貨幣政策論文精選(九篇)

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第1篇：貨幣政策論文范文

國內研究方面，不少學者從理論和實證的角度分析了我國財政政策和貨幣政策的相互關系。姚大鵬（2005）基于IS-LM模型分析認為，從微觀和中觀層面上改革我國的經濟結構，可以使我國的IS曲線和LM曲線更加平緩，從而使財政政策和貨幣政策的調節效果加強，增強兩者之間的協調性。李穎（2007）認為僅依靠貨幣政策并不能夠有效治理我國流動性過剩問題，只有配合相應的財政政策，建立起消費主導的良性經濟發展模式和合理的國民收入分配格局，才能有效抑制流動性過剩帶來的通貨膨脹。苗艷芳（2008）認為我國的財政政策和貨幣政策的配合方面存在三大問題：財政政策和貨幣政策“缺位”和“越位”并存、財政部門和金融部門合作不默契、財政政策和貨幣政策缺乏高水平和深層次配合。李穎（2010）提出應該從四個層面加強財政政策和貨幣政策的配合效果：共同目標、相對作用、實施主體以及搭配方式。曾倩（2011）總結了從1998年到2010年間我國每年的財政政策和貨幣政策文件內容，發現我國的財政政策措施和貨幣政策措施之間缺乏配合，而且當財政政策和貨幣政策相互配合時往往出現“一邊倒”的調整模式，這為宏觀經濟帶來了過強的刺激，很容易導致經濟“過冷”或“過熱”，不利于宏觀經濟的平穩健康發展。張志棟和靳玉英（2011）利用1980年~2009的年度數據為樣本建立MS-OLS模型研究財政政策和貨幣政策在價格決定方面的政策效果，實證結果證明，財政政策和貨幣政策在物價穩定方面能夠有效互補。

從上文文獻綜述中我們發現，無論從理論上還是實踐上，財政政策和貨幣政策的效果并不一定是相互加強的，財政政策和貨幣政策能否相互配合取決于經濟結構、宏觀調控體系、經濟發展水平以及時間等多種因素，分析影響財政政策和貨幣政策協調性的重要因素，對于增強我國宏觀調控體系的科學性和有效性具有十分重要的意義。但是，國內學者大都從理論和政策層面分析財政政策和貨幣政策之間的協調性問題，忽視了對兩者之間配合效果的實證研究。張志棟和靳玉英（2011）僅分析了價格層面的配合效果，研究角度比較有限，而且利用29年的年度數據時間序列較短，建立的模型并不具有很好的穩健型。為了彌補目前學術研究的不足，本文采用1999年1月至2014年1月的月度數據建立了VAR回歸模型，對我國財政政策貨幣政策之間的互動效果進行了分析檢驗，希望就政策組合的效應和政策制定的效果得到清晰的結論，并針對性地提出改進財政政策和貨幣政策協調性的有益建議。

二、計量模型

1.計量方法。VAR模型可以用下式表示：其中Yt為時間序列構成的向量，p為自回歸滯后階數，ut~IID（0，Ω）是隨機誤差列向量，其中每個元素都是非自相關的，但不同方程對應的隨機誤差項之間可能存在相關。

2.樣本與統計數據說明。本文利用財政預算收入完成額、財政預算支出完成額、貨幣供給M2三變量構成的VAR模型研究財政貨幣政策之間的影響關系，為消除變量之間的異方差，將統計數據取對數后進行分析。樣本取自期間為1999年1月~2014年1月的月度數據。本文以lnczsr和lnczzc作為代表財政政策效果的統計量，以lnm2作為代表貨幣政策效果的統計量。Lnczsr表示取對數的財政預算收入完成額，lnczzc表示取對數的財政預算支出完成額，lnm2表示取對數的廣義貨幣供給量M2。所有數據均來自CCER經濟金融數據庫。模型利用軟件EViews7擬合。

3.VAR模型的設定和估計。（1）以（lnczsr，lnczzc，lnm2）變量構成一個三變量的VAR模型。在得到正確的模型估計結果前我們需要確定VAR模型的滯后階數。根據SC準則和HQ準則確定最優滯后期為4期。并對VAR（4）模型中的殘差是否服從獨立同分布進行了檢驗，通過診斷檢驗。（2）從水平的VAR（4）模型可以得到估計表達式。

三個方程的可決系數（R2）分別是0.9258，0.8696，0.9998，擬合優度較高。從第一個方程來看，度量貨幣供應水平的lnm2的滯后二階的系數為負（-1.790），但是所有lnm2變量的系數之和為正（1.0052），可見總體上增加貨幣供給速度將增加財政收入增加速度。從第二個方程來看，所有lnm2變量的系數之和為正（1.2655），可見總體上增加貨幣供給速度將增加財政支出增加速度。從第三個方程來看，度量財政政策的財政收入增長速度的總系數為負（-0.023），說明財政收入增長速度的增加將降低貨幣供應量的增加速度，而度量財政政策的財政支出增長速度的總系數為正（0.0189），說明財政收入增長速度的增加將增加貨幣供應量的增加速度。綜合以上的分析，我們得出如下結論：當貨幣政策擴張時，由于稅收制度的穩定機制導致財政收入也相應增加，這將削弱貨幣政策刺激經濟的效果；但是擴張貨幣供給是同時配合增加財政支出，可以抵消掉財政收入增加的負面效果。（3）格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果如表1所示。檢驗結果發現lnczsr，lnczzc，lnm2三個變量互為格蘭杰因，說明財政政策和貨幣政策的協調性較強。（4）脈沖響應函數。脈沖響應函數是描述一個內生變量對誤差的反應，也即在擾動項上加一個標準差大小的新息（innovation）沖擊對內生變量的當前值和未來值的影響。圖1是對VAR（4）模型的脈沖響應函數曲線，橫軸表示滯后階數，縱軸表示內生變量對沖擊的響應程度。從圖1中可以看出，對對數的財政支出施加一個單位的正向沖擊，6個月內引起對數財政收入的小幅波動，在10個月之后沖擊的作用消失，財政收入和財政支出逐漸一致，但引起對數貨幣供給量的大幅度波動，前5個月波動幅度在-6至4個標準差之間，10個月后波動以一個正的標準差為均值上下波動，且波動幅度逐漸減少，30個月后對數的貨幣供給大致穩定在1.0個標準差處。對對數的財政收入施加一個單位的正向沖擊，在6個月內引起對數的財政支出的小幅波動，在10個月之后沖擊的作用消失，財政收入和財政支出逐漸一致，但引起對數的貨幣供給量的大幅度波動，前5個月波動幅度在-2至4個標準差之間，10個月后波動以一個正的標準差為均值上下波動，且波動幅度逐漸減少，30個月后對數的貨幣供給大致穩定在1.0個標準差處。對對數的貨幣供給施加一個單位的正向沖擊，對數貨幣供應量的正向沖擊雖然會隨著時間的延長有所減弱但是其影響卻會長期存在，在15個月之后穩定在0.7個標準差的位置，而且該沖擊在5個月之后將導致對數的財政支出的小幅增加和對數的財政收入的小幅減少。由此我們可以得到如下結論：第一，財政政策的沖擊將對貨幣政策產生長期影響，具體而言，擴張性的財政政策會增強貨幣政策的效果，而且增加財政支出和增加財政收入對于貨幣政策的增強效果是一致的。第二，貨幣政策的正向沖擊對財政政策的影響作用非常小，而且還會引起財政赤字。（5）預測方差分解。VAR方差分解能夠分析影響內生變量的結構沖擊的貢獻度，圖2是對VAR（4）模型的方差分解曲線，橫軸表示滯后階數，縱軸表示內生變量之間的對結構沖擊的相對作用。從圖2中可以看出，對數財政收入變動中，自身波動的解釋部分大概占到75%~100%，自身波動的影響逐漸減弱，穩定在75%左右；0%~20%由對數的財政支出的波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在20%左右；0%~5%由對數的貨幣供給量波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在5%左右。對數的財政支出變動中，自身波動的解釋部分大概占到74%~82%，自身波動的影響逐漸減弱，穩定在74%左右；18%~18%由對數的財政支出的波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在18%左右；0%~8%由對數的貨幣供給量波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在8%左右。對數的財政支出變動中，自身波動的解釋部分大概占到65%~100%，自身波動的影響逐漸減弱，穩定在65%左右；0%~25%由對數的財政支出的波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在25%左右；0%~10%由對數的貨幣供給量波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在10%左右。由此我們可以得到如下結論：財政政策對貨幣政策的影響效果要大于貨幣政策對財政政策的影響效果。

三、結論和建議

第2篇：貨幣政策論文范文

作為綜合反映自身財務狀況的會計報表，資產負債表是衡量和判斷貨幣政策的實施效果以及對中央銀行財務實力影響程度的重要窗口。隨著量化寬松貨幣政策的實施，相關中央銀行資產負債表的規模和結構發生了巨大的變化。在可預計的將來，量化寬松貨幣政策的退出也必將給上述央行的資產負債表帶來巨大的影響。本文對美聯儲、日本央行和英格蘭銀行所實施的量化寬松貨幣政策進行了梳理和回顧，簡單總結了量化寬松貨幣政策對央行資產負債表產生的影響，并對退出量化寬松貨幣政策對央行資產負債表的影響進行了探索性分析，以期為人民銀行進一步加強資產負債表的主動管理，前瞻性地做好應對措施提供有益參考。

二、主要經濟體央行實施量化寬松貨幣政策的回顧

（一）美聯儲的量化寬松貨幣政策回顧。

2007年美國次貸危機爆發后，美聯儲已推出四輪量化寬松貨幣政策。第一輪量化寬松貨幣政策（以下簡稱“QE1”）開始于2008年12月，美聯儲在執行期間共購買了1.725萬億美元的資產，包括政府支持企業（包括房利美、房地美和聯邦住房貸款銀行）與房地產有關的直接債務，以及由房利美、房地美和聯邦政府國民抵押貸款協會所擔保的抵押貸款支持債券（以下簡稱“MBS”），目的在于通過購買問題金融資產，重建金融機構信用，穩定信貸市場。第二輪量化寬松政策（以下簡稱“QE2”）開始于2010年11月，購買的資產為6000億美元長期國債，目的在于通過增加基礎貨幣投放，解決美國政府的財政危機。自2011年9月起，美聯儲開始執行“扭曲操作”（以下簡稱“OT”），先后買入6670億美元剩余到期時間在6年至30年之間的長期國債，賣出了同等價值剩余到期時間為3年或以下的短期國債，力求壓低長期國債收益率，從而降低與長期利率掛鉤的貸款利率。第三輪量化寬松貨幣政策（以下簡稱“QE3”）開始于2012年9月15日，內容為每月采購400億美元的MBS，在此基礎上，2012年12月13日，美聯儲推出第四輪量化寬松貨幣政策（以下簡稱“QE4”），自次月起每月增加采購450億美元的長期國債。截至目前，隨著美國經濟內生增長動力增強，就業情況好轉，同時量化寬松刺激效應遞減，成本壓力加大，美聯儲正逐步縮減每月購債規模。

（二）日本央行的量化寬松貨幣政策。

2008年金融危機爆發后，日本陷入經濟衰退和通貨緊縮，尤其是2009年GDP出現了5.5%的負增長，創第二次世界大戰后GDP增長新低，日本央行于2008年12月重新啟動了量化寬松貨幣政策2，提高了每月購買長期國債的規模，并于次月起逐步擴大了購買資產的范圍。2010年10月，日本央行設立資產購買基金，實施了長達31個月的“資產購買計劃”，買斷式購入政府債權、商業票據、公司債券等各類金融資產。此后，日本央行將該計劃總額由初始的35萬億日元先后9次上調至最后的101萬億日元。安倍政府上臺以來，為了擺脫通貨緊縮，日本央行于2013年1月推出了更為激進的“無限期資產買入計劃”，設定通貨膨脹率達到2%的目標條件，宣布自2014年起每月購入13萬億日元的金融資產。2013年4月3日至4日，黑田東彥在擔任日本央行行長后的首次貨幣政策會議上，宣布推出“質化和量化”貨幣寬松政策，一是放棄無擔保同業拆借利率接近于零的政策工具，改用基礎貨幣政策工具，計劃兩年內將基礎貨幣總量由2013年3月份的134.7萬億日元，至2014年底擴充到270萬億日元。二是增大國債買入額并延長購入國債期限，其中長期國債保有余額每年增加約50萬億日元，同時將保有的國債平均期限由目前的不足3年增加至7年。三是增加對風險較高的股市投資信托（以下簡稱“ETF”）和不動產投資信托（以下簡稱“J-REIT”）的購買，將保有額年均提高1萬億日元和300億日元。

（三）英格蘭銀行的量化寬松貨幣政策。

2009年1月30日，英國政府宣布授權英格蘭銀行建立“資產購買便利基金”，計劃通過特設機構“英格蘭銀行資產購買便利基金有限公司”3從英格蘭銀行借款購買金融資產。最初確定的可被購買的合格金融資產包括商業票據、公司債券、按信用擔保計劃發行的票據、根據可行的證券化結構創立的辛迪加貸款以及資產支持證券。2009年3月5日，英格蘭銀行被正式授權啟動“資產購買便利”，合格金融資產的范圍擴大至在二級市場交易的政府債券，購買資產的規模確定為750億英鎊。隨后的幾年中，購買資產的規模被先后6次上調至3750億英鎊。根據英格蘭銀行2013年7月16日公布的“資產購買便利基金”情況，該基金當時所持有的金融資產全部為政府債券。

三、量化寬松貨幣政策及其退出對中央銀行資產負債表的影響

（一）主要經濟體中央銀行實施量化寬松貨幣政策后資產負債表的變化。

1、證券類資產規模急劇擴大。

在量化寬松貨幣政策執行期間，購買國債、機構債等證券類資產成為推動央行資產負債表規模擴大的主要因素。例如，2008年末，美聯儲僅持有證券類資產5821.89億美元，在總資產規模中的比重為25.92%。經過先后4輪量化寬松貨幣政策，截至2013年末，美聯儲累計買入了約3.5萬億美元的證券資產，推動證券類資產規模達到3.95萬億美元，增長近6倍，在總資產規模中的比重達到98.22%。2008財年末，日本央行所持有的國債僅為64.27萬億日元，2013財年末，日本央行持有的國債規模升至198.34萬億日元，占總資產規模的比重達到82.10%。英格蘭銀行實行量化寬松貨幣政策的操作屬于表外業務，不反映于英格蘭銀行的資產負債表上，只是將向英格蘭銀行資產購買便利基金有限公司的貸款納入了“其它貸款及墊款”科目核算。在2007財年末時，該科目規模僅0.04億英鎊，至2013財年末已增長至3751.97億英鎊，其中3751.93億英鎊為英格蘭銀行對英格蘭銀行資產購買便利基金有限公司的貸款。假設上述貸款的轉賬與英格蘭銀行資產購買便利基金有限公司購買資產的支付是同時發生的，或者后者緊隨前者，那么截至2013年末英格蘭銀行實施量化寬松貨幣政策購買資產的規模占總資產規模的比重達到81.65%。

2、資產負債表結構更加豐富。

根據美國聯邦儲備法，美聯儲能夠購入的證券僅包括美國國債（包括國庫券、中長期國債和通脹聯結債券）、聯邦機構債和機構抵押貸款支持證券（以下簡稱“MBS”），但在量化寬松貨幣政策實施前，美聯儲幾乎只購買低風險的美國國債。在金融危機爆發前的2006年末，美聯儲持有7836.19億美元的美國國債，占當期總資產規模的89.72%，持有的聯邦機構債和MBS可以忽略不計。推出量化寬松貨幣政策后，美聯儲大量買入了聯邦機構債和MBS，使得兩種資產在總資產規模中的比重達到39.59%，持有的美國國債占總資產規模中的比重下降到58.63%。日本央行在實施第一次量化寬松貨幣政策期間，為了改善金融機構因資產縮水而惜貸的情況，直接購買金融機構所持有的股票以及資產抵押證券，在資產負債表中首次單獨出現了“作為信托資產持有的股票”和“資產抵押證券”兩個科目。在實施第二次量化寬松貨幣政策期間，為了緩解企業因金融危機導致的籌資難的問題，首次開始購買商業票據、ETF、J-REIT等金融資產，并在資產負債表的資產方向下增加了相應科目進行了單獨列示。美聯儲和日本央行通過采取以上措施，不但在緩解金融機構流動性緊張和惜貸行為等方面起到了一定作用，還在一定程度上修復了相關資產的交易市場，達到了彌補市場流動性、降低風險溢出效應的目的。

3、金融機構存款成為推動央行資產負債表擴張的最重要的資金來源。

在量化寬松貨幣政策實施之前，美聯儲最主要的負債科目是流通中的貨幣，占總負債規模的90.15%，金融機構存款僅占總負債規模的2.36%。隨著量化寬松貨幣政策等非常規貨幣政策的實施，金融機構存款科目由207.67美元增長至約22490.70億美元，增長107倍，在總負債規模中的比重上升至56.66%，成為美聯儲最重要的資金來源。同期，流通中的貨幣規模僅增長4035.10億美元，增幅50.97%。2007財年至2013財年，金融機構在日本央行的存款規模由14.28萬億日元增長至132.35萬億日元，增長了8.27倍，占總負債增長規模的比重達到108.33%，而同期流通中的貨幣僅增長13.30%，占總資產增長規模的比重為7.95%。2008年2月至2014年2月，金融機構在英格蘭銀行的存款增加了2722.52億英鎊，增幅超過10倍，占同期資產負債表規模增長的比重為71.32%。而流通中的貨幣規模僅增長56.57%，占同期資產負債表規模增長的比重為5.70%。可以看出，上述央行通過量化寬松貨幣政策注入的絕大部分資金并未經過銀行體系轉化為流通中的貨幣，而是被金融機構重新存入央行。這一方面反映了危機期間金融機構對流動性的較高需求，另一方面也反映了金融機構對私人部門風險的規避。

（二）退出量化寬松政策對中央銀行資產負債表的影響展望。

1、縮減證券類資產規模。

退出量化寬松貨幣政策必然需要停止資產采購，但這并不意味著各央行資產負債表上證券類資產的規模立即轉向收縮，因為美聯儲等央行仍在執行再投資政策，即將持有到期的機構債務、抵押貸款支持證券等的收益繼續投資于有關證券，同時對到期國債進行展期，這些操作將使得央行資產負債表的規模維持不變。因此，當各央行結束資產購買后，資產負債表規模將進入一段相對平穩的觀察期。如果能夠在一段時期內確認經濟復蘇的形勢得以持續，央行則可以宣布停止再投資政策，此時其證券類資產規模也將隨著所持證券的到期或處置而收縮。但由于美聯儲、日本銀行和英格蘭銀行所持有的金融資產以長期資產為主，若將這些債券持有到期，資產負債表的縮減必將是一個非常漫長的過程。以美聯儲為例，通過量化寬松貨幣政策以及扭曲操作，其所持有的證券類資產以長期國債、聯邦機構債和MBS等長期資產為主，短期國債等短期資產的規模幾乎可以忽略不計。根據2013年8月21日美聯儲持有的資產期限結構數據，未來一年內到期的證券類資產約245億美元，1-5年內到期的證券類資產約6615億美元，5-10年內到期的證券類資產約8746億美元，10年期以上的證券類資產約18204億美元。如果美聯儲自2014年停止量化寬松貨幣政策，并打算將上述證券類資產持有至到期，其資產負債表規模未來5年內僅縮減約17%，未來10年內縮減約38%，仍遠高于金融危機前的水平。如果美聯儲直接出售證券類資產，由于規模巨大，將大幅壓低有關資產的價格，給金融市場和自身財務健康水平帶來一定的沖擊，同時導致長期利率上升，從而抑制投資，不利于經濟企穩復蘇。我們預計美聯儲選擇直接出售證券類資產的可能性較低。美聯儲也可以選擇其它的處理方式，例如，可以選擇執行反向的扭曲操作，即減持長期資產的同時增持短期資產，加快縮減資產負債表規模的步伐，同時可降低對市場流動性的沖擊。

2、部分為執行量化寬松貨幣政策而創設的科目將消失。

例如，量化寬松政策退出后，日本央行將不再補充購入商業票據、ETF、J-REIT等資產，隨著存量資產的到期，專門為反映上述資產所創設的科目將逐步縮減直至消失。

3、對負債方科目的影響。

在執行量化寬松貨幣政策期間，各央行主要通過吸收金融機構存款等方式補充資金來源。央行退出量化寬松貨幣政策后，一方面貨幣市場利率將逐漸回復到正常范圍，央行對超額準備金付息的政策將失去吸引力，另一方面，隨著實體經濟持續實質性好轉，銀行放貸意愿將會增強。從以上兩個方面看，金融機構在央行資產負債表上的巨額存款存在流入信貸市場的巨大動力。為防止流動性涌入實體經濟所引發的經濟過熱或通貨膨脹，各央行可能采取執行大規模逆回購、發行央行票據等方式吸收流動性，避免貨幣供應量短期內快速增長，從而引起逆回購、央行票據等科目規模出現一定的增長，對金融機構存款規模的下降起到一定的替代作用，抑制流通中的貨幣規模上升。

4、對中央銀行資產負債表的間接影響。

退出量化寬松貨幣政策，將會降低本國國內的流動性供給，提升各類資產的收益率，帶動本國貨幣升值。由于美元、日元和英鎊等貨幣對國際大宗商品市場具有較強的影響力，隨著上述貨幣的升值，以其計價的國際大宗商品價格也可能出現一定的回落。因此，退出量化寬松貨幣政策會對整體經濟金融環境產生較大的影響，進而間接影響央行資產負債表。一是持有的證券類資產的價值可能出現下降。無論央行選擇將證券類資產賣出或者是持有至到期，受到流動性支持下降以及被量化寬松貨幣政策壓低的利率水平回升等因素影響，國債、商業票據、MBS等證券類資產的市場價值都將會出現一定的下降壓力，央行將面臨一定的損失風險。二是財政部門存款可能出現一定程度下降。一方面，隨著央行退出量化寬松貨幣政策，被壓低的國債利率也將逐漸回歸到正常水平，財政部門的利息支出將會隨之上升。考慮到美國、日本和英國的政府債務水平、財政赤字水平均相對較高，我們預計國債利率上升將給上述國家的財政支出造成一定壓力。另一方面，流動性規模的縮減以及利率水平的上升將給企業利潤造成一定影響，可能降低企業和個人收入，從而減少財政稅收。但是，由于美國、日本等國家均屬于資源進口國，進口大宗商品價格的下降可能在一定程度上彌補企業利潤。三是對外匯儲備的影響。以日本央行的美元儲備為例，假如日本維持現有量化寬松貨幣政策不變，當美國退出量化寬松貨幣政策時，由于美元流動性的收緊帶動美元升值，將會提高以美元計價的資產的吸引力，國際資本會從日本流向美國，造成日元的相對貶值，日本央行的美元儲備將會出現一定的浮盈。同樣，當日本退出量化寬松貨幣政策時，假如當時美國已經完成了量化寬松貨幣政策的退出，日元流動性的收緊將會帶動日元升值，國際資本會從美國流向日本，造成美元的相對貶值，日本央行的美元儲備將會出現一定的浮虧。

四、對我國的啟示

綜上可見，就應對危機而言，量化寬松貨幣政策通過主動擴大央行資產負債表規模和改變資產負債表結構，在提供市場流動性、穩定市場信心、防止和維護金融體系的安全穩定等方面發揮了重要作用。我們也應注意到，由此項政策所帶來的央行資產負債表急劇膨脹以及流動性大量投放會造成通貨膨脹壓力等一系列問題，從長期看，該政策必然會隨著經濟的復蘇和信貸信心的恢復而逐步退出。美聯儲、日本央行和英格蘭銀行等發達經濟體中央銀行如何完成其資產負債表內龐大的資產和負債消減，逐步將資產負債表的結構恢復至正常，成為在量化寬松貨幣政策退出過程中釋放通脹壓力、穩定物價、實現經濟平穩回升的關鍵。這種將資產負債表規模管理、結構管理和風險水平調整相結合，通過靈活、高效的資產負債表管理實現貨幣政策目的的方式值得我們借鑒。在具體的貨幣政策工具選擇方面，我們可以看到發達經濟體中央銀行在資產負債表規模和結構管理中進行了大膽、積極的探索和創新，將MBS、公司債券、股票、投資信托等金融資產納入了自身的資產負債表中，直接干預了其所創造的廣義流動性的價格形成機制，成為在傳統貨幣政策工具失效后，央行開展經濟金融調控的重要政策選擇。我們預計，其中部分工具可能會被作為央行調控經濟的有益補充而在量化寬松貨幣政策結束后繼續保留。隨著我國金融創新的不斷發展，各類證券、債券等金融衍生產品層出不窮，所創造的廣義流動性對人民銀行執行穩健的貨幣政策、實施宏觀經濟金融政策調整所產生的影響日趨明顯。在如何加強對其管理方面我們同樣可以從發達經濟體中央銀行的實踐中吸取一定的經驗。在量化寬松貨幣政策具體執行和操作過程中，發達經濟體央行在如何合理引導社會預期、尋求社會公眾有效配合等方面的經驗同樣值得我們認真學習和研究。對于大多數國家來說，量化寬松貨幣政策是對傳統貨幣政策的大膽創新，其運行機制、功能、影響等并不為公眾所熟知，容易導致高層決策者和社會公眾對政策效果預期產生偏差，使得對量化寬松貨幣政策的適應和配合度較低，從而影響政策工具的實施效果。

第3篇：貨幣政策論文范文

在貨幣政策多目標體系中，以物價穩定的衡量指標通貨膨脹率為門限變量，分別建立物價穩定與經濟增長、充分就業、國際收支平衡和金融穩定的關系式，構建貨幣政策多目標體系門限回歸模型。通貨膨脹率作為門限變量，是反映物價水平高低的體制變量。當存在一個門限值γ時，通貨膨脹對另一貨幣政策目標的動態影響就被劃分為兩個階段;當存在兩個門限值γ1，γ2時，通貨膨脹對另一貨幣政策目標的動態影響就被劃分為三段。

門限回歸模型設計由Caner和Hansen提出的帶有內生解釋變量和外生門限變量的門限回歸模型，［15］使用了兩階段合并最小二乘估計(2SPOLS)以及斜率系數的廣義矩估計(GMM)方法，極大地推廣了門限回歸模型在實證分析中的應用。

二、實證檢驗

(一)貨幣政策多目標系統指標選擇與模型設計物價穩定作為貨幣政策的最終目標之一，與其他四個目標關系密切:首先，經濟發展必定伴隨著不同程度的通貨膨脹，投資、消費等的增加都會在促進經濟增長的同時導致物價波動;其次，根據菲利普斯曲線，通貨膨脹與就業在短期內存在替代關系，兩者呈反向變動;再次，物價穩定與資產價格穩定是以貨幣表現的不同經濟活動的實施目標，如果央行適當調整導致金融不穩定的變量，則不僅可以實現金融穩定，也可以平抑物價和產出的波動;［17］最后，在當前開放環境下，國際收支會從貨幣市場和商品市場兩條途徑沖擊國內物價水平。因此，本文選擇通貨膨脹率作為貨幣政策多目標體系門限回歸模型的門限變量。具體分析如下:1.物價穩定與經濟增長。Fischer在研究影響經濟增長的各個宏觀經濟變量時首次提出通貨膨脹與經濟增長之間為非線性關系的可能。他認為一旦通貨膨脹值發生變化，它對經濟增長的影響也會變化。因此，如果兩者之間存在這種非線性關系，那么原則上估計這一拐點(即門限值)就是有可能的，在這一點上通貨膨脹與經濟增長之間的關系將發生變化。根據上述理論，借鑒索洛的新古典經濟增長理論，一方面資本存量和投資規模的增加會促進經濟增長;另一方面資本邊際收益遞減規律會導致初始收入水平較低的國家具有相對較快的增長速度。［18］此外，投資規模的擴大會直接影響生產鏈上游的產品價格，進而對最終產品的價格產生影響，于是投資所形成的有效供給或將成為抑制通貨膨脹的物質基礎。最后，對于我國而言，人口紅利的出現為經濟發展創造了有利的人口條件。因此，在考察通貨膨脹與經濟增長之間的關系時，在新古典經濟增長模型中引入投資、人口自然增長率、初始GDP水平等因素的間接效應。模型引入變量如表1所示。2.物價穩定與充分就業。菲利普斯曲線是用來表示失業與通貨膨脹之間替代關系的曲線，由威廉•菲利普斯提出后，經濟學家對此進行了大量的理論解釋和改進，其中索洛和薩繆爾森根據成本推動的通貨膨脹理論將原來表示失業率(u)與貨幣工資率之間交替關系的菲利普斯曲線發展成用來表示失業率與通貨膨脹率之間交替關系的曲線。但是，索洛和薩繆爾森認為失業率和通貨膨脹率之間的替代關系并非長期固定不變，制度性改革會緩和這種關系，政策對經濟的刺激會通過小幅度通貨膨脹來提高就業水平，［19］政府基于失業率與通貨膨脹率的這種關系，通常將兩者控制在某臨界點以內的安全范圍內。因此，采用索洛和薩繆爾森的菲利普斯曲線形式表示通貨膨脹與就業(失業)之間的關系。3.物價穩定與金融穩定。貨幣政策操作工具主要通過金融市場進行傳導和實施作用于最終目標，金融市場穩定與否直接關系到貨幣政策實施的效率和有效性。［20］但在現實中，物價穩定往往會抑制金融市場的活力，阻滯金融市場發展。美聯儲前任主席Greenspan指出，貨幣政策很難協調兼顧同時實現物價和資產價格水平的穩定。但是Greenspan仍然主張貨幣政策要密切關注資產價格的變化，在關注物價穩定的同時也要重視金融市場的穩定。限于數據選取的局限性，本文選取上證綜指(SH)作為反映金融市場情況的指標，對上證綜指與通貨膨脹率之間的關系進行分析。此外，由于超出公眾預期的貨幣供應量增加會引起資產價格的升高，［21］利率的變化也會通過影響投資者行為和上市公司決策進而影響金融資產價格。因此，貨幣供應量、利率、社會固定投資額等也是研究物價與金融資產價格關系應考慮的因素。(控制變量見表1)4.物價穩定與國際收支平衡。開放經濟對貨幣政策的操作與調控關系重大，國際收支主要通過商品市場和貨幣市場兩條途徑來影響國內物價水平，導致輸入型通貨膨脹。Karras通過實證分析檢驗開放經濟條件下國際貿易對國內貨幣政策實施效果的影響，結果表明，一個國家對外貿易水平越高，貨幣政策對經濟增長的影響越小，對物價水平的影響越大，［22］且國際收支對國內物價水平的非線性拉動作用要求我們建立非線性模型尋求兩者之間的平衡點。輸入型通貨膨脹的產生原因有很多，從商品市場和貨幣市場兩條途徑考慮，選擇國際收支差額(BOP)作為國際收支平衡的衡量指標，同時考慮國外實際利率水平、匯率、國內利率水平等因素的間接效應(如表1所示)，建立其與通貨膨脹率的門限回歸模型。在該模型中，引入投資、人口紅利、初始GDP水平等因素對經濟增長的間接效應改進新古典經濟增長模型，并考慮到貨幣供應量、利率、社會固定投資額等對金融穩定的影響以及國外實際利率水平、匯率、國內利率水平等因素對國際收支的沖擊作用。選取消費者物價指數(CPI)作為通貨膨脹率的衡量指標。為了避免CPI分布的雙峰特征和非對稱性特征對模型穩健性的影響，使用半對數變換方法對其進行半對數變換處理。

(二)單位根檢驗平穩的時間序列是模型構建的前提，也是門限模型對數據的基本要求，因此在對上述模型進行門限效應檢驗之前首先對各個變量進行平穩性檢驗(PP檢驗)。檢驗結果如表2所示。結果表明，各個變量在5%的顯著性水平下均為一階單整序列，可以進一步進行門限模型的檢驗。

(三)門限值估計和門限效應檢驗運用MATLAB軟件，以式(2)為基礎對貨幣政策多目標體系的門限回歸模型進行門限值估計，各門限估計值在10%的水平下均符合顯著性要求。門限值估計結果如表3所示。基于式(4)(5)(6)對貨幣政策多目標體系的門限回歸模型進行門限效應檢驗，檢驗結果如表4所示。結果表明，在95%的顯著性水平下，模型存在門限效應，且所有LR統計量均拒絕有一個門限值的假設，不能拒絕有兩個門限值的假設。因此，貨幣政策多目標模型存在門限值，表3所示門限值估計結果具有一定的科學性。從表3的四組門限值估計結果中不難看出，物價穩定與經濟增長、充分就業、金融穩定和國際收支平衡的相應衡量指標之間均存在明顯的非線性關系。結合表5的系數估計結果，具體分析如下:1.物價穩定與經濟增長。當CPI低于3.40%時，GDP對CPI的反映系數約為0.55，此時溫和通貨膨脹帶動社會生產效率提高，促進經濟增長，進一步會提高勞動力和原材料的成本，引致通貨膨脹;當CPI進一步上升介于3.40%～15.20%時，GDP對CPI的反映系數轉為－0.86，此時社會公眾產生較高的通貨膨脹預期，這在一定程度上會阻礙經濟增長;當CPI高于15.2%時，GDP對CPI的反映系數進一步惡化為－3.40，惡性通貨膨脹將會對經濟增長甚至整個社會發展產生嚴重的影響。因此，我國CPI的最優目標區間為(0%，3.40%)。2.物價穩定與充分就業。當CPI低于0.80%時，失業率與通貨膨脹相關性較弱，為0.02，且t值檢驗不顯著;當CPI介于0.80%～15.7%時，低失業率伴隨著高通貨膨脹，兩者之間的反向關系明顯，失業率對CPI的反映系數為－0.15，符合菲利普斯曲線的預期，且經驗數據表明這種情況下失業率能控制在社會可接受范圍之內;當CPI高于15.7%時，失業率對CPI的反映系數為12.2，經濟處于低迷狀態，失業率大幅上升。此時，我國CPI的最優目標區間為(0.08%，15.7%)。3.物價穩定與金融穩定。當CPI低于2.32%時，上證指數對CPI的反映系數為0.03，但是社會投資需求不足，此時以上證綜指為代表的資產價格低迷;當CPI介于2.32%～11.6%時，公眾投資信心增加，資產價格有所回升，此時上證指數對CPI的反映系數為0.64，適度的通貨膨脹帶動各項社會投資升溫，各種金融資產的價格穩步上升;當CPI高于11.6%時，上證綜指變化幅度和變化頻率增加，上證指數對CPI的反映系數高達4.89，金融市場開始出現泡沫，此時金融風險增加，金融市場運行狀況不穩定。該情況下我國CPI的最優目標區間為(2.32%，11.60%)。4.物價穩定與國際收支平衡。當通貨膨脹率低于2.67%時，國際收支差額對CPI的反映系數為0.02，歷史數據表明這段時間內國際收支差額明顯小于其他年份，且包括經常賬戶和資本賬戶在內的國際收支賬戶交易較少，經濟對外開放并未很好地帶動國內經濟社會的發展;當CPI介于2.67%～12.30%時，國際收支差額對CPI的反映系數為0.45，國際收支差額隨著通貨膨脹在一定范圍內有所增加，這符合我國前期出口導向型的經濟發展策略，國際收支順差帶動了國內消費需求的增加和企業生產的積極性，在一定程度上為社會發展注入活力;當CPI高于12.3%時，國際收支差額對CPI的反映系數為2.80，國際收支順差持續增加甚至惡化。且從統計數據上可以看出，經常賬戶的增加幅度遠大于資本賬戶，說明我國粗放型的經濟開放模式不再適用于當前的發展狀況。因此，基于該方面的考慮，理論上我國CPI的最優目標區間為(2.67%，12.30%)。綜合比較上述通貨膨脹率(CPI)在不同傳導機制下的最優目標區間，并在數軸上呈現(見圖1)。可以發現，四個區間之間存在交集(圖1中的陰影部分)，即(2.67%，3.40%)，這表明貨幣政策五個最終目標在其相互影響和作用的過程中是可以協同兼顧、并非絕對排斥和矛盾的。當通貨膨脹率保持在區間(2.67%，3.40%)內時，貨幣政策其余最終目標的衡量指標也保持在合理的范圍內:GDP呈現穩定增長的趨勢，通貨膨脹率每增加1%，GDP就會增加約0.59%;失業率會隨著通貨膨脹率增加有所下降，通貨膨脹率每增加1%，失業率會下降約0.15%;在此區間內上證指數從低迷狀態平穩回升，通貨膨脹率每增加1%，上證指數約增加0.64%;國際收支差額在此區間內有所增加但仍在社會可承受范圍內，通貨膨脹率每增加1%，國際收支差額約增加0.45%。

三、結論

第4篇：貨幣政策論文范文

而本文重在探求新經濟中貨幣政策是否還象過去幾十年中經濟學家解釋的那么有效，進而探詢如何運用貨幣政策能起到應有的效果，而不是與預期相反的結果。并從美國的經驗中探尋中國貨幣政策改革的方向。

首先，我們必須明確究竟什么是所謂的"新經濟",新經濟一詞是從美國泊來的，沒有非常明確的定義，但又實實在在地在美國出現，而且迅速席卷世界。歸納起來，我覺得可以概括為如下幾點：

以數字化信息技術和因特網為標志的技術變革在全球化拓展；

知識創新的商業模式——建立在個人信譽基礎上的風險投資制度已經成熟，被投資者所認可；

互聯網的普及速度超過了以往過去的任何發明，它以其開發性、可擴展性和互動性，迅速成為了客戶需求的新平臺，成為了一個新標準；

服務業替代制造業主宰產業發展；

全球化的各種規則開始建立，降低了要素流動的摩擦；

資本市場是這一創新時代的最重要的引擎，是結構調整最有效的工具，而工業社會中集中控制資源進行結構調整的方式已經過時；

在新經濟中，公司正在走上收益遞增的軌道。這些新經濟的趨勢性特征涉及到技術、商業模式、客戶標準、產業、規則和金融工具，它們綜合貢獻給了經濟增長，構成經濟增長的新要素，這些新要素正在改變著經濟增長的周期性波動，從而構成了所謂的“新經濟”。

而從傳統經濟學來看,經濟的發展是有周期的，新古典經濟學認為經濟周期是主體隨即錯誤的結果，所以政府在貨幣政策上不宜干預過多。而新凱恩斯主義則認為，經濟周期是外部沖擊對經濟產生的影響，所以貨幣政策對于克服危機，使經濟步入良性循環是大有裨益的。后凱恩斯主義認為周期的發展是政治壓力的結果，所以在貨幣政策上趨向于比新凱恩斯主義更自由的方式。

那么，作為具體的運行，我覺得美國的貨幣政策是的趨向不是明顯的偏向于一種派別的，而是一種綜合各種觀點雜糅的體系。在強有力的實現對經濟的預期良性運行的控制的同時，盡量采取比較含蓄的，市場化方式。這種理念在美聯儲主席格林斯潘的身上展現的淋漓盡致。

而就在最近（12月5日），格林斯潘正式表示，對經濟部分失去發展表示憂慮。并認為美國經濟發展步伐放緩是能源價格大幅上升，使企業能源成本上升近40%，而由于市場競爭激烈，無法使企業的損失在市場中得到彌補。而應該警惕可能出現的由金融資產縮水導致的家庭和企業的支出疲軟。廣大投資者一直以來擔心美國經濟趨向硬著陸，格氏此番撫藉言語正中他們的下懷。美國經濟減緩的速度出乎意料，去年的技術股泡沫顯然已破滅。正如格林斯潘所指出的，對近期任何經濟數據都不應該大驚小怪，異乎尋常的經濟增長速度減緩正是必要的。幾年來，需求一直超過供應。美聯儲為了緩解勞動力市場的緊張形勢，防止通脹上升，1999年中期來已將利率提至6．5％，累計加息幅度達1．75％。格林斯潘似乎認為隨著股價下降，金融市場趨緊抑制了消費者支出，經濟正走上軟著陸的軌道。一段并不清晰的話語剛出，萎靡的納指馬上大漲274點，創下近三十年的單日最大漲幅。

而且我們也曾經看到，格林斯潘在過去的美國所謂的新經濟的高速列車行進中不時的用針尖刺破將要被吹漲的氣球——通貨膨脹的虛假繁榮。而我覺得他的行為正好暗合了薩繆爾森的用宏觀經濟學中的乘數原理與加速度原理對經濟周期的假設——薩氏以為在邊際消費趨向和加速度不變的情況下經濟總是上下波動。那么，一旦邊際消費發生改變，經濟的良性軌跡就極可能被改變。所以格林斯潘一直采取防微杜漸的方式警告人們，什么時候有通脹的危險。而他又不肯明示，是擔心"軟著陸"變成"硬著陸"。我個人認為僅憑這一點格林斯潘便稱得上是金融監管的超一流人才。何以見得？君不見八十年代的日本雖然經濟正是如日中天，但是日本政府也意識到虛假繁榮背后的通貨膨脹的威脅將在未來嚴重的侵害日本經濟的可持續性發展。可是就在日本煞費苦心的擠干了泡沫以后，再施行零利率也無法拉升經濟的起飛。而我們中國在經歷了八十年代末期的高速增長中"通脹猛于虎"的通苦以后，在九十年代初，經濟的過熱中，施行了緊縮銀根的政策，其后雖然成功的實現了經濟的軟著陸。但是現今的通貨緊縮中，貨幣政策實行卻收效甚微。今天的解釋也各不相同，但我覺得與那時的過緊是有聯系的。

而在今年，繁榮了十年的美國新經濟也遇到了極大的危機。我們觀察美國經濟的視角一般有三個：一是美國聯邦儲備委員會的金融政策；二是明年的消費趨勢；三是明年的投資趨勢。而美聯儲在12月19日宣布維持現有利率不變。而很多經濟學都認為利率下調是在所難免的，為什么聯儲沒有行動呢？央行不愿意改變多年來謹慎的多看少動原則，他們要觀察多年的高投入，生產率增長及股市走強是否發生了逆向轉變并形成惡性循環。不過美聯儲也承認新經濟的威脅已經由通脹變為疲軟。而消費趨勢離不開收入的預期，我們知道在宏觀經濟學中有帶動消費的財富效應。從九十年代以來，美國每年因股票和房產升值而使家庭財富平均每年上升2.26萬億美圓。而儲蓄率在99年降至可支配收入的2.2%，大大低于長期的7%左右的水平。而在2000年，美國國民的股票收入幾乎為零或負增長，而今年初對于股市的高預期造成家庭貸款消費的上升，預期的不理性將使明年的消費減少。還有就是投資，自96年以來，信息技術與通信行業吸納了大量的資金也使勞動生產率上升。新經濟的低通脹高增長也要主要歸功于資金支持——特別是在風險投資制度下的融資途徑下的電信與高科技行業的快速發展。而從目前來看，這些行業投資已經近于飽和。

所以，新經濟畢竟沒有超越過去的工業革命，電氣時代中所固有的經濟周期的制約。高利率，利潤下降，消費需求的收縮都是周期性的，少一點震蕩，快一點復蘇就是貨幣政策大有可為的地方了。經濟減速的跡象撒下如此之多的陰影，這一事實僅僅提高了人們對通脹的預期。也已有人擔心格林斯潘講話可能導致以下一種循環：由于投資者認為明年初會減息，導致股價上揚。但必須指出的是，降息的前提是消費者支出的下降。問題在于，如果股市反彈過高，消費支出仍將強勁，如此，就不會降息，甚至可能得加息。這樣今天的貨幣政策到明天就完全相反了。

盡管美聯儲可能調控美國經濟，使之軟著陸，投資者同時也明白美聯儲任務的難度之大。歷史經驗顯示，事實上央行是鮮難做到的。這一方面是由于處于增長減緩中的經濟比繁榮強勁的經濟更不堪經受外部沖擊。另一方面則是因為經濟增長減速會使各種經濟、金融失衡狀況暴露無疑。隨著增長減速，原先那種以為利潤會永遠增長、股價會一直上升，因此可以入不敷出的消費將顯然是極不明智的。同時，悲觀情緒也可能過度。今后的風險在于，美國的實際高投入、大幅提高生產率、企業利潤增長、股市走強等一系列良性循環會變為惡性循環。出現這種情況，美聯儲就需要采取減息措施，但不是在此之前采取措施。

但是面對新經濟的新，聯邦儲備委員會也沒有什么可以認為是肯定行之有效的方式。連格林斯潘也在10月上旬美國銀行家協會成立125周年的紀念大會發表的演講中認為，技術進步的飛速發展已經導致美國現有的許多銀行監管條例顯得十分陳舊和過時。

同時，他呼吁發達國家應該緊密合作，修訂各國現存的銀行監管條例以適應在新經濟中規模不斷擴大、速度不斷加快的各項金融交易活動。但是，格林斯潘也沒有提出如何修訂銀行法規的建議。他只是強調，目前的銀行監管部門在實行監管行動時更多地依靠銀行在金融市場上的自律性，運用條規開展監管活動效果大不如前。

盡管如此，格林斯潘仍指出，“從銀行業發展的歷史角度看，加強對銀行的監督管理應該始終作為監管防范金融風險的第一道防線，這是銀行發展歷史過程中，我們獲得的一條千真萬確的關鍵的經驗和教訓。”格林斯潘對去年出臺的銀行業監管改革法案大加贊美，并指出這是“通向未來變化道路上的一面開路旗幟而已”。他還認為，全球所有的銀行監管部門都會發現現有規定條例的改革勢在必行。根據格林斯潘的估計，將來監管部門會將注意力從考慮銀行的債務比例轉向發現銀行是否有違規經營行為。格林斯潘認為，目前世界正處于一個動態變化的系統之中，要求監管部門能夠不斷調整以適應新變化。同時，隨著新經濟浪潮的席卷全球，金融系統變化的日新月異，要求監管部門必須在第一時間作出相當準確的反應和行動，否則經濟形勢將向一個完全相反的方向演變。正是這種情況，要求銀行監管條例適應新時代的變化，進行必要的改革而不至于落伍。

在看了美國新經濟的"剪不斷，理還亂"后，再想想咋們亞洲和中國，其實發展水平還低了許多，如何借鑒美國的經驗，吸取教訓，將使我們少走許多彎路。

當年，就在美國新經濟快速成長的時期，亞洲卻出現了經濟危機，這意味著東亞的以產量為目標的“集中干預型”資源配置方式的失靈，傳統產能大規模過剩。中國則在工業化還未完成的時候，又趕上了知識經濟時代：一方面政府還有很多集中配置資源的要求，如西部大開發。在這方面，政府投入大量的資金與人力，從貨幣政策來看，既有貸款的優惠，也有大量的特別國債；另一方面又要面對知識時代提出的創新問題。在這種局勢下，中國的調整必須與國際調整的趨勢相一致。中國的各種產業從汽車到住房，實際上連基礎設施都有產能過剩問題，而現在中國政府除了集中配置基礎設施外，已經沒有其他可集中配置的方向，因此集中資源突破產業瓶頸的老辦法在現時條件下已無處著力，是改變配置資源方式的時候了——應把核心放在建立和完善資本市場，充分發揮資本市場的高層次功能，大力刺激民間創新的動力上，比如減免知識型創新企業所得稅等類的措施更是不可少。政府的作用還要在有利于新經濟成長的軟環境建設方面加強，以求有更多的知識創新企業在本地區成長，帶動經濟從舊到新的轉變。

資本市場已經成為推動技術變革和產業重組的最重要的引擎，中國一方面要實現工業化，承接生產力的轉移；另一方面要面向新的技術創新時代，積極改變國內集中配置資源的方式，發揮資本市場的作用，中國1999和2000年初資本市場中股市的兩次快速攀升都與大規模的資源重新配置有關，資本市場對互聯網做出了最積極的反映，這也體現了中國資本市場開始在調整著中國的產業結構。當然，這也與借鑒美國新經濟中的明顯的財富效應的政府行為有關系。但是，由于沒有二板市場，中國資本市場的創新空間非常有限；由于大量非流通股的存在，利用投行進行并購調整結構的手段也就不足，如無法在資本市場上迫使一些低效率企業退出產能等，從而使得結構調整緩慢。

新經濟的概念是與網絡化和全球化聯系在一起的，這意味著新經濟將帶來更先進的交易設備和交易手段，讓更多的國家和地區參與世界經濟的競爭。金融產業在這個大趨勢下必須要面對新的挑戰。一方面，為了在新的形勢下提高產業的競爭力，必須給金融產業更多的自由；另一方面，新經濟大大增加了金融產業的風險，進行風險管理又要求我們中國政府加強對金融產業的監管。事實上，在這兩個目標之間是存在著一定矛盾的。我覺得這對于我國來說尚有一定的優勢——集計劃與市場于一體的貨幣政策或許會比較有效。

第5篇：貨幣政策論文范文

[關鍵詞]：貨幣政策；行業效應；利率；脈沖響應函數；

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

經濟結構問題一直是中國經濟發展的癥結。尤其是1997年以來“貨幣迷失”問題的出現和2004年結構型通貨膨脹的發生，經濟結構問題再次成為理論界探討的焦點。由于2003年后隨財政政策逐步淡出，貨幣政策將成為宏觀調控的一個有力手段：2003年第四季度的貨幣政策執行報告明確指出要運用金融調控手段，促進我國產業結構調整。2004年銀行體系為實現這一目的，做了種種努力，如按月召開經濟金融形勢分析會，有針對性地對商業銀行加強“窗口指導”和風險提示；控制對鋼鐵、電解鋁、水泥等“過熱”行業的授信總量；大力發展消費信貸，努力擴大消費需求；放開金融機構（城鄉信用社除外）人民幣貸款利率上限等。由此，人們自然地會關注貨幣政策是否具有結構調整的功能，即貨幣政策的變化對不同行業影響的差異及對行業間產值差距的影響，也就是貨幣政策的行業①非對稱效應。然而，傳統的觀點認為貨幣政策變化對經濟實體的影響主要是指貨幣政策的總量調節效應，即貨幣政策的變化影響到微觀主體的需求如消費需求和投資需求，進而影響整個宏觀經濟的總量均衡。這一觀點不僅忽略了貨幣政策在進行總量調節時，對不同行業需求量調節的差別，而且也忽略了貨幣政策對每個行業供給能力影響的差別。

然而Blinder(1987)、Farmer(1988)、Christiano&Eichenbaum(1992)、Christiano、Eichenbaum&Evans(1997)、BarthIII&Ramey(2000)都曾經認為貨幣政策的變化會通過供給面的渠道影響經濟結構。他們假設公司在獲得銷售收入之前，一般都是通過借款來支付固定資產投資和生產要素費用。由于各個行業既有的生產成本和利潤空間是不同的，隨著名義利率的上升，各個行業的生產成本會上升，貨幣政策對各行業產生不同的影響。當然還得假設經濟中存在必要的價格粘性或剛性，否則，如果調整瞬時完成，那么利率的變化難以影響經濟實體。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)分別對不同國家貨幣政策的結構調整效應進行了實證研究。這些研究都證實各行業對貨幣政策沖擊的反應是不同的，并分析了其中的原因。Bernake&Gertler(1995)運用VAR模型檢驗了貨幣政策對不同的支出（如耐用品、非耐用品消費支出、居民投資支出和商業投資支出等）的不同影響；Ganley&Salmon(1997)基于1970-1995年的英國數據，利用VAR模型分析得出建筑業的利率敏感性最強，其次是制造業、服務業和農業；Hayo&Uhlenbrock(1999)認為人們都習慣于研究貨幣政策尤其是利率政策的總量效應，往往忽視貨幣政策在傳導過程中各行業間的異質性或非總量（disaggregate）的不對稱性，并運用VAR模型研究了德國28個行業對貨幣政策的不同反應，發現了重工業比非耐用消費品更具有利率敏感性，并從資本生產率（資本與行業產值比率）、要素密集程度（資本與勞動比率）等四個因素尋找各行業對貨幣政策反應不一的原因；Dedola&Lippi(2000)利用OECD的五個國家21個行業的面板數據分析得出公司規模、融資能力、財務費用負擔等因素是解釋各行業不同的利率敏感性的重要原因；Peersman&Smets(2002)對歐洲各國的行業的貨幣政策效應也進行了類似的研究。

國內部分學者也研究貨幣政策的結構調整效應。1998年財政部科研所課題組論證了產業政策與金融政策包括利率政策、信貸政策的關系并提出了一定的政策措施；張旭和伍海華（2002）認為金融政策會通過資金形成機制、資金導向機制和資金催化機制促使產業結構高級化，提出了銀行主導型和資本主導型的兩種金融結構調整模式，并建議我國應以銀行為主導的金融模式為基礎，并借助資本市場，實現產業結構調整升級；周逢民（2004）從振興黑龍江工業基地入手研究貨幣政策在調整國家產業布局中的作用，并認為貨幣政策在注重全局調控的基礎上，應該充分考慮全國各地區之間的經濟和產業差異。通過政策傾斜、投資引導、信貸政策和政策協調等多渠道提升貨幣政策在促進結構調整中的效果。

然而國內文獻只是敘述性地論證了貨幣政策在產業結構中的作用，并沒有提供相關有效的理論模型和經驗證據，其現實指導意義有限。本文從一個有關行業要素密集度的例子出發，證明了行業要素密集度的不同會影響到貨幣政策對行業的作用效果，并利用我國有限的數據，用E-G兩步法和ADL模型驗證了貨幣政策對六個行業的長期效應的異質性，爾后又采用VAR模型和脈沖相應函數證明了我國各行業對貨幣政策沖擊反應不一的過程并從行業自身角度簡要分析了其中的原因。當然，文章的初衷并非是否認貨幣政策的總量效應，只是論證貨幣政策具有一定的結構調整效應，且這種結構調整效應并非是指政府通過貨幣政策的行政手段如政府的信貸配給，而是指通過貨幣政策的經濟手段如利率政策，以市場方式來影響某些行業的信貸規模，進而影響行業的產值和行業差距。

二、一個簡單的理論說明

貨幣政策對我國經濟結構形成和調整的作用的主要傳遞過程可歸納如下：貨幣政策（利率政策）投資影響資金流量結構影響生產要素分配結構影響資金存量結構影響經濟結構。對一國經濟來說，經濟金融化程度越高，市場經濟發展越完善，這種傳遞過程就越明顯，越有效。因為在市場經濟體制下，經濟結構調整不再單純體現為政府的主導行為，而是由微觀經濟主體根據價格信號的引導來選擇配置的渠道、數量和結構。作為資本價格信號的利率顯然成為配置資源的基礎。因此我們選擇利率政策探討貨幣政策的行業的廢對稱問題。

利率變化對行業的影響程度受制于很多因素如行業發展階段、規模報酬因子、技術水平、市場結構、產品的需求因素、要素密集度等。為說明原理起見，舉一個對資本具有同等偏好的兩部門模型的例子，該例子說明：存在資本約束和兩部門對資本有同等偏好的情況下，要素密集程度不同會產生不同的貨幣政策行業效應。

假設：

⑴只存在兩個完全競爭行業，都使用資本（K）和勞動（L）兩種生產要素，行業1是勞動密集型的，行業2是資本密集型的，不考慮技術水平。

⑵生產函數滿足所有的古典假設，Yi=Fi(Li,Ki)=Lif(ki)，ki=Ki/Li

⑶兩個行業的生產要素自由流動，因此W=W1=W2,R=R1=R2

⑷市場出清即D1=Y1=E1,D2=Y2=E2

⑸資本和勞動兩種要素充分利用，L=L1+L2,K=k1L1+k2L2

⑹行業1、2的價格為P1、P2，相對價格為P=P2/P1，為常數。

求每個行業利潤最大化得：

，（2-1）

由（2-1）得：要素價格比率w：

（i=1,2）（2-2）

由于生產函數呈現邊際收益遞減和規模報酬不變，所以資本勞動比率ki唯一地決定于要素價格比率。得：

（2-3）

這一結果表明兩部門對資本具有同等的偏好。其經濟含義可理解為：當利率下降時，兩行業的廠商為了減少成本會用價格相對便宜的資本來代替價格變得相對昂貴的勞動，從而促使資本更密集地使用。相反，當勞動要素價格變得相對便宜時廠商會用勞動代替資本，從而資本勞動比率下降。因為D1=Y1=E1,D2=Y2=E2，所以：

（2-4）

（2-5）

由于dki/dw>0，所以上式右邊的第二項為正。于是w的變化對產出的影響就取決于要素價格變化所引起的勞動要素在兩個部門之間的流動，即取決于dLi/dw的符號。對假設（5）求全微分得：

（2-6）

（2-7）

（2-6）、（2-7）式說明兩行業廠商對勞動具有不同的偏好。其含義為：當資本供大于求時，利率下降，勞動價格相對上升，行業1的廠商增加對勞動的需求，而行業2的廠商減少對勞動的需求。分別代入（2-4）、（2-5）得：

（2-8）

因為（k1-k2）<0，隨著貸款利率的下降，要素價格比率w上升，勞動力將由第二行業向第一行業轉移，同時由于兩行業對資本具有同等的偏好，使得資本無法在兩行業間進行轉移，從而使第一行業的產出增加，第二行業的產出減少。

上述簡單模型只證明了在資本約束和兩個行業廠商對資本都有同樣偏好的情況下，要素密集度的不同影響利率政策對兩行業的作用效果，還有很多諸如技術水平、市場結構、規模報酬因子、產品需求因素等影響貨幣政策行業效應的因素沒有在模型中體現。如果把這些因素都考慮到一個模型（如果存在這樣一個模型的話），從理論上判斷貨幣政策的最終的行業效應可能很復雜。不過，借助實證方法卻很容易顯示這種最終的行業效應。

三、實證模型設計

（一）實證模型說明

第二部分的理論模型說明：在假設（1）-（6）下，行業自身的異質性使得行業對利率變化反應不一，而且還說明了行業發展除了受到利率水平影響外，還受到工資水平的影響①。如果放開某些假設②，給出具體的生產函數形式，并采取成本最小化的方式求解，我們就能找到模型的顯示解。

假設行業i生產函數為：（3-1）

廠商的成本為：WLi+RKi，求其成本最小化得：

（3-2）

其中該行業所用的勞動和資本分別為

利用比較靜態分析得：，說明隨著工資或貸款利率或產量的增加，廠商的成本隨著增加。因為行業i完全競爭，所以：

（3-3）

這里假設行業i的需求價格為Pi=bW/Yi，暗含的意義為消費者的收入只有工資收入W，而且其中只有b部分的收入拿來消費i產品。因此：

（3-4）

均衡產量對貸款利率反應為：，說明隨著貸款利率的下降，均衡產量會上升。傳導機制：Rit，企業邊際成本，貸款資金，投資，產量，當產量大于需求量時，P，均衡產量增加；當產量小于需求量時，P，均衡產量增加。以上機制成立的前提是行業i能無約束地獲得資本和勞動。對（3-4）式兩邊取對數得：

（3-5）

其中、、分別為常數、對數的技術水平和工資水平，為非對數的貸款利率。根據（3-5），實證部分將分成兩個階段：

第一階段利用動態分布滯后模型ADL或E-G兩步①法驗證各行業序列與實際利率（rir）、實際人均可支配收入（rre）是否存在長期的穩定關系（協整關系），并察看實際利率的系數來確定貨幣政策對各行業序列作用效果。考慮到財政政策、政府重大政策也會影響到各個行業序列，因此在模型中引進這些變量以剔除它們對行業序列的影響。兩個基本模型如下：

②（E-G模型）（3-6）

（ADL模型）（3-7）

這里t、G、虛擬變量D分別代表行業的技術水平（假設技術是時間的函數）、財政支出、1997-1998年政府大力度的政策變革③。因此1997、1998年所有月份或季度的D取1，代表較大力度的政策變革所帶來的經濟影響，其他年份取0。E-G兩步法和ADL模型均能用來尋找變量間的長期關系。E-G兩步法簡單直觀，有很強理論基礎，但有時很難得到變量間的協整關系或變量間的協整關系不夠完美如協整變量的t值較小、自相關嚴重等。而ADL在建立模型時就考慮了滯后項的相關信息，因此如果變量存在長期關系，則此種長期關系相對完美。然ADL模型求長期關系時較復雜：首先利用OLS估計（3-7）式，然后采用Wald或LR方法檢驗同類變量的是否成立，接著對檢驗所得式的兩邊求期望得到長期關系式：

④（3-8）

如果（3-6）和（3-8）式中的殘差序列εi、ei是I(0)的，那么就可判定行業序列、實際利率、實際人均可支配收入、政府財政支出、虛擬變量存在協整關系。協整檢驗的目的是防止由于第一步OLS估計的變量非平穩且不存在協整關系而產生的“偽回歸”問題。因此在E-G兩步法和由ADL導出的長期關系式之前需要利用單位根檢驗各變量的平穩性。如果所要估計的變量均平穩，式（3-6）、（3-8）是真實的；如果所要估計的變量均非平穩，則兩式結果是否真實要取決于第二步的協整檢驗。此外，用LM統計量、懷特（White）檢驗、ARCH統計量分別檢驗殘差序列有無自相關、異方差、自回歸條件異方差。

如果最后判定回歸估計真實，則可查看rir的系數。若β4>0，說明某行業對貨幣沖擊有正向反應；若β4<0，說明某行業對貨幣沖擊有負向反應；若β4=0，某行業對貨幣沖擊沒有反應。此外，在β4符號相同的情況下，看β4絕對值大小。

第二階段借用VAR及相應的脈沖響應函數檢驗各行業產值對貨幣沖擊反應的短期動態過程，進而分析貨幣政策的結構效應。VAR模型是用所有當期內生變量對所有內生變量的若干滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系。當然如果模型中存在只有單項因果關系的變量，也可以作為外生變量加入VAR模型中（張曉峒2000）。

本文采用的向量自回歸（VAR）模型如下：

（3-9）

這里Yt和EX分別表示內生向量項和外生向量項，內生變量包括行業均衡產量（yit）、實際貸款利率（rir）、實際人均可支配收入（rre）和財政支出（G）；外生變量包括技術趨勢項（t）、虛擬變量（D）。A、B分別為外生變量和內生變量的系數矩陣。其中每個行業VAR模型的變量要與第一階段的E-G兩步法所得的估計式一致。

一般而言，非穩定（含單位根）的VAR模型對新息（innovation）的沖擊有長久的記憶能力，這與經濟事實不符合。因此要保證VAR模型和脈沖響應函數穩定（對新息的沖擊收斂），一般要檢驗變量的平穩性或變量之間是否存在協整關系。而這些結論都會在第一階段給出。

我們用赤池信息準則(AIC)確定VAR和（3-7）式滯后期k值。選擇k值的原則是在增加k值的過程中使AIC的值達到最小。在VAR模型中，適當加大k值可以消除誤差項中的自相關。但k過大又會導致自由度減小，以致影響模型參數估計量的有效性。

由于對VAR模型中單個參數估計值的解釋很困難，因此要想對一個VAR模型得出結論，往往要借助觀察系統的脈沖響應(impulseresponse)函數。脈沖響應函數描述一個內生變量對誤差沖擊的反應。具體地說，它描述的是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的新息沖擊后對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。為了直觀形象地刻畫變量間的相互影響，我們采用的都是曲線圖的形式，沒有列出相應的數據表形式，但我們的分析是結合曲線圖和相應的數據表進行的。

（二）數據來源說明

實際貸款利率是根據1995年以來，中國人民銀行公布的一年期的貸款利率，并進行了零售物價指數的處理，其計算公式是：實際貸款利率=(1+名義利率)/(1+通貨膨脹率)-1。國家財政支出的數據采用國家基本建設支出、挖潛改造資金、支援農業支出和文教科學衛生事業費四項之和。由于數據限制，我們只分析第一、第二和第三產業、批發貿易零售業、房地產業、餐飲業六個序列。第一、第二、三產業的產值數據采用1996-2004年的季度數據；由于沒有批發貿易零售業、餐飲業的月度產值數據，所以只能用1996年1月-2002年12月社會商品零售額的月度數據；分析房地產行業時，我們使用1998年1月-2004年12月的商品房的零售額的月度數據。上述變量都進行了以1995年各季或各月為基期的零售物價指數的處理并取了自然對數值，隨后又進行了季節調整。所有的數據均來自各月《中國人民銀行季報》、《中國統計快報》、《中國經濟景氣月報》和中經網數據庫（主要是最近的數據）。

四、實證結果分析

利用ADF檢驗各行業序列、實際貸款利率、人均可支配收入和財政支出、虛擬變量的平穩性。原假設為序列非平穩。在水平值下，檢驗結果均接受原假設，而在一階差分下，檢驗結果都在1%的水平上拒絕非平穩的原假設（表3-1），說明各序列均為一階單整。

行業序列長期關系檢驗結果顯示第一、二、三產業采用E-G兩步法的結果，其他行業采用ADL模型的結果。變量間具體的長期關系式見表3-2：第二產業、房地產行業、貿易批發零售業三個序列與實際貸款利率、人均實際可支配收入、財政支出及虛擬變量存在協整關系；第一產業和餐飲業與實際貸款利率、人均可支配收入和虛擬變量存在協整關系；第三產業與實際貸款利率、人均實際可支配收入、財政支出存在協整關系。除第一產業外，其余序列與其他變量的擬合程度都非常高，且除餐飲業未通過二階自相關、房地產業未通過異方差檢驗外，其它的殘差序列均通過了一、二階自相關LM1、LM2和異方差White及條件異方差ARCH的檢驗，因此總體而言，所有擬合關系式表現較好。

注：（1）檢驗形式中的c和t表示帶有常數項和趨勢項，k表示滯后階數；（2）滯后期k的選擇標準是以AIC和SC值最小為準則。

圖1-6（見附錄1）顯示了六個行業對實際貸款利率的脈沖響應過程。由于對VAR模型單個參數估計值的解釋是很困難的，故本文不列出VAR模型的具體形式，直接給出脈沖響應過程。但需要說明的是：由于VAR模型要求殘差向量必須是非自相關的（更嚴格的要求為εt～iid[0,Ω]），所以滯后階數k的選擇就顯得很重要。本文AIC選擇的結果如下：除對第三產業、餐飲業、房地產業、批發貿易零售業選擇k=3外，其余時間序列的k值均等于2；為保證VAR模型穩定，要求每個變量平穩或變量間存在協整關系，而第一階段長期關系式的檢驗均顯示所估計的每個行業序列方程存在協整關系，這也從圖1-6的收斂的脈沖響應過程看出，即對貸款利率或人均收入的隨機誤差項施加一個標準差的沖擊后，該沖擊對行業序列的影響是逐步消失的，盡管消失的過程各異。

下面集中討論貸款利率變化對各行業的作用效果①。表3-2和表3-3均顯示第一產業對貸款利率的變化反應很大，且成反方向變化。這與Around&Vrugt(2002)對荷蘭數據的檢驗結果一致：荷蘭農業的利率彈性僅次于建筑業、第二產業（除建筑業外）；與Ganley&Salmon（1997）對英國的檢驗結果相反：英國第一產業利率敏感性很低，且在第一年和第二年，第一產業對一單位貨幣政策的脈沖反應均為正方向，Ganley&Salmon認為其原因是英國的第一產業主要是大宗產品的生產且是反周期的。我國第一產業之所以受貸款利率影響較大，原因可能是：第一產業包括農林牧副漁業，雖均為勞動密集型行業，但其市場結構表現為近乎完全競爭，技術貢獻率很低，規模生產的能力較弱，行業利潤空間非常有限，因此貸款利率敏感性會很高。1994-2004年農業短期貸款比率和貸款利率的相關系數非常高，達到-0.932；農林牧副漁的固定資產投資貸款比率與貸款利率也存在較強的負相關關系。

第二產業受到貸款利率的影響也很大，貸款利率彈性為2.03，對貸款利率的沖擊的反應速度較快（第二季度達到最大值4‰），反應的持續期較長（18個月），然而反應程度較小（反應期間均值只有1.7‰）。這與Around&Vrugt(2002)、Ganley&Salmon（1997）研究結果類似。在解釋原因時他們主要側重于分析第二產業中具體行業的某些特點如行業的公司規模、要素密集度、財務杠桿比率和利潤等。然而我國由于缺乏第二產業中具體行業的數據，因此很難判斷哪些因素對貨幣政策的行業效應具有重要作用。但需說明一點：1994-2004年，工業貸款和建筑業貸款總額均占到短期貸款30%多，遠遠大于農業貸款的比例；更新改造、基本建設及總固定資產投資貸款中，1997年第二產業分別占了81%、59%和64%，2002年分別為81%、41%和50%。

房地產行業不僅對貸款利率沖擊的反應持續期很長（為35個月），且反應速度較快，第4個月就達到最大值（14.7‰），反應程度較大（整個期間均值達到4.7‰），且協整關系式表明貸款利率上升1%，房地產產值將下降4.47%。盡管房地產是自然壟斷性的行業，壟斷利潤較高，然而房地產行業是資本密集型行業，且大部分資本直接或間接地來自銀行貸款，“有人作了估計，即使是小開發商，其資金來源的60%都是來自銀行借款……必須看到，我國商業銀行貸款的超常增長中，房地產業開發的貸款占了較大的比例”①。隨著貸款利率逐步下降，房地產開發貸款占金融機構的貸款比率逐步上升，從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年房地產開發貸款的增速分別為15.84%、19.8%、26.8%和49.10%，且與貸款利率的相關系數達到了-0.75。此外，房地產行業的資產負債率從1997年至2004年一直在75%以上，財務風險很大；如果考慮到消費者貸款利率的敏感性，房地產財務風險將會更大。因為房地產公司開發投資很大一部分資金來源于消費者個人住房貸款②。由于巨大的財務風險存在，房地產行業利率敏感性應不會太低。

受貸款利率影響較小的是第三產業、餐飲業和批發貿易零售業。在協整關系式中，第三產業未通過顯著性檢驗，餐飲業和批發貿易零售業通過了的Wald檢驗，且在脈沖反應過程中，反應程度都很小，但表現不一。第三產業與貸款利率成反方向變化，反應程度相對較大（第3個季度達到反應的最大值3‰，整個期間反應均值為1.4‰）；餐飲業成正方向變化，但反應程度很小（最大值為2.6‰，均值僅為0.8‰）；批發貿易零售業的利率敏感性最弱，對實際貸款利率的沖擊幾乎為零。第三產業包括交通運輸、倉儲和郵政業、批發貿易零售業、餐飲業等15個行業。這些行業中有些如交通運輸、倉儲和郵政業、信息運輸和金融業等行業資本密集度、壟斷程度、規模效益都很高，利潤空間很大，而且他們自有資本較充足，1994-2004年的固定資產投資中，平均只有25%左右的資本來自銀行貸款，因此他們受貸款利率影響可能較小；有些如貿易批發零售業、餐飲業、娛樂業等行業勞動密集度較高，具有一定壟斷競爭的特征，來自銀行貸款的資金有限，受貸款利率的影響也較小，實證結果也說明了這一點；還有些如衛生、社會保障和福利業、水利、環境和公共設施等屬于國家支持的行業受貸款利率就更小。因此第三產業及其中的餐飲業和貿易批發零售業的利率敏感性較低。

注：（1）帶*的數據表示相應變量的滯后階數（2）帶的數據表示Wald的檢驗值（3）帶數據表示未通過相應的檢驗（4）房地產業、餐飲業和批發貿易零售業的ADL模型具體形式見附錄2

注：（1）由于圖1-6所用的刻度不一樣，收斂程度很難比較，表3-3所有的結果來自脈沖響應過程的數據表。（2）收斂是指一單位正向沖擊所得的響應第一次低于1‰或響應曲線第一次交于零軸，若兩者皆有，以第一次交于零軸為準。（3）+、0、-表示相對于一單位標準差沖擊的正、無、負反應。

五、總結性評論

本文從基于要素密集度不同的兩部門例子出發，說明了由于行業自身的異質性，每個行業對同一貨幣政策沖擊存在非對稱效應，進而引起貨幣政策的行業結構調整問題。接著利用E-G兩步法、ADL模型和VAR模型所得結果論證了各行業對貨幣政策沖擊的反應是不一樣的。從本文驗證的六個行業看，第一產業和房地產行業受到貨幣政策的沖擊最大，其次是第二產業，接著是第三產業和餐飲業，影響最小的是批發貿易零售業，且其中四個行業對貸款利率沖擊成反方向變化，餐飲業成正方向影響，批發貿易零售行業幾乎不受貸款利率的影響。由于國內行業數據的限制，我們無法用實證方法說明究竟是何種原因導致不同的貨幣政策行業效應，但我們從行業的市場結構、要素密集程度以及行業的資產負債率等因素簡要地探討了其中的原因。

從政策角度上考慮，上述分析所體現的政策含義主要有以下幾點：

第一，政府在實施新的貨幣政策前，要充分考慮到貨幣政策的結構調整功能。本文即使選取單一實際貸款利率而非差別的貸款利率（數據很難獲得）也證實了六行業對單一利率變動的反應是不同的。如果所有行業實行統一的利率政策，第一產業和房地產將受影響最大，其次是第二產業，第三產業、餐飲業和貿易批發零售業受影響較小。這樣統一的利率政策可能與我國的結構調整目標相悖。克服方法之一是輔之其他政策配合，之二是貨幣政策自身要更靈活如差別的利率政策。

第二，要區別對待由于不同原因導致利率敏感性差異的行業。中國的第一產業的利率敏感性很強，完全競爭的市場結構導致第一產業利潤空間有限是其中的重要原因。由于這一原因，作為關系國計民生和國民經濟基礎的第一產業，政府應該給予特殊對待。如第一產業的發展要與產業政策扶植相結合，實行優惠的貸款利率政策或政府直接補貼政策；加大農業發展銀行和農村信用社的支持力度。然而目前農業發展銀行目前職能比較單一，對農村經濟發展的政策支持力度不夠。此外某些地區為了減低農村信用社的不良貸款比率，其支農貸款比率比企業貸款利率高出20-50個百分點。這些現象都是需要克服的。而對于房地產行業，其利率敏感性主要來源于自身是資本密集型行業和高資產負債率運營方式。對于這類行業的發展，我們可借助更多的市場和經濟手段如利率政策，引導其發展，而非一味地利用行政手段進行干預，其結果可能只會導致更多的尋租和腐敗行為。

第三，加快利率市場化改革，完善利率或貨幣政策的傳導效能。利率市場化是利率管制的對稱，是指將利率決定權交給市場，由市場資金供求狀況決定市場利率，市場主體可以在市場利率的基礎上，根據不同金融交易各自的特點，自主決定利率。利率是資金的價格，一個優化的利率結構，首先應反映中央銀行金融政策及國家產業政策，反映風險、成本、期限及盈利水平，反映和調節資金供求；其次，利率的變動和差異，應能夠引導資金的合理流動，促進行業結構的合理調整。我國要最終建立社會主義市場的經濟體制，以市場機制為主優化資源配置，這就要強化金融機制的市場調節功能，把利率市場化作為我們孜孜以求的目標，就我國目前而言，應刻不容緩地強化利率政策對資金投向的選擇功能。

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①本文所說的“行業”包括通常意義上的產業和行業。本文之所以統稱為“行業”，原因之一是中國通常意義上的行業月度或季度數據太少，所以將產業數據也納入分析；其二只為敘述方便。

①因為（2-8）式中的K1、K2、L1、L2都是W、R的函數。

②如在生產函數中考慮技術水平A，并放開假設（4），引入消費者需求因素。

①本文的E-G兩步法是其它文獻所提E-G三步法，本文不涉及第三步ECM模型的構建，故稱E-G兩步法。

②也可作如下估計：（1）yit與D、G、t作回歸，求得殘差y*，（2）rir、rre分別與D、G、t作回歸，求得殘差rir*、rre*，（3）再求得y*與rir*、rre*的回歸式，其系數相應地等于（3-1）中rir、rre的系數。

③1997年后，一大批國有中小型企業倒閉或破產，國有單位就業人數、國有及國有控股工業的個數分別從1997年10766萬人和11萬個猛降至1998年的8809萬人、6.47萬個。

④前提是rir、rre和G的系數檢驗不成立

①在解釋行業的貨幣政策原因時，由于國內行業數據的缺乏，無法給出太多定量的分析，只能做一些定性解釋。

第6篇：貨幣政策論文范文

一、貨幣政策對保險政策的影響和制約作用

貨幣政策對保險政策的影響是通過其對保險市場的影響反映出來的。貨幣政策一般分為擴張性貨幣政策、緊縮性貨幣政策以及中性貨幣政策。運用不同的貨幣政策對保險市場的影響不同。

（一）不當的貨幣政策會影響保險市場的正常發展

1.在市場貨幣供求均衡或貨幣供應量小于需求量時，如果運用減少貨幣供應量，提高利率的緊縮性貨幣政策，會打破市場供求的平衡，加劇市場的不平衡，導致貨幣供應緊張，市場有效需求不足，生產能力相對過剩，經濟結構不合理，物價跌落，經濟停滯，即通貨緊縮現象。這對保險市場非常不利表現為：首先，影響保險市場的有效需求。從個人投保需求來看，通貨緊縮、失業增加、收入減少、個人對保險的有效需求相應減少。從企業投保需求來看，通貨緊縮、市場需求不足，使市場競爭激烈，許多企業被淘汰出局，生產經營規模縮小；另一方面，市場需求不足，導致產品價格下降，企業（特別是傳統企業）利潤下滑，許多企業因此發生不同程度的支付困難和償付困難。為了節約費用開支、降低成本，企業一般會選擇自保或其他轉移風險的方式，盡可能擴大自擔風險的限額，減少對商業保險的需求。因此通貨緊縮使保險投保人的投保愿望、投保能力、投保需求降低。其次，緊縮性貨幣政策使保險企業的盈利能力和償付能力降低。一方面由于保險市場有效需求減少，市場規模的偏小，保險市場的競爭顯得尤為激烈，為了拓展市場，開拓新業務，在競爭中占據有利地位，降低費率，加大業務投入，提高服務質量將是許多保險公司的必然選擇，這將影響他們的承保利潤；另一方面，通貨緊縮，資本市場萎縮，減少了保險資金投資運用的機會，增大投資風險，影響保險公司的投資收益。保險公司承保利潤和投資收益是其利潤的主要來源，二者的減少必然降低保險公司的盈利能力，從而削弱其償付能力。

2.在市場貨幣供求平衡或貨幣供應量大于需求量時，如果運用增加貨幣供應量，降低利率的擴張性貨幣政策，會使貨幣供應超過市場對其需要的量，過多的貨幣投入將引起物價上漲，貨幣貶值，通貨膨脹。這對保險市場發展仍然不利。由于物價上漲，貨幣貶值，保單保值和增值能力下降，保險的預期保障程度降低，使人們投保的積極性大受影響，表現為退保的大量增加，保單繼續率下降和新業務發展困難。同時，在費率缺乏彈性的條件下，由于保單實際賠付率（或給付率）小于名義賠付率（或給付率），而投保人所交的費率卻是按名義賠付率（或給付率）來確定的。這樣實際上是減輕了保險人的實際經濟責任，損害了投保人的經濟權益，保險人處于有利地位。這種狀態會使保險公司獲利豐厚，并誘使更多的資本、機構和其它稀缺資源擠進保險供給行列，導致保險市場供過于求，引起市場的失衡。

（二）恰當的貨幣政策有利于保險政策作用的發揮

在市場貨幣供大于求時，運用緊縮性貨幣政策，可抑制總需求，減少通貨膨脹；反之，在市場貨幣供給小于需求時，則運用擴張性貨幣政策，刺激總需求，增加就業，推動經濟增長。貨幣政策的正確運用可使社會經濟走向健康之道，并消除通貨緊縮或通貨膨脹對保險市場的不利影響，為保險市場的發展創造良好的社會經濟環境。

二、保險政策對貨幣政策的影響

保險政策的正確與否將影響貨幣政策的作用效果。正確的保險政策可促進貨幣政策作用的發揮，增強貨幣政策的作用效果，而不合理的保險政策則會抑制貨幣政策的作用效果。例如在通貨緊縮時期，國家一般運用擴張性貨幣政策，通過公開市場業務，貼現率等貨幣政策工具的使用，增加貨幣供應量，刺激消費需求，在這種情況下，保險可：（1）通過開辦各種財產保險業務，為企業研制開發新產品，降低產品成本，生產價廉物美，適應社會需求的優質產品提供風險保障，鼓勵新興產業發展。（2）通過開辦個人消費信貸保險業務，為商業銀行開辦個人消費信貸業務解除后顧之憂，以增大個人消費信貸規模，從而增加貨幣供應量。（3）通過開辦各種個人保險業務，為社會公眾個人的財產安全和人身風險提供經濟保障，解除顧慮，激發其消費欲望。（4）擴大保險資金直接運用規模，調整資金運用方向借以影響公開市場業務，進而影響市場利率。

第7篇：貨幣政策論文范文

一、納稅人自行申報存在的問題

1．納稅人前期準備不足，“年所得”確定及其申報存在困難和不便。

由于認識不夠，在過去的一年中，大多數納稅人并未就年度終了后的納稅申報做相應準備，對全年收入沒有詳細的收入記錄，或沒有完整地保存收入憑證和完稅憑證。這樣，對于收入項目單一、集中，或多為大額收入，以及稅務機關著重監管的重點納稅人，就年內收入進行申報相對較為容易。而對于收入項目多、次數多、收入分散，每次（項）收入額相對較小，且多為現金收入的納稅人，準確理清及申報其全年所得確實有一定的困難。

2．某些項目的年所得的確定存在難度。國家稅務總局已出臺相關辦法，對各項所得的年所得計算方法作出了較為詳細的規定，但在實際計算時仍存在一些困難。

（1）工資、薪金的年所得確定依然存在一定困難。根據規定，工資、薪金所得按照未減除費用及附加減除費用的收入額計算。實際上，納稅人每月實際領到的工資并不等于這個“收入額”。有些單位的工資單并不清晰，如對一些免稅項目并未單獨列出，有些單位將部分稅后收入直接轉入個人賬戶，并不在工資單中列示，也沒有完稅憑證。按照現行政策，許多需要列入工資、薪金所得課稅的項目，如旅游獎勵、商業保險、認購股票、從雇主取得折扣等收入數額，個人難以準確掌握。

（2）家庭或夫妻雙方共同收入如何確定。從目前來看，家庭或夫妻雙方共同的財產轉讓，租賃取得的所得，家庭儲蓄及股票投資取得的利息、股息、紅利所得以及其他所得等收入，是計入某一特定家庭成員的年所得，還是在家庭成員之間進行分割后計入各自所得？如果允許分割，如何分割？這些都會對納稅人是否達到自行申報標準產生重要影響。

（3）有關盈虧相抵的規定需要進一步明確。第一，按照規定，對于同時參與兩個以上（合伙）企業投資的，合伙人應將其投資所有企業的應納稅所得額相加后的總額作為年所得。但對于有虧損的怎么處理沒有明確，是否允許盈虧相抵并不清楚。若允許盈虧相抵，相抵后為虧損時，又如何處理？第二，對股票轉讓所得盈虧相抵為負數的，規定此項所得按“零”填寫。除股票之外的其他財產轉讓盈虧如何處理，以及其他不同類財產有盈有虧時如何處理，也沒有明確。因此，對以上有關盈虧處理作出規定時，應充分考慮合理性，否則有可能會出現年收支凈額為負、經濟處于困境的人仍要申報個人所得稅的情況。

3．利息、股息、紅利所得中部分所得的確定存在一定困難。

對于從股票投資中取得的部分所得，如股份制企業用盈余公積金派發的紅股，以及以現金形式派發的股息、紅利，在由支付企業代扣代繳個人所得稅后計入個人股票賬戶，納稅人受各方面條件限制在納稅申報時對這部分年所得進行確定存在一定困難。同時，納稅人能否區分開資本公積金送股與盈余公積金送股也是一個問題。另外，股權分置改革中非流通股股東通過對價方式向流通股股東支付的股份、現金等收入暫免征流通股股東應繳納的個人所得稅。那么，這部分所得是否計入個人所得進行申報，如何計入，亟待規定。

二、稅務機關實施管理存在的問題

1．對納稅申報準確性監控有困難。

目前條件下未能形成有效的相關公共管理部門、支付單位與稅務機關之間信息傳遞的配合機制，稅務機關對納稅人基礎信息的掌握并不完備。同時，各地稅務機關信息化水平參差不齊，信息傳遞和共享難以實現。在納稅人所得項目比較多，支付地點相對分散，又多以現金形式取得的情況下，稅務機關對納稅人自行申報情況的監控存在困難。

2．某些管理措施的具體落實存在困難。

現行申報辦法規定：“主管稅務機關應當在每年法定申報期間，通過適當方式，提醒年所得12萬元以上的納稅人辦理自行納稅申報。”這一規定存在以下問題：一是主管稅務機關難以完全掌握哪些人年所得超過12萬元，使提醒義務難以全面履行。二是為納稅爭議埋下隱患。納稅人可能會以沒有接到主管稅務機關的提醒，或以提醒方式不當為由，不履行納稅申報義務。三是提醒申報與《稅收征管法》中的通知申報有何區別，提醒是否等同于通知，需要進一步明確。

對納稅人隨意變更申報地點，又不報原主管稅務機關備案的行為，現行辦法沒有規定如何處理。在實踐中，選擇納稅地點容易被納稅人作為逃避納稅義務的手段，也易導致地區間稅收惡性競爭。如果納稅人變更申報地點不報原主管稅務機關備案，原主管稅務機關也無法按規定將納稅人的信息傳遞給新的主管稅務機關。

3．納稅人取得收入后未及時申報的法律責任問題。

《個人所得稅自行納稅申報辦法（試行）》（國稅發【20__】第162號）規定，納稅人未按照規定的期限辦理納稅申報和報送納稅資料的，依照《稅收征管法》第六十二條的規定處理。《稅收征管法》第六十二條規定，納稅人未按照規定的期限辦理納稅申報和報送納稅資料的，或者扣繳義務人未按照規定的期限向稅務機關報送代扣代繳、代收代繳稅款報告表和有關資料的，由稅務機關責令限期改正，可以處20__元以下的罰款；情節嚴重的，可以處20__元以上1萬元以下的罰款。但對納稅人取得收入時應進行納稅申報但未按期申報，在次年匯總申報時是否處罰沒有具體規定。

4．納稅人自行選擇申報方式是否恰當。

現行辦法規定，納稅人可以自行選擇申報方式。《稅收征管法》及其實施細則規定，納稅人采取除直接申報以外的其他申報方式時須經稅務機關批準。下位法與上位法的規定不一致，可能造成納稅人與稅務機關在申報與受理銜接上出現問題。

我們認為，首先，我國目前對年所得12萬元以上的納稅人實行自行申報的制度

設計，超越了目前稅收管理的外部基礎條件和現有征管技術條件。因此，自行納稅申報的規范和其效果的全面顯現，需要一個過程，在這一過程中需要不斷完善自行納稅申報的外在環境和條件。其次，從當前看，由于各方面條件的限制，納稅人如實納稅申報還依賴于納稅人的誠實，而不是制度約束。在沒有其他相關部門提供個人收入信息及有效收入控管制度的情況下，自行納稅申報的積極作用都將趨弱，因此，需要建立起有效促使納稅人自行申報的制度體系。再次，若沒有對依法申報者的有效激勵和對違法者的嚴厲懲處機制，將不利于全民納稅意識的培養，甚至會惡化稅收環境。

三、做好自行納稅申報的建議

1．完善自行納稅申報的配套制度。

（1）制定“年所得”的標準計算公式，提供給納稅人、扣繳義務人和機構。統一規定各單位工資單（或個人收入憑證）的標準格式，體現出規定口徑計算的“年所得”；扣繳義務人在扣繳稅款時必須向納稅人提供符合標準的收入憑證和扣繳稅款憑證。具備條件的扣繳義務人應在年初向納稅人提供上年度從本單位取得的“年所得”的憑證。

（2）對夫妻或家庭共同取得的收入是否劃分、如何劃分作出規定，以準確確定每個人的年所得。

（3）取消有關提醒的規定，避免與《稅收征管法》中的“通知”產生混淆，或將其修改為：“主管稅務機關在每年法定申報期間，可以通過適當方式提醒納稅人辦理自行納稅申報。但稅務機關未提醒或提醒方式不當，不免除納稅人不履行申報義務的法律責任。”提醒納稅人自行納稅申報是稅務機關為搞好稅收征管而進行的一項納稅服務工作，不應作為稅務機關的法定義務。

（4）對申報地點的初次確定給予納稅人充分的選擇權，同時對變更申報地點的條件作出明確的規定，對納稅人改變申報地點進行限制。

2.盡快推廣個人賬戶制度，強化非現金結算。

3．進一步加強對個人所得稅全員全額扣繳申報的管理，提高扣繳申報質量。

第8篇：貨幣政策論文范文

摘要：票據市場在貨幣市場中扮演著重要的角色,它是與實體經濟聯系最為緊密的市場,它的發展對拓寬企業融資渠道,改善商業銀行信貸資產質量,以及加強貨幣政策的傳導都發揮了積極的作用。然而,我國的票據市場發展至今還存在很多問題,這也對貨幣政策的實行造成了很大的影響。本文基于票據市場存在的問題,對其對貨幣政策效果的影響進行探討,并在最后提出相關建議。

關鍵詞：票據市場貨幣政策信用

一、票據市場影響貨幣政策傳導的理論基礎

貨幣政策是指中央銀行為實現既定的經濟目標(穩定物價,促進經濟增長,實現充分就業和平衡國際收支),運用各種工具調節貨幣供給和利率,進而影響宏觀經濟的方針和措施的總合。貨幣政策的實施需要在一個有效的市場環境內,而貨幣市場因其能夠靈活反映短期資金供給與需求的變化,比較準確的反映出市場信息,成為貨幣政策的理想實施場所。如前所述,票據市場在貨幣市場中占有重要的地位,因此通過票據市場對貨幣政策的傳導進行研究,有利于加深對貨幣政策有效性的認識,同時也可由此找出貨幣政策傳導不利的原因。

在貨幣政策工具中,再貼現政策和公開市場業務都可以在票據市場中得以實施。再貼現政策是中央銀行通過制定和調整再貼現利率來干預和影響市場利率以及貨幣市場的供應和需求,從而調節市場貨幣供應量的一種政策措施。公開市場業務則是指中央銀行通過買進或賣出有價證券,吞吐基礎貨幣,調節貨幣供應量的活動。目前,世界各主要發達國家的銀行和金融機構都設有功能齊全的票據專營機構,各國中央銀行也將公開市場操作和再貼現作為貨幣政策調控的重要手段,把貨幣政策直接傳導到基層商業銀行和企業,并通過票據市場來吸收反饋、調控或修改貨幣政策。首先,中央銀行通過調節再貼現利率和額度,影響人們運用票據進行融資的成本,由此發揮金融宏觀調控的作用,調節貨幣供應量。其次,通過再貼現對象和再貼現票據的選擇,直接引導信貸資金的流向,促進信貸結構的調整,從而增強貨幣政策工具選擇的靈活性。最后,通過公開市場業務在票據市場買賣各種票據,進行國民經濟的宏觀調控,促進商業票據流通,減少資金占用,加速資金周轉。因此,票據市場是中央銀行運用貨幣政策實行宏觀調控的理想場所。

二、我國票據市場存在的問題及對貨幣政策的影響

1.票據市場信用制度不健全,影響貨幣政策的預期目標

我國的票據市場建立之初,市場經濟制度才開始建立,信用機制也剛剛起步,在這樣的環境下,票據市場的信用狀況至今為止仍不容樂觀,違約行為時常發生,而且市場上充斥著大量的假票據和克隆票據,為貼現資金帶來了很大的安全隱患。目前我國的票據信用形式主要是由銀行承兌匯票,其中一個原因便是市場信用制度的不健全,導致票據的買賣雙方不得不選擇信譽度高的銀行作為中介來進行承兌,雖然要付出一定的成本,但同時也得到了較好的安全保障。所以,在我國銀行承兌匯票在票據市場中占有很大的比例。

但與此同時,在貼現與承兌的過程中所產生的信用風險轉由銀行承擔。如前所述,當市場上存在假票據或克隆票據時,銀行的信用風險將大大增加,進而影響我國金融系統的穩定,出于安全方面的考慮,央行有可能會行使最后貸款人的職責,將資金注入有風險的金融機構,從而維持金融的穩定。但同時這也是一種投放基礎貨幣的行為,導致貨幣供應量的變化,最終可能會對貨幣政策的目標產生影響。

另外,在一個具有完善的信用機制的票據市場中,票據的高安全性相對會具有高流動性,而商業銀行也傾向于持有這種票據,其持有票據的貨幣則是從超額準備金中提取的,這樣就會降低商業銀行的超額準備金率,其他條件不變的情況下,貨幣乘數增大,進而貨幣供應量增加。然而由于我國票據市場信用機制的不健全,票據的安全性和流動性都還存在一定的問題,因此商業銀行對票據的持有意愿并未達到發達票據市場的水平,所以我國票據市場對貨幣乘數的影響較弱。

2.票據市場交易結構存在問題,影響貨幣政策的操作力度

我國票據市場交易主體缺乏,票據種類單一,貼現和再貼現規模小,是票據市場發展以來一直都面臨的問題。一個完善的票據市場,可以將供求雙方有機地聯系在一起,形成相互制約的整體,中央銀行通過這樣的體系傳導政策會得到顯著的效果。由于我國票據市場交易主體貧乏,只有企業,商業銀行和中央銀行,銀行要“身兼數職”,且各銀行間利益趨同,相互很難制約。而且銀行出于其本身對存貸規模的追求,以及不良資產率降低的需要,作為票據交易的一方,很難公正、客觀地承擔起有效傳導貨幣政策的任務。

票據市場種類單一,市場規模小,直接影響了中央銀行通過公開市場業務實施國民經濟的宏觀調控。進行公開市場業務要以豐富的票據種類和一定的票據規模為基礎,以我國目前的票據市場情況來看,除了支票和銀行匯票較為普及以外,本票和商業匯票較少,而且商業匯票中一大部分都是銀行承兌匯票,銀行承兌仍占有絕對的地位。并且,盡管我國近幾年票據市場的發展速度加快,但同發達國家比還存在很大差距,票據市場遠未達到央行宏觀調控所需要的票據規模,不利于公開市場業務的靈活操作。

3.票據市場定位不明確,阻礙貨幣政策功能的發揮

關于我國票據市場定位的問題,主要爭論在于貼現票據是否要嚴格區分為貿易性票據和融資性票據。在國際上,貼現票據并無貿易性和融資性的區分,各商業銀行審查的重點是風險程度。但從我國國情出發,為防范風險,將票據市場限定為發展以真實貿易背景的票據為前提的市場,不支持融資性票據的貼現和再貼現。然而,在實際的操作中,很難區分貿易性和融資性的票據,中央銀行也并沒有明確的標準和規范的制度,商業銀行很難操作,許多融資性票據經過技術操作后進入市場。當然,這也反應了在市場經濟下,供需是由市場決定的,融資性票據有其存在的必要性,說明企業的融資需求可以通過票據市場滿足。

正是由于我國政策管制和市場客觀需要的矛盾,使得我國票據融資波動較大。融資性票據的出現是市場發展的必然,如果我國不明確解決這個問題,勢必使商業銀行在業務拓展中遇到經營和政策的風險,導致運作不暢,最終中央銀行的貨幣政策的功能發揮也會收到阻礙。

三、關于我國票據市場發展的政策建議

1.完善票據市場的信用機制

票據市場是一個古老的融資市場,其建立的基礎就是商業信用,因此一個完善的信用環境是票據市場發展的基礎,同時也為貨幣政策的有效實行提供了必備的條件。但是信用制度的完善是一個漫長的過程,而且有賴于整個社會的經濟、法律、道德等因素的改善。而當前票據市場本身應該注意的是信息披露的加強,或者考慮建立票據風險基金,用于參與發行者的違約支付。另外,社會約束措施可以通過建立信用評級機構來執行,負責審核票據市場主體的信用等級,完善信用評級制度,一方面確保票據的安全性、流動性,另一方面可以促進企業重視自身信用的建設。

2.擴大票據交易品種,培育多元化參與主體,健全市場運行機制

票據市場基礎是票據業務,因此擴大票據交易的種類和規模,并進行品種創新,是票據市場發展的必要出路。所以,中央銀行應該對符合條件中小企業的票據承兌、貼現申請大力予以支持,穩步推進商業銀行的匯票業務,擴大票據承兌、貼現量,努力拓寬票據承兌貼現面。另外,鼓勵推進融資性票據的使用也是近幾年我國票據市場發展的一個重要因素,但我國目前還處在探索使用的過程中,接下來應注重培育和拓展規范、高效的融資性票據市場。

此外,積極發展票據市場的中介機構,培育多元化的市場參與主體,也是我國票據市場應著重解決的問題。

3.積極發揮宏觀調控作用,創造有利的發展環境

再貼現是央行執行貨幣政策的重要工具之一,再貼現率應該體現中央銀行的政策意圖,如果中央銀行希望實行適度從緊的貨幣政策,則應將再貼現利率定得高于貨幣市場利率,以引導貨幣市場利率上行,反之,則應低于當期的貨幣市場利率,以便引導貨幣市場利率下行。但我國由2001年開始,再貼現率一再提高,2001年由2.16%提高到2.97%,2004年3月25日,中央銀行又將再貼現率由2.97%提高到3.24%,致使再貼現業務量迅速減少,2007年,再貼現率一度上調為4.32%,過高的再貼現率大大限制了票據市場的貼現規模,阻礙票據市場的拓展,實施再貼現政策也沒有達到預期的目標,再貼現率過高的問題已成為各界共識,因此,2008年11月27日央行將再貼現率下調到2.97%,以期由此活躍企業間商業票據市場,增強企業間的商業信用,為企業提供更多的融資支持。而票據市場的活躍,則更利于貨幣政策的有效傳導。

另外,在完善法律制度和監管機制的同時,放松政府的過度管制。從法律上規范票據市場的秩序,為金融機構的創新提供法律的保障,建立完善的信息披露機制,以及完備的市場準入和推出機制,對于我國的票據市場是非常必要的。但同時也應該放開對票據市場的過度管制。因為雖然我國票據市場的制度是政府強制推行的,但在現階段票據市場各方面逐步趨于市場化,政府應為票據市場提供有利的政策環境,建立完善的機制,而不是過度的管制和過多的參與,既由一個創建者轉變為一個監管者。只有這樣,才有利于票據市場的活躍,提高主體參與的積極性,從而使票據市場自我完善。

參考文獻:

[1]張立云.我國票據市場現狀分析及相關建議[J].時代金融,2007.1.

第9篇：貨幣政策論文范文

關鍵詞：貨幣政策效果；區域差異；政策建議

由于我國東、中、西部經濟和金融非均衡發展，同樣的貨幣政策操作在不同的地區發揮不同的、甚至大相徑庭的效應。我國貨幣政策操作一直采取全國“一盤棋”的做法，實施無差別管理。“一刀切”式的貨幣政策操作較少考慮到區域間經濟發展的水平差異。公開市場操作、再貼現率和法定存款準備金率是我國貨幣政策三大工具，這些工具的實施效果受到東、中、西部差異的重要影響。

一、東、中、西部商業銀行金融資產結構對公開市場業務的效應

公開市場操作是央行最為常用的貨幣政策工具，通過公開市場操作可以影響基礎貨幣。近年來，我國中央銀行主要通過公開市場業務投放基礎貨幣。商業銀行利用公開市場業務融入（出）資金的能力受國債總量和資產結構的制約，若商業銀行的國債規模較大且其在商業銀行總資產中所占的比重也較大，則其參與公開市場業務的能力就較強，否則就較弱。我國東、中、西部商業銀行不管是國債資產規模還是國債資產在總資產中所占比例，都存在較大差異。由于缺乏各省國有商業銀行國債資產數據，我們以各省國有商業銀行全部資金運用減去全部貸款和企業債之差估算其擁有的國債資產，通過對2001－2003年度，東、中、西部國有商業銀行國債資產在其資金運用中占比的計算可以發現：不僅東部地區國有商業銀行的國債資產在全國國有商業銀行國債資產的總量中的占比高于西部和中部地區，而且東部國有商業銀行國債總量占其總資產的比例，也遠遠高于中、西部銀行。東部商業銀行利用公開市場業務融入資金的能力強于西部，所以，當央行貨幣政策意圖通過公開市場業務傳導時，中西部地區商業銀行獲得的基礎貨幣量少于東部。

二、再貸款利率、再貼現率工具的區域差異效應

央行主要通過調整再貸款率、再貼現率的工具，影響商業銀行對貼現貸款的規模，從而實現貨幣政策意圖。商業銀行對再貸款率、再貼現率工具的反應與需要貸款的實體經濟的利潤率、資金流動性需求、持有超額儲備的機會成本等因素有關。具體到我國的實際情況，實體經濟利潤率不僅影響商業銀行所面臨的環境風險，而且還影響資金的價格（利息率、貼現率），無疑是影響商業銀行對再貸款利率、再貼現率工具反應的最重要的因素之一。對經濟實體而言，雖然資金的供求在一定程度上影響利息率和貼現率，但從本質上講，利息是實體經濟創造的利潤的一部分，利息率的高低最終受制于實體經濟利潤率的高低，在零和平均利潤率之間變動。換句話說，實體經濟對銀行貸款利率、貼現率的承受能力受利潤率的制約，利潤率較高的實體經濟能夠支付較高的資金價格（利息率、貼現率），即有相對較強的資金需求，利潤率較低的實體經濟只能支付較低的資金價格。由于各區域商業銀行面對的實體經濟利潤率不同，在商業銀行的貸款利率、貼現率水平區域間幾乎無差別的既定條件下，一方面，利潤率較高的實體經濟消化資金的能力較強，對資金的需求旺盛，另一方面，較高的利潤率能夠有效保障信貸資金的安全性和盈利性，使商業銀行放貸所面臨的環境風險降低，所以商業銀行的放貸意愿也較強。因此，央行同樣的再貼現、再貸款政策工具操作，在實體經濟利潤率較高的東部地區，商業銀行貸款增長較快；而實體經濟利潤率較低的中西部地區，商業銀行貸款增長較慢，導致越窮的區域資金越少，越富的區域資金越多的“馬太效應”。

不妨以東、中、西部全部國有及一定規模以上非國有工業企業總資產利潤率來近似反映實體經濟利潤率。可以發現2001－2003年度，東部沿海地區工業企業總資產利潤率平均高于中部地區0.87個百分點，高于西部地區2.04個百分點。由于央行統一的再貸款利率、再貼現率使得工、農、中、建四家國有銀行在東、中、西部地區執行幾乎相同的貸款利率及貼現率，從而2001、2003兩年東部地區的貸款增長率均顯著高于中西部地區，只是2002年隨著國家西部大開發力度加強，西部地區的貸款增長率才略高于東部地區。

三、東、中、西部不同現金漏損率對貨幣乘數的效應

通過調整法定存款準備金率，中央銀行能夠調節貨幣乘數和貨幣供應量。根據西方傳統的教科書理論，如果通貨記為C，支票存款記為D，銀行持有的超額儲備率，記為ER，聯儲決定的法定存款準備金率記為rd,則貨幣乘數m=（1+C/D）/（rd+ER/D+C/D），其中C/D為通貨比率。顯然，貨幣乘數不僅取決于法定存款準備金率rd的大小，還取決于通貨比率C/D的大小，這里的通貨比率相當于我國貨幣理論界所稱的現金漏損率（可用流通中現金與企業活期存款之比表示），由于數據取得的困難，不妨用現金投放代替流通中現金，用企業存款代替企業活期存款，則東、中、西部的現金漏損率見下表。

顯而易見，東、中、西部的現金漏損率存在較大的差異。經濟欠發達的中西部地區經濟貨幣化程度遠比經濟發達的東部地區要低，現金漏損率較高。因為各地的法定存款準備金率rd是相等的，在超額準備金比率ER既定的條件下，現金漏損率與貨幣乘數負相關，現金漏損率越高，貨幣乘數越小；現金漏損率越低，貨幣乘數越大。所以，全國統一的貨幣政策，在這個環節的傳導效果產生差異：在基礎貨幣供應一定時，貨幣供應量＝貨幣乘數×基礎貨幣，現金漏損率較低的東部地區貨幣乘數較大，所以其貨幣供應量擴張較大；而現金漏損率較高的中西部地區的貨幣供應量擴張較小。

四、政策建議

由以上的論述可以看出，我國各區域對同一貨幣政策工具存在反應效果不同的差異。為消除區域差異對貨幣政策工具效果的不同影響，以達到貨幣政策理想的作用效果，可以對包括公開市場業務、再貼現率、法定存款準備金率在內的貨幣政策工具進行區域化操作。其實，在不同區域實行有差別的貨幣政策操作，在國外也不是沒有先例，開發初期的美國區域間經濟發展也不平衡，中央銀行的三大貨幣政策工具就有兩項實行區域化操作。其貼現率一直由十二家聯邦儲備銀行根據本轄區的經濟情況制定，只要報請華盛頓聯邦儲備委員會核準即可，事實上，在二十世紀二十年代，各儲備銀行制定的貼現率經常相差很大，只是隨著均質的全國性金融市場的逐漸形成，貼現率才逐步趨同。而法定存款準備金率雖然由聯邦儲備委員會統一制定，但從1913年聯儲成立一直到1972年以前，聯邦儲備體系制定的法定準備金率就因銀行所在的地區的經濟情況不同而異。

具體而言，包括如下措施：

1、貨幣政策工具的區域化操作

增加中、西部地區一級交易商的數目，提高中、西地區金融機構利用公開市場融入（出）資金的能力。央行可以對中、西部地區商業銀行試行相對較低的再貸款、再貼現率，對東部地區的商業銀行試行相對較高的再貸款、再貼現率，或者擴大中、西部地區商業銀行的利率浮動幅度。對現金漏損率較高的中、西部，實行較低的法定存款準備金率；對現金漏損率較低的東部，實行較高的法定存款準備金率，從而達到統一的擴張貨幣供應量的目標。

2、發展和完善中西部金融市場，拓寬中西部融資渠道

發展和完善中西部地方金融市場，疏通民營企業直接融資渠道，盡快建立欠發達地區創業投資體系。推進信貸創新，積極發展票據貼現融資和金融租賃融資等。積極推動中西部信用體系建設，為貨幣政策的有效實施創造良好的社會環境。建立信用建設的工作目標和社會信用監督機制，加快企業征信體系和個人征信體系的建設，爭取在較短的時間內改善中西部的信用環境。

參考文獻：

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[2]夏斌，廖強，《貨幣供應量已不宜作為當前我國貨幣政策的中介目標》[J]，《經濟研究》2001年第8期。

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[4]謝平，《新世紀中國貨幣政策的挑戰》[J]，《金融研究》2000年第1期。