下分组回归以考察企业投资行为:投资过度且自由现金流为正样本(简称“投资过度样本”)、投资不足且自由现金流为负样本(简称“投资不足样本”)。表4是检验假说1的回归结果。从(1)(3)列可以看出，在紧缩货币政策期间，货币政策哑变量MC均显著为正，说明货币政策越紧缩，企业过度投资或投资不足的程度越大，即紧缩的货币政策加剧了企业非效率投资，强烈支持了假说1。而在宽松货币政策期间，(2)(4)列的MC哑变量均显著为负，即宽松的货币政策能够抑制企业过度投资，并能缓解投资不足，也验证了假说1。控制变量自由现金流FCF在投资过度和投资不足情形时均显著为正，说明富余自由现金流导致企业过度投资，而内部现金流缺口容易引起企业投资不足。我们再分别将投资过度和投资不足样本按照货币松紧进一步分组以检验假说2、3。依照本文第三部分的分类方法，2008年、2012年划分为紧缩货币期间，而2009年、2010年、2012年划为宽松货币期间。表5的第(1)(4)列是对假说2的回归结果。从中看出，紧缩货币期间未预期的风险投资系数为负但不显著，微弱证明了未预期的风险投资能抑制企业过度投资;而在投资不足时T值显著，表明货币紧缩时未预期的风险投资能发挥治理作用，减缓企业投资不足。而在货币宽松时，如第(2)(5)列所示，未预期的风险投资作用不显著，和前文的理论综述一致，验证了假说2。表5的第(3)列是对假说3的回归结果。从中看到，宽松货币期间未预期的风险投资和机构投资者交乘项系数显著为负，其他情形均不显著，表明货币宽松时市场的扭曲程度小，中间市场投资者能协同发挥监督治理作用，抑制企业过度投资。从系数绝对值来看，交乘项系数的绝对值大于未预期风险资本珚VC和机构投资者Inst系数的相加值，说明联合作用力度大于单独作用力度之和，验证了假说3。

(三)稳健性检验

为了检验结果的稳健性，我们进行以下替换:(1)用“营业收入增长率”替代托宾Q值;(2)关于货币政策松紧度的指标，取中国人民银行网站公布的银行家感受货币政策“适度”比例的中位数，低于中位数的定义为“紧缩”货币政策，高于中位数的为“宽松”货币政策;(3)依据中国证监会的《上市公司行业分类指引》重新分类，除工业类因行业内差异显著而按二级代码分类外，其余行业按一级代码分类进行计算。对所有的替代变量重新进行回归，回归结果表明在所有的重要结论上基本与前文保持一致，表明模型的稳健性。

货币政策论文篇4

关键词：货币政策；可信性；规则；相机抉择

一、货币政策可信性理论发展

2004年诺贝尔经济学奖获得者基德兰德和普雷斯科特的一个重要的贡献是提出经济政策中存在时间不一致性问题。政策时间不一致性又称动态不一致性(dynamicinconsistency)，它是指一个关于未来政策的决策，构成了初始日期时形成的最优政策，但从后来的角度看，即使在这同时没有新的有关信息出现，该决策也不再是最优的。基德兰德和普雷斯科特得出的结论是，政府按预先承诺的最优规则行事优于相机抉择，也就是政策应该具有可信性(credibility)。政策可信性理论的提出，对于由来已久的规则与相机抉择之争，具有重要的意义。在基德兰德和普雷斯科特研究的基础上，巴罗一戈登(1983)建立模型对货币政策时间不一致性进行了详细的分析，他们所建立的模型成为后来研究货币政策时间不一致性的基础。该模型的关键假定是中央银行的产出目标高于自然率水平。在这一假定下，中央银行会通过实行意外的通货膨胀来提高产出水平，也就是说中央银行有通胀倾向(inflationbias)。20世纪90年代，一些学者如Glarida，Gall和Gertler(1999)，Woodford(1999)等把新凯恩斯主义模型应用于货币政策分析中，对货币政策时间不一致性问题进行了重新的阐释，这大大深化了对该问题的研究。他们指出即便不存在通胀倾向，中央银行按照预先承诺的最优规则行事仍然优于相机抉择，同样论证了货币政策应该具有可信性。在无通胀倾向的情况下，如果中央银行相机抉择行事，则存在稳定倾向(stabilizationbias)，即针对外来的成本冲击，中央银行会做出较大的反应以使经济很快恢复到均衡状态。这种稳定倾向带来的不利后果是降低通货膨胀需要以更大的产出下降为代价。如果中央银行按预先承诺的最优规则行事，则针对成本冲击，中央银行会保持反通货膨胀政策的连贯性，即政策调整的幅度小，并且在较长的时期里保持这种政策调控方向不变。这种连贯性增进了中央银行反通货膨胀政策的可信性，有助于降低公众对通胀率的预期，从而使得降低通货膨胀只需以较小的产出下降为代价。

既然相机抉择会导致较差的政策效果，那么为什么大多数国家没有在宪法上或者通过立法程序来确定预先承诺的最优规则呢?原因是规则不能顾及到完全未预期到的情况。制定一个规则使得货币增长对正常的经济发展(如失业的变化)做出反应并不困难，但是有时会出现一些事先无法预料到的事件，例如在20世纪80年代，美国经历了一次大的股市崩溃。这次股市崩溃造成了严重的流动性危机，导致经济活动和货币存量的许多标准度量之间关系的失效。很难以想象一个规则能预期到这一事件的发生。规则性有助于增进货币政策的可信性，消除政策的时间不一致性。而相机抉择能够处理事前无法预料到的外部冲击，从而避免了因固定规则过于僵化而造成较大的经济波动，也就是说相机抉择能够使得货币政策具有灵活性(nexibility)。因此在实际操作中，需要既考虑到政策的规则性，又考虑到政策的相机抉择性，实行一定规则范围内的相机抉择。

二、货币政策可信性的国际实践

在20世纪90年代，一些国家如新西兰、瑞典、加拿大等进行中央银行制度改革以实行通货膨胀目标制，以及新的欧洲中央银行的制度设计，都是利用了货币政策可信性理论的重要结论。

(一)通货膨胀目标制

自20世纪90年代，一些国家，例如新西兰、加拿大、英国、澳大利亚、瑞典、芬兰和以色列等进行中央银行制度改革，采取了不同形式的通货膨胀目标制。通货膨胀目标制是指货币当局预测通货膨胀的未来走向，将此预测与已经确定的通货膨胀目标或目标区相比较，根据这二者之间的差距决定货币政策工具的调整和操作。如果通货膨胀预测结果高于目标或目标区上限，则采取抑制性货币供给调整；如果通货膨胀预测结果低于目标或目标区下限，则采取松动性货币供给调整；如果通货膨胀预测结果在目标区范围之内，货币政策倾向可以保持不变。在实践中通货膨胀目标制的特征体现了规则与相机抉择的结合，即一定规则范围内的相机抉择，这主要表现在以下几个方面。

第一，由政府、中央银行或者由这二者共同宣布在未来将把通胀率保持在接近某个具体的水平。通胀率目标常常被设定为一个范围，如1％～3％，而不是一个单一的数字。例如，瑞典通胀率目标是2％，允许上下浮动一个百分点。新西兰的通胀率目标范围为0～2％。澳大利亚的通胀率目标范围为2～3％。宣布通胀率目标起到了规则的约束作用，有助于降低货币政策的时间不一致性，消除中央银行的通胀倾向，同时通胀率目标为一个范围，这又体现了中央银行具有一定的相机抉择权。

第二，中央银行通常发表声明，指出控制通货膨胀是货币政策的首要目标。这意味着中央银行会竭尽全力地实现通胀率目标，体现了规则的约束性。例如，1989年修改后的《新西兰储备银行法》第8条规定，中央银行的法定职责是制定和执行货币政策以实现和保持一般价格水平的稳定，而没有提及与之相冲突的目标。尽管如此，在通货膨胀目标制下，中央银行仍然有一定的空间来考虑产出的稳定。如前所述，通胀率目标通常是一个范围，这就使得中央银行在短期有一定的灵活性。

第三，中央银行对实现通胀率目标负有责任。中央银行对实现通胀率目标负有责任的程度在不同的国家有较大的差异。新西兰法律把储备银行行长的任期同实现通胀率目标联系起来。在其它国家，对于中央银行偏离通胀率目标的行为并没有给出明确的处罚规定，但是较大程度地偏离通胀率目标也会通过声誉或威望的丧失而产生隐含的制度成本或个人成本。中央银行对实现通胀率目标负有责任，这也起到了规则的约束作用。

第四，中央银行独立性的增强。实行通货膨胀目标制的国家通常对与中央银行有关的法律做出修改，以增强中央银行，尤其是其在选择货币政策工具方面的独立性。例如，1998年《英格兰银行法》赋予了英格兰银行运用货币政策工具的独立性。独立性的增强防止了政府对中央银行的干预，既避免了中央银行因为政府财政赤字而被迫增加货币发行，也避免了中央银行在不能实现通胀率目标的情况下推卸责任，有助于增强中央银行实现通胀率目标的责任性。

(二)欧洲中央银行的设计

货币政策可信性理论在现实中的另一个重要应用是它影响到了欧洲中央银行的设计。1998年6月欧洲中央银行成立之时，在制度设计上就非常注重保持货币政策的可信性。这主要体现在以下几个方面。

第一，欧洲中央银行(EuropeanCentralBank，ECB)以价格稳定为首要目标。马斯特里赫特条约(以下简称《马约》)第105条第一款规定，ECB的首要目标是保持价格的稳定。然而该条约并没有对价格稳定给出具体的定义。1998年10月ECB行长理事会把价格稳定定义为，欧元区消费价格调和指数(HarmonisedIndexofConsumerPrices，HICP)年增长低于2％，并且是在中期里保持价格的稳定。在2003年5月对ECB货币政策进行全面评价后，行长理事会确认了这一定义，并将其表述为“在追求价格稳定过程中，ECB的目标是在中期保持通胀率低于或接近2％。”

“低于2％”是对与中期价格稳定相一致的HICP通胀率规定了一个明确的上界。而“接近2％”是为避免通货紧缩而做出的规定。保持价格稳定的期限是中期，这一规定反映了货币政策不要在很短的时期里对价格的变动做出调整。货币政策变化对价格的影响有一个时滞，这说明在短期里，货币政策不可能抵消所有未预期到的价格水平冲击，通货膨胀在短期里发生变动是不可避免的。以价格稳定为首要目标的规定相当于对ECB的政策行为施加了规则的约束，有助于消除ECB的通胀倾向；同时达到目标的期限是中期，这有助于保持货币政策的连贯性，避免为了实现目标而在短期里采取较大幅度的货币政策调整，所有这些有助于稳定公众的通货膨胀预期，提高ECB货币政策的可信性。

第二，欧洲中央银行具有高度的独立性，不受政治影响。欧洲中央银行具有高度独立性是其实现价格水平稳定这一目标所必需的。中央银行的独立不仅有利于更好地实现价格稳定这一首要目标，而且相对于听命政府的中央银行来说，独立的中央银行也更具有可信性。ECB的独立性写入了《马约》和欧洲中央银行系统(Europeansystemofcentralbank，ESCB)的法令中，而不是次要的法律中，因而具有“宪法”的地位。

第三，欧洲中央银行对实现目标负有责任。《马约》和ESCB的法令中包括很多条款，要求欧洲中央银行的行为和决策受到公众的审查。由于货币政策传导过程存在时滞，中央银行不可能在短期抵消未预期到的价格冲击。由于传导机制的不确定性，适当的货币政策反应取决于冲击的性质，冲击持续时间以及冲击的大小。基于这些考虑，规定一个固定的时期来评价货币政策是不适合的。另外，采取正式的制裁机制会阻止中央银行恰当地履行职责，因此这里采取的是由议会和公众对中央银行的行为不断地进行审查。

三、我国货币政策的可信性分析

通货膨胀目标制和欧洲中央银行设计都利用了货币政策可信性理论。同样地，该理论对于剖析我国货币政策的有效性也具有重要的意义。由于自1984年中国人民银行才真正成为中央银行，以下仅对1984年以来我国货币政策的可信性予以分析。另外，我国处于转轨时期的货币政策制定和执行与经济体制改革和金融体制改革的进程存在相当大的关联，因而根据改革进程把货币政策主要分成两个大的阶段。对我国货币政策可信性问题，既从经济体制改革和金融体制改革这些制度层面来分析，又从货币政策实践来进行分析。

(一)1984年到1993年货币政策的可信性

(1)从制度层面来分析

1984年中国工商银行从中国人民银行分设出来，中国人民银行专门行使中央银行职能，中央银行体制开始确立。这个阶段中国人民银行仍然主要采用指标控制办法，如贷款限额控制。与此同时，货币政策工具有了一定的发展，利率、存款准备金率、中央银行贷款等政策工具已开始被运用。也就是说，中央银行运用计划指标和其它政策工具来控制货币发行量和信贷总规模以达到最终目标。

在这个阶段，信贷现金计划管理仍占主导地位，在运用货币政策进行调控时采取强制控制信贷投放。这种行政手段的运用会导致调控力度过大，出现急刹车，对经济造成较大的冲击。此外，1986年1月国务院颁布的《中华人民共和国银行管理暂行条例》第三条规定：中央银行、专业银行和其它金融机构都应当以发展经济、稳定货币，提高社会主义经济效益为目标。这表明货币政策的目标是双重的，即发展经济和稳定货币，这导致中央银行的货币政策常常在稳定币值与促进经济发展这两个目标之间摇摆不定，又常常顾此失彼，从而引起政策的出台具有突然性，同时引发在政策实施上犹豫不决、贯彻不力的问题。所有这些都表明在这个阶段，中央银行的货币政策具有明显的相机抉择特点，从而缺乏可信性。政策的不可信意味着降低通货膨胀需要以更大的产出下降为代价，这必然造成对经济产生较大的冲击，也就是说货币政策产生较差的政策效果。

(2)从货币政策实践的史料来分析

第一，中央银行存在通胀倾向。通胀倾向的存在可以从1988年中央银行的政策中看出。当时一些领导部门认为物价改革的时机已经成熟，提出了物价改革闯关的口号。先是各大城市调高粮油等主要副食品价格，继而部分沿海地区率先提高物价，各地紧跟看齐，引起价格的轮番上涨，造成物价失控。从8月开始在较大范围内出现了群众恐慌性抢购商品的现象。此时中央银行采取的仍是扩张性的货币政策，银行的货币供给大量增长，到8月底各项贷款增加936亿元，比1987年同期多增加558亿元。此外，在1993年出现通货膨胀，党中央、国务院采取16条综合治理措施后，货币市场秩序迅速恢复了正常，但进入第四季度后企业流动资金紧张的局面加剧。为避免由此带来的不利影响，中央银行加大了基础货币的投放。1993年第四季度中央银行投放的基础货币是历史上第四季度投放基础货币最多的，这有利于缓解当时工业企业流动资金极度紧张的状况，但是也引起第二年通货膨胀的潜在压力增大。

第二，政策出台的突然性。1988年初物价改革导致价格上涨，这使得公众认为物价改革就是涨价，这增强了对通货膨胀的预期，8月份开始出现的较大范围的抢购现象就说明了公众的通货膨胀预期在上升。可是此时中央银行采取的仍是扩张性的货币政策。为抑制通货膨胀问题，9月份中央银行突然改变货币政策的方向，由扩张性政策转向紧缩性政策，这显然超出了公众的预期。由于开始时所采取的紧缩力度过急过大，带来了市场疲软，自1989年第四季度，货币政策开始由紧变松，进入1990年，中央银行进一步放松银根，以信贷启动经济。政策的再次转向反映了中央银行并不是以抑制通货膨胀为唯一目标，而是要考虑到经济的增长，这种情况反映了中央银行的双重目标，导致制定政策时具有很大的相机抉择性，增加了公众对中央银行政策的不信任。

第三，中央银行存在稳定倾向。物价改革引起1988年上半年的物价上涨过快，为此自9月份，中央银行开始实行紧缩的货币政策，采取的主要政策措施有：严格控制货币信贷的增长；把法定存款准备率由原来的12％提高到13％；采取强硬管理措施调整贷款结构，明确提出“十不贷”规定；提高中央银行贷款利率，以抑制专业银行对中央银行过度的资金需求；采取了计划的手段，对贷款规模实行限额管理，严格现金管理。在1988年下半年紧缩政策的基础上，1989年人民银行采取了更为严厉的“紧缩银根”的措施。这些措施主要包括：建立全社会信用总量监控制度；对国家银行贷款实行限额管理，严格控制信贷总量的增长。为抑制通货膨胀而采取的这一系列紧缩政策力度过大过猛，这表明政策的出台根本不考虑公众的反应。同时，这种剧烈的调控也反映了中央银行期望在短时期内降低通货膨胀，也就是说，中央银行具有稳定倾向。

(二)1994年以来货币政策的可信性

(1)从制度层面来分析

1994年进行金融体制的改革，具体的改革措施中包括国务院决定自1994年开始不再以中央银行透支的方式来弥补政府的财政赤字。实际上自1979年到1993年，财政出现赤字时就向中央银行进行大量借款，透支数额逐步增加。货币政策可信性理论指出中央银行有通胀倾向，而消除中央银行通胀倾向的各种途径都涉及到中央银行的独立性。财政是否向中央银行透支是中央银行独立性的一个重要衡量指标。因此国务院的这一规定有助于消除中央银行的通胀倾向。此外，1995年的《中国人民银行法》明确规定了中国人民银行的货币政策目标是稳定货币币值，并以此促进经济增长。这一法律规定也有助于消除中央银行的通胀倾向，增进了货币政策的可信性。

这个阶段运用利率、存款准备金率等市场性货币政策工具进行的间接调控逐步扩大。1998年中国人民银行决定取消贷款规模管理，这标志着直接调控的终结。尽管如此，中央银行货币政策可信性仍有待提高。在我国，货币政策的传导主要是通过商业银行来进行。四大国有商业银行拥有银行业80％以上的资产和负债。且这四家商业银行之间的竞争并不充分，形成了垄断格局。结果中央银行的货币政策最终能否有效地作用于经济，取决于这四家银行的行为。随着中国建设银行、中国银行、中国工商银行进行股份制改造，并相继成功上市，真正成为市场主体，它们的行为会与货币政策调控的方向相一致，从而使得货币政策信号的传导更为顺畅，这有助于中央银行运用市场性的货币政策工具来调节经济。因此与前一阶段相比，这个阶段货币政策的可信性有较大幅度的提高，相应地，货币政策的有效性也有大幅提高。

(2)从货币政策实践的史料来分析

第一，通胀倾向的消除。由于实行的紧缩政策产生作用，自1996年通货膨胀水平开始回落。这时各方面要求加快经济发展，特别是要求上新的建设项目的呼声很高，部分国有企业资金紧张的状况仍未根本改变。中央银行通过分行长会、专家座谈会、新闻会、理论研讨会、研修班等形式，向社会各界宣传实行适度从紧货币政策的必要性，揭示通货膨胀的危害。这反映了中央银行政策的透明化，在制定政策时要让公众了解，考虑到公众的反应，同时也说明了中央银行坚持以稳定货币为目标，这有助于消除通胀倾向。

第二，避免政策出台的突然性。2003年6月中国人民银行相关文件，对房地产信贷和按揭贷款进行风险提示，进一步规范房地产信贷市场的发展。通过这一信号的，表明中国人民银行将会对经济的局部过热予以调控，起到了发出调控信号的作用，从而引导公众的预期。8月23日，中国人民银行宣布从9月21日起提高存款准备金率1个百分点。提前一个月宣布，给金融机构流动性管理提供了足够的时间，以减小对经济的冲击。所有这些都反映了中央银行在制定政策时，考虑到公众，特别是金融机构的反应，以避免政策出台的突然性。

第三，稳定倾向的减小。中央银行在1995年1月1日和7月1日两次提高银行贷款利率，提高的幅度不大，但表明了中央银行坚决实行抑制通货膨胀的方针政策，保持了政策的连贯性，这有助于增进公众对中央银行的信任度，从而有助于公众通货膨胀预期的进一步下降。此外，从1996年4月9日开始以国债为交易对象的公开市场操作试运行，于6月1日正式放开同业拆借利率。间接调控手段所占比重的加大，避免了急刹车，减小了调控的剧烈性，减少了政策的稳定倾向，这有助于增进货币政策的可信性。

四、结论与政策建议

货币政策的可信性理论表明，保持货币政策的可信性有助于提高货币政策的有效性。该理论在实践中已经得到广泛应用，通货膨胀目标制和欧洲中央银行的设计都利用了该理论，从制度上消除中央银行的通胀倾向和稳定倾向，从而保持货币政策的可信性。该理论对我国的货币政策操作也具有重要的指导意义。随着我国货币政策可信性的提高，相应地，货币政策的有效性也有所提高。1993年以前，经济波动更大，例如，1988—1989年反通货膨胀时经济增长率从1988年的11.3％下降到1990年的3.8％。1993年以后经济运行更为平稳，经济的波动更小。然而，我国货币政策的可信性和有效性仍有待进一步提高，这主要从以下几个方面来进行。

货币政策论文篇5

(二)数据说明本文采用的数据从1994年1月至2014年9月的月度统计数据,变量说明如表1:通过消费价格指数的差分,我们可以得到通货膨胀率pi,由费雪方程(1+实际利率)*(1+通货膨胀率)=1+名义利率可得实际利率ri=i-pi文中采用上证综指指数代表股票市场的价格变动。为消除货币供应量的季节波动,分别对m0,m1,2移动平均进行去季节趋势的处理。同时,为了避免数据出现异方差性,研究过程中将对所有的数据进行取对数处理,处理后的数据如表2:由于三种货币量的高度相关性,我们在接下来的模型操作中将会将其分为三个变量组进行讨论,即第一变量组:lst,lm0,lri,lpr;第二变量组:lst,lm1,lri,lpr;第三变量组:lst,lm2,lri,lpr。

(三)具体分析1、单位根检验为了避免“伪回归”现象发生,保证回归结果的无偏性和有效性,必须先对各个变量序列进行平稳性分析。因为对变量关系进行的传统显著性检验因假设前提不成立将失去意义,只有模型中的变量满足平稳性要求时,传统的计量经济分析方法才是有效的。常用的检验方法有DF检验、PP检验和ADF检验等,在此我们采用ADF检验方法对各组变量的数据进行单位根检验。2、向量自回归模型分析(1)滞后阶数的确认。由于Granger因果检验对于滞后阶极其敏感,选取不同的滞后阶有可能带来截然不同的检验结果,而Granger因果检验是基于VAR的滞后阶进行的,因此,在进行Granger检验前必须严格确定VAR的滞后阶。本文再次运用的检验指标为AIC指标确认的滞后阶数,各不同变量组最优滞后阶数如下。3、模型结果分析(1)利率与股票市场的关系。利率的变动在短期内对股票市场的影响明显,中长期的影响不显著。相反,股票市场的变动不论短期还是长期,均无法对利率产生显著地影响,侧面反映了我国政府在控制利率变动时,并不主要以控制股票市场为主要调控目标。(2)存款准备金率与股票市场的关系。无论短期长期,存款准备金率都很难显著地影响股票市场的走势。而股票市场的价格走势在中短期内对存款准备金率的影响不明显,但长期来看,股票市场对存款准备金率的调整,有着较为明显的格兰杰影响。(3)货币供应量与股票市场的关系。与预期一致,对股票市场产生最明显影响的货币量为流通中的货币总量(M0),且M0对于股票市场的影响仅在短期内显著,并且,股票市场在短期内对流通中的货币总量的影响也是十分可观的。与之形成鲜明对比的,在长期过程中,货币量对股票市场的影响十分有限。

二、结论与分析

货币政策论文篇6

1．变量选择出于数据可获得性和准确性的考虑，本文的样本包括了从2004年1月到2011年12月的月度数据。其中商业银行流动性采用的指标是超额存款准备金率(CZBJ)，计算公式为“超额存款准备金率=金融性公司在中央银行的存款/被纳入广义货币的存款－法定存款准备金率”［3］;中央银行法定存款准备金率(ZBJ)的变量指标选取当月月末大型金融机构正在执行的法定存款准备金率;中央银行发行中央银行票据指标采用的是中央银行资产负债表中的中央银行发行债券(FZ);中央银行在公开市场上买卖国债的变量指标采用的是中央银行资产负债表中的对政府债权(GZ)。本文数据来源于中国人民银行网站、新浪财经网站、Wind金融数据库和Reset数据库。2．基本数据分析首先根据公式计算得到2004-01—2011-12这段时间商业银行的超额存款准备金率，见图1。从图1可以看出，自2004年起，我国超额存款准备金率不断下降，并在2011年6月达到最低值后才有所上升，这表明这段时间商业银行流动性水平整体呈不断下降趋势。图1超额存款准备金率变化趋势图2表示的是2004-01—2011-12期间中国人民银行资产负债表中发行债券数额的变化情况。从图2可以看出，央行发行债券数额从2004年1月到2008年10月不断增加，在2008年11月到2009年9月发行量有所下降，但之后又开始增加，至2010年7月达到最高值后开始出现下降。图2央行发行债券变化趋势考虑到2007年下半年为了冲销外汇占款，我国政府发行了大量的特种国债，造成了数据的突变，本文对中央银行增持特种国债进行了剔除处理，从而让数据更加合理地反映中央银行买卖国债的冲销干预操作。央行对政府债权的变化趋势见图3。从图3可以看出，自2007年中央银行对政府债权的数值处于平稳下降，2009年下降趋势比较明显，且幅度较大，说明央行2009年之后开始更多地运用卖出国债的冲销干预措施。图3央行对政府债权的变化趋势图4表示的是2004-01—2011-12期间中央银行规定的大型金融机构的法定存款准备金率水平，这段时间我国的法定存款准备金率从总体上看呈上升趋势。图4法定存款准备金率变化趋势3．中央银行货币政策干预对商业银行流动性影响的实证检验(1)单位根检验。首先对各个时间序列变量进行平稳性检验。本文采用ADF检验，由上文数据分析可知，CZBJ、ZBJ与FZ、GZ的数量级差别很大，为了避免由此产生的误差，对FZ、GZ进行取对数［4］，表示为LNFZ和LNGZ。各个变量的检验结果如表1所示。由表1可知，CZBJ、ZBJ、LNFZ与LNGZ四个变量都存在单位根，不是平稳数列。继续对CZBJ、ZBJ、LNFZ和LNGZ四个变量进行一阶差分，结果发现它们都在1%的显著水平下拒绝原假设，不存在单位根，都是平稳的，由此可以得出CZBJ、ZBJ、LN-FZ和LNGZ都是一阶单整数列I(1)。由于同阶单整数列可以进行协整检验，接下来对这四个变量进行协整检验。(2)协整检验。本文运用Johensen协整检验方法对各个变量进行协整检验。Johensen协整检验方法是基于VAR模型的检验方法，在检验之前，需确定VAR模型形式和最优滞后阶数。本文选择无约束的VAR模型，并根据滞后长度准则中的相关统计值来确定VAR模型最合适的滞后阶数，也以此来确定协整检验分析中的滞后阶数。表2为滞后长度准则中的相关统计值。由表2可知，AIC的最小值是－22．80360，对应的阶数是2阶，而SC的最小值是－22．14027，对应的阶数是1阶，AIC判断准则和SC判断准则出现了矛盾，此时要依据LR、FPE和HQ的统计值。这三者选择的最优滞后阶数都是2阶，所以VAR模型的最佳滞后阶数为2阶。根据协整检验的最佳滞后阶数比VAR模型的最佳滞后阶数少一阶的原理，接下来的协整检验的最佳滞后阶数为1阶。对CZBJ、ZBJ、LNFZ和LNGZ做基于VAR的协整检验，结果见表3、表4。由表3、表4可见，迹统计量和最大特征值统计量的实际值均大于5%的显著水平下的临界值，即无论是迹统计量还是最大特征值统计量都拒绝不存在协整关系(None)的零假设，这说明了CZBJ、ZBJ、LNFZ和LNGZ之间存在一个协整关系，即超额存款准备金率、法定存款准备金率、中央银行发行中央银行票据和央行买卖国债之间存在着长期稳定的关系。标准化后的协整系数如表5所示。表5标准化后的协整系数表CZBJZBJLNFZLNGZ1．0000000．3727300．021066－0．056149(0．09364)(0．00328)(0．01432)由表5可以得到如下协整关系式:CZBJ=－0．372730ZBJ－0．021066LNFZ+0．056149LNGZ(1)从式(1)可以看出法定存款准备金率、发行债券与超额存款准备金率成负向协整关系，中央银行对政府的债权与超额存款准备金率成正向协整关系。这一结论与货币政策与流动性关系的基本理论是一致的。式(1)中ZBJ的系数为－0．372730，表明法定存款准备金率提高一个百分点，超额存款准备金率下降0．372730个百分点。而发行中央银行票据和买卖国债作为影响超额存款准备金率的自变量，系数分别为－0．021066和0．056149，明显小于法定存款准备金率对超额存款准备金率的影响。换句话说，中央银行实行的这三种干预措施对商业银行流动性都有影响，但影响程度不同。调整法定存款准备金率的干预措施对商业银行流动性影响最强;而发行中央银行票据和买卖国债的干预措施对商业银行流动性的影响相对弱些，其中发行中央银行票据对商业银行流动性的影响最弱。这三种干预措施对商业银行流动性的影响程度之所以不同，是因为中央银行上调法定存款准备金率会直接冻结商业银行的资金［5］，冲击商业银行流动性，所以对商业银行流动性的影响就强。而中央银行采取向商业银行发行票据或者卖出国债的干预手段时，由于中央银行票据和国债本身就具有很强的流动性，对于商业银行而言，失去的是流动性最强的货币资金，但获得的却是流动性较强的票据或者是国债，这样就抵消了一大部分央行干预对商业银行流动性的影响，所以中央银行在公开市场上发行中央银行票据和买卖国债的干预手段对商业银行流动性的影响就相对小一些。

货币政策论文篇7

过20多年的改革开放，我国经历了一个由封闭经济(closedeconomy)、半封闭经济(semi-closedeconomy)转为—个半开放经济(semi-Openeconomy)的发展阶段，并正朝着开放经济(openeconomy)发展。伴随经济的整个转型过程的是我国外汇制度的变革。

1994年我国进行了汇制改革，实现了人民币汇率的并轨运行和“以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制度”。1996年我国人民币经常项目下实现可兑换。自此，我国的外汇管理也形成了半开放格局，即人民币经常项目下可兑换，资本项目下仍实行汇兑管制。根据权威人士评估，就资本项目汇兑程度方面，按照国际货币基金纵织划分的43个资本交易项目，目前我国有将近一半的资本项目交易已基本不受限制或较少受限制，有四成多交易项目受较多限制，严格管制的项门仅有一成多。就吸收外商直接投资而言，我国的开放程度甚至高于一些发达国家。

二、货币政策运行的经济结构环境

以结构主义方法来分析我同现阶段的经济，笔者认为以外汇资金的可得能力为标准，我国现阶段存在着典型的二部门经济：涉外部门和非涉外部门。这里的涉外部门既包括对外贸易领域也包括部分非贸易但已对外开放投资的领域。这些部门可以通过实物产品的进出口贸易获取外汇资金，也可以通过吸引外国投资等方式获取外汇资金。而非涉外领域则是那些尚未获得外国投资又走内向型发展道路的经济部门。比较两部门经济发展中对资金的筹措能力，涉外部门无疑比非涉外部门多了一条外汇资金的渠道。正是这一资金筹措能力上的不同，在当前外汇管理制度安排下我国的涉外部门得到了保护性的发展优势，使得我同的外向型经济获得了突飞猛进的增长，从而带动我国经济进入一个开放的格局。

三、货币政策的外汇传导机理

经典的宏观经济中货币政策传导的流程图，其作用的方向是自左向右并具有不可逆性，隐含的—个前提假设是货币供应是经济的一个外生变量，仅受中央银行控制。货币政策的传导是中央银行通过变动货币供应量，来引导一些相关的中间变量(如利率、资产价格)，继而影响人们的投资和消费行为，及社会的总需求和总产出。根据这个原理，可以将货币政策在外汇领域的传导机制扩展为以下图式：

MOrAeXM(NX)ADY(1)

(1)式的文字含义为货币供应量MO(由央行控制)的增减，会导致本币利率r降或升，形成的本外币利差引发套利行为A，进而导致本币汇率e的下降(本币贬值)或—上升(升值)，从而影响出口X、进口M和净出口NX，由此带动总需求AD和总产出Y的变化。但如果汇率是固定的，则货币政策的汇率传导将发生方向性变异，如通过价格水平的变化等其它途径来影响进出口和总产出。我国目前由于人民币汇率保持稳定，涉外部门的经济活动不受汇率波动的调节，相反其经济活动的扩张还会对货币供应量产生内生忭的需求。因此，可将上述传导流程式(1)改写为：

MOrAe(Stable)MO……(2)

从(2)式可以看出整个传导流程不再是自左向右不可逆的，相反从纯货币运动来看是—个可逆乃至循环的流程，从而使央行货币政策的独立性受到干扰。

为了保持总量的稳定，央行需要采用对冲手段来回笼多余流动性，为达到操作效率，央行公开市场操作对象只能是包括对外部门在内的所有经济部门。在涉外部门存在可逆性，而其他部门传递机制相对有效的前提下，货币政策在两大部门产生的效果是不同的，表现为涉外部门少受或不受紧缩政策的影响，而其他部门较多地承受了紧缩政策的影响。

四、货币政策外汇传导惯性下的二部门经济结构

从企业层面看，外向型企业只要有出口定单就可以获得银行信贷的支持(在这一点上相比较其他内向型企业而言，后者可能会遭遇信贷配给或紧缩时期的可得信贷资金限制)。企业出口收汇后即可将所得外汇卖给银行(银行结汇)获得人民币。同样地，企业吸收的外商直接投资款及随后的境外借入款均能以合理的理由获批结汇成人民币。因此，如果国内采取了紧缩的货币政策，企业只要有渠道从境外获取外币资金就可予以避开。所有的外币资金都可以在进入产业领域(实体经济)后以合法的理由结汇成人民币，构成对货币供应的内生需求，且这种需求具有强约束性。同样地，当出现高于境内的境外获利机会时，涉外部门也可较容易地将人民币资金转换成外汇流出境外逐利。

从中央银行层面看，来自外汇的货币投放扩张性需求在维持人民币汇率稳定的原则下不得不给予满足(由银行结售汇制度下的人民币外汇市场运作机制所决定)。为了保持总量稳定，中央银行采取在公开市场卖出国债、发行央行票据或提高准备金率锁定部分银行资金等于段来对冲或回收基础货币。但是，借助于我国外汇管理制度安排，涉外领域资金的可获得性要大大高于其他部门；而央行对冲手段实施对象却是无歧视的，即央行为回收流动性而从市场上抽取的基础货币相对平均，并不专门针对涉外领域。因此，基础货币投放与回笼的渠道存在着不对称的问题。

在商业银行层面上，结售汇业务所需的人民币资金有着中央银行的“保证”，并在结汇的同时兑付给了客户；而央行回收流动性时却是无针对性的。对于商业银行来说，—边是通过结售汇渠道已经给涉外企业兑付了资金，另一边是中央银行以一定价格条件开㈩的资金回收条件(央行为了确保回收成功开出的条件是具有一定市场竞争力的；有时可能是行政性的强制手段如提高存款准备金率)。商业银行要配合央行的这种回收就要减少可贷资金的数量，这可能导致商业银行资金运作的紧张继而收紧贷款活动，对非涉外领域的部门采取信贷配给等紧缩性措施。由此可见，我国货币政策的外汇传导机理是导致我国涉外领域发展迅速而非涉外领域发展滞后，沿海开放地区发展迅速而内陆地区发展滞后的原因之一，至少在客观上它确保了经济中涉外部门的资金需求。应该说，央行货币政策的外汇传导与我国坚持走外向型经济发展道路是一脉相承的，而其中银行结售汇制度以及稳定汇率的政策导向安排又发挥着重要的作用。即货币政策的外汇传导在汇率稳定和银行结售汇制度的政策框架下为外向型经济提供了本币资金保障。

据此，笔者将式(2)扩展为：MOrAe(Stable)MO外向型领域扩张(3)

这里的含义是无论货币供应是扩张还是紧缩，外向型经济领域始终能在汇率稳定和银行结售汇制的保护下得到发展，且这种保护效应还从国际可贸易商品的领域扩展到了所有外资进入的领域(包括房地产领域等)。

从1997年亚洲金融危机发生后我同经历的这一经济周期来看，这种保护效应还刺激了跨园投机行为。

下面一组数据的比较也许能说明以上的观点：

从表1和表2可以看出，以支出法核算的国内生产总值中来自境外的贡献即净出口(NX)占比为2.30%(2002年)和1.78%(2003年)，而同期在中国人民银行资产负债表中我国“流通中现金”来源中“国外净资产”占比却达50.24%(2002年)和57.84%(2003年)。虽然两者的概念内涵不完全一致，—个是流量，一个是存量，但从后者的增长率上也可看出央行新增加的“国外净资产”规模远远超过净出口增加额。

表1以支出法统计的国内生产总值构成

再以中同人民银行公布的中国银行概览统计中资产方面的“国外净资产”与“国内信贷”的两项季环比增长数据来看，“国外净资产”的增长大多高于“国内信贷”的增长。

表3数据显示尽管“国外净资产”的绝对数远不如“国内信贷数据”，但由于“国外净资产”投放的人民币均为高能的基础货币，进入经济领域后的倍数扩张能力远高于同内信贷部分，因此其对经济的刺激作用不容小觑。此外，“国外净资产”增长高于“国内信贷”的增长也说明了这几年涉外领域获得的资金比非涉外领域要多，而且“国内信贷”也会有相当数量投向涉外部门。

五、建议

随着我国经济总体规模的不断上升，我国在世界经济中的影响和作用日益加大，与此同时世界经济对我国的影响也在深化。我国货币政策的一举一动不仅仅只是国内问题，它受到了广泛的全球性的关注。我国的人民币汇率问题也已不仅仅是一个经济问题，它已上升为一个严肃的政治问题。作为负责任的大国，我国在亚洲金融危机期间庄重承诺人民币不贬值，帮助亚洲国家尽快走出了危机困境。在改革开放过程中，我国的外汇制度发挥了其应有的作用，从1981年到2003年的23年内，我国的进出口规模增长了1833.55%；1983年到2003年的20年间，我国吸收的外商直接投资年度规模增长了8260.94%。然而，涉外部门的异常繁荣发展带来的经济瓶颈现象也日益突出，环境问题、能源供应问题以及对外依存度偏大等问题逐渐显现并引起了各方注意。加入世界贸易组织将使我国面临进—步开放的经济格局，为了我国经济的可持续发展，同时也为了应对全面开放经济条件下的内外均衡挑战以及外部冲击压力，我国货币政策应统筹协调外汇、财政以及产业等政策，逐步改变一以惯之的偏重涉外部门的政策取向，实行灵活的人民币汇率机制，培育和发展人民币外汇交易市场，加速推进利率市场化步伐。建议可从以下方面入手：

货币政策论文篇8

摘要:采用2000年1季度-2008年4季度的季度数据，通过构建一个四变量的SVAR(3)模型，以检验我国货币政策传导的实际效应。实证结果表明，我国主要是通过信贷渠道的传导途径来影响实体经济的，但信贷渠道对实体经济的冲击过于猛烈，不适合作为货币政策的中介指标。 关键词:货币政策;信贷渠道;传导效应;SVAR模型  1引言 货币政策传导机制是指由中央银行信号变化而产生的脉冲所引起的经济过程中各中介变量的连锁反应，并最终引起实际经济变量变化的途径。货币政策的传导机制及其效应问题是货币经济学中最复杂的问题之一，也是国内外学者的现实研究热点。 2007年美国次贷危机引爆了一场全球性的金融危机，进而以美国、欧洲、日本为首的发达国家纷纷陷入经济衰退。在发达国家纷纷动用货币政策和财政政策防止经济进一步下滑的同时，我国也在全球降息浪潮中下调人民币基准利率，自2008年9月15日以来，央行连续4次降息，3次调整存款准备金率，同时加大货币投放放量。更为重要的是，我国货币政策做出了重大调整，以“适度宽松”作为货币政策的最新基调，为近十几年来首次采用。从全球经济过热到目前的全球经济紧缩，各国的货币政策一直扮演着重要的角色。然而，对于我国货币政策对实体经济的效果究竟多大，其传导途径是怎样的，是本文的兴趣所在。 2货币政策传导机制理论及我国的研究 2.1西方货币政策传导机制理论 关于货币政策的传导机制一直存在着很多争议，米时金(Mishikin etc.，1995)对三种主流的理论进行了比较完整的概括。泰勒(Taylor)坚持传统的凯恩斯主义观点，强调货币资金利率的作用，认为货币政策变化，引起短期市场利率变化，经由市场预期作用，影响长期利率和实际投资，最终影响产出;梅尔泽(Meltzer)强调货币主义观点，认为货币政策变化，引起普遍的资产价格调整，通过“托宾Q效应”影响投资，通过“财富效应”影响消费，最终影响产出;伯南克(Bernanke)则提出了新的信贷观点，认为货币政策变化，影响资产价格，影响企业和银行的净价值，进而影响经济中的信贷规模，最终影响产出。围绕这三大理论存在大量的理论分析与实证检验，但是分歧仍然很大(瞿强，2008)。 2.2关于我国货币政策传导效应的研究 对我国货币政策传导机制的研究多为定性研究，动态定量研究并不多见。王振山、王志强(2000)较早地采用协整检验和Granger因果检验方法研究我国货币政策传导机制，认为在20世纪80-90年代，信用渠道是我国货币政策的主要传导途经。周英章、蒋振声(2002)对我国1993-2001年间的货币政策传导机制进行实证分析，结果表明我国的货币政策是通过信用渠道和货币渠道的共同传导发挥作用的，但信用渠道占主导地位。裴平、熊鹏(2003)检验了我国1998-2002年“积极”货币政策中的“渗漏”效应。谢赤(2003)对SVAR模型在货币政策冲击反应分析、最佳货币政策指标方面进行了探讨。瞿强(2008)用我国1996-2008的月度数据构建SVAR模型，通过比较分析利率、货币数量、汇率和信贷等主要金融变化的产出、价格等实际经济变化的影响模式，观察到信贷是一个特别注意的变量。还有大量的学者进行了相似的研究，采用的方法也基本相同，在此不再赘述。 3我国货币政策传导效应的实证检验 3.1变量选择与数据描述 本文采用Census X12法消除数据的季节效应，对季节调整后的数据作进一步处理(消除物价因素影响，这里以1990年1季度为100)，并对上述变量进行对数化处理以消除异方差的影响(由于实际利率可能为负 ，因此实际利率不能对数化)。首先对单变量时间序列进行单位根检验，结果表明原实际序列对数差分后平稳。 3.2简化式VAR模型的估计 为了研究利率、货币供应量和信贷规模对经济波动的短期影响及其贡献度，本文建立了四变量的VAR模型，根据AIC和SC准则，选择滞后阶数为3，由于方程右边是内生变量的滞后值，不存在同期相关问题，所以OLS估计是有效的。 经检验，上述模型是平稳的。四个方程调整后的拟合优度分别为R2RR=0.937、R2 M1=0.915、R2loan=0.845、R2GDP=0.85，模型的拟合程度较好，但扰动项存在同期相关关系。简化的VAR模型却无法刻画它们之间的这种同期影响关系，需要用结构VAR模型来刻画。 为了进一步检验货币供应量、利率和金融机构贷款对我国产出的影响关系，对上述估计的VAR进行Granger因果检验。 实际利率不能Granger引起实际M1、实际金融机构贷款，但能Granger引起实际GDP，这与部分学者得出的结论不同;实际M1外生于实际GDP的概率为0.14372，这反映了我国内需不足，部分商品处于供大于求，因此当对货币的需求扩张时，会由于价格调整而抵消，货币供给的数量调整对产出的影响较弱，这与高铁梅(2006)、刘金泉(2003)得出的结论相同，但实际M1外生于实际GDP的概率却显著地下降了，这可能是近几年我国内需有所增加的原因所致;实际金融机构贷款对实际产出具有显著的Granger因果关系，这一点和我国的实际情况相符合，从早年的信贷配给到目前的信贷政策，金融机构贷款是经济运行的重要先行指标，表明信贷渠道在我国货币政策传导机制中占有重要的地位。 3.3结构VAR(SVAR)模型的估计 由于简化式VAR模型不能刻画同期相关关系，而SVAR模型则可以识别。为了考察实际利率、实际货币供应量和实际金融机构贷款对实际GDP的短期影响，本文仅对SVAR模型施加短期约束，不考虑上述变量对实际产出的长期影响。在上述估计出的简化式VAR(3)模型基础上，构建AB-型的SVAR(3)模型。由于模型中有4个内生变量，因此至少需要施加2k2-k(k+1)/2=22个约束条件才能使得SVAR(3)模型满足可识别条件。由于AB-型的SVAR(3)模型包含了k2+k=20个约束条件。本文根据经济理论，再施加三个约束条件:实际利率对当期实际金融机构贷款的变化没有反应;实际利率对当期GDP的变化没有反应，;实际货币供应量对当期GDP的变化没有反应。由于模型扰动项服从多元正态分布的假设，可以使用完全信息极大似然法(FIML)估计得到SVAR(3)模型的所有未知参数，以上各项系数都比较显著，SVAR(3)模型较好地被识别。为了考察实际利率、实际货币供应量和实际金融机构贷款变动对实际GDP的冲击效应，可以引入脉冲响应函数来识别这种冲击效应。 3.4SVAR模型的脉冲响应函数 给实际利率一个正向的冲击，从第1期(以季度为单位)开始直到第4期，对实际GDP有一个正向的冲击，之后虽有负向冲击，但总体影响却是正的，单就我国的实际情况来说，投资对利率的敏感性很小，国有企业往往对利率不 敏感，对利率敏感的是中小企业，但中小企业在货币市场上融资非常困难，不得不从地下金融市场中获取资金，最终拿到的资金利率往往是正规市场上的几倍甚至十几倍。 3.5SVAR模型的方差分解 考虑到实际GDP对自身的贡献率，实际金融机构贷款对实际GDP的相对方差贡献率在前8期时都是最大的，第1期的贡献率达到92.56%，但从第二期开始显著下降;实际M1对实际GDP的相对方差贡献率在第8期之后稳定在20%左右;实际利率对实际GDP的相对方差贡献率从第1期到 第2期有一个跳跃式的上升，第9期后保持在40%左右，超过了实际货币供应量对实际GDP的影响。但可以肯定的是，前8期实际金融机构贷款对实际GDP的影响是最大的。因此，有理由认为我国货币政策传导的途径主要是信贷渠道。 参考文献 瞿强.中国货币政策效应与传导之谜——基于结构VAR的分析[J].货币金融评论，2008，(11). 文章 来源：中華勵志網 论文 范文 www.zhlzw.com

货币政策论文篇9

如何运用财政政策和货币政策以实现一国经济稳定发展是宏观经济学的重要研究领域,也是学界长期论争的焦点议题之一。国内外学者从不同理论视角。运用各种模型和实证方法,对财政政策与货币政策的绩效及其搭配进行了深入研究。

一、国外研究情况

经济学文献对财政政策与货币政策搭配的定量实证研究始于20世纪30年代的is-lm模型(又称希克斯一汉森模型)。根据该模型,希克斯和汉森等研究得出的结论是:财政政策与货币政策虽然在短期能够影响产出,但是从长期来看,对产出都没有影响,它们都是无效的,除了提高价格之外。之后,经济学家在其基础上,将视角延伸到对开放经济的研究。

英国经济学家詹姆斯·米德(mead,1951)提出了固定汇率制下的内外均衡冲突问题,即“米德冲突”。在汇率固定不变时,政府只能主要运用影响社会总需求的支出增减政策来调节内外均衡,在开放经济运行的特定区间便会出现内外均衡难以兼顾的情况。而支出转换政策包括汇率、关税等的实质是在总需求结构内部进行结构性调整,使需求结构在国内需求和净出口之间保持恰当的比例,从而开创性地提出“两种目标,两种工具”的理论。荷兰经济学家丁伯根tinbergen,19521最早提出了将政策目标和政策工具联系在一起的正式模型,即“丁伯根法则”。若要实现n个独立的政策目标,政府至少具备n种独立的政策工具,工具之间不会相互影响。蒙代尔(mundeb,1960)提出了进一步的解决办法,指出将每一政策工具分配给它能发挥最大影响力和具有绝对优势的目标。斯旺(swan,1960)用图形说明了支出增减政策f财政货币政策1和支出转换政策(汇率政策)各自的功用,提出了用支出增减政策和支出转换政策的搭配来实现内外平衡的模型。蒙代尔(1963)与弗莱明(1962),研究了开放经济条件下用于实现内外均衡目标的宏观经济政策的有效性问题,他们的研究成果经不断完善而成蒙代尔一弗莱明模型fmundell-fleming model),并由此得出了着名的“蒙代尔三角”理论,即货币政策独立性、资本自由流动与汇率稳定这三个政策目标不可能同时达到。1999年美国经济学家保罗克鲁格曼fpaul krugmanl根据上述原理画出了一个三角形,他称其为“永恒的三角形”ftheetelnal trianslel,从而清晰地展示了“蒙代尔三角”的内在原理。这三个目标之间不可调和,最多只能实现其中的两个,这就是着名的“三元悖论”。

二、国内研究现状

国内学者将以上理论和研究方法应用于对我国经济的分析,研究结论不尽相同。马拴友(2004)运用is-lm模型进行分析得出,在我国is曲线较为陡峭而lm曲线较为平坦,说明在这种情况下,财政政策与货币政策相比。对治理通货紧缩具有更大的效能。张学友、胡锴(2002)运用修正的mf模型,对我国积极财政政策和货币政策的效力进行比较,得出在我国现行汇率制度安排下,积极财政政策的效果要优于货币政策:当前我国的经济政策应以财政政策为主,坚持积极的财政政策,淡化扩张性的货币政策。施建淮(2007)运用var模型对人民币实际有效汇率和中国产出进行实证分析后得出,人民币升值在中国是紧缩性的:相对汇率变动的其他效应,汇率变动的支出转换效应是支配性的,因此运用传统斯旺模型来分析中国经济是有效的。徐长生、刘士宁(2006)根据斯旺模型政策搭配理论,认为中国经济目前正处于模型中的内部通胀、外部顺差的区域,因此对内可采用从紧的货币政策主要抑制投资过热,采取结构性的财政政策着重解决经济结构失衡问题:对外通过本币升值的汇率政策改善国际收支顺差,以实现内外均衡。

也有学者通过计量建模,实证研究了近年来我国两大政策的搭配,但大多集中于对内绩效的研究,鲜有在一篮子货币汇率制度下兼顾内外综合绩效的系统研究。刘玉红、高铁梅、陶艺(2006)实证研究了财政货币政策的综合效应,发现中国的货币政策对实体经济的有效性较弱,这是由于我国利率管制严格、资本市场和货币市场发展缓慢等原因所致,而中国的财政政策的政策效果显着,扩大国内需求方面在相当长的时间内还应该继续实施。王文甫(2007)通过模型分析。发现在内生增长理论框架下,有一条真实变量都以相同的比例增长的均衡增长路径:在均衡增长路径上,财政政策和货币政策不是相互独立的,它们之间必须相互协调:财政政策对经济有影响,货币呈非“超中性”。刘斌(2009)基于我国的实际数据的实证研究得出。我国的政策体制主要表现为主动的财政政策和被动的货币政策组合体制的结论:这种体制实际上是物价水平的财政决定理论的充分体现:因相机抉择的政策会产生政策的时间不一致性问题,对社会福利水平产生影响,这种体制在今后是否一定要继续保持值得商榷:他强调今后我国应该从现行的体制向主动的货币政策和被动的财政政策组合体制转换。黄志刚(2009)将蒙代尔一弗莱明模型fm—f模型1拓展到中间汇率制度下研究发现,不管资本流动性如何,扩张性的财政政策和货币政策基本有效,其效应介于固定汇率制度和浮动汇率制度之间:实行中间汇率制度的国家在进行宏观调控时,最应该运用财政、货币政策搭配方法,此时政策效果最好。

三、总结及启示

货币政策论文篇10

一、国外研究情况

货币政策论文篇11

随着中央财政债务依存度的提高和财政大规模基础设施项目投资效应的递减以及“挤出效应”的出现，我国财政政策正逐步的退出历史舞台，转由货币政策单独承担刺激内需拉动经济增长的历史任务。为此，深入探讨我国货币政策有效性问题具有极其重大的意义。

货币政策有效性理论

如果以凯恩斯的《就业利息和货币通论》作为现代货币政策的理论起点，距今已有60多年的历史，但就凯恩斯本人而言，他比较偏爱财政政策，在《通论》中，凯恩斯指出：“就我自己而言，我现在有些怀疑，仅仅由货币政策操纵利率到底有多大成绩。国家可以向远处看，从社会福利着眼，计算资本边际效率，故我希望国家多负起直接投资之责”。由此看出凯恩斯对财政政策的高度重视。货币学派是以凯恩斯学派的对立面出现的，其代表人物米尔顿·弗里德曼（Milton.Friedman）认为，货币政策有三个作用，就其实质说是一个稳定经济的作用。由此可见，货币学派对货币政策作用的看法比早期的凯恩斯学派要积极。

在我国，真正的货币政策实践距今只有20年左右时间。就货币政策有效性而言，西安交通大学的崔建军教授曾进行归纳，认为我国经济学界主要有三种观点。第一种观点对货币政策有效性持肯定态度，以南京大学的范从来教授和中国人民银行的戴根有研究员为代表，认为即使是通货紧缩时期，货币政策的作用仍然是巨大的。第二种观点认为，对货币政策作用估计偏低甚至否定货币政策的有效性，其代表人物是中国人民大学的黄达教授和中国人民银行的谢平研究员。黄达认为：“实践证明，过分估高其（指货币政策，笔者注）效能，不是实现不了设想的目标，就是在强力贯彻实施中带来很大的副作用”。谢平则对货币政策有效性持完全否定态度。他指出：“面对通货紧缩，货币政策能否像抑制通货膨胀那样迅速有效呢？答案是否定的”。第三种观点认为，货币政策作用具有非对称性，即治理通货膨胀得力而治理通货紧缩乏力。主要代表人物是对外贸易大学的吴军教授和吉林大学的刘金全教授。但中外经济学界几乎都承认，货币政策有效性的内涵特指货币政策能否有效影响产出等真实经济变量。进一步的说，货币政策有效性的标志应该是货币政策目标的实现程度。具体而言，货币政策一般是“逆风向而行事”，因而其有效性要看其反周期作用的大小及熨平周期的程度，即在经济运行的过热时期抑制需求，平抑物价的作用大小，而在经济衰退时期刺激需求，防止通货紧缩作用的大小。

影响货币政策有效性的因素

影响货币政策有效性的因素很多，既有经济金融运行及宏观操作过程中存在的矛盾，又有金融体系本身存在的不协调因素，本文从三个具体的方面来分析。

（一）货币政策传导渠道的制约

货币政策有效传导的一个关键路径即货币市场，对于货币政策作用的发挥起着不可替代的作用。众所周知，货币市场是金融市场的基础，是货币政策传导的载体，完善和发达的货币市场不仅可以高速配置短期资金来源，促进市场经济的发展，而且可以迅速而广泛地传递货币政策信息，将货币政策效应扩散到整个宏观经济中去。然而，我国目前货币市场的发达程度较之国外发达的货币市场距离很大，而且本身也存在着内在体系发展失衡的缺陷，使货币政策的传导缺乏一个高效传导场，进而影响货币政策的传导效果。主要表现有：货币市场的缓慢发展使中央银行的公开市场操作缺乏市场基础；货币市场利率尚未完全市场化，使得利率型的货币政策传导机制无法发挥作用；货币市场与资本市场之间存在严重割裂现象，使得货币政策无法在两个市场之间有效传导。

（二）国有商业银行现有模式的制约

在银行主导型的金融系统中，国有商业银行对于货币政策的反映程度、速度和效果起着至关重要的作用。但种种迹象表明，国有商业银行为防范金融风险所出台的种种措施与国家稳健的货币政策操作完全背道而驰。同时，农民贷款难的问题依然没有得到根本解决，其结果是农民收入增长缓慢，对开拓庞大而富有潜力的农村市场不利。而商业银行不良资产存量仍然很大，增量仍在滋生，商业银行体系化解不良资产的难度依然很大。

（三）有效货币政策工具缺位的制约

在一个不完善的市场经济体制下，有效货币政策工具的缺位是中央银行在实施货币政策中面临的最大问题。发达市场经济国家通用的三大货币政策工具因我国的市场经济体制还不完善，发挥作用有限。随着经济的进一步开放，外资银行的进入及其在我国金融市场份额的不断扩大，准备金制度和再贴现的有效性将进一步削弱。其主要原因在于，外资银行可以便利地从国际金融市场和其它金融机构获得资金，外资银行的资金来源在国内受到制约时，会更多的转向国际市场。国内商业银行也会出现这种趋势。因为国内商业银行资金来源渠道也会随着金融业的开放逐步扩宽，所以准备金和再贴现政策的影响范围和程度趋于缩小。公开市场操作这一政策工具的运用需要一个完善的市场机制为载体。但我国国债期限较长、品种不多、数量较小，使得公开市场业务缺乏载体；而且商业银行持有大量国债将其视为低风险、高效益的优质资产而不愿出售，从而市场交易不旺，以调控基础货币为目的的公开市场业务缺乏交易基础。

美联储货币政策的启示

美国联邦储备系统自1913年建立以来，负责控制全社会的货币与信贷，它的职能是控制银行准备金的数量，决定全国的货币供应量，并影响信贷条件和利率。美联储主要利用三大政策工具来实现其职能，并且以公开市场业务为货币政策最重要的工具。自1991年3月份以来，美国经济已连续十年增长，与此相伴的是失业率降至近25年来最低水平，而消费物价指数上涨创30年来最低水平。这些成就与美联储货币政策的选择和实施有着紧密联系，为美国经济持续增长创造了一个良好的环境。

美国为刺激经济的恢复和发展，从1989年开始连续多次降低联邦基金利率和贴现率，到1993年美元利率降到历史最低点，联邦基金利率和贴现率都只有3％。经济在低利率的刺激下走出低谷，并出现较快增长，同时通货膨胀压力也随之增大，为防止经济运行过热，从1994年开始美联储又根据经济形式在不到一年的时间里7次调高官方利率，1995年二月联邦基金利率和贴现率分别达到6％和5.25％。不久，美国经济增长下降过快，同时通货膨胀率也得到了控制，1995年7月美联储下调利率，使得美国经济继续保持强劲增长。紧随其后，美联储主席格林斯潘在公开场合也表示对东南亚金融危机的担忧后，联邦银行于1998年9月和10月连续两次下调利率，并采取了积极的货币政策防止经济出现衰退。

由此可见，10多年来的事实数据表明，美联储在改善经济运行状况，实现货币政策的最终目标上做出了突出贡献。美联储成功运用的政策操作主要是：对利率和货币供应量的微调；对经济形势的科学预测；完善公开市场操作，便于随时进行微调。其成功的经验无疑对我国货币政策发挥其有效性提供了有益的启示。

提高我国货币政策有效性的建议

增强我国货币政策的有效性要充分考虑到我国的国情，不但要考虑到微观方面，比如培育市场客体—货币市场等，还要考虑到宏观方面，比如提高政府科学决策等，同时不能忽视操作技术方面：把握调控的时机—“点”（由于政策存在时滞因素，要有一定的超前性）和力度—“度”（为避免经济的过大波动，要注重微调）。具体建议如下：

（一）规范和发展货币市场

中央银行和商业银行在货币市场上正常运作以维持秩序稳定的最基本条件就是要有一个稳定有序的货币市场，并且这个货币市场须具备相当的规模。在货币市场不健全、不规范和不稳定的情况下，中央银行的调控是很难操作的，货币政策也很难发挥效力。这就客观要求加快货币市场的建设步伐，为中央银行运用市场机制，以间接手段进行宏观调控提供市场基础，以便发挥中央银行货币政策的最大的效力。

根据目前货币市场的现状，笔者认为，首先，应大力发展货币市场参与者，实现市场主体多元化；其次，要提高市场主体信用度，降低经营风险；再次，加快货币市场利率体制改革，实现利率的真正市场化；最后，因为国债市场既有货币市场的特征，又具有资本市场的特征，所以要加强国债市场在连通货币市场与资本市场中的重要作用，逐步建立一个开放、有序竞争、严格管理的货币市场。

（二）放宽中小金融机构的市场准入

国有商业银行的改革中，要正确处理金融创新和金融风险防范的矛盾。对有市场需求、有发展前途的行业、企业和产品必须大力支持。同样对盲目发放贷款、形成风险的要追究相应的责任。总之，应在强化信贷约束机制的同时，强化激励机制。只有这样，才能真正解决稳健的货币政策和信贷收缩机制的矛盾。

放宽中小金融机构的市场准入，在进一步促进中小金融机构发展方面出台一些新的措施和鼓励政策，构造货币政策运行的微观经济基础，从而延长货币政策传导渠道，进一步拓实金融运行的微观经济基础。

（三）确立有效的货币政策工具

选择科学有效的货币政策工具使得货币政策的有效发挥达到事半功倍的效果。首先，应扩大公开市场操作规模，加快货币市场建设的同时，大力发展银行间债券市场和票据市场，扩大市场交易主体，完善公开市场操作，促进商业银行的资金管理水平，以提高货币政策运用的效率。其次，要合理运用中央银行的再贷款，发挥再贴现等工具在投放基础货币当中的作用。再次，开发交易工具，进一步沟通货币市场和资本市场。只有不断的完善和有效的运用货币政策工具，从而实现进一步发挥货币政策有效性的巨大功用。

简短的结论

针对近年固定资产投资增长过快，政府的货币政策首当其冲。央行决定，自2006年8月19日起上调金融机构人民币存贷款基准利率。一年期存款基准利率上调0.27个百分点，由现行的2.25%提高到2.52%；一年期贷款基准利率上调0.27个百分点，由现行的5.85%提高到6.12%；其他档次存贷款基准利率相应调整，长期利率上调幅度大于短期利率上调幅度。

这些政策的出台，充分发挥了货币政策对经济的调控作用，有利于引导投资和货币信贷的合理增长，有利于引导企业和金融机构恰当地衡量风险，有利于维护价格总水平基本稳定，有利于优化经济结构，促进经济增长方式的转变，保持国民经济平稳较快协调发展。因此，笔者认为我国有必要对货币政策有效性的问题进行深刻研究，并让其充分发挥指导货币政策的制定、实施的最大功效，为市场经济服务。

参考文献：

货币政策论文篇12

股票市场与货币政策调控之间存在互动关系，而且越来越密切。股票市场的发展深刻影响着货币的供给需求、货币政策传导机制和货币政策调控目标，而货币政策通过货币供应变化、利率变化等调控手段也在影响着股票市场。在我国股市深刻变化的今天，对股票市场与货币政策调控的关系进行研究具有重要意义。

一、文献回顾

关于股票市场与货币政策调控的研究，近年来越来越受到各国政府和学者的关注。

(一)在关于股票市场与货币政策传导效应的关系方面

陆蓉(2003)通过构建向量误差修正模型进行脉冲反应分析和方差分解，度量了股票市场的货币政策效应，她认为货币政策目标能否实现，很大程度上取决于货币市场与资本市场的一体化程度。楚尔鸣(2005)进一步的实证分析表明，中国货币政策通过货币供应量作用于股票市场的效应明显，但传导过程中的“q”渠道和“财富效应”渠道等并没有充分发挥作用。宋宸刚、谭晓蓉(2001)还对股市泡沫的产生及其对货币政策传导效应的影响作了分析，这个研究对当前股市或许具有现实意义。

具体深入到货币政策传导有效性方面，苟文均(2000)分析了资本市场有效传导货币政策的条件，探讨了货币政策变革的基本方向。栾怡(2001)开始注重资本市场的发展对货币政策有效性的影响。江其务(2001)、许祥秦(2001)在研究中国货币政策失效问题时提到股票市场的因素，进而陈柳钦(2002)系统分析了资本市场发展对货币政策的影响，并重点阐明了我国资本市场有效传导货币政策的阻碍因素。刘志阳(2002)则从实证分析的角度提出货币政策的股市传导机制模型并进行检验，得出结论：货币政策与资本市场的相关度在逐步增强，这使得资本市场对货币政策的有效性产生了较大冲击；当局应对现有货币政策框架进行调整，重点是货币政策中介目标的利率取向和最终目标的股价参考。刘岭(2003)进一步通过分析不同货币政策传导机制，讨论了QFII对中国货币政策有效性的影响。许崇正(2003)则详细分析了中国股票市场传导货币政策低效的原因，并且与陈建新(2003)提出了扭转中国股市传导货币政策低效的对策。

(二)在股票市场与货币政策调控目标的关系方面

1．与最终目标的关系研究。Borio.C(1994)认为在一个有效的资本市场中，央行没有理由去关注资产价格的波动。只有当资产价格波动影响到货币政策最终目标时，货币政策才应干预资本市场。而国内学者钱小安(1998)在研究了资产价格变动对货币政策的影响后指出，资产价格变化对货币需求的稳定性、货币政策的执行会产生较大的冲击，应在确定货币政策目标、运用货币政策等方面作出相应的调整。Friedman(2000)通过对美国股票价格在一个较长时期中对通货膨胀和产出的影响进行实证分析，认为股票价格对产出和通货膨胀的影响并不显著。但就我国情况，谢平、焦瑾璞(2002)认为1999年下半年开始的货币政策机制紧缩效应与股票市场的关联在增强。央行为提高稳健货币政策的有效性应当关注股票市场的发展。同期，易纲等人(2002)借助模型分析发现，货币数量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，而且在一定意义上取决于股市。当股市价格偏离稳态越来越远时，经济运行将是不安全的。因此，央行制定货币政策应同时考虑股市价格和商品与服务的价格，但是央行的根本目标仍是维护币值的稳定。较权威的中国人民银行研究局课题组(2002)的研究报告也认为对股市波动央行应关注但没必要盯住。

2．与中介目标的关系研究。货币需求方面：Friedman(1988)认为股票市场通过财富效应、资产组合效应、交易效应和替代效应对货币需求产生影响。Friedman&McComac(1991)分析了美国和日本的股票价格与货币需求的关系，结果显示股票价格对货币需求具有负向影响。国内学者易行健等人(2004)实证检验了我国股票市场发展对货币需求的影响，估计了包含股票市场成交额的季度货币需求函数，得出我国股票市场成交额减少了各个层次货币需求的结论。进而赵明勋(2005)实证检验了我国股票市场对货币需求的综合效应，结果表明股票市场的发展倾向于减少狭义和广义的货币需求，且对广义货币需求的影响小于对狭义货币需求的影响。

具体到股票二级市场，据石建民(2001)、高莉、樊卫东(2001)的实证研究表明，股票二级市场对货币需求具有统计显著性，为正相关关系。股票二级市场对M1需求的影响要大于对M2的影响。

货币供给方面：周英章、孙崎岖(2002)对中国1993—2001年股市价格波动与货币供应量之间的关系进行实证研究，发现二者之间存在着长期稳定的均衡关系，但股市价格波动明显领先于货币供应量且对货币供应结构的稳定性构成较强的正向冲击，从而加大了央行货币调控的难度，削弱了宏观需求管理的有效性，故建议货币政策应密切关注股价波动。在股票价格对各层次的货币供应量影响方面，王维安、杨靖(2003)通过对中国1999～2002年的实证分析认为，股价变化引起的替代效应和转换效应是存在的，替代效应作用于短期，而转换效应会在一段时滞后显现。金德环、李胜利(2004)则进一步研究了中国股市价格和货币供应量的关系，实证结果显示股市价格和M0、M2之间存在着长期稳定的协整关系，它可以用货币供应量M0和M2来解释，但股价变化不是引起货币供应量变化的原因。

(三)在股票市场与利率手段的关系方面

Rigobon＆Sack(2001)实证检验的结果表明，标准普尔500指数每升降5％就可能导致利率升降25个基本点，利率对股市波动的反应强烈。国内学者王军波、邓述慧(1999)通过分析央行利率政策对股票市场的短期和长期影响，发现利率政策在短期和长期上对股价波动幅度、股票成交量等都有显著的影响，只是对股票市场的短期影响有反常现象，而长期影响则是稳定的。但是高俊峰(2004)在分析利率政策对我国股市的短期和长期效应后，则认为我国利率政策对股市的短期效应非常明显，但长期效应与理论分析有出入。他认为长期效应还要受资本市场和货币市场的完善程度、相互间沟通程度以及长短期证券工具的丰富程度的制约，而这恰是我国的不足。具体到利率调整对股票交易量的影响方面，李敏、金光(2004)通过实证分析认为该影响存在时滞，这一时滞约在15到30天之间；而且利率调整不对股票交易量产生决定性影响。

三、二者的互动分析

股票市场和货币政策调控二者之间存在互动关系：

(一)股票市场对货币政策调控的影响

1．股票市场对货币政策传导机制的影响。货币政策股票市场传导的财富效应和资产负债表效应，它们所成立的前提是：金融市场是完全竞争市场，货币市场和资本市场是一体的，没有阻滞。也就是说，要具有充分发展的金融市场，这样的市场资金配置效率高，现实中欧美等发达国家的金融市场接近于此。

近两年我国股票市场成功地进行了股权分置改革，实现了国有股和法人股的全流通，流通市值占GDP的比重迅速上升，股市规模进一步扩大，股市发展态势良好，这是有利因素。但种种制约因素使我国的证券市场并没有呈现出明显的财富效应来响应央行货币政策的传导：①货币市场和资本市场相互分割，一体化程度不高，货币和证券两种资产自身的联接效应以及两种资产价格的联接效应还有市场之间市场交易的非对称信息对称化效应不明显。②我国股票市场投机性太强，股票价格易纵，上市公司信息披露造假，市场信用体系并不健全，相关的法律法规急需完善。③市场规模尚需进一步扩大。

2．股票市场的发展对货币政策调控最终目标的影响。传统意义上货币政策最终目标是维持物价稳定，促进经济增长。这种只关注实体经济价格水平，不顾及虚拟经济资产价格的目标取向，在货币政策的实施过程中遭受到越来越多的尴尬和无奈。事实证明：股票价格已不能再排除在货币政策视野范围之外。随着资本市场在社会经济生活中日益重要、流通市值占GDP比重日益提高以及股指和GDP的相关度日益加强，货币政策通过股票市场的财富效应和资产负债表效应对实体经济的影响必然会日益加深，这其中作为主要表现形式的股价波动对央行货币政策调控最终目标的完善已提出迫切要求。

3．股票市场的发展对货币政策调控中介目标的影响。我国将货币政策中介目标定为货币供应量，与其相应的操作手段是基础货币。货币供应量取决于基础货币投放的多少和货币乘数的大小。股票市场的发展将深刻影响货币供应量。因为伴随其发展，大量社会闲置资金将进人股市，银行、企业和居民的原有货币需求将发生变化，从而基础货币在他们之间的分配比例也将改变，这将影响基础货币的创造能力。而且由于股票价格的上涨，居民会减少现金持有，更多地进行证券投资，从而造成流通中现金漏损减少，货币乘数增大。股票市场的发展还将使居民、企业、机构投资者和商业银行通过货币市场和资本市场进行资金配置的互动加强，这将影响商业银行超额准备金的稳定性，从而影响货币政策的执行效力。可行的解决方法是在货币政策的调控方式上更多的采用利率手段，因为货币市场的利率变化将通过股票市场的财富效应和资产负债表效应对实体经济产生影响，从而帮助央行实现货币政策意图。

(二)货币政策调控对股票市场的影响

货币政策调控对股票市场的影响，集中体现在股票价格的变动上。上文提及的货币政策的利率调控手段，实质上就是央行通过利率变化来改变货币和证券这两种资产的相对价格，从而吸引资金由货币市场流向资本市场，最终影响股票价格。货币供应量的变化同样会对股票价格产生影响。当央行增加货币供应量时，居民手中持有的现金将增加，货币的边际收益下降，而就短期看居民出于交易动机和预防动机的货币需求变化不大，投机需求则会出现较大变化，于是股票价格将被推高。

四、政策建议

为了实现我国股票市场和货币政策调控的良好互动，政府应在如下三个方面调整完善政策：

1．央行在制定货币政策时应关注股价波动

2006年来我国股市发展迅猛，资本市场在国家经济生活中的位置愈发重要，股指与GDP的相关度也在加强，这意味着股票市场的财富效应和资产负债表效应会日益明显。而央行将股票价格纳入货币政策视线将适逢时机。

2．推进利率市场化改革