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）

二、假设的提出

研究表明，1998年以来我国实施的扩张性财政政策对全国经济全要素生产率增长、省份经济全要素生产率增长和技术进步具有较强的促进作用（郭庆旺、贾俊雪，2005）。这意味着扩张性财政政策不仅可以改善经济环境和投资环境，在量的方面增加公司利润，而且可以在质的方面提高公司效率。另外，由于扩张性财政政策可以通过增发国债等方式扩大购买支出，通过转移支付方式调整收入分配，借以刺激消费和投资增长；通过税收政策减少税收支出，进而刺激公司再投资，拓展资本规模。因而，扩张性财政政策有利于公司会计业绩的增长。而扩张性货币政策通常意味着货币供给增加和利率下降，信用也变得更加充足，新的投资项目将更为有利可图；与此同时，在扩张性货币政策下，每一利率水平下的需求也会增加，这些都会导致公司有更好的盈利机会和盈利水平。根据以上分析，我们提出以下假说1：假说1：扩张性货币政策与公司的会计业绩显著正相关。

三、模型设计

1.模型设计。为了检验不同货币政策下的公司绩效之间的差异，本文使用绩效的托宾Q模型，此模型是近来研究公司绩效的学者常使用的模型（Fazzraietal，1988，KaplanandZingales，1997，Duehinetal，2009）。具体模型如下。AP代表会计业绩包括三个指标：营业利润率、利润率、净利润率（营业利润、利润总额和净利润除以年度平均总资产），t代表时间下标，i代表公司下标，TobinQ代表公司成长机会，LDBL是财务杠杆，MP表示货币政策类型哑变量。

2.货币政策类型的界定方法。根据对2007年至2014年第三季度货币政策执行报告的解读，我国货币政策根据经济发展需要进行了相机适应性调整。虽然由于篇幅的原因，没有列示货币政策执行报告及其类型，但是，我国自2001年第1季度至2007年第1季度一直使用稳健性货币政策，中间虽然也存在一些微调，但都没有更改基本的货币政策类型。货币政策发生重大变化是从2007年第二季度开始的。为了控制经济增长过快，公司绩效过度，国家及时采用了适度从紧货币政策，适度从紧货币政策实施了两个季度后，政府认为经济增长速度依然过快，货币政策改为紧缩货币政策，紧缩性货币政策实施了三个季度，由于受到国际金融危机的影响，经济从增长过快转向趋冷，自2008年第3季度开始采用适度宽松的货币政策。总的来说，从2007年第2季度至2008年第2季度实行的是紧缩的货币政策；从2008年第3季度到2010年第4季度实行的是宽松的货币政策；从2011年第1季度至2014年第3季度实施的是稳健的货币政策。

四、样本选取及假设检验

本文数据来自CSMAR数据库，公司财务数据使用2007年第一季度到2014年第三季度报告数据，货币政策执行报告来自中国人民银行网站。剔除下列公司数据：（1）公司财务数据中存在缺失值的数据，（2）季度销售收入增长两倍和减少一倍的数据，（3）总资产季度增长一倍和减少一倍的数据：（4）金融行业公司数据。为了保持更多样本观测值，将主要研究变量的上下1%的数据使用1%分位和99%分位值替代。考虑到季度数据可能存在季度变化特征，在设定研究视窗时，既要考虑货币政策的变化，又要考虑数据季度特征的影响。因此，本文将研究视窗设计如下表。

1.描述统计。从上图中可以看出，所研究变量的均值基本都大于中位数，说明这些变量都存在右偏。由于篇幅原因没有列出主要变量各季度均值变化表，表中可以看出，托宾Q值和流动比率成周期性的，反向变化。从2007年第二季度到2008年第二季度中央银行实施紧缩货币政策，在此期间，公司托宾Q值都高于均值，其它季度公司托宾Q值都低于均值，这表明紧缩货币政策主要是为了抑制经济增长过快。在经济高速增长时期，受货币供给的影响，公司的价值在逐渐减少。

货币政策论文篇（4）

AnalysisonIndustrialEffectsofMonetaryPolicy

——demonstrationstudybasingonChineseMonetaryPolicy

JinYong-jun

（CollegeofEconomics,NankaiUniversity,Tianjin,300071)

ChenLiu-qin

（TianjinAcademyofSocialScience,Tianjin，300191）

Abstract:Thispaperfirstlydocumentsasimpletheoreticalexamplefocusingononecharacterofindustries:factorintensityandprovesthatmonetarypolicyhasdifferenteffectsacrossindustries,thenmeasurestheimpactofmonetarypolicyshocksonoutputofsixindustriesinChinaaftertheyear1995.BothEGtwo-stepestimateandimpulseresponsefunctionsfromestimatedstructuralvectorautoregressionmodelrevealdifferencesinmonetarypolicyresponses,whichinsomecasesaresubstantialsuchastheFirstIndustryandtheSecondIndustry.ThepaperalsosimplyprovidesevidenceonthereasonsforthemeasureddifferentialpolicyresponsesacrossindustriesandsomesuggestionsforChineseGovernment.

Keywords:monetaryPolicy;industrialeffects;interestrate

一、引言

经济结构问题一直是中国经济发展的症结。尤其是1997年以来“货币迷失”问题的出现和2004年结构型通货膨胀的发生，经济结构问题再次成为理论界探讨的焦点。由于2003年后随财政政策逐步淡出，货币政策将成为宏观调控的一个有力手段：2003年第四季度的货币政策执行报告明确指出要运用金融调控手段，促进我国产业结构调整。2004年银行体系为实现这一目的，做了种种努力，如按月召开经济金融形势分析会，有针对性地对商业银行加强“窗口指导”和风险提示；控制对钢铁、电解铝、水泥等“过热”行业的授信总量；大力发展消费信贷，努力扩大消费需求；放开金融机构（城乡信用社除外）人民币贷款利率上限等。由此，人们自然地会关注货币政策是否具有结构调整的功能，即货币政策的变化对不同行业影响的差异及对行业间产值差距的影响，也就是货币政策的行业①非对称效应。然而，传统的观点认为货币政策变化对经济实体的影响主要是指货币政策的总量调节效应，即货币政策的变化影响到微观主体的需求如消费需求和投资需求，进而影响整个宏观经济的总量均衡。这一观点不仅忽略了货币政策在进行总量调节时，对不同行业需求量调节的差别，而且也忽略了货币政策对每个行业供给能力影响的差别。

然而Blinder(1987)、Farmer(1988)、Christiano&Eichenbaum(1992)、Christiano、Eichenbaum&Evans(1997)、BarthIII&Ramey(2000)都曾经认为货币政策的变化会通过供给面的渠道影响经济结构。他们假设公司在获得销售收入之前，一般都是通过借款来支付固定资产投资和生产要素费用。由于各个行业既有的生产成本和利润空间是不同的，随着名义利率的上升，各个行业的生产成本会上升，货币政策对各行业产生不同的影响。当然还得假设经济中存在必要的价格粘性或刚性，否则，如果调整瞬时完成，那么利率的变化难以影响经济实体。Gauger&Enders(1989)、Bernake&Gertler(1995)、Carlino&Defina(1997)、Ganley&Salmon(1997)、Shelley&Wallace(1998)、Hayo&Uhlenbrock(1999)、Dedola&Lippi(2000)、Peersman&Smets(2002)、Arnold&Vrugt(2002)分别对不同国家货币政策的结构调整效应进行了实证研究。这些研究都证实各行业对货币政策冲击的反应是不同的，并分析了其中的原因。Bernake&Gertler(1995)运用VAR模型检验了货币政策对不同的支出（如耐用品、非耐用品消费支出、居民投资支出和商业投资支出等）的不同影响；Ganley&Salmon(1997)基于1970-1995年的英国数据，利用VAR模型分析得出建筑业的利率敏感性最强，其次是制造业、服务业和农业；Hayo&Uhlenbrock(1999)认为人们都习惯于研究货币政策尤其是利率政策的总量效应，往往忽视货币政策在传导过程中各行业间的异质性或非总量（disaggregate）的不对称性，并运用VAR模型研究了德国28个行业对货币政策的不同反应，发现了重工业比非耐用消费品更具有利率敏感性，并从资本生产率（资本与行业产值比率）、要素密集程度（资本与劳动比率）等四个因素寻找各行业对货币政策反应不一的原因；Dedola&Lippi(2000)利用OECD的五个国家21个行业的面板数据分析得出公司规模、融资能力、财务费用负担等因素是解释各行业不同的利率敏感性的重要原因；Peersman&Smets(2002)对欧洲各国的行业的货币政策效应也进行了类似的研究。

国内部分学者也研究货币政策的结构调整效应。1998年财政部科研所课题组论证了产业政策与金融政策包括利率政策、信贷政策的关系并提出了一定的政策措施；张旭和伍海华（2002）认为金融政策会通过资金形成机制、资金导向机制和资金催化机制促使产业结构高级化，提出了银行主导型和资本主导型的两种金融结构调整模式，并建议我国应以银行为主导的金融模式为基础，并借助资本市场，实现产业结构调整升级；周逢民（2004）从振兴黑龙江工业基地入手研究货币政策在调整国家产业布局中的作用，并认为货币政策在注重全局调控的基础上，应该充分考虑全国各地区之间的经济和产业差异。通过政策倾斜、投资引导、信贷政策和政策协调等多渠道提升货币政策在促进结构调整中的效果。

然而国内文献只是叙述性地论证了货币政策在产业结构中的作用，并没有提供相关有效的理论模型和经验证据，其现实指导意义有限。本文从一个有关行业要素密集度的例子出发，证明了行业要素密集度的不同会影响到货币政策对行业的作用效果，并利用我国有限的数据，用E-G两步法和ADL模型验证了货币政策对六个行业的长期效应的异质性，尔后又采用VAR模型和脉冲相应函数证明了我国各行业对货币政策冲击反应不一的过程并从行业自身角度简要分析了其中的原因。当然，文章的初衷并非是否认货币政策的总量效应，只是论证货币政策具有一定的结构调整效应，且这种结构调整效应并非是指政府通过货币政策的行政手段如政府的信贷配给，而是指通过货币政策的经济手段如利率政策，以市场方式来影响某些行业的信贷规模，进而影响行业的产值和行业差距。

二、一个简单的理论说明

货币政策对我国经济结构形成和调整的作用的主要传递过程可归纳如下：货币政策（利率政策）投资影响资金流量结构影响生产要素分配结构影响资金存量结构影响经济结构。对一国经济来说，经济金融化程度越高，市场经济发展越完善，这种传递过程就越明显，越有效。因为在市场经济体制下，经济结构调整不再单纯体现为政府的主导行为，而是由微观经济主体根据价格信号的引导来选择配置的渠道、数量和结构。作为资本价格信号的利率显然成为配置资源的基础。因此我们选择利率政策探讨货币政策的行业的废对称问题。

利率变化对行业的影响程度受制于很多因素如行业发展阶段、规模报酬因子、技术水平、市场结构、产品的需求因素、要素密集度等。为说明原理起见，举一个对资本具有同等偏好的两部门模型的例子，该例子说明：存在资本约束和两部门对资本有同等偏好的情况下，要素密集程度不同会产生不同的货币政策行业效应。

假设：

⑴只存在两个完全竞争行业，都使用资本（K）和劳动（L）两种生产要素，行业1是劳动密集型的，行业2是资本密集型的，不考虑技术水平。

⑵生产函数满足所有的古典假设，Yi=Fi(Li,Ki)=Lif(ki)，ki=Ki/Li

⑶两个行业的生产要素自由流动，因此W=W1=W2,R=R1=R2

⑷市场出清即D1=Y1=E1,D2=Y2=E2

⑸资本和劳动两种要素充分利用，L=L1+L2,K=k1L1+k2L2

⑹行业1、2的价格为P1、P2，相对价格为P=P2/P1，为常数。

求每个行业利润最大化得：

，（2-1）

由（2-1）得：要素价格比率w：

（i=1,2）（2-2）

由于生产函数呈现边际收益递减和规模报酬不变，所以资本劳动比率ki唯一地决定于要素价格比率。得：

（2-3）

这一结果表明两部门对资本具有同等的偏好。其经济含义可理解为：当利率下降时，两行业的厂商为了减少成本会用价格相对便宜的资本来代替价格变得相对昂贵的劳动，从而促使资本更密集地使用。相反，当劳动要素价格变得相对便宜时厂商会用劳动代替资本，从而资本劳动比率下降。因为D1=Y1=E1,D2=Y2=E2，所以：

（2-4）

（2-5）

由于dki/dw>0，所以上式右边的第二项为正。于是w的变化对产出的影响就取决于要素价格变化所引起的劳动要素在两个部门之间的流动，即取决于dLi/dw的符号。对假设（5）求全微分得：

（2-6）

（2-7）

（2-6）、（2-7）式说明两行业厂商对劳动具有不同的偏好。其含义为：当资本供大于求时，利率下降，劳动价格相对上升，行业1的厂商增加对劳动的需求，而行业2的厂商减少对劳动的需求。分别代入（2-4）、（2-5）得：

（2-8）

因为（k1-k2）<0，随着贷款利率的下降，要素价格比率w上升，劳动力将由第二行业向第一行业转移，同时由于两行业对资本具有同等的偏好，使得资本无法在两行业间进行转移，从而使第一行业的产出增加，第二行业的产出减少。

上述简单模型只证明了在资本约束和两个行业厂商对资本都有同样偏好的情况下，要素密集度的不同影响利率政策对两行业的作用效果，还有很多诸如技术水平、市场结构、规模报酬因子、产品需求因素等影响货币政策行业效应的因素没有在模型中体现。如果把这些因素都考虑到一个模型（如果存在这样一个模型的话），从理论上判断货币政策的最终的行业效应可能很复杂。不过，借助实证方法却很容易显示这种最终的行业效应。

三、实证模型设计

（一）实证模型说明

第二部分的理论模型说明：在假设（1）-（6）下，行业自身的异质性使得行业对利率变化反应不一，而且还说明了行业发展除了受到利率水平影响外，还受到工资水平的影响①。如果放开某些假设②，给出具体的生产函数形式，并采取成本最小化的方式求解，我们就能找到模型的显示解。

假设行业i生产函数为：（3-1）

厂商的成本为：WLi+RKi，求其成本最小化得：

（3-2）

其中该行业所用的劳动和资本分别为

利用比较静态分析得：，说明随着工资或贷款利率或产量的增加，厂商的成本随着增加。因为行业i完全竞争，所以：

（3-3）

这里假设行业i的需求价格为Pi=bW/Yi，暗含的意义为消费者的收入只有工资收入W，而且其中只有b部分的收入拿来消费i产品。因此：

（3-4）

均衡产量对贷款利率反应为：，说明随着贷款利率的下降，均衡产量会上升。传导机制：Rit，企业边际成本，贷款资金，投资，产量，当产量大于需求量时，P，均衡产量增加；当产量小于需求量时，P，均衡产量增加。以上机制成立的前提是行业i能无约束地获得资本和劳动。对（3-4）式两边取对数得：

（3-5）

其中、、分别为常数、对数的技术水平和工资水平，为非对数的贷款利率。根据（3-5），实证部分将分成两个阶段：

第一阶段利用动态分布滞后模型ADL或E-G两步①法验证各行业序列与实际利率（rir）、实际人均可支配收入（rre）是否存在长期的稳定关系（协整关系），并察看实际利率的系数来确定货币政策对各行业序列作用效果。考虑到财政政策、政府重大政策也会影响到各个行业序列，因此在模型中引进这些变量以剔除它们对行业序列的影响。两个基本模型如下：

②（E-G模型）（3-6）

（ADL模型）（3-7）

这里t、G、虚拟变量D分别代表行业的技术水平（假设技术是时间的函数）、财政支出、1997-1998年政府大力度的政策变革③。因此1997、1998年所有月份或季度的D取1，代表较大力度的政策变革所带来的经济影响，其他年份取0。E-G两步法和ADL模型均能用来寻找变量间的长期关系。E-G两步法简单直观，有很强理论基础，但有时很难得到变量间的协整关系或变量间的协整关系不够完美如协整变量的t值较小、自相关严重等。而ADL在建立模型时就考虑了滞后项的相关信息，因此如果变量存在长期关系，则此种长期关系相对完美。然ADL模型求长期关系时较复杂：首先利用OLS估计（3-7）式，然后采用Wald或LR方法检验同类变量的是否成立，接着对检验所得式的两边求期望得到长期关系式：

④（3-8）

如果（3-6）和（3-8）式中的残差序列εi、ei是I(0)的，那么就可判定行业序列、实际利率、实际人均可支配收入、政府财政支出、虚拟变量存在协整关系。协整检验的目的是防止由于第一步OLS估计的变量非平稳且不存在协整关系而产生的“伪回归”问题。因此在E-G两步法和由ADL导出的长期关系式之前需要利用单位根检验各变量的平稳性。如果所要估计的变量均平稳，式（3-6）、（3-8）是真实的；如果所要估计的变量均非平稳，则两式结果是否真实要取决于第二步的协整检验。此外，用LM统计量、怀特（White）检验、ARCH统计量分别检验残差序列有无自相关、异方差、自回归条件异方差。

如果最后判定回归估计真实，则可查看rir的系数。若β4>0，说明某行业对货币冲击有正向反应；若β4<0，说明某行业对货币冲击有负向反应；若β4=0，某行业对货币冲击没有反应。此外，在β4符号相同的情况下，看β4绝对值大小。

第二阶段借用VAR及相应的脉冲响应函数检验各行业产值对货币冲击反应的短期动态过程，进而分析货币政策的结构效应。VAR模型是用所有当期内生变量对所有内生变量的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。当然如果模型中存在只有单项因果关系的变量，也可以作为外生变量加入VAR模型中（张晓峒2000）。

本文采用的向量自回归（VAR）模型如下：

（3-9）

这里Yt和EX分别表示内生向量项和外生向量项，内生变量包括行业均衡产量（yit）、实际贷款利率（rir）、实际人均可支配收入（rre）和财政支出（G）；外生变量包括技术趋势项（t）、虚拟变量（D）。A、B分别为外生变量和内生变量的系数矩阵。其中每个行业VAR模型的变量要与第一阶段的E-G两步法所得的估计式一致。

一般而言，非稳定（含单位根）的VAR模型对新息（innovation）的冲击有长久的记忆能力，这与经济事实不符合。因此要保证VAR模型和脉冲响应函数稳定（对新息的冲击收敛），一般要检验变量的平稳性或变量之间是否存在协整关系。而这些结论都会在第一阶段给出。

我们用赤池信息准则(AIC)确定VAR和（3-7）式滞后期k值。选择k值的原则是在增加k值的过程中使AIC的值达到最小。在VAR模型中，适当加大k值可以消除误差项中的自相关。但k过大又会导致自由度减小，以致影响模型参数估计量的有效性。

由于对VAR模型中单个参数估计值的解释很困难，因此要想对一个VAR模型得出结论，往往要借助观察系统的脉冲响应(impulseresponse)函数。脉冲响应函数描述一个内生变量对误差冲击的反应。具体地说，它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的新息冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。为了直观形象地刻画变量间的相互影响，我们采用的都是曲线图的形式，没有列出相应的数据表形式，但我们的分析是结合曲线图和相应的数据表进行的。

（二）数据来源说明

实际贷款利率是根据1995年以来，中国人民银行公布的一年期的贷款利率，并进行了零售物价指数的处理，其计算公式是：实际贷款利率=(1+名义利率)/(1+通货膨胀率)-1。国家财政支出的数据采用国家基本建设支出、挖潜改造资金、支援农业支出和文教科学卫生事业费四项之和。由于数据限制，我们只分析第一、第二和第三产业、批发贸易零售业、房地产业、餐饮业六个序列。第一、第二、三产业的产值数据采用1996-2004年的季度数据；由于没有批发贸易零售业、餐饮业的月度产值数据，所以只能用1996年1月-2002年12月社会商品零售额的月度数据；分析房地产行业时，我们使用1998年1月-2004年12月的商品房的零售额的月度数据。上述变量都进行了以1995年各季或各月为基期的零售物价指数的处理并取了自然对数值，随后又进行了季节调整。所有的数据均来自各月《中国人民银行季报》、《中国统计快报》、《中国经济景气月报》和中经网数据库（主要是最近的数据）。

四、实证结果分析

利用ADF检验各行业序列、实际贷款利率、人均可支配收入和财政支出、虚拟变量的平稳性。原假设为序列非平稳。在水平值下，检验结果均接受原假设，而在一阶差分下，检验结果都在1%的水平上拒绝非平稳的原假设（表3-1），说明各序列均为一阶单整。

行业序列长期关系检验结果显示第一、二、三产业采用E-G两步法的结果，其他行业采用ADL模型的结果。变量间具体的长期关系式见表3-2：第二产业、房地产行业、贸易批发零售业三个序列与实际贷款利率、人均实际可支配收入、财政支出及虚拟变量存在协整关系；第一产业和餐饮业与实际贷款利率、人均可支配收入和虚拟变量存在协整关系；第三产业与实际贷款利率、人均实际可支配收入、财政支出存在协整关系。除第一产业外，其余序列与其他变量的拟合程度都非常高，且除餐饮业未通过二阶自相关、房地产业未通过异方差检验外，其它的残差序列均通过了一、二阶自相关LM1、LM2和异方差White及条件异方差ARCH的检验，因此总体而言，所有拟合关系式表现较好。

注：（1）检验形式中的c和t表示带有常数项和趋势项，k表示滞后阶数；（2）滞后期k的选择标准是以AIC和SC值最小为准则。

图1-6（见附录1）显示了六个行业对实际贷款利率的脉冲响应过程。由于对VAR模型单个参数估计值的解释是很困难的，故本文不列出VAR模型的具体形式，直接给出脉冲响应过程。但需要说明的是：由于VAR模型要求残差向量必须是非自相关的（更严格的要求为εt～iid[0,Ω]），所以滞后阶数k的选择就显得很重要。本文AIC选择的结果如下：除对第三产业、餐饮业、房地产业、批发贸易零售业选择k=3外，其余时间序列的k值均等于2；为保证VAR模型稳定，要求每个变量平稳或变量间存在协整关系，而第一阶段长期关系式的检验均显示所估计的每个行业序列方程存在协整关系，这也从图1-6的收敛的脉冲响应过程看出，即对贷款利率或人均收入的随机误差项施加一个标准差的冲击后，该冲击对行业序列的影响是逐步消失的，尽管消失的过程各异。

下面集中讨论贷款利率变化对各行业的作用效果①。表3-2和表3-3均显示第一产业对贷款利率的变化反应很大，且成反方向变化。这与Around&Vrugt(2002)对荷兰数据的检验结果一致：荷兰农业的利率弹性仅次于建筑业、第二产业（除建筑业外）；与Ganley&Salmon（1997）对英国的检验结果相反：英国第一产业利率敏感性很低，且在第一年和第二年，第一产业对一单位货币政策的脉冲反应均为正方向，Ganley&Salmon认为其原因是英国的第一产业主要是大宗产品的生产且是反周期的。我国第一产业之所以受贷款利率影响较大，原因可能是：第一产业包括农林牧副渔业，虽均为劳动密集型行业，但其市场结构表现为近乎完全竞争，技术贡献率很低，规模生产的能力较弱，行业利润空间非常有限，因此贷款利率敏感性会很高。1994-2004年农业短期贷款比率和贷款利率的相关系数非常高，达到-0.932；农林牧副渔的固定资产投资贷款比率与贷款利率也存在较强的负相关关系。

第二产业受到贷款利率的影响也很大，贷款利率弹性为2.03，对贷款利率的冲击的反应速度较快（第二季度达到最大值4‰），反应的持续期较长（18个月），然而反应程度较小（反应期间均值只有1.7‰）。这与Around&Vrugt(2002)、Ganley&Salmon（1997）研究结果类似。在解释原因时他们主要侧重于分析第二产业中具体行业的某些特点如行业的公司规模、要素密集度、财务杠杆比率和利润等。然而我国由于缺乏第二产业中具体行业的数据，因此很难判断哪些因素对货币政策的行业效应具有重要作用。但需说明一点：1994-2004年，工业贷款和建筑业贷款总额均占到短期贷款30%多，远远大于农业贷款的比例；更新改造、基本建设及总固定资产投资贷款中，1997年第二产业分别占了81%、59%和64%，2002年分别为81%、41%和50%。

房地产行业不仅对贷款利率冲击的反应持续期很长（为35个月），且反应速度较快，第4个月就达到最大值（14.7‰），反应程度较大（整个期间均值达到4.7‰），且协整关系式表明贷款利率上升1%，房地产产值将下降4.47%。尽管房地产是自然垄断性的行业，垄断利润较高，然而房地产行业是资本密集型行业，且大部分资本直接或间接地来自银行贷款，“有人作了估计，即使是小开发商，其资金来源的60%都是来自银行借款……必须看到，我国商业银行贷款的超常增长中，房地产业开发的贷款占了较大的比例”①。随着贷款利率逐步下降，房地产开发贷款占金融机构的贷款比率逐步上升，从1998年的2.34%上升至2003年的4.19%，而且1997-1998年、1997-2001年、1997-2003年、2002-2003年房地产开发贷款的增速分别为15.84%、19.8%、26.8%和49.10%，且与贷款利率的相关系数达到了-0.75。此外，房地产行业的资产负债率从1997年至2004年一直在75%以上，财务风险很大；如果考虑到消费者贷款利率的敏感性，房地产财务风险将会更大。因为房地产公司开发投资很大一部分资金来源于消费者个人住房贷款②。由于巨大的财务风险存在，房地产行业利率敏感性应不会太低。

受贷款利率影响较小的是第三产业、餐饮业和批发贸易零售业。在协整关系式中，第三产业未通过显著性检验，餐饮业和批发贸易零售业通过了的Wald检验，且在脉冲反应过程中，反应程度都很小，但表现不一。第三产业与贷款利率成反方向变化，反应程度相对较大（第3个季度达到反应的最大值3‰，整个期间反应均值为1.4‰）；餐饮业成正方向变化，但反应程度很小（最大值为2.6‰，均值仅为0.8‰）；批发贸易零售业的利率敏感性最弱，对实际贷款利率的冲击几乎为零。第三产业包括交通运输、仓储和邮政业、批发贸易零售业、餐饮业等15个行业。这些行业中有些如交通运输、仓储和邮政业、信息运输和金融业等行业资本密集度、垄断程度、规模效益都很高，利润空间很大，而且他们自有资本较充足，1994-2004年的固定资产投资中，平均只有25%左右的资本来自银行贷款，因此他们受贷款利率影响可能较小；有些如贸易批发零售业、餐饮业、娱乐业等行业劳动密集度较高，具有一定垄断竞争的特征，来自银行贷款的资金有限，受贷款利率的影响也较小，实证结果也说明了这一点；还有些如卫生、社会保障和福利业、水利、环境和公共设施等属于国家支持的行业受贷款利率就更小。因此第三产业及其中的餐饮业和贸易批发零售业的利率敏感性较低。

注：（1）带*的数据表示相应变量的滞后阶数（2）带的数据表示Wald的检验值（3）带数据表示未通过相应的检验（4）房地产业、餐饮业和批发贸易零售业的ADL模型具体形式见附录2

注：（1）由于图1-6所用的刻度不一样，收敛程度很难比较，表3-3所有的结果来自脉冲响应过程的数据表。（2）收敛是指一单位正向冲击所得的响应第一次低于1‰或响应曲线第一次交于零轴，若两者皆有，以第一次交于零轴为准。（3）+、0、-表示相对于一单位标准差冲击的正、无、负反应。

五、总结性评论

本文从基于要素密集度不同的两部门例子出发，说明了由于行业自身的异质性，每个行业对同一货币政策冲击存在非对称效应，进而引起货币政策的行业结构调整问题。接着利用E-G两步法、ADL模型和VAR模型所得结果论证了各行业对货币政策冲击的反应是不一样的。从本文验证的六个行业看，第一产业和房地产行业受到货币政策的冲击最大，其次是第二产业，接着是第三产业和餐饮业，影响最小的是批发贸易零售业，且其中四个行业对贷款利率冲击成反方向变化，餐饮业成正方向影响，批发贸易零售行业几乎不受贷款利率的影响。由于国内行业数据的限制，我们无法用实证方法说明究竟是何种原因导致不同的货币政策行业效应，但我们从行业的市场结构、要素密集程度以及行业的资产负债率等因素简要地探讨了其中的原因。

从政策角度上考虑，上述分析所体现的政策含义主要有以下几点：

第一，政府在实施新的货币政策前，要充分考虑到货币政策的结构调整功能。本文即使选取单一实际贷款利率而非差别的贷款利率（数据很难获得）也证实了六行业对单一利率变动的反应是不同的。如果所有行业实行统一的利率政策，第一产业和房地产将受影响最大，其次是第二产业，第三产业、餐饮业和贸易批发零售业受影响较小。这样统一的利率政策可能与我国的结构调整目标相悖。克服方法之一是辅之其他政策配合，之二是货币政策自身要更灵活如差别的利率政策。

第二，要区别对待由于不同原因导致利率敏感性差异的行业。中国的第一产业的利率敏感性很强，完全竞争的市场结构导致第一产业利润空间有限是其中的重要原因。由于这一原因，作为关系国计民生和国民经济基础的第一产业，政府应该给予特殊对待。如第一产业的发展要与产业政策扶植相结合，实行优惠的贷款利率政策或政府直接补贴政策；加大农业发展银行和农村信用社的支持力度。然而目前农业发展银行目前职能比较单一，对农村经济发展的政策支持力度不够。此外某些地区为了减低农村信用社的不良贷款比率，其支农贷款比率比企业贷款利率高出20-50个百分点。这些现象都是需要克服的。而对于房地产行业，其利率敏感性主要来源于自身是资本密集型行业和高资产负债率运营方式。对于这类行业的发展，我们可借助更多的市场和经济手段如利率政策，引导其发展，而非一味地利用行政手段进行干预，其结果可能只会导致更多的寻租和腐败行为。

第三，加快利率市场化改革，完善利率或货币政策的传导效能。利率市场化是利率管制的对称，是指将利率决定权交给市场，由市场资金供求状况决定市场利率，市场主体可以在市场利率的基础上，根据不同金融交易各自的特点，自主决定利率。利率是资金的价格，一个优化的利率结构，首先应反映中央银行金融政策及国家产业政策，反映风险、成本、期限及盈利水平，反映和调节资金供求；其次，利率的变动和差异，应能够引导资金的合理流动，促进行业结构的合理调整。我国要最终建立社会主义市场的经济体制，以市场机制为主优化资源配置，这就要强化金融机制的市场调节功能，把利率市场化作为我们孜孜以求的目标，就我国目前而言，应刻不容缓地强化利率政策对资金投向的选择功能。

参考文献：

[1]BernankeB.andM.Gertler,1995,“InsidetheBlackBox:TheCreditChannelofMonetaryPolicyTransmission”,JournalofEconomicPerspective,Vol.9,27-28.

[2]BernankeB.andI.Mihov,1998,“MeasuringMonetaryPolicy”,QuarterlyofJournalofEconomics,Vol.113.

[3]LawrenceJ.Christiano,1997,“StickyPriceandLimitedParticipationModelsofMoney:AComparison”,EuropeanEconomicReview41,1201-1249.

[4]GaryL.SherryandFriderickH.Wallance,1998,“TestsoftheMoney-OutputRelationUsingDisaggregatedData”,TheQuarterlyReviewofEconomicandFinance,Vol.38,No.4,865-873.

[5]MarvinJ.BarthIIIandValerieA.Ramey,2000,“TheCostChannelofMonetaryTransmission”NBERworkingpaper7675.

[6]CarlinoG.andR.DeFina,1998,“Thedifferentialregionaleffectsofmonetarypolicy”,TheReviewofEconomicsandStatistics,80(4),572-87

[7]DedolaL.andF.Lippi,2000,“Themonetarytransmissionmechanism:EvidencefromtheindustrydataoffiveOECDcountries”,CEPRDiscussionPaper2508.

[8]GanleyJ.andC.Salmon,1997,“Theindustrialimpactofmonetarypolicyshocks:somestylizedfacts”,BankofEnglandWorkingPaperSeries,68,1997.

[9]HayoB.andB.Uhlenbrock,2000,“IndustryeffectsofmonetarypolicyinGermany”,J.VonHagenandC.Waller(eds.),RegionalaspectsofmonetarypolicyinEurope,Boston,Kluwer,p127-158.

[10]AroundandVrugt,2002,“RegionaleffectsofmonetarypolicyintheNetherlands”.InternationalJournalofBusinessandEconomicsVol.1,No.2,123-134.

[11]易纲.林明.理解中国经济增长[J].中国社会科学，2003，(2)，45-60.

[12]张军.资本形成、工业化与经济增长:中国转轨的特征[J].经济研究，2002，(6)，3-13.

[13]周逢民.论货币政策的结构调整功能[J].金融研究，2004，(7)，51-56.

①本文所说的“行业”包括通常意义上的产业和行业。本文之所以统称为“行业”，原因之一是中国通常意义上的行业月度或季度数据太少，所以将产业数据也纳入分析；其二只为叙述方便。

①因为（2-8）式中的K1、K2、L1、L2都是W、R的函数。

②如在生产函数中考虑技术水平A，并放开假设（4），引入消费者需求因素。

①本文的E-G两步法是其它文献所提E-G三步法，本文不涉及第三步ECM模型的构建，故称E-G两步法。

②也可作如下估计：（1）yit与D、G、t作回归，求得残差y*，（2）rir、rre分别与D、G、t作回归，求得残差rir*、rre*，（3）再求得y*与rir*、rre*的回归式，其系数相应地等于（3-1）中rir、rre的系数。

③1997年后，一大批国有中小型企业倒闭或破产，国有单位就业人数、国有及国有控股工业的个数分别从1997年10766万人和11万个猛降至1998年的8809万人、6.47万个。

④前提是rir、rre和G的系数检验不成立

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）

从上文文献综述中我们发现，无论从理论上还是实践上，财政政策和货币政策的效果并不一定是相互加强的，财政政策和货币政策能否相互配合取决于经济结构、宏观调控体系、经济发展水平以及时间等多种因素，分析影响财政政策和货币政策协调性的重要因素，对于增强我国宏观调控体系的科学性和有效性具有十分重要的意义。但是，国内学者大都从理论和政策层面分析财政政策和货币政策之间的协调性问题，忽视了对两者之间配合效果的实证研究。张志栋和靳玉英（2011）仅分析了价格层面的配合效果，研究角度比较有限，而且利用29年的年度数据时间序列较短，建立的模型并不具有很好的稳健型。为了弥补目前学术研究的不足，本文采用1999年1月至2014年1月的月度数据建立了VAR回归模型，对我国财政政策货币政策之间的互动效果进行了分析检验，希望就政策组合的效应和政策制定的效果得到清晰的结论，并针对性地提出改进财政政策和货币政策协调性的有益建议。

二、计量模型

1.计量方法。VAR模型可以用下式表示：其中Yt为时间序列构成的向量，p为自回归滞后阶数，ut~IID（0，Ω）是随机误差列向量，其中每个元素都是非自相关的，但不同方程对应的随机误差项之间可能存在相关。

2.样本与统计数据说明。本文利用财政预算收入完成额、财政预算支出完成额、货币供给M2三变量构成的VAR模型研究财政货币政策之间的影响关系，为消除变量之间的异方差，将统计数据取对数后进行分析。样本取自期间为1999年1月~2014年1月的月度数据。本文以lnczsr和lnczzc作为代表财政政策效果的统计量，以lnm2作为代表货币政策效果的统计量。Lnczsr表示取对数的财政预算收入完成额，lnczzc表示取对数的财政预算支出完成额，lnm2表示取对数的广义货币供给量M2。所有数据均来自CCER经济金融数据库。模型利用软件EViews7拟合。

3.VAR模型的设定和估计。（1）以（lnczsr，lnczzc，lnm2）变量构成一个三变量的VAR模型。在得到正确的模型估计结果前我们需要确定VAR模型的滞后阶数。根据SC准则和HQ准则确定最优滞后期为4期。并对VAR（4）模型中的残差是否服从独立同分布进行了检验，通过诊断检验。（2）从水平的VAR（4）模型可以得到估计表达式。

三个方程的可决系数（R2）分别是0.9258，0.8696，0.9998，拟合优度较高。从第一个方程来看，度量货币供应水平的lnm2的滞后二阶的系数为负（-1.790），但是所有lnm2变量的系数之和为正（1.0052），可见总体上增加货币供给速度将增加财政收入增加速度。从第二个方程来看，所有lnm2变量的系数之和为正（1.2655），可见总体上增加货币供给速度将增加财政支出增加速度。从第三个方程来看，度量财政政策的财政收入增长速度的总系数为负（-0.023），说明财政收入增长速度的增加将降低货币供应量的增加速度，而度量财政政策的财政支出增长速度的总系数为正（0.0189），说明财政收入增长速度的增加将增加货币供应量的增加速度。综合以上的分析，我们得出如下结论：当货币政策扩张时，由于税收制度的稳定机制导致财政收入也相应增加，这将削弱货币政策刺激经济的效果；但是扩张货币供给是同时配合增加财政支出，可以抵消掉财政收入增加的负面效果。（3）格兰杰因果关系检验。检验结果如表1所示。检验结果发现lnczsr，lnczzc，lnm2三个变量互为格兰杰因，说明财政政策和货币政策的协调性较强。（4）脉冲响应函数。脉冲响应函数是描述一个内生变量对误差的反应，也即在扰动项上加一个标准差大小的新息（innovation）冲击对内生变量的当前值和未来值的影响。图1是对VAR（4）模型的脉冲响应函数曲线，横轴表示滞后阶数，纵轴表示内生变量对冲击的响应程度。从图1中可以看出，对对数的财政支出施加一个单位的正向冲击，6个月内引起对数财政收入的小幅波动，在10个月之后冲击的作用消失，财政收入和财政支出逐渐一致，但引起对数货币供给量的大幅度波动，前5个月波动幅度在-6至4个标准差之间，10个月后波动以一个正的标准差为均值上下波动，且波动幅度逐渐减少，30个月后对数的货币供给大致稳定在1.0个标准差处。对对数的财政收入施加一个单位的正向冲击，在6个月内引起对数的财政支出的小幅波动，在10个月之后冲击的作用消失，财政收入和财政支出逐渐一致，但引起对数的货币供给量的大幅度波动，前5个月波动幅度在-2至4个标准差之间，10个月后波动以一个正的标准差为均值上下波动，且波动幅度逐渐减少，30个月后对数的货币供给大致稳定在1.0个标准差处。对对数的货币供给施加一个单位的正向冲击，对数货币供应量的正向冲击虽然会随着时间的延长有所减弱但是其影响却会长期存在，在15个月之后稳定在0.7个标准差的位置，而且该冲击在5个月之后将导致对数的财政支出的小幅增加和对数的财政收入的小幅减少。由此我们可以得到如下结论：第一，财政政策的冲击将对货币政策产生长期影响，具体而言，扩张性的财政政策会增强货币政策的效果，而且增加财政支出和增加财政收入对于货币政策的增强效果是一致的。第二，货币政策的正向冲击对财政政策的影响作用非常小，而且还会引起财政赤字。（5）预测方差分解。VAR方差分解能够分析影响内生变量的结构冲击的贡献度，图2是对VAR（4）模型的方差分解曲线，横轴表示滞后阶数，纵轴表示内生变量之间的对结构冲击的相对作用。从图2中可以看出，对数财政收入变动中，自身波动的解释部分大概占到75%~100%，自身波动的影响逐渐减弱，稳定在75%左右；0%~20%由对数的财政支出的波动解释，且影响逐渐增强并稳定在20%左右；0%~5%由对数的货币供给量波动解释，且影响逐渐增强并稳定在5%左右。对数的财政支出变动中，自身波动的解释部分大概占到74%~82%，自身波动的影响逐渐减弱，稳定在74%左右；18%~18%由对数的财政支出的波动解释，且影响逐渐增强并稳定在18%左右；0%~8%由对数的货币供给量波动解释，且影响逐渐增强并稳定在8%左右。对数的财政支出变动中，自身波动的解释部分大概占到65%~100%，自身波动的影响逐渐减弱，稳定在65%左右；0%~25%由对数的财政支出的波动解释，且影响逐渐增强并稳定在25%左右；0%~10%由对数的货币供给量波动解释，且影响逐渐增强并稳定在10%左右。由此我们可以得到如下结论：财政政策对货币政策的影响效果要大于货币政策对财政政策的影响效果。

货币政策论文篇（7）

财政政策和货币政策是政府宏观调控的两大经济政策。财政政策直接作用于社会经济结构，间接作用于供需总量平衡；而货币政策直接作用于供需总量平稳，间接作用于社会经济结构。由于财政政策和货币政策在促进经济发展过程中所起的作用不同，因而政府通过协调运用财政政策和货币政策，极大地促进国民经济的健康发展。

1998—2004年，中央实行积极的财政政策和稳健的货币政策，为落实中央扩大内需方针、保持社会总需求的稳定增长起到了十分重要的作用。通过综合运用多种货币政策工具，保持货币信贷总量的适度增长，财政资金和国债配套贷款拉动了投资增长，充分发挥金融支持经济增长的重要作用，稳步推进利率市场化进程。

2005—2006年，我国国民经济继续保持平稳较快增长。2005年实行稳健的财政政策，标志着实施近7年的积极财政政策调整了取向。继续实行稳健的货币政策，保持货币政策的连续性和稳定性，进一步改善和优化信贷结构，促进信贷资源合理配置和国民经济结构优化，与宏观调控政策总体要求基本适应，稳步推进利率市场化进程。企业融资渠道呈现多元化，如企业债融资比重明显上升，企业发行短期融资券等，在一定程度上降低了企业对信贷资金的依赖。2006年，继续实行稳健的财政政策和货币政策，发挥利率杠杆的调控作用，加强“窗口指导”和信贷政策引导。按照国家宏观调控政策及产业政策的要求，为抑制过度投资加强货币信贷总量调控，引导信贷结构优化，引导投资和货币信贷的合理增长，中长期贷款的37.6%投向基础设施行业。

2007年，针对银行体系流动性偏多、货币信贷扩张压力较大、价格涨幅上升的形势，货币政策逐步从“稳健”转为“从紧”。按照党中央、国务院的统一部署，六次上调金融机构人民币存贷款基准利率，引导信贷结构优化。

2008年，在工业化、城市化、国际化以及产业和消费结构升级等因素的共同推动下，中央经济工作会议确定实行“从紧”的货币政策，进一步发挥货币政策在宏观调控中的重要作用，是2003年以来稳健货币政策及稳中适度“从紧”货币政策的延续和加强，明确地向社会释放了未来宏观经济稳定运行风险加大的警示信号和总量政策导向，有利于引导和调节各类经济主体的预期和行为。

2、信贷政策

从信贷政策实践看，中央银行信贷政策措施覆盖了宏观调控的方方面面，是宏观经济政策的重要组成部分。根据国家宏观经济政策、产业政策、区域经济发展政策、投资政策和财政政策，信贷政策已经成为国家实施宏观调控的重要手段。我国处于社会主义市场经济发展的初级阶段，间接融资居于主导地位，经济发展要求金融宏观调控必须努力发挥好信贷政策的作用。根据国家宏观调控和产业政策要求，政府将不断优化信贷投向，加强信贷政策与产业政策的有机协调配合，实现信贷资金优化配置并促进经济结构调整。我国目前信贷政策的重要方面有，一是配合国家产业政策，通过贷款贴息等多种手段，引导信贷资金向国家政策需要鼓励和扶持的地区及行业流动，以扶持这些地区和行业的经济发展。二是限制性的信贷政策，通过“窗口指导”或引导商业银行通过调整授信额度、调整信贷风险评级和风险溢价等方式，限制信贷资金向某些产业、行业及地区过度投放，体现扶优限劣原则。三是制定信贷法律法规，引导、规范和促进金融创新，防范信贷风险。

1998年以前，中国人民银行对各金融机构的信贷总量和信贷结构实施贷款规模管理，信贷政策主要是通过人民银行向各金融机构分配贷款规模来实现的。信贷政策的贯彻实施依托于金融监管，带有明显的行政干预色彩。近年来，随着社会主义市场经济的不断发展，中国人民银行的信贷政策正在从过去主要依托行政干预逐步向市场化的调控方式转变。依法履行中央银行信贷政策职责，进一步完善金融宏观调控机制，与时俱进，不断改进信贷政策实施方式，提高信贷政策调控效果，还需要在实践中继续探索完善。

2004年以来，国务院采取“区别对待、有保有压”的宏观调控方针，积极配合国家产业政策，在注重总量调控的同时，加强对商业银行的“窗口指导”和信贷政策引导，按照国家宏观调控政策及产业政策的要求，加强贷款结构调整。

2008年，以十七大和中央经济工作会议精神为指导，全面贯彻落实科学发展观，构建社会主义和谐社会。既要紧缩货币信贷总量以保证国民经济健康、快速、可持续发展，又要防止“一刀切”，保证经济发展中的“软肋”和需要加快发展的行业或领域能够及时获得必要的信贷支持。除了继续用好利率、准备金率、公开市场操作等经典货币政策调控手段加强货币信贷总量调控以外，最关键的就是要充分发挥信贷政策有效引导和调节信贷结构的积极作用，不断优化信贷资金结构配置，促进整体经济结构调整和经济发展方式转变。

信贷政策作为国家宏观调控政策之一，需要与货币政策协调运用。信贷政策综合运用经济、法律、行政等多种工具，配合国家宏观调控战略和产业政策，着力解决“市场失灵”或“市场分割”状态下的资金结构性配置问题。货币政策通过利率、准备金率、再贴现率等货币政策工具，根据国家宏观调控需要，着力解决市场有效运行状态下的资金总量调控问题。由于我国企业外源融资主要依靠贷款，在金融市场不够发达的情况下，信贷资金的配置结构将受到信贷政策的影响。在认真执行从紧货币政策的同时，要充分发挥信贷政策促进经济结构调整的积极作用，引导金融机构优化贷款结构，加强对自主创新、节能环保等方面的信贷支持。

3、利率政策

利率是经济学中一个重要的金融变量，是货币政策的重要传导渠道，利率政策在各国中央银行货币政策中的地位越来越重要，合理的利率对发挥社会信用和利率的经济杠杆作用有着重要的意义。资金是重要的生产要素，利率是资金的价格，利率市场化是生产要素价格市场化的重要方面，稳步推进利率市场化是我国金融改革的重要内容。90年代后期以来，开始强调生产要素价格的合理化与市场化，我国的利率市场化是在借鉴世界各国经验的基础上，按照党中央、国务院的统一部署稳步推进的。总体思路是先货币市场和债券市场利率市场化，后存贷款利率市场化。2003年，确定了利率市场化改革的总体思路，即先放开货币市场利率和债券市场利率，再逐步推进存、贷款利率的市场化。

我国的利率调控主要根据利率水平和结构，即根据宏观经济、金融形势变化和货币政策需要，通过灵活运用利率杠杆，调整金融机构存、贷款利率，以及开展公开市场操作引导市场利率。我国的利率水平调整综合考虑物价总水平、宏观政策和社会资金供求状况，以及政府、银行、企业和个人的利益，宏观调控注重运用经济和市场手段，更加注重货币政策的前瞻性、科学性和有效性。

二、我国铁路建设的资金结构及资金成本

1、铁路建设资金结构现状

改革开放以来，国民经济平均增长率达到8%～9%，而铁路的平均增长率只有1.4%，其增长速度远远赶不上国民经济的发展。我国铁路在承担大量公益性运输的基础上，其中货运请求装车率仅为35%左右，造成了重点物资运输的紧张；95%的货物运输是国家重点物资运输，如煤炭、粮食、石油、化工产品、棉花等，不仅运价低廉，而且有的还免征收建设基金；旅客运输突出表现在“春运”、“五一”、“十一”期间“一票难求”。我国铁路已经成为中国的一个紧缺产业。

铁路建设资金的缺口问题始终制约铁路的发展建设。自1986年以来，我国铁路投融资体制开始尝试多种改革，逐渐形成以铁路建设基金和银行贷款为主，以外资、国债资金及铁路建设债券为辅的格局（见表1）。铁路建设的资金来源主要是铁路建设基金和国内银行贷款。长期以来，铁路建设在以间接融资为主的金融体系中，计划经济配置资源的方式使市场化融资受到限制，筹资方式主要以国债投资和国家资产实物投资、地方财政投资、铁道部投资三种形式为主。1998年国债开始注入铁路建设，截至2002年底，铁路建设共使用国债341.2亿元，重点用于西部铁路建设；政府的实物折价和政策性投资主要为土地折价入股及税收返还资金等作为资本金投入。1998—2002年地方政府财政支持47.3亿元，主要用于地方和合资铁路的建设。铁道部的资金来源仍然主要依靠铁路建设基金等财政性资金和银行贷款，2001年和2002年，这两项资金来源占到了81.3%和82.1%，从根本上反映了融资渠道单一、融资方式单一的问题。

2003—2006年，铁路建设资金结构不断改善，资金使用成本和风险不断降低。在大力发展合资铁路建设中，深入探索多元化融资方式，不断扩大合资建路规模和社会投资比例，新建铁路普遍实现投资主体多元化，建设资金渠道进一步拓宽。地方政府和企业投入铁路建设的资金明显增加，4年共投资458.7亿元，占13.2%，尤其是2005、2006两年，地方政府和企业资金所占比例均达15.6%，两年之和比九五多50亿元。2006年底，包括所有客运专线在内有41个合资铁路项目在建设中，投资总规模为3735亿元。但在2003—2006年，铁道部资金中债务性资金比重为39%，其中2006年达到49%。

铁路融资资本结构仍然存在不尽合理的方面。铁路建设基金的数额及未来增长有限，受国家政策影响因素较大；国内银行贷款资金成本较高，融资风险较大。一是资金综合成本较高，财务负担沉重，对未来盈利和资本积累产生较大的风险。二是铁路具有大量的沉淀资金没有得到充分应用，许多存量资金闲置，造成筹措巨额增量资金的缺口不能得到有效改善。三是国家宏观经济金融形势直接影响着铁路建设投资需求和融资成本。在经济景气时期，商品和资金价格会出现普遍上涨，而钢铁、建材等铁路建设材料价格上涨会直接导致铁路投资需求增加；金融市场利率的上升则会加大铁路建设筹资成本，融资规模和市场化融资的程度远远不足。因此，要根据国家宏观经济金融形势，制定相应的铁路融资策略，降低未来铁路建设融资成本。

2、资金成本

铁路是具有准公共性、经营的自然垄断性和投资的资金集合性的产业，铁路建设项目类别具有差异化的性质，主要可以划分为以下三大类。一是公益性项目。这类项目一般是出于国家政治、军事、国土开发所需建设，社会效益高，主要满足社会需求，这类项目应由政府财政拨款或低息贷款。二是基础性项目。这类项目以经济效益为主，兼有一定社会公益性，基础性项目投资规模大、建设周期长，主要有新建铁路干线、复线、电气化改造等项目。一般以政府融资为主，也可视项目的受益程度采取多种筹资方式，政府可提供政策性贴息、产业补助金等优惠政策，吸引企业和个人资本进入投资领域。三是竞争性项目。该类项目的经济效益取决于市场要求，注重经济效益，为项目融资提供了平台。这类项目主要处于经济发达的地区，经营条件和内外部环境比较宽松、客、货运收入较高的区域。由于项目融资投资回报率显著，往往是社会资本竞相进入的投资领域。针对铁路建设项目类别，一要充分把握国家的货币信贷政策和利率政策，利用各种融资工具，拓展新的融资渠道；二要合理调动铁路行业内部的沉淀资金，优化调整融资期限结构，结合具有高、低成本的资金，组合多种融资工具，控制融资风险，有效降低铁路运输企业融资成本，减轻未来运营成本负担，真正实现投资主体多元化和铁路建设低成本融资。

资金成本是铁路低成本市场化融资的一个重要方面。资金成本是指企业为筹集和使用资金而付出的代价，包括资金筹集费用和资金占用费用。资金筹集费用指资金筹集过程中支付的各种费用，如发行股票、发行债券支付的印刷费、律师费、公证费、担保费及广告宣传费。资金占用费是指占用他人资金应支付的费用，或者说是资金所有者凭借其对资金所有权向资金所有者索取的报酬。如股东的股息、红利、债券及银行借款支持的利息。作为资金成本一般具有如下特点：第一，资金成本是较满意的财务结构前提下的产物；第二，资金成本着眼于税后资金成本，即考虑筹资方式的节税效应后的成本；第三，资金成本强调资金成本率和加权平均资金成本率。根据以上资金成本的特点，广义的资金成本是企业筹集和使用的短期资金和长期资金的成本；狭义的资金成本仅指筹集和使用长期资金（包括长期负债和权益）的成本。不论是广义的还是狭义的，都要付出代价。由此可见，铁路建设项目融资渠道与国家的货币信贷政策和利率政策密切相关，在满足铁路大规模建设的前提下，利用金融市场多种融资工具进行组合，寻求尽可能低的资金成本，使融资总体成本与铁路行业的盈利能力相匹配。

三、利用货币信贷政策实现铁路融资的主要形式

1、国家财政资金和地方财政资金

铁路公益性项目在融资市场上处于竞争劣势，国家继续发挥其财政投资主渠道作用，进行倾斜投资，加大投资力度，同时，对铁路采取优惠的税收政策和灵活的价格支持政策，以及大量的财政补贴或政府出面担保获取优惠信贷。另外，国家应通过法令的形式明确规定铁路建设征地代价的原则标准，使铁路项目建设有一个宽松的外部环境。加大政府投资力度还包括加大地方政府的投资，充分发挥区域性铁路建设地方政府投资的重要作用。

2、债务性融资

铁路基础性项目和竞争性项目均可以进行债务性融资。铁路债务融资主要包括国内银行贷款、外资和铁路债券，其资金成本要根据不同时期国家的货币信贷政策和利率政策确定。国内长期银行贷款的资金成本一般高于同期铁路的总资产报酬率，资金成本过高限制了铁路的盈利能力，收益受到极大的影响。随着还本付息压力的逐渐增大，债务融资应有一个限度。负债规模的指标为资产负债率。铁路适度的负债规模可以通过铁路的总资产报酬率水平和资金成本来判断。第一，如果铁路总资产报酬率大于负债利率，则能够通过举债获得避税优惠；第二，铁路总资产报酬率小于负债率但大于负债利率与资产负债率的乘积，股东利益开始受到侵蚀，逐渐落入债务陷阱；第三，铁路总资本报酬率小于负债利率与资产负债率的乘积，铁路处于亏损状态。可接受的负债规模由多重因素决定。以铁路年度经营净利润为正的目标值，可以根据一个阶段平均税前利润，假定未来平均税前利润以一个年均率增长，在该阶段的利率水平下，根据债务融资的敏感性分析确定可以增加的负债规模，从而计算可以承受的负债规模极限值。有研究数据表明，2002年铁路的总资本报酬率已经低于债务融资的资金成本，尤其是低于国内银行贷款利率，加之考虑到未来银行利率上调的可能性，使铁路的负债空间可能更小。

债务性融资工具有几类。一是国内银行贷款，是目前铁道部主要的筹资方式。基于铁道部独特的信用资质和当前国内银行充裕的资金状况，国家开发银行和各商业银行对铁道部放款的态度十分积极。由于我国的利率管制，借款成本的弹性较小、债务成本偏高、负债空间有限，对经营构成一定的压力，信用优势没有在融资成本上体现，铁道部良好的信用资质无法得到“变现”。二是铁路债券，在我国企业债券市场发行次数最多、累计发行量最大，铁道部根据我国利率水平处于较低时期的有利时机，充分运用市场机制，创新铁路融资方式，加大了铁路债券融资的力度（见表3）。2007年中国铁路建设债券600亿元分两期发行完毕，创年度企业债券发行量最大规模。铁路建设债券通过资本市场直接融资，扩大规模发行，充分发挥了市场定价作用，满足了机构投资者资产配置需求，丰富了债券市场投资品种，对扩大债券市场容量和提高债券交易活跃程度，发挥了积极作用。有资深人士认为，铁道部目前负债率不算太高，铁路发债空间仍然很大。但是我国铁路发展对债券市场的利用程度不够，发行主体较少，仍然需要进一步拓展发行债券的市场。三是利用外资，主要包括有世界银行贷款、日本海外协力基金贷款，以及亚洲开发银行贷款，澳大利亚、德国、加拿大、奥地利等国家政府提供的贷款，外资的数量十分有限，存在一定的汇率风险。2006年，铁路建设吸引外资27.72亿元。

债务融资总的策略是以银行贷款和铁路债券为重点，控制总量规模，积极争取大额铁路建设债券。除此之外，随着金融工具创新速度的加快，铁道部还可以争取发行境外铁路债券、铁路可转换债券和分离交易的可转债等，丰富铁路债券品种。另外，债务融资与项目资金需求匹配，尽可能延长还款周期，资金期限以中长为主。

债券融资可以分为公募债和私募债。公募债的投资者众多，融资成本低于银行借款，铁路债券融资的空间很大，目前的主要问题是受规模额度的限制。私募债的投资者一般为特定的机构投资者。银行间市场集中了大量以保险公司为代表的专业投资人，资金非常庞大，融资成本相对较低，铁道部可以积极争取在银行市场间直接针对特定投资人定向募集资金。

3、股权融资

在工业化时期，股权融资是市场经济国家铁路建设的主要融资方式。在西方发达国家铁路发展过程中，对较大规模的铁路建设，普遍的铁路融资方式是以资本市场融资为主、政策援助为辅、适度利用国外资本，资本市场融资在铁路发展过程中占据重要地位。我国铁路作为国民经济大动脉，需要先于或同步于国民经济的发展，在资本市场上为铁路大规模建设迅速筹集大量资金。股权融资包括公募股权融资和私募股权融资。

公募股权融资是向社会公开发行股票，是发达国家铁路公司采用较多的方式，可以募集到较大规模的资金，而且具有可持续性。如大秦铁路是我国铁路重要的煤运通道，是第一条以路网干线为主体的上市公司。2006年，大秦铁路首度亮相国内资本市场，以超过700亿元的市值成为A股前五大上市公司，创下全流通新股发行以来最大的网下配售冻结资金额纪录。大秦铁路发行上市后，实现了铁路投融资改革的突破口，太原铁路局持股73%，其他六家股东持股6%～7%，其余股份由社会股东持有。

私募股权融资是向特定投资者募集资金，有合资或项目融资，通过设立项目公司，共担项目开发与经营的收益和风险。铁路私募股权融资项目具有以下特点：一是经营边界清晰、规则明确、经济效益可预期并达到社会平均资金收益率以上、建设周期短的项目，可以向一般财务投资者募集；二是专用运输线路、运量可确定的项目，可以向相关供给方和需求方等战略投资者募集，如与发电集团共同开发煤运专线项目；三是社会效益明显的项目，可以向沿线地方政府的投资公司募集，如城际客运专线、地方铁路等。

考虑到铁路建设周期长、投资规模大、沉没成本高等产业特性，资金规模大、时间紧、股票投资者对投资回报的预期等因素，铁路公募股权融资应采用“存量换增量”的滚动开发方式，即设立股份有限公司，通过公开发行股票募集资金，收购成熟的铁路资产，使铁道部实现资产套现，进行自主增量投资。

4、内源性融资

铁路自有资金是所有资金来源中铁道部最可控、运用最灵活的部分，资金成本主要体现为机会成本。一直以来，铁道部坚持尝试、探索努力自有资金收益率。加大自有资金在未来线路建设所需资金中的比重，不但能有效缓解集中筹资的压力，还对于降低线路建设成本也有着直接的影响。目前，全路常规的沉淀资金超过1000亿元，以各种形式分布在全路各个单位。通过不断优化管理全路的沉淀资金，可使用于线路建设的自有资金潜力有较大的扩张空间。在未来几年内，随着铁路运力的不断增长，自有资金的总量会随之扩大。

5、其他融资

（1）信托计划。积极的探索市场化融资方式，如信托计划、信托贷款、委托贷款、票据贴现等新的融资领域。2001年以来，随着《信托法》、《信托投资公司管理办法》、《信托投资公司资金信托业务管理暂行办法》等法律法规的相继出台，信托公司步入快速规范发展的轨道。信托投资公司通过发行“资金信托计划”这一直接融资工具，使社会投资者参与到基础设施建设中，成为基础设施投融资体制改革的一个创新方向。适于铁路建设资金筹集的主要是资金信托业务，它可以组织社会上大量的闲置资金运用到铁路建设中来。采用信托计划进行融资具有以下优势。第一，资金成本较低且付息期限灵活，信托资金利率和付息期限由委托人指定，可灵活调整，而银行贷款一般为固定利率、按季付息，目前长期信托资金一般为按年付息；第二，手续简单、灵活方便，目前信托产品实行备案制，事先无需审批，只要委托人和受托人自主商定，事后备案即可。

通过信托计划所募集的铁路建设资金进入，其中长期资金可以由部直接拨付到项目上，到期后归还；短期资金参与铁路建设，资金的进出十分频繁，需要建立一个操作载体，并代表铁道部不断对外筹集资金，从而保持资金水平稳定，向建设单位提供长期的资金支持。2006年，由中海油控股的中海信托向全国社保基金理事会发行一年期银信合作结构化信托融资产品，为铁道部募集30亿元低成本资金。另外，经国务院同意，部分符合条件的保险公司将开展保险资金投资基础设施试点，投资铁路等重大基础设施项目。同时，铁道部也将向保险资金定向募集项目资金。基金公司、保险公司、信托公司等多种形式的资本都逐渐进入到铁路投资领域。

（2）产业基金。投资基金是“集合投资、专家管理”的市场投融资工具。产业投资基金的一般特征有以下几点。一是集中投资、分散风险。投资基金是通过发行基金受益凭证等方式聚合分散的社会资金，以信托方式交由基金管理人集中投资，因此具有规模化投资特征。这种“聚合资金、集中投资”的效应，有助于突破某些产业在投资规模方面进入壁垒，同时也有利于分散投资风险，为投资组合提供广阔空间。二是专家运作、专业保管。按照“经营管理与保管分开”的原则，投资基金由富有经验和专业技能的基金管理人经营管理，由信誉良好的银行等机构负责托管，基金受益人（投资人）、基金管理人和基金托管人之间是相互制约的关系。投资基金运作的这种制度安排保证了基金资产安全和高效规范运作。三是品种繁多、创新性强。投资基金可利用一切投资工具进行投资，是众多投资工具的组合，为投资者的多样化投资提供了广阔的选择空间。同时，投资基金还可根据投资者不同的偏好进行投资工具的创新，满足不同投资者的多种个性化需要。四是理性投资、运作稳妥。在资金运作层面上，投资基金作为由机构投资者进行的专家运作，通常以追求资本增值为经营目标，投资行为较中小投资者更为理性。既有利于培育资本市场，也能够促使被投资企业规范其行为，促进被投资企业持续健康发展。

铁路融资的重点是建设项目的资本金融资，吸引各类社会资本以股权投资方式投资铁路尤为重要。产业投资基金主要是以股权投资方式进行投资的市场投融资工具，能够为铁路项目筹集大规模的项目资本金。有利于降低铁路企业的债务率，减轻债务负担；同时也有助于提高铁路的债务融资能力，优化融资结构，降低未来经营的财务风险。产业基金的基本特征使储蓄能够转化为对产业的直接投资。铁路通过应用产业基金，可以将部分储蓄积累转化为对铁路项目的股权投资，既为众多的、分散的社会资本提供了一条风险适中、收益相对稳定的有效投资渠道，也有利于扩大铁路的股权融资规模、优化融资结构。铁路产业投资基金属于封闭式基金，主要是对铁路非上市的企业进行股权投资，资产流动性相对较差。建立基金在投资项目的退出机制至关重要，对吸引基金投资人、保障基金投资者的利益都具有十分重要的意义。可供选择的退出渠道有四种：一是被投资企业直接上市（IPO），在二级市场上出售股票；二是在与被投资企业签订投资协议的同时，签订股权回购协议，事先约定由被投资企业回购的条件等内容；三是直接向其他投资者转让股权；四是通过资产证券化方式实现退出。

四、我国铁路建设项目的融资风险

1、政策风险

吸引社会资本投资铁路的最大风险是政策风险。铁道部出台《关于鼓励支持和引导非公有制经济参与铁路建设经营的实施意见》后，至今还没有其他相应的正式的文件或政策。铁路是一个资金密集型产业，收益周期相对较长，在社会资本投资铁路的过程中，利益主体如何协调才能形成多赢？尽管产业投资与资本市场相联系是其他领域惯用的资本退出机制，也是投资铁路的社会资本可探寻的一条道路，但是制定透明度高和可操作性强的公平规则，以及规则的约束和指引成为了业界关注的焦点。与此同时，要及时了解和掌握国家新出台的有关政策，在融资操作过程中，严格遵守相关的法律、法规，规范融资各个环节的操作风险。要根据政治、经济环境及市场的变化，适当调整战略，抓紧机会，调整债务结构，保持及增强项目的竞争力。

由于铁路的基础产业特征，建设成本巨大，铁路的债务利息、折旧、资本金规模等因素深刻影响着铁路的经营效益，与净资产收益率关联度很高。各国在大规模建设铁路时，都会创造条件控制建设成本，国家或地方政府会给予一定的优惠政策，如无偿增予土地、减免税收等。因此，控制铁路建设成本既是社会资源有效运用的需要，也是推进市场化融资的必然要求，应遵循铁路建设的国际惯例，争取国家政策，控制融资成本。

2、利率风险

利率风险是由于金融市场利率变动而引起的利息额变化给债务性融资项目所带来的财务损失。我国的利率市场尚不完善，即使在近20多年来利率市场逐渐完善的情况下，利率也不完全是由市场机制确定的，在很大程度上由中央银行控制，中央银行根据国家宏观经济形势调整利率。近年来，利率的不断调整使铁路建设项目面临利率变动带来的风险，主要表现在利率变动对债务结构产生的影响和债务利率同收入利率不对称带来的问题。目前国内金融市场还没有开发出浮动利率贷款和浮动利率债券。当市场利率下降时，会面临比较大的利率风险。另外，铁路建设项目的现金流量大，其现金流入主要为每天的客货运运输收入，由于现金流入是连续的，而现金流出（经营费用和贷款本息）是间断的，在同一时段内，必须支付高利率的负债利息，同时以低利率或零利率存入现金收入。利用外资的铁路建设项目，同样要承担相应的汇率风险，主要来自于汇率变化对项目债务结构的影响。因此，必须加强利率风险管理，及时分析利率走势，在利率水平较低的时候，锁定利率品种，规避利率风险。

3、市场风险

市场风险包括铁路运价和经营的双重风险。铁路运输企业作为市场竞争主体，应该拥有一定的自主经营权，包括一定的价格决定权和经营收益权。因此，国家放松对铁路运输业的价格管制，确立铁路运输价格市场形成机制将为铁路经营和发展创造必要的条件。国家放松对铁路的运价管制，既有利于铁路运输业的经营和发展，又有利于不同运输方式的公平竞争，更有利于统一的交通运输市场化经营机制的形成。为铁路建设项目融资建立良好的市场化融资机制，有利于吸引社会向铁路注入资本，促进铁路行业的发展。由此可见，运价风险将对铁路的经营和发展产生直接的影响。

长期以来，我国政府从宏观调控的社会理性出发要求控制铁路运价、稳定社会物价；铁路运输企业从自身的经济理性出发要求运价调整到位，改变其在市场竞争中失利的状况。为将政府的社会理性与铁路运输企业的经济理性有机结合起来，必须改革现行的铁路运价形成机制和管理机制。改变铁路运价水平过低、运价结构扭曲、运价管理过度集中、运价形成僵化的状况，建立反映铁路运输产品价值、市场供求关系，体现保本、还贷、缴税、微利的运价形成机制。将国家对铁路运价管理由具体管理转变为总体水平控制，即国家确定铁路基本运价，并建立基本运价与物价指数联动机制，适时调整基本运价；允许铁路运输企业根据市场供求状况上下浮动，运价浮动标准由铁道部制定，报国家有关部门备案，赋予铁路在规定范围内的运价定价权与浮动权，从而实现铁路的可持续发展。

【参考文献】

[1]铁道部首度披露引资渠道06年利用外资逾27亿[EB/OL].中证网，2007-04-15.

[2]杨靖：一条通往A股的铁路[J].中国企业家，2006（16）.

[3]彭化英：铁路投资：机遇还是陷阱[J].新财经，2006（7）.

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）

一、利率市场化需要完善的国债市场

我国利率市场化改革的经验表明，经由国债市场的发展来推进的利率市场化改革，是比较有效的改革路径之一。十多年来的中国国债的市场化改革对利率的市场化改革起到了重要的作用。国债二级市场及其收益率的形成、国债一级市场引入竞争性的招标机制、国债回购利率的市场化、国债期货交易的试验等改革举措，是我国利率市场化改革的重要内容，加快了改革的进程。近年来中央银行开展公开市场业务引导市场利率，以及各种利率市场化改革措施的出台，都为最后放开商业银行的存贷款利率准备了基础条件。但是，随着中国金融体制改革的深化，利率市场化的进程逐步加快，中央银行亟需确定一个市场基准利率来引导市场利率。

所谓市场基准利率，是在多种利率并存条件下起决定作用的利率，是金融市场上所有金融产品价格确定的重要参考依据，是人们公认的并普遍接受的具有重要参考价值的利率。目前，中国中央银行对商业银行的再贷款利率实际上起着基准利率的作用。但从现代市场经济发展要求看，真正能够成为基准利率的是国债市场的利率。

首先，从国际金融市场的一般规律来看，能够成为基准利率的必须是流动性好的金融商品的利率。国债利率具备这一特点。国债有“准货币”之称，变现力极强，它的价格形成与波动能够灵敏地反映资金市场供求的变化，因而可以成为其他金融工具定价的基础。诚然，国债利率也会受到通货膨胀和到期风险的影响，但由于国债到期还本付息是一个固定额，在通货膨胀率与利率变化可以预期的条件下，国债利率就自然成了基准利率的代表。实际上，美国、日本等市场经济发达国家的市场基准利率就是国债利率，国债利率处于整个利率体系的中心环节，它的变动决定其他金融工具利率的变动。

其次，作为基准利率，必须能够较好地反映不同期限的利率水平。国债利率也具备这一优点。在债券期限结构理论中，预期理论与市场分割理论从不同侧面解释了不同期限债券利率水平差异的原因。预期理论在债券具有完全替代性的前提下证明了债券利率差别的原因是期限的长短，即将长期利率等于债券到期之前未来短期利率预期的平均值。市场分割理论则在市场不完全性与不同期限债券不是替代品的前提下说明了各种期限债券利率取决于各种债券市场的供求状况。期限结构理论与流动性升水理论则综合了上述两种理论，将长期利率等于债券到期之前未来短期利率预期的平均值加上反映不同期限债券供求状况的期限升水，从而比较全面地解释了不同期限债券利率差别的原因。非国债（如企业债券）不同期限利率的决定虽然也可以用以上理论解释，但由于存在违约风险，因而无法用来决定利率的期限结构。而国债的发行主体是政府，一般不存在违约风险，其利率结构也就不受违约风险的干扰，因而可以较好地反映不同期限利率的差别，能够成为基准利率的最好选择。同业拆借利率虽然也是反映市场资金供求状况的利率，在市场交易规模、交易者数目和规范化程度上与国债市场也有可比性，但同业拆借市场毕竟只是一个短期拆借市场，同业拆借利率也只是对短期利率有参考作用。国债市场则是提供短、中、长期不同期限债券种类的市场，可以反映不同期限的利率水平。

一旦国债基准利率形成，国债市场的发展对其他金融市场将产生巨大的影响。它不仅改变金融市场规模格局，而且还影响其他市场利率水平的确定，出现明显的利率市场化的传递效应，其中影响最明显的是银行同业拆借市场和银行存款市场。因为国债市场发展后产生的大量资金需求，首先会冲击银行同业拆借市场和银行存款市场，结果必然是，在国债市场发展以及国债利率市场化的影响下，银行同业拆借市场的利率市场化机制将更加完善，银行存款市场也将逐步放松利率管制。

二、完善我国国债市场的建议与措施

完善我国国债市场，提高国债市场流动性，推进利率市场化是充分发挥我国货币政策效应的必要条件。目前，完善我国国债市场应从以下方面着手。

1、完善国债发行机制

（1）进一步规范滚动发行机制。扩大基准国债期限品种范围，进一步健全滚动发行机制，使一级市场国债发行形成更加持续的发行利率曲线，也使一级市场国债招标价格更好地发挥对国债定价与估值的参考作用。

（2）尝试推出国债预发行机制。为建立发行前债券价格揭示机制，规范一级市场债券分销行为，借鉴国际成熟债券市场预发行做法，在中国国债市场尝试进行国债的预发行操作。

2、优化国债期限结构和持有者结构

优化国债期限结构和持有者结构，增强国债市场的流动性，提高国债市场的调节功能。

（1）合理设计国债的期限结构。国债期限结构的形成往往是一个复杂的不断变化的过程。政府必须兼顾自身与应债主体这两方面的要求和愿望，同时考虑宏观经济条件和清偿能力等因素，对国债的期限结构做出选择。

（2）优化国债的持有者结构。国债持有者结构单一是我国国债市场的一大痼疾。这已在相当大程度上制约了我国国债市场的规范和发展。针对这种情况，提出以下几点建议：第一，中央银行持有的国债规模要加大，配合货币政策的运用，提高公开市场操作的传导效果。第二，取消对商业银行购买国债的某些限制，使国债成为商业银行资产结构的重要组成部分。第三，促进现有养老保险基金等机构的发展并培育国债投资基金。这将有效地提高国债市场的参与程度，促进国债市场发行效率的提升。第四，允许国外投资者购买一定比例的国债。这既有利于我国利用外资政策的实施，又有利于调节国债持有者的结构。

3、大力培育机构投资者

目前市场交易主体还比较单一，现在银行间债券市场的交易主体虽然己增加到900多家，但仍然主要是金融机构，非金融机构现在还很少进入这个市场，这样就限制了这个市场的覆盖面。在我国，商业银行目前却是债券市场的主要投资人。应大力发展非金融机构投资者进入国债市场，尤其是债券投资基金，由于债券投资基金具有专业投资和规模经济的优势，它们的投资风格更加稳健，有利于国债市场的健康平稳发展。

4、发展国债投资基金

国债基金有封闭式和开放式两种基本形式，同一般的证券投资基金相比，国债投资基金是国家信用和非国家信用相结合的表现形式，国家信用是其存在的前提和基础，国债基金的绝大部分资金是投向国债的，同其他类型的投资基金相比，国债投资基金具有信誉高、风险小、收益稳定的特点。

5、大力发展国债市场中介机构

（1）扩大一级自营商范围，完善做市商制度，活跃国债市场。第一，扩大一级自营商范围。我国中央银行应在严格要求的前提下，积极创造条件，进一步扩大一级自营商成员，尽早让一些业绩好、信誉高的证券公司和信托投资公司加入到一级自营商队伍中来。第二，完善做市商制度，扩大做市商队伍。我国虽已经建立做市商制度，但由于制度不完善，导致报价券种偏少，很多债券不能及时报价或没有报价，价格信息难以及时发现和披露。

（2）大力发展国债市场经纪人。一些国家的政府为了提高国债市场的流动性，非常重视经纪人业务。经纪人作为给交易商提供中介服务的机构，是连接交易商的重要媒介，经纪人本身不参与交易，只是将市场交易进行有效的配置，提供价格发现机制，提高交易的成功率。随着我国国债市场的不断发展和市场参与者的增多，直接交易不利于提高市场效率。目前我国同业经纪人只有一家，缺乏竞争和效率。因此，培养一大批活跃的经纪人队伍对发展我国场外债券市场显得尤为迫切。

6、建立统一、规范、分层次的国债市场体系

（1）一个竞争、有序、统一、高效的国债市场是央行公开市场政策利率传导机制发挥作用的前提，在国债市场的建设中，当前应集中精力建立以银行间债券市场为核心市场。继续拓展完善银行间债券市场，吸收各类金融机构投资者进入，以之作为批发债券市场。

（2）我国目前的国债流通市场呈现分割的状态，银行间国债市场和交易所国债市场各自存在。国债市场的两个子市场之间既独立运作又互相沟通。但市场交易具有连续性，人为地把不同交易主体分割到不同的市场，不利于扩大市场规模，完善市场机制。而且两个市场价格差的存在也不利于管理层更好地把握宏观经济情况。因此，应逐步将两个市场统一起来，促进国债交易在更广的范围内开展。健全国债交易的基础设施，构建统一的国债托管结算清算系统，是统一流通市场的关键。

7、积极发展国债期货市场

目前我国债券市场没有衍生金融工具，在现有的交易体系和交易手段下，投资者无法有效地解决利率波动带来的巨大风险，使得机构投资者难以进行避险与对冲操作，阻碍了其对债券市场的进一步参与。市场上投资者追涨杀跌，不利于债券市场的稳定。发展国债期货等衍生金融工具市场，可以为投资者提供规避风险的有效手段，促进市场价格发现，对于长期进行大量债券投资的商业银行、保险公司信用社、基金等机构投资者来说，十分重要。

货币政策论文篇（10）

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),并由此得出了著名的“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,这就是著名的“三元悖论”。