貨幣政策與經濟政策精選(九篇)

前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的貨幣政策與經濟政策主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。

第1篇：貨幣政策與經濟政策范文

作者簡介：郭 婧（1990-），女，河北人，主要從事宏觀經濟、財政理論研究。E-mail：

摘要：本文首先考察了戰后美國經濟周期波動和貨幣政策的演變歷史，并利用HP濾波法分離出20世紀60年代以來美國GDP和廣義貨幣供應量的波動成分，通過對比分析發現，在更多的時候，反周期的貨幣政策反而成為經濟波動的觸發因素之一。因此，在利用貨幣政策熨平經濟周期性波動的同時要注意處理好短期和長期的關系，特別是要避免因調控產生新的市場扭曲，從而引發新一輪的經濟波動。

關鍵詞：經濟周期波動；貨幣政策；HP濾波法

中圖分類號：F112.2 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2011）06-0111-05

工業革命以來，在世界各國的經濟發展過程中普遍存在這樣一種現象：現實經濟活動（主要表現為經濟系統中的宏觀總量）總是圍繞著其自身穩定的增長趨勢呈現循環往復的起伏波動，換句話說，經濟增長是在經濟擴張和收縮的交替運動中實現的。這就是通常所說的“經濟周期”［1］。雖然不同歷史時期的不同理論流派的學者對經濟周期的定義不盡相同，但概括起來講，古典經濟周期時期強調的是經濟總量的擴張和收縮，而現代經濟周期時期則強調經濟增長率上升與下降的交替變動。現在普遍認為，經濟周期是經濟變量對經濟增長的一般趨勢或長期趨勢的偏離。在長期中，隨時間的推移，經濟沿著一種穩固的GDP增長趨勢運行，這種趨勢基本上由技術進步、資本積累等供給方面的因素決定。而在短期，經濟將圍繞這種增長趨勢波動，這種波動既可能來自總需求，也可能來自總供給的沖擊。

自凱恩斯之后，反周期的宏觀政策開始在世界各地流行。貨幣政策的設計與實施旨在應對經濟周期，熨平經濟波動：利率、儲備金率和貼現率等主要貨幣政策工具逆經濟周期而動。當經濟增長過快、通脹壓力加大時，就實行從緊的貨幣政策，提高利率或者法定存款準備金率，緊縮貨幣供給與信貸；反之，當經濟增長率下滑，或者有衰退風險的時候，貨幣政策則要降低利率，增加貨幣供應量和信貸總量，刺激投資和消費，為經濟增長提供相對寬松的金融環境。由此觀之，貨幣政策工具完全是逆經濟周期的走向使用的。大多數國家都試圖通過貨幣政策進行需求管理，以期達到對宏觀經濟運行的調控，熨平經濟波動。然而，貨幣政策的有效性卻一直存在爭議。貨幣主義的代表人物弗里德曼就認為，由于貨幣供應量反復無常的變動，是造成經濟周期的根本性原因［2］。本文將從美國經濟周期波動和貨幣政策的演變以及美國GDP和廣義貨幣供應量的波動兩個方面來考察其經濟周期波動和貨幣政策的關系。

一、經濟時間序列波動的測度方法

Taylor和Woodford［3］提出，衡量一個國家宏觀經濟波動的方法就是看總產出和其他相應經濟指標的時間序列對于它們長期趨勢的偏離程度。可是，這類指標相當多，如何選取其中最重要的指標是關鍵。美國國家經濟研究局（NBER）經濟波動周期確定委員會使用了總產出、收入、就業和貿易等等指標來測度經濟波動周期，但是其中最基本的指標就是GDP，對于其他指標的研究一般需要建立在對GDP指標的研究分析基礎之上。所以，在判斷宏觀經濟波動是否出現時，我們主要考察實際GDP偏離潛在GDP的程度。因此，測度經濟波動的關鍵是估計經濟時間序列的長期趨勢。然而應用何種方法進行估計，經濟學家們眾說紛紜。

總的來說，根據不同經濟理論對于長期趨勢概念的理解，大致可以將估計經濟時間序列長期趨勢的方法分為兩類：一類是統計分解趨勢法，另一類是經濟結構關系估計法。前者試圖把經濟時間序列分解為趨勢性成分和周期性成分，而經濟周期表現為周期性的成分偏離長期趨勢后的波動；而后者則試圖用經濟理論分離出結構性和周期性因素對產出的不同影響，解釋經濟周期就是結構性因素決定的潛在產出的運動和周期性因素決定的各種沖擊共同作用下的表現結果。統計分解趨勢方法不需要經濟理論的支持，數據容易獲得，計算相對簡單，因此很多學者利用這類方法對經濟時間序列的長期趨勢進行近似估計。

綜合考慮各種方法的利弊，本文將利用統計分解趨勢方法中的HP濾波法來估計經濟時間序列的長期趨勢。這種方法是Hodrick和Prescott于1980年分析戰后美國商業循環的論文中第一次使用［4］。從上個世紀末開始，HP濾波法得到了日益廣泛的應用，其原理是把樣本點的趨勢值當作潛在GDP，通過最小化實際GDP和樣本點的趨勢值，來估算出潛在GDP，即：

由此可以得到趨勢成分：

Tt［1+λ（1－L2）2（1－L－1）2］Yt

目前對于HP濾波法存在的最大爭議就是λ的取值。λ0時，滿足最小化問題的趨勢等于序列Yt；λ增加時，估計趨勢中的變化總數相對于序列中的變化減少，即λ越大，估計趨勢越光滑；λ趨于無窮大時，估計趨勢將接近線性函數。一般經驗地，λ的取值如下：當使用季度數據時，經濟學研究者們一般都認同Hodrick和Prescott［5］的意見（λ取1 600），但是當使用年度數據時，學術界對λ的取值存在著不同觀點，Backus和Kehoe［6］認為應當取100，而OECD則提出應當取25。

二、美國經濟周期波動的演變

從20世紀50年代到80年代，美國經濟的主要推動力量是工業經濟的繁榮和發展，固定資本更新是導致美國經濟周期波動的基礎性原因［7］。由于受到自然資源、生產規模、管理手段和信息化程度等的影響，美國經濟在20世紀80年代以前供求背離比較明顯，經濟波動幅度比較大。而在20世紀90年代以來，科技進步使主導技術的更替日益加速，成為導致新經濟條件下經濟周期波動的基礎性因素。在信息及通信技術革命的驅動下，經濟增長率較高而通貨膨脹率較低，并持續了整整10年。投入要素的知識化減少了自然資源稀缺對經濟發展的制約，知識要素的邊際收益遞增為經濟增長提供了強大的動力，網絡化管理和柔性化生產增強了經濟增長的穩定性。正因為如此，1990年以來，美國經濟運行具有了明顯的內在穩定機制，保持著相對適度、穩定的增長。但是，信息及通信技術的發展也為虛擬經濟的迅速膨脹提供了技術支持，在金融創新的不斷驅動下，美國虛擬經濟嚴重背離了實體經濟的發展狀況，直至2007年次貸危機爆發引起美國歷史上又一次經濟大衰退。

為了準確刻畫美國這一歷史時期的經濟波動狀況，我們利用HP濾波法對美國1960―2009年GDP進行分解，得到經過HP濾波過的經濟增長趨勢和周期波動圖。

從圖1中可以看出，20世紀60年代以來美國出現了3次較大的經濟衰退：第一次始于1973年，由于第四次中東戰爭爆發，中東主要石油輸出國為打擊以色列及其支持國，決定收回石油定價權，將油價提高兩倍之多，從而引發了全球的經濟危機，美國首當其沖。第二次始于1978年，由于伊朗政局動蕩以及隨后爆發的兩伊戰爭，石油輸出量銳減，引發油價出現暴漲走勢，再次造成西方國家經濟的全面衰退。第三次始于2007年，由于因次級抵押貸款機構破產、投資基金被迫關閉、股市劇烈震蕩引起的金融風暴，致使西方國家出現嚴重的衰退，至今還未完全復蘇。資料來源：歷年GDP數據來源于美國經濟分析局網站（bea.gov）。

從20世紀80年代中期到2007年金融風暴發生之前，美國曾持續20多年的時間沒有出現嚴重的衰退或通貨膨脹，這一時期被美國經濟學界一度稱為“大穩定”［8］時期。在這種背景下，很多學者提出了美國經濟波動微波化問題并探討背后的原因［9-10］。有的學者則將這種現象歸因于貨幣政策，認為沃爾克和格林斯潘時期的貨幣政策成功地熨平了經濟波動［11］。可是，次貸危機引發的經濟危機表明，美國的貨幣政策在很大程度上只是延緩而非熨平了經濟波動。

三、美國貨幣政策的演變

1952年以前美國實行釘住利率政策，財政部成為主體在操縱貨幣政策，而朝鮮戰爭爆發后引發的通貨膨脹最終使釘住利率被放棄［12］。艾森豪威爾上臺后美聯儲才能夠完全自由地操縱貨幣政策。此后直至20世紀60年代中期，美國的貨幣政策是以反經濟周期和刺激經濟增長為顯著特點的。20世紀60年代中期至80年代初期，由于該時期經濟狀況的復雜性，導致政府政策目標變換不定，貨幣政策時緊時松，使經濟基本處于“松―脹―緊―滯―停滯”的惡性循環中。20世紀80年代里根執政以來，美國的貨幣政策以現代貨幣主義為指導，使貨幣政策較充分地發揮了穩定幣值和物價的作用，為經濟增長提供了穩定的宏觀政策環境。但“里根經濟學”經濟政策執行的結果同時也帶來了高赤字、高利率和高匯率等嚴重的“三高”現象，直接導致了美國20世紀90年代初的經濟衰退。1987年上臺的美聯儲主席格林斯潘在1993年放棄了執行了十多年的以貨幣主義為理論基礎的貨幣政策操作體系，轉而力求實行以泰勒規則為基礎的、以聯邦基金利率為操作目標的中性貨幣政策。2005年伯南克接替格林斯潘擔任美聯儲新主席后，提出了美國貨幣政策的發展方向：基于貨幣政策的透明度和一致性與一貫性的要求，實行通貨膨脹目標制。

美國貨幣政策的轉變，既有貨幣政策在實踐中遇到的困難而迫使它轉變的客觀因素，也有大量的實證研究與純規范理論的發展為貨幣政策的轉變提供了理論上的準備，每一次貨幣政策的轉變其實都對應著一個理論認識上的發展。雖然美國貨幣政策的演變有時看似是對以前貨幣政策的回歸，但實際上卻是貨幣政策理念上的根本轉變，是美聯儲對經濟運行規律認識螺旋式上升的過程［13］。

貨幣供應量是貨幣當局重要的貨幣政策操作工具，它的變化也反映了貨幣當局的貨幣政策變化。本文用廣義貨幣供應量（M2）作為反映貨幣政策變動的指標，并利用HP濾波法對美國1960―2009年貨幣供應量進行分解，得到經過HP濾波過的貨幣供應量趨勢和周期波動，如圖2所示。從圖2可以看出，與經濟波動一樣，美國的貨幣供應量也存在著周期波動的現象。20世紀60年代以來美國出現了3次大的貨幣供應增長高峰：第一次是1970年代末，貨幣供應增幅大幅上揚引發了嚴重的通貨膨脹（1978年的通貨膨脹率為9%，1979年為12%）。第二次是20世紀80年代末和90年代初，為了應對美國20世紀90年代初的經濟衰退。第三次是2004年，美聯儲出于對經濟陷入衰退的擔憂，加大了貨幣供應量。2008年次貸危機發生以來，美聯儲通過直接注資、降低利率等手段加大了貨幣投放量，使得貨幣供應量扭轉了之前的向下波動的趨勢，進而掉頭向波峰挺進。資料來源：歷年M2數據來源于美聯儲網站（federalreserve.gov）。

四、美國貨幣政策與經濟周期波動的關系

關于貨幣政策和經濟周期波動的關系已經有學者進行過研究和考察，但還沒達成共識。Friedman和Schwartz［14］指出貨幣增長能引起經濟周期變動，且前者對后者的影響有長而可變的滯后；Tobin［15］認為，總產出的變動引起貨幣增長率的變動，但反之則不然；而且正是這樣一種逆向因果關系導致出現Friedman和Schwartz［14］所發現的那種時間序列關系；Hodrick和Prescott［5］的研究認為沒有證據表明貨幣和經濟周期存在上述關系。

為了定量考察美國貨幣政策和經濟周期波動的關系，我們將20世紀60年代以來的美國經濟波動和貨幣供應量波動進行了比對，如圖3所示。從圖3可以看出，貨幣流通量的增長并不是呈直線式上升，而是螺旋式上升，呈現出一定的周期規律。2000年以前，美國經濟波動與貨幣供應量的波動具有很大的相似性，每個貨幣周期都對應著一個經濟周期，只是存在一定1―2年的滯后或超前期。2000年以后，美國貨幣供應量的波動才具有明顯的反周期特征。盡管貨幣政策具有反周期的特性，但在實際執行過程中，由于各種因素的影響，貨幣政策并不總能達到熨平經濟波動的效果。更多的時候，貨幣政策的頻繁變動成反而為經濟波動的觸發因素之一。

上世紀末，美國曾經歷了技術進步主導的“高增長、低通脹”的新經濟周期，同時也滋生了美國股市較長時期的非理性繁榮。然而，2001年由高科技泡沫破滅引發的美國股市繁榮的終結，加上“9?11”事件，美國經濟籠罩著衰退的陰影。為阻止經濟下滑，美國政府采取了激進的經濟政策。2001―2003年美聯儲連續十余次降息，將聯邦基金的目標利率由6.5%降至1%，貼現利率由6.0%降至2%的歷史性低水平，并在此基礎上維持了近一年時間，2004年中起才逐步加息，恢復到正常化水平。長期的低利率，刺激了房地產投資，而房地產市場上漲抵補了股市下跌的負財富效應，繼續支撐了美國居民的過度消費，推動了美國經濟的快速復蘇。而事后看來，美國政府對上次高科技泡沫破滅的救贖，埋下了次貸危機的隱患。甚至有人將此次危機歸為前美聯儲主席格林斯潘的政策遺產［16］。正是由于他在任上采取先發制人的貨幣政策，長期實行低利率，延緩了經濟周期的正常調整，用一個泡沫彌補另一個泡沫，結果釀成了一個更大的泡沫，最終難以維系以致崩潰。另外，美國長期的擴張性經濟政策，還導致了美國乃至全球的流動性過剩。在市場投資風險溢價普遍低估的情況下，金融創新層出不窮，進一步對美國房地產泡沫起到了推波助瀾的作用。

五、結論與啟示

本文考察了第二次世界大戰后美國經濟周期波動和貨幣政策的演變歷史，并利用HP濾波法分離出20世紀60年代以來美國GDP和廣義貨幣供應量的波動成分，分析了二者之間的關系。本文的分析表明，宏觀經濟調控的代價不菲，特別是美國反周期的貨幣政策在很多時候并不是真正反經濟周期的，而是為下一次經濟波動埋下了隱患。由此提醒我們，政府在利用貨幣政策熨平經濟周期性波動的同時，尤其要注意處理好短期和長期的關系，特別是要避免因調控產生新的市場扭曲，從而引發新一輪的經濟波動。

回顧2008年9月爆發金融危機之后，我國貨幣政策的變化，值得深思。當時，貨幣政策從“從緊”突然轉變為“適度寬松”，銀行存貸利率全面下調、信貸規模放松、按揭貸款利率過度優惠等。在這些政策引導下，2009年我國銀行業全年新增貸款高達近9.5萬億元，差不多相當于2006―2008年3年的信貸增長總和（為10.52萬億元）。這實質上屬于“過度寬松”的貨幣政策，必將引起新一輪經濟過熱和通貨膨脹。盡管在2009年下半年，我國貨幣當局意識到問題的嚴重性并立即采取一定信貸規模管制政策，但其對中國對經濟的負面影響（主要表現為資產價格泡沫和嚴重的通貨膨脹）依然存在。

因此，在實施反周期的貨幣政策時，貨幣當局至少要注意以下兩點：第一，要慎用貨幣政策，過度頻繁的貨幣政策調整反而會干擾正常的經濟運行次序；第二，要輕用貨幣政策，不要低估經濟的自我恢復能力，貨幣政策用得太猛反而會成為經濟過熱或低迷的重要原因。

參考文獻：

［1］ 姚慶彬.我國經濟周期波動的測度研究［D］.青島：中國海洋大學碩士學位論文，2008.

［2］ 董鐵峰.反經濟周期的貨幣政策［J］.中國軟科學，1996，（6）：44-47.

［3］ Taylor，J.B.，Woodford，M.Handbook of Macroeconomics［M］.MIT Press, 1999.

［4］ Hodrick，R.J.，Prescott，E.C.Post-War U.S. Business Cycles: An Empirical Investigation［R］.Carnegie University Working Pager, 1980.

［5］ Hodrick，R.J.，Prescott，E.C.Post-War U.S. Business Cycles: An Empirical Investigation［J］.Journal of Money, Credit and Banking, 1997, 29（1）: 1-16.

［6］ Backus，D.K.，Kehoe，P.J.International Evidence on the Historical Properties of Business Cycles［J］.American Economics Review, 1992, 82（4）: 864-888.

［7］ 陳繼勇，彭斯達.新經濟條件下美國經濟周期的演變趨勢［J］.國際經濟評論，2003，（11）：38-44.

［8］ James，H.S.，Mark，W.，Watson，S.Has the Business Cycle Changed and Why？ ［J］.NBER Macroeconomics Annual, 2002,（17）:159-218.

［9］ Weber, S.The End of the Business Cycle？［J］.Foreign Affairs, 1997, 76（4）: 1-9.

［10］ McConel, M.，Perez，Q.G.Output Fluctuations in the United States：What Has Changed since the Early 1980s［J］.American Economic Review，2000, 90（5）: 1464-1476.

［11］ 曹永福.美國經濟周期穩定化研究述評［J］.經濟研究，2007，（7）：152-158.

［12］ 秦嗣毅.美國貨幣政策的演變軌跡研究［J］.學術交流，2003，（3）：87-90.

［13］ 彭興韻，施華強.伯南克變革的基本方向――兼論美國貨幣政策的演化［J］.國際經濟評論，2007，（3）：57-62.

［14］ Friedman，M.，Scbwartz，A.Money and Business Cycles［J］.Review of Economics and Statistics.1963，45（1）: 32-64.

第2篇：貨幣政策與經濟政策范文

內容摘要：本文以外推型預期理論為基礎，結合我國20年來的歷史數據變動情況，就不同時期、不同貨幣政策環境下的數據變化特征建立變參數虛擬變量回歸模型，并對其結果進行檢驗。然后，應用回歸結果的特殊結構，對政府采取干預政策的時機問題提出了建議。

關鍵詞：外推型預期 變參數 震蕩收斂 政策建議

通貨膨脹是每個國家必須面對的重要問題。對于通貨膨脹的應對方法，凱恩斯主義者主張通過一系列的“貨幣政策”、“財政政策”實現政府對經濟的干預。預期學派以理性預期為代表，則反對政府“相機抉擇”的財政金融政策。兩個學派各有成功之處。什么樣的模型能夠描述我國近20年來的通貨膨脹率變動情況呢？本文在外推型預期理論的基礎上建立模型，對這一問題進行了探究。

模型的建立及檢驗

（一）外推型預期理論

外推型預期理論最早于1941年由經濟學家梅茨勒提出。他主張對未來的預期不僅要以經濟變量的過去水平為基礎，還要綜合考慮變量未來的變化趨勢。以此為基礎，可以建立通貨膨脹率的外推型預期模型：

該模型的關鍵之處在于α值的選擇。處于不同信息環境下的預測者對于α有不同的判斷，此模型沒有考慮這一點，而假定α值是固定不變的，與現實狀況不符，因此對現實的解釋能力有限。

（二）模型的建立

本文對原有外推型預期模型進行了改進，建立新的模型為：

當t =1991.04～1995.08或2009.02～2010.03時：

，當t =1995.09～2009.01時：

其中∏t為第t期通貨膨脹率，εt為預測誤差，DSt為第t期的政策變量，

新的模型對原有外推型預期模型的改進主要體現在以下幾個方面：

1.假定人們的預期參數α的選擇基于政府的貨幣政策，即寬松的貨幣政策和緊縮的貨幣政策下人們的預期參數是不同的，本文采用加入虛擬變量的方法，寬松貨幣政策下預期參數為α1+α2、β1+β2，緊縮的貨幣政策下預期參數為α2、β2，更符合現實。

2.假定下一期的通貨膨脹率可以完全由外推型預期解釋，政府的各種政策最終也是通過影響人們的預期的作用機制來影響通貨膨脹率。因此可以將∏et+1直接表示成為∏t+1的形式，再在模型后加上εt項表示預測誤差，使得模型數據易得，且更具實用性。

3.繪制通貨膨脹率趨勢變化圖（圖1），圖1中可以很明顯地看出以1995年9月和2009年2月兩個點為分界，模型的結構有著很大的變化。回顧歷史我們發現，1996年以前，我國金融業處于無序混亂的狀態。由于微觀經濟主體的制度分割以及銀行的制度局限，致使這一階段的貨幣政策表現出了在過度投放貨幣與過度緊縮貨幣供應之間大幅搖擺的特征。中央政府在1993年夏開始實行緊縮性貨幣政策，并開始整頓金融秩序，直到1996年基本成功地實現了經濟的軟著陸。2009年2月，通貨膨脹率突然有了一個大逆轉，這反映了政府強有力的刺激經濟政策使人們憑借以往的經驗無法得出正確的結論，是一種結構突變。由于這兩個時期都是在金融危機的時期內，反映了人們在金融危機環境下考慮政府強有力的政策的預期狀態，所以認為這兩個時期回歸參數取值是相同的。而政策力度相對緩和的中間時期我們假設回歸參數與前者取值不同，因而分段進行回歸建立模型。

（三）模型的估計和檢驗

利用1991年1月至2010年3月的數據對模型參數進行最小二乘估計，得到模型如下：

當t =1991.01～1995.08或2009.02～2010.03時：

對殘差εt的JB正態性檢驗結果顯示JB=2.523，P值為0.283，不能拒絕服從正態分布的假設，因此t檢驗是有效的。由t檢驗的P值可知，α1在5%的顯著性水平下顯著，而α2在5%的顯著性水平下是不顯著的。這說明在這一階段，政府采取寬松的貨幣政策與緊縮的貨幣政策對人們預期的影響無差異，人們利用上一期與本期通脹率差的0.315倍來修正對下期的預期。

當t =1995.09～2009.01時：

對殘差εt的JB正態性檢驗結果顯示JB=1.865，P值為0.394，不能拒絕服從正態分布的假設，因此t檢驗是有效的。由t檢驗的P值可知，α1、α2在5%的顯著性水平下都是顯著的。這說明在這一階段，當政府采取緊縮的貨幣政策時，人們利用上一期與本期通脹率差的0.481倍來修正對下期的預期；當政府采取寬松的貨幣政策時，人們利用上一期與本期通脹率差的0.481-0.501=-0.02倍來修正對下期的預期。即人們在緊縮貨幣政策下會更多地（預期參數為0.481）考慮前期通貨膨脹率來預期下一期的通貨膨脹率，而寬松的貨幣政策下則更傾向于直接利用本期通貨膨脹率作為下一期的預期值，很少（預期參數為-0.02）考慮前一期的情況。

對比兩個時期的模型發現，在政府政策力度比較大的時期，人們相對較少地（預期參數為0.315）考慮前一期的值，更多地考慮前一期的變動值可能造成預測誤差；而在政策力度比較小的時期的緊縮政策下，每年的通脹率變動量差別不大或者變動相對平緩，人們會相對較多地（預期參數為0.481）考慮前一期的變動值，而寬松政策下則基本不考慮前期的變動。由此可以看出我們針對不同時期采用兩種回歸參數是有充分依據的，更加準確的預測得益于對人們在不同政策下的行為的恰當區分。

上述模型稱為外推型分段變參數預期調整模型。

模型說明的問題與政策建議

將模型變形，得到如下形式：

稱為預期調整函數。將預期調整函數在直角坐標系中畫出（圖2），以45°線作為映射輔助線，可以很容易地實現前一期的輸出值作為下期輸入值的轉換。

圖2中的均衡點代表一種可預期的均勻的通貨膨脹，這種通貨膨脹除影響名義變量外不會對實體經濟造成任何沖擊。真正對經濟造成損害的是不可預期的通貨膨脹，即模型中的εt部分。本模型均衡點位于原點，即均衡時通貨膨脹率的變化為0。由前文估計結果，預期調整函數的參數α

參考文獻：

第3篇：貨幣政策與經濟政策范文

關鍵詞：貨幣政策；債務融資；會計穩健性

文章編號：1003-6636（2013）02-0055-08；中圖分類號：F230；文獻標識碼：A

一、引言

會計穩健性（Conservatism），即會計謹慎性（Prudence），指在不確定的條件下， 需要運用判斷作出必要估計時包含的一定程度的審慎， 比如資產或收益不可高估，負債或費用不可低估（IASB，2008）。早在中世紀，會計穩健性作為一項計量原則，在商業活動中得到了廣泛的應用。在14世紀早期，Henley在其著作《家政》中建議從事莊園賬目審計的人員保持“忠誠和謹慎”。Bliss（1924）[1]最早完整給出穩健性的定義，他將穩健性表述為“預見所有可能的損失，但不預期任何不確定的收益”。我國2006年2月新頒布的《企業會計準則》對穩健性的定義如下：穩健性要求企業對交易或者事項進行會計確認、計量和報告時保持應有的謹慎，不應高估資產或者收益、低估負債或者費用。Watts（2003）[2]認為，穩健性是會計政策的基本特征之一，其起源就是為了滿足企業債權人對會計報告可靠性的需要。有關會計穩健性的研究主要集中在四個方面：第一，會計穩健性存在性研究；第二，會計穩健性形成動因的研究；第三，會計穩健性計量方法的研究；第四，會計穩健性經濟后果的研究。在我國，國有經濟占主導地位，且我國經濟尚處于新興與轉軌時期，在此背景下，對會計穩健性動因及經濟后果的研究顯得很重要。有關穩健性形成動因的研究，Watts（2003）[3]294根據大量的實證研究結果將穩健性形成的原因歸為四個方面：契約、股東訴訟、管制及稅收，其中契約因素對穩健性的需求正成為國內外研究的焦點，尤其是債務契約。

貨幣政策是各國政府干預和調節宏觀經濟的重要手段。Gertler and Gilchrist（1994）[4]指出當貨幣政策發生變化時，企業面臨的宏觀經濟環境隨之發生變化，企業、債權人及股東的行為也將發生變化。本文將進一步豐富宏觀經濟政策① ①宏觀經濟政策包括經濟周期、財政政策、貨幣政策、收入分配政策、對外經濟政策、匯率政策、產業政策、信貸政策等。與微觀企業行為② ②微觀企業行為包括公司治理、商業模式、財務管理、會計政策、內部控制、稅務籌劃、融資活動及投資活動等。關系的研究，借鑒宏觀經濟政策研究的成果，在微觀層面上分析宏觀經濟政策的微觀傳導機制。[5]選取宏觀經濟政策如貨幣政策研究對會計穩健性的影響是學術界探討得比較少的領域，本文意在探究宏觀經濟政策之貨幣政策與微觀企業行為之會計政策即會計穩健性的關系，之所以將貨幣政策、債務融資與會計穩健性放在一起進行研究，是基于這樣的設想即當貨幣政策進入緊縮期時，往往經濟發展速度放緩，企業面臨的風險和不確定性因素增加，經營困難的可能性也將提高。此時，一方面企業增加銀行信貸，另一方面銀行對企業未來的盈利及償債能力更加難以判斷，導致放貸意愿減弱。在此情況下，企業為了獲取銀行貸款，會選擇更加穩健的會計政策，向銀行傳遞自身盈利能力和償債能力的信號。[5]52可見，在貨幣政策緊縮期，作為債權人的銀行和作為債務人的企業之間存在信貸方面的博弈，而這種博弈導致了企業會計穩健性的選擇。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設

饒品貴，姜國華（2011）[6]56采用Khan and Watts（2009）[7]136公司層面會計穩健性模型驗證了貨幣政策緊縮階段，企業會計穩健性更高。貨幣經濟學研究證據表明貨幣政策在對實體經濟的作用上存在非對稱性，即擴張性貨幣政策在拉動經濟增長方面乏力，而緊縮性貨幣政策對遏制經濟過熱效果顯著。[8]基于此，學者們較多研究緊縮性貨幣政策對實體經濟的影響，本文也不例外。就理論分析而言，貨幣政策緊縮期經濟增長速度放緩，企業將會面臨更大不確定性，且使投資者與企業的信息不對稱增加，促使企業采用更加穩健的會計政策；另一方面，銀根緊縮將使得企業的借款成本增加，而穩健性高的企業其借款成本較低（Ahmed，2002）。[9]融資成本是企業生存和發展的關鍵因素，因此，在貨幣政策緊縮期企業愿采取更穩健的會計政策以降低其融資成本。綜上，提出如下假設：

假設1：貨幣政策緊縮期企業會選擇更穩健的會計政策。

Watts（2003）[3]294指出契約特別是債務契約① ①債務契約指債權人與企業之間存在信息不對稱，債權人會通過在債務合約中加入一些限制性條款，如要求企業的盈利能力、資產負債率比重、利息保障倍數等達到一定水平，限制現金股利發放等，以此限制企業對債權人的不利行為。是會計穩健性產生的最主要原

因。債務融資是借貸雙方的契約行為，當債務方債務比例比較高的時候，債權方就更有約束債務方的動力。當債務比例越高時，作為舉債方的企業面臨破產的風險增加，此時債權人越發關注債務人的履約情況，對盈利能力的關注讓位于對償債能力的關注，從而迫使企業采用更穩健的會計政策。Khan and Watts（2009）[7]137研究表明債務比例高則會計穩健性強。春，孫林巖（2006）[10]實證研究表明銀行債務比例上升，則會計穩健性增強。徐昕，沈紅波（2010）[11]通過我國A股上市公司的數據研究表明銀行貸款比例與會計穩健性顯著正相關。饒品貴，姜國華（2011）[6]64采用Khan and Watts會計穩健性模型實證研究發現債務多的企業其會計穩健性更高。但趙春光（2004）[12]認為我國上市公司會計穩健性是制度和監管造成的，上市公司并未自愿提高會計穩健性；他還認為在我國債務主要來自國有商業銀行，受行政制約，而不受債務契約限制，所以，債務因素在中國并不能引起自愿的會計謹慎要求。孫錚、劉鳳委、李增泉（2005）[13]認為在我國債權人法律保護意識不夠健全，以政府干預為主的聲譽機制是企業貸款行為的主要外部履約機制。聲譽較好的企業因具有“政治關系”往往能夠獲得更多貸款，即獲得更多銀行信貸的企業往往是那些有“政治關系”、有較好聲譽的企業。因此，銀行可能會對貸款金額較大的企業進行債務約束的力度降低，這樣反而對會計穩健性的要求降低了，從而導致債務人在進行會計政策選擇時，放松了自身謹慎性會計選擇。綜上，提出如下研究假設：

假設2：債務人債務比例越高，其會計穩健性反而降低。

三、研究設計

（一）模型選擇及變量定義

1.應計-現金流模型

縱觀會計穩健性的度量方法，國外使用比較多的是盈余-股票回報模型（Basu，1997） 和應計-現金流模型（Ball和Shivakumar，2005），這兩種方法在國內有關會計穩健性實證研究中也廣為采用。不過，我國證券市場在2007年至2011年間波動較大，使得我國上市公司的股票回報率波動較大，特別是在2008、2009年間，比如大盤上證綜合指數從2007年的最高點612404跌至2008年的最低點166493，后又反彈至2009年的最高點347801，又到2010年最低點231974，后至2011年的最高點306746，絕大多數上市公司的股價均劇烈波動，因此使用盈余-股票回報模型可能會帶來偏差。另外，我國資本市場發展時間不長，還不是很完善，特別在2005年9月股權分置改革全面推行的背景下，股票的價格摻雜著諸多噪音，不能及時有效的反映企業的好消息和壞消息，即Basu計量模型未必適應當前的中國資本市場，因此，綜上兩方面的原因，本文采用應計-現金流模型，即：

Acci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+εi，t

ACCt，t表示i公司t期的應計項除以期初總資產，其值等于t期營業利潤② ②根據夏立軍（2003）的實證研究結果表明采用線下項目前總應計項更能有效揭示盈余管理，因此這里在計算總應計項時使用營業利潤，而不是凈利潤。減t期經營活動現金凈流量。CFOi，t表示i公司t期經營現金凈流量除以期初總資產。DCFOi，t為虛擬變量，當CFOi，t小于0時，DCFOi，t取1，反之取0。CFOi，t*DCFOi，t為交互項目，表示應計項目對負經營現金凈流量的關系。εi，t為i公司t年殘差項。Ball and Shivakumar（2005）[14]認為應計項目在該模型中主要起到兩個作用：一是減少現金流的“噪音”；二是對未實現的收益和損失進行不對稱的確認。基于第一個作用，應計項目與現金流間呈負相關關系，α1預期為負；第二個作用表明損失比收益更能及時得到反應，或者說壞消息（負經營現金流）在應計項目中得到及時反映，若α3系數顯著為正，則應計項目與負經營現金流間的正相關性會更強，該模型不但能夠檢驗應計項目減少經營現金流的“噪音”，而且能夠驗證會計穩健性的存在性。模型中的α1為“好消息”的反應系數，α1+α3為“壞消息”的反應系數，若α3顯著為正，則α1+α3大于α1，表示應計項更及時反應“壞消息”，且α3系數越大，則會計穩健性越強。

2修正Jones模型

Healy（1985）[15]根據應計項是否容易受企業管理人員主觀判斷的影響將應計項區分為操控性應計項和非操控性應計項，基于此，本文對Ball和Shivakumar（2005）的應計-現金流模型進行修改，即將應計項區分為操控性應計項和非操控性應計項，而操控性應計項正是學術界對盈余管理度量采用比較多的指標，這樣首先便將論題轉到對盈余管理度量模型的選擇上來。國內外學術界衡量盈余管理程度的模型使用比較多的是修正Jones模型，夏立軍（2003）[16]認為分行業估計并采用線下項目① ①以營業利潤為界限，將營業利潤之上的項目稱為線上項目，它們被認為大都是經常性的；營業利潤之下的項目稱為線下項目，它們被認為大都是偶然性的。線下項目前總應計項=營業利潤-經營活動現金流量；包括線下項目總應計項=凈利潤-經營活動現金流量。前總應計利潤作為因變量估計特征參數的截面Jones模型最能夠有效揭示出盈余管理。劉大志（2011）[17]通過實證檢驗的方法驗證在中國的資本市場中采用分年度、分行業的修正Jones模型最能有效度量盈余管理。Subramanyam（1996）[18]通過實證研究結果表明截面Jones模型和修正截面Jones模型比時間序列模型更能有效揭示盈余管理行為。因此本文在求解盈余管理程度時建立修正Jones模型，并分年度、分行業求解，模型如下：

GTAi，tAi，t-1=a11Ai，t-1+α2ΔREVi，t-ΔRECi，tAi，t-1+α3PPEi，tAi，t-1+εi，t

NDAi，tAi，t-1=α11Ai，t-1+α2ΔREVi，t-ΔRECi，tAi，t-1+α3PPEi，tAi，t-1

DAi，t=GTAi，t/Ai，t-1-NDAi，t/Ai，t-1

GTAi，t 為i公司t年總應計項，其值等于營業利潤減經營活動現金流量凈額；Ai，t-1為i公司t-1年總資產；REVi，t為i公司t年的營業收入變化量；RECi，t為i公司t年應收賬款凈額變化量；PPEi，t為i公司t年的固定資產價值② ②因我國2006年2月15日的新《企業會計準則》規定資產負債表對固定資產金額的披露只披露凈值，因此基于數據的可獲取性，Jones模型及其修正模型中的固定資產價值均取凈值。；NDAi，t為i公司t年非操控性應計項目；DAi，t為i公司t年操控性應計項目。α1，α2，α3為行業特征參數；εi，t為i公司t年殘差。

在對修正Jones模型進行行業分類時，行業分類標準按照中國證監會2001年4月的《上市公司行業分類指引》，該《指引》將上市公司分13大類，因考慮到C類制造業數量眾多，基于此，本文對制造業按照二級代碼進一步分類，考慮到需要的C2樣本數量過少（2008-2011年各年度均少于10），因此將其合并到C9其他制造業中；L類傳播與文化產業樣本量過少（各年度均小于10），直接將該類剔除，經過這樣處理后共分19個行業。綜合后面樣本選擇中的剔除原則，各年樣本具體分布情況見表1。

3修正的應計現金流模型

本文實證研究部分基本思路是采用Ball和Shivakumar（2005）的應計-現金流模型，但將該模型中的應計項分為操控性應計項和非操控性應計項，為了驗證我國資本市場中會計穩健性的存在性及其產生的根本原因，因此在應計-現金流原始模型的基礎上另外增加包含操控性應計項和非操控性應計項的模型，另外為了檢驗前面提出的研究假設是否成立，因此模型的建立闡述如下：

（1）貨幣政策與會計穩健性之模型建立

為了檢驗假設1，并檢驗我國資本市場中會計穩健性形成的原因，特分別建立模型1、模型2和模型3：

Acci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4MPTC+α5MPTC×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YEARn（n=2008-2011）+εi，t

①

OperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4MPTC+α5MPTC×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YEARn（n=2008-2011）+εi，t

②

NoperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4MPTC+α5MPTC×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YEARn（n=2008-2011）+εi，t

③

2008年受美國次貸危機的影響，央行9月份開始下調存款準備金率，表明該年央行執行適度寬松的貨幣政策。2009年金融危機波及國內，經濟發展出現不景氣局面，該年央行繼續實行寬松的貨幣政策。2010年國內經濟開始慢慢復蘇，央行利用貨幣政策調控宏觀經濟發展，6次上調存款準備金率，表明該年央行執行的是緊縮性貨幣政策。2011年雖然央行6次上調存款準備金率，但是該年11月又下調存款準備金率，因此嚴格意義上，2011年不能認為是從緊的貨幣政策。因此，2008年至2011年4年間，2010年為貨幣政策緊縮期① ①貨幣政策緊縮期的判斷根據中國人民銀行官方網站數據。。

在模型1、模型2和模型3中，OperAcci，t為操控性應計項，NoperAcci，t為非操控性應計項。MPTC貨幣政策緊縮期的虛擬變量，若在2010年，MPTC取1，否則取0。MPTC*CFOt*DCFOt為MPTC與CFOt*DCFOt的交互項，α5表示在貨幣政策緊縮階段，會計盈余對“壞消息”反應系數的增量，若該系數顯著為正，表明在貨幣政策緊縮階段，應計項對“壞消息”的反應更為及時，即說明會計穩健性更強。若假設1成立，該模型中的系數α5顯著為正，表明貨幣政策緊縮期要求會計穩健性越強。考慮到不同的行業、不同年份，會計穩健性可能差別較大或存在差異，所以模型中加入年度變量YEARn和行業變量INDUSTRy，變量含義：若樣本為當年度取1，其余年度取0；樣本為某行業時取1，其余行業為0。3個模型中的其余變量定義同前文介紹的應計-現金流模型一致。

（2）債務融資與會計穩健性之模型建立

為了檢驗假設2，并驗證我國資本市場中會計穩健性形成的原因，特分別建立模型4、模型5和模型6：

Acci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4LOAN+α5LOAN×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t

④

OperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4LOAN+α5LOAN×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t

⑤

NoperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4LOAN+α5LOAN×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t

⑥

模型4、模型5和模型6中，LOAN為資產負債率，其值等于負債總額與資產總額之比，用來表示企業總體負債水平，LOAN*CFOt*DCFOt為交互項，α5表示貸款比例提高時，應計項對“壞消息”反應系數的增量，若該系數顯著為正，表明貸款比例提高時，應計項對“壞消息”的反應更為及時，即說明會計穩健性更強。相反，該系數顯著為負，則表明負債比例越高，則會計穩健性反而降低了。模型中控制變量分別為年度變量YEARn和行業變量INDUSTRy，其含義：若樣本為當年度取1，其余年度取0；樣本為某行業時取1，其余行業為0。模型中其余變量的定義同前文介紹的應計-現金流模型。

（二）樣本選擇

2006年2月15日國家財政部頒布新的《企業會計準則》，要求所有上市公司于2007年1月1日執行新的《企業會計準則》，新準則與舊準則有很大不同，考慮到選取的模型中需要上期資產指標，為了使數據具有可比性，因此本文擬選擇2008年-2011年共4年的滬深A股上市公司作為研究樣本。在樣本篩選過程中，對如下樣本進行剔除：（1）因金融行業的性質和采用的會計準則與其他行業有很大的差異，剔除金融類上市公司；（2）由于首次發行股票公司當年的會計盈余和其他年份有很大的差異，剔除當年IPO公司；（3）為了使數據更具有可比性，因此剔除ST類公司；（4）剔除ACC及CFO異常值的樣本，具體做法是剔除了其最大及最小部分1%的樣本；（5）剔除數據不全的公司。并綜合前文行業分類情況，最后選取樣本公司分布如下：2008年1022個樣本，2009年1105個樣本，2010年1176個樣本，2011年834個樣本，共4137個樣本。所用財務數據及上市公司基本資料均來自國泰安CSMAR中國證券市場研究數據庫，本文模型采用SPSS190統計軟件進行多元回歸。

四、實證檢驗結果及分析

（一）描述性統計分析

對模型主要變量進行描述性分析，結果見表2。由表2統計結果顯示，ACC的均值為-00004，說明就平均而言，樣本公司獲得了負的應計項目，最小值、最大值分別為-07152、13002，表明不同公司間的應計項目差別較大；OperAcc均值為00782，說明就平均而言，樣本公司的操控性應計項為正值，最小值、最大值分別為803216×10-6、12617，表明不同樣本公司操控性應計項差別較大。NoperAcc均值為-00785，說明就平均而言，樣本公司的非操控性應計項為負值，最小值、最大值分別為-14062、03223，表明不同公司間的非操控性應計項有一定差異。CFO均值為00593，說明就平均而言樣本公司獲得了正的經營凈現金流量，最小值、最大值分別為-07321、10747，表明不同公司間的經營活動凈現金流量差別較大，DCFO均值為02219，該變量為虛擬變量，說明有2219%的樣本公司經營現金凈流量為負；MPTC為貨幣政策緊縮期的虛擬變量，其均值為02843，表明有2843%的樣本公司處于貨幣政策緊縮期；LOAN均值為04926，說明多數樣本公司資產負債率處于1∶2，最小值、最大值分別為00071、12624，表明不同公司間的資產負債率差別較大。

（二）多元回歸結果與分析

模型1、模型2和模型3回歸結果見表3，現將各模型回歸結果分析如下：1模型1回歸結果中，CFO系數顯著為負，與應計-現金流原始模型一致，驗證了應計項抵減經營現金流“噪音”的作用，但是CFO*DCFO交互項系數卻顯著為負，與應計-現金流模型矛盾；2模型2回歸結果中，CFO系數顯著為正，該結論與應計-現金流模型的符號相反，且CFO*DCFO交互項系數顯著為負，與應計-現金流模型矛盾；3模型3回歸結果中，CFO的系數顯著為負，驗證了應計項（確切的說是應計項中的非操控性應計項）抵減經營現金流“噪音”的作用，且CFO*DCFO交互項系數在1%顯著水平為正，進一步驗證了應計項更及時確認“壞消息”，即我國資本市場中會計穩健性得到檢驗。根據模型3的回歸結果，可以得出這樣的結論：我國會計穩健性是存在的，不過穩健性既不是應計項造成的，也不是操控性應計項產生的，而根源于非操控性應計項。這一結論的原因在于應計項（非操控性應計項）能夠及時確認經濟損益，但主要是出于對未來情況的預測，而非操控性應計項主要是對公司未來損益的預測，因此，非操控性應計項更能夠體現及時確認經濟損益的作用。基于此，繼續分析模型3的回歸結果：在模型3的回歸結果中，在驗證我國上市公司中會計穩健性存在的前提下，MPTC*CFO*DCFO交互項系數為00467，且在1%顯著水平上為正，表明在貨幣政策緊縮階段，應計項對“壞消息”的反應更為及時，即說明會計穩健性更強，假設1得到檢驗。

模型4、模型5和模型6回歸結果見表4，各模型回歸結果分析如下：1模型4回歸結果中，CFO系數顯著為負，驗證了應計項抵減經營現金流“噪音”的作用，但CFO*DCFO交互項系數顯著為負，與應計-現金流模型矛盾；2模型5回歸結果中，CFO系數顯著為正，且CFO*DCFO交互項系數顯著為負，均與應計-現金流模型矛盾；3模型6回歸結果中，CFO系數顯著為負，驗證了應計項抵減經營現金流“噪音”的作用，且CFO*DCFO交互項系數在1%顯著水平上為正，表明應計項對“壞消息”的反應更為及時，進一步驗證了我國資本市場中會計穩健性是存在的，不過其是由非操控性應計現造成的。而且在模型6的回歸結果中，LOAN*CFO*DCFO交互項系數在5%顯著水平上為負，說明非操控性應計項對“壞消息”的反應系數增量為負增量，表明負債比例越高，使非操控性應計項確認“壞消息”（負經營現金流）沒有確認“好消息”及時，則會計穩健性反而降低了。這一回歸結果驗證了假設2的正確性。

五、敏感性測試

為了使研究結論更可靠、更真實，現對模型進行敏感性測試。前面已經分年度、分行業通過Jones模型求解了操控性應計項、非操控性應計項，但在實證研究中采用了面板數據檢驗假設1和假設2。結果也驗證了我國上市公司中會計穩健性的存在，并證實了假設1和假設2的正確性。但在敏感性測試中將采用截面數據即分年度對2008-2011年各年數據分別進行多元回歸，這里需要說明的一點是：前面已經通過模型3和模型6驗證了會計穩健性的存在性，且產生于非操控性應計項，此外也驗證了假設1和假設2的正確性。在敏感性測試中主要就是進一步檢驗模型3和模型6回歸結果的真實性，因此這里選擇3和模型6作敏感性分析（其實對模型1、模型2、模型4和模型5選取截面數據進行多元回歸，其結果與前面結論是一致的，因篇幅關系，該部分內容省略）。現將模型6的回歸結果列于表5：

現對表5分析如下：12008—2011年各年度CFO的系數均在1%顯著水平上為負，驗證了應計項（非操控性應計項）抵減經營現金流“噪音”的作用；22008—2011年各年度，CFO*DCFO交互項系數均在1%顯著水平上為正，驗證了應計項（非操控性應計項）更能及時確認“壞消息”（負經營現金流），即檢驗了我國資本市場中會計穩健性的存在性。而且CFO*DCFO交互項系數從2008年到2011年依次為03536、03643、05963和05162，這一回歸結果說明我國會計穩健性不但是存在的，而且2007年1月1日上市公司執行新會計準則后，會計穩健性總體逐年在增加，不過在2010年交互項系數為05963，在4個年度中是最大的，不但大于2008年、2009年的，而且大于2011年的。為什么會出現這種情況，可能的原因就在于2010年為貨幣政策緊縮期，這一回歸結果無疑進一步證實在貨幣政策緊縮期，會計政策更加穩健；32008—2011年各年度，除2009年LOAN*CFO*DCFO交互項系數為負但不顯著外，其余3年中LOAN*CFO*DCFO交互項系數均在1%或5%顯著水平上為負，這進一步驗證了負債比例越高，使得非操控性應計項更加不能及時確認“壞消息”（負經營現金流），即會計穩健性反而降低了。以上進行的敏感性測試，不但進一步證實了我國會計穩健性的存在性，且是非操控性應計項造成的，而且回歸結果有力地檢驗了假設1和假設2的正確性。

六、研究結論與啟示

本文采用2008—2011年滬深A股上市公司數據作為研究樣本，通過Ball和Shivakumar（2005）的應計-現金流修正模型實證檢驗了貨幣政策、債務融資與會計穩健性之間的相關性。實證研究結果表明：我國上市公司的會計政策具有穩健性，且穩健性根源于應計項中的非操控性應計項；貨幣政策緊縮期因企業面臨更大的不確定性，潛在的風險增加，在此情況下，企業將會采取更加穩健的會計政策。根據Watts（2003）的實證研究結果表明穩健性產生的原因主要有債務契約、股東訴訟、管制及稅收，而且其認為債務契約是會計穩健性形成的最主要原因，但本文實證研究結論并未驗證Watts的說法，而是得出相反的結論：債務比例越高、會計穩健性卻降低了。也許正如趙春光（2004）所言：我國上市公司會計盈余穩健性是制度和監管造成的；我國債務融資受行政制約，而不受債務契約限制，債務契約在中國并不能引起自愿的謹慎要求。

本文從宏觀經濟角度并結合債務融資研究其與會計穩健性的關系，基于該視角研究會計穩健性，研讀現有文獻發現并不多見，且選取的樣本為新的《企業會計準則》頒布后的上市公司數據，無疑更具有現實意義。可以考慮從宏觀經濟角度研究會計穩健性，此為本文啟示一；在實證研究上，為了避免股價波動的影響，對穩健性的計量沒有采用Basu模型（盈余/股票回報模型），而是采用了Ball和Shivakumar（2005）的應計-現金流計量模型，目的是探索該模型在我國資本市場中的應用。但具體使用該模型時應將應計項區分為操控性應計項和非操控性應計項，此為啟示二。

參考文獻：

[1]Bliss，J.H. Management through accounts[M].New York： The Ronald Press Co，1924.

[2]Watts，R.Conservatism in accounting PartⅠ：Explanations and implications [J].Accounting Horizons，2003（17）：207-221.

[3]Watts，R.Conservatism in accounting PartⅡ：Evidence and research opportunities [J].Accounting Horizons，2003（17）：287-301.

[4]Gertler M.，S. Gilchrist.Monetary policy，business cycles，and the behavior of small manufacturing firms[J].Quarterly Journal of Economics，1994（109）：309-340.

[5]姜國華，饒品貴.宏觀經濟政策與微觀企業行為-拓展會計與財務研究新領域[J].會計研究，2011（3）：9-18.

[6]饒品貴，姜國華.貨幣政策波動、銀行信貸與會計穩健性[J].金融研究，2011（3）：51-71.

[7]Khan M.，R.Watts.Estimation and empirical properties of a firm-year measure of accounting conservatism[J].Journal of Accounting and Economics，2009（48）：132-150.

[8]索彥峰，范從來.貨幣政策能夠影響貸款供給嗎——來自銀行資產組合行為的經驗證據[J].經濟科學，2007（6）：57-65.

[9]Ahmed A.，B.Billings，R.Morton，M.Stanford-Harris.The role of accounting conservatism in mitigating bondholder-shareholder conflicts over dividend policy and reducing debt costs[J].Accounting Review，2002（77）：867-890.

[10]春，孫林巖.銀企關系、股權特征與會計穩健性-來自中國上市公司的經驗證據[J].財政研究，2006（7）：70-72.

[11]徐昕，沈紅波.銀行貸款的監督效應與盈余穩健性-來自中國上市公司的經驗證據[J].金融研究，2010（2）：102-111.

[12]趙春光.中國會計改革與謹慎性的提高[J].世界經濟，2004（4）：53-62.

[13]孫錚，劉鳳委，李增泉. 市場化進程、政府干預與企業債務期限結構[J].經濟研究，2005（5）：22-35.

[14]Ball R，Shivakumar L.Earnings Quality in U.K.Private Firms[J]. Journal of Accounting and Economics，2005（39）：83-128.

[15]Healy P.M.The effect of bonus schemes on accounting decisions[J]. Journal of Accounting and Economics，1985（7）：85-107.

[16]夏立軍. 盈余管理計量模型在中國股票市場的應用研究[J].中國會計與財務研究，2003（6）：94-152.

[17]劉大志. 應計利潤分離模型的效力檢驗—基于中國資本市場的實證研[J].中南財經政法大學學報，2011（1）：85-91.

[18]K.R.Subramanyam and John J. Wild.Going-Concem Status， Eamings Persistence， and Informativeness of Eamings[J]. Contemporary Accounting Research，1996（13）：251-273.

Monetary Policy， Bebt Financing and Accounting Conservatism Research：Based on

the Empirical Evidence of Ashares’ Listed Companies in China

WANG Meng

（School of Economics and Management，Zhejiang Industry Polytechnic College，Shaoxing，Zhijiang，312000，China）

第4篇：貨幣政策與經濟政策范文

關鍵詞：經濟周期；貨幣政策；不對稱性

一、貨幣政策在經濟下行周期中作用的特征

無論是弗里德曼“固定規則”的貨幣政策規則，還是凱恩斯主義“相機抉擇”的貨幣政策規則，其最終目標都是一致的，即實現宏觀經濟平穩運行。現代各國實踐中的貨幣政策實際上都是兩者的折衷，即在經濟上行和下行時期，或多或少分別采取緊縮和放松的政策，以實現宏觀調控目標。在實際操作中，我們發現貨幣政策的作用力在經濟上行和下行兩個不同階段具有不對稱性。在抑制經濟過熱過程中更要采取微調措施，防止超調；但經濟下行時期，貨幣政策在操作上力度要更強，更要防止政策不到位。

貨幣政策對消費投資的抑制作用強于刺激作用。從貨幣政策的傳導機制看，信貸與資產市場是貨幣政策兩個重要傳導渠道。資產市場價格上升或下降對消費投資存在不對稱的刺激作用，決定了貨幣政策的緊縮和擴張對消費投資的作用力具有不對稱性。從股票市場對貨幣政策的傳導機理看，存在流動性效應、財富效應和投資的托賓Q效應。從房地產市場對貨幣政策的傳導機理看，除了它作為資產市場存在的這些共性效應外，由于其與信貸關聯度更高，特別是我國是一個以不動產抵押制度占主導地位的貸款擔保體系，這就勢必形成雙重的傳導效應。信貸的順周期行為在很大程度上掣肘了貨幣政策的逆經濟風向調控。

我們用M2增長率這個中間目標來代表貨幣政策的緊縮或放松，以1998年為界分兩個階段來分析。1991年至1998年，股市、M2增長率總體處于下降階段，即經濟總體處于下行周期，貨幣政策總體也處于放松階段；1999年至2007年，經濟總體處于上行周期，貨幣政策總體也處于緊縮階段。在1991年至1998年經濟下行階段。M2增長率與上證綜指增長率相關系數為17.45％。而1998年至2007年經濟上行階段。兩者相關系數為6.85％。即貨幣政策在抑制經濟過熱的效果明顯高于刺激經濟增長的效果。

貨幣政策所作用的經濟變量具有非同步性從另一方面決定了貨幣政策作用力的非對稱性。貨幣政策所作用的經濟變量既包括商品價格，也影響資產價格。相對于商品價格來說，資產價格是一個快變量。在經濟上行周期中。由于緊縮貨幣對商品價格的影響存在時滯。容易形成超調，而資產價格急劇下跌形成對經濟的緊縮作用明顯；在經濟下行周期中，由于資產價格的不對稱反應，不僅對商品價格的影響產生時滯，而且對資產價格的影響也有時滯，從而引起貨幣政策對經濟的刺激作用力度不足。

我們同樣用M2增長率這個中間目標來代表貨幣政策的緊縮或放松來考察這種時滯影響。1991年至2007年的M2增長率與1992年至2008年9月末的上證綜指增長率的相關系數為14.76％；而同期情況下M2增長率與上證綜指增長率的相關系數為11.43％。這說明貨幣政策在滯后一年的情況下，其發揮的作用高于當期的作用。進一步分析，在經濟下行的1991-1998年間。M2增長率與上證綜指增長率的相關系數為17.45％。而與滯后一年的上證綜指增長率的相關系數為39.02％，說明貨幣政策在經濟下行周期中作用的時滯特征更明顯。

二、經濟下行周期下的貨幣政策建議

(一)改造風險機制，克服信貸的順周期傾向

為了克服信貸的順周期傾向，短期來看，應著力于增強市場信心，通過政府投資配套的信貸投入，充分發揮政策性貸款的引導作用，保障總量投入。同時，為長遠計，應著力于風險機制的改造。一是對商業銀行貸款風險準備金實施一定比例的統籌。通過風險統籌基金對符合信貸政策導向中小企業和“三農”貸款實施風險補償。為防止道德風險，對風險補償貸款設定必要的條件。如在征信系統中無不良記錄、貸款額度不超過企業凈資產的40％等。二是推行資產證券化。盡管不少人認為資產證券化也是美國金融危機的原因之一，但作為一項金融創新本身，它的風險特征也因所處經濟周期的不同而有差別。在經濟高漲期間，風險會隱藏起來，人的機會主義和有限理性加劇了“繁榮預期”，對風險和收益的評價有失客觀，如對次貸資產進行的證券化，在打包售賣的過程中便存在對于風險理解的差異以及嚴重的信息不對稱：而在經濟下行期間，風險已經得到充分的揭示，市場在預期的作用下甚至更多地存在過度反應，在這種背景下，不失時機地推動資產證券化是優化金融結構、促進金融服務業可持續發展的可行選擇。三是大力發展動產抵(質)押融資，促進信貸便利化。在《物權法》的框架下充分發揮政府部門和中介機構的作用，積極發展供應鏈金融，探索應收賬款的信用增級措施，著力構建便捷、高效的動產金融制度。四是要拓寬非信貸融資渠道。鼓勵創新融資工具，加大委托貸款、資金信托貸款等非信貸融資業務的比重。推動金融體系的進一步完善。

(二)立足于擴大消費需求。加大消費信貸支持力度

促進消費信貸的發展，首先是要進一步完善個人征信體系，建立起個人信用專業評估機構。構建適合我國實際的個人資信評估模型，通過定性判斷和定量分析相結合的方法評定消費者信用的等級。以有效解決消費信貸中金融機構和消費者之間信息不對稱的問題。同時，要建立健全消費信貸法制環境。推進信貸保險制度和消費者個人破產制度建設，既保護消費者權益，又建立失信懲罰機制。形成信用良好的市場經濟運行秩序。從供給角度來看。要進一步拓展消費信貸供給渠道，特別是增加農村消費信貸供給渠道，形成多層次的、競爭性的消費信貸供給市場。要以市場需求為導向，推進消費信貸產品的創新，針對消費者的多元化需求，在利率、期限、還款方式等方面實行差別化信貸服務。有針對性地設計和推出消費信貸業務品種，通過多樣化的產品來最大限度地滿足不同類型、不同層次的消費者的需求。

(三)做好做深擔保，促進中小企業發展

在間接融資為主要渠道的融資體系下，建立良好的擔保制度是非常有必要的。為調動地方政府和企業擴大發展中小企業擔保體系的積極性，同時防止銀行的道德風險，可考慮推行有限擔保形式，由政府、銀行和企業共同來承擔損失風險。以解決當前中小企業的融資問題。根據貸款的金額、期限以及貸款人的具體情況，由政府主導成立專門的擔保機構，為銀行貸款提供50-80％的擔保，同時還可允許借貸企業享有六個月還款寬限期，在此期間可以只還利息。以紓緩中小企業資金壓力。這種以政府為主、風險共擔的有限擔保制度，既發揮了政府對信貸資金的引導作用，也

防止了銀行、擔保機構、企業的道德風險，同時還減弱了信貸“順周期”傾向帶來的信貸收縮現象，增加銀行審批貸款的信心，為中小企業的營運資金提供更多彈性和方便，有助于中小企業維持業務及拓展新市場。

同時。可運用公共財政資金支持建立、健全中小企業社會化服務體系，組建獨立于政府之外、承擔政府及其部門交辦事務的服務機構，為中小企業提供全方位的社會化服務工作，并引導社會各類中介服務機構的服務行為，形成覆蓋全社會的服務網絡。建立破產企業圓桌會議機制，由往來銀行(即企業主要貸款銀行)、擔保機構、行業協會等組織共同對擬破產企業進行討論，分析原因，尋找可能的解決方案，盡量避免企業大面積破產。

(四)進一步發揮債券市場的融資功能

在我國宏觀經濟背景及以銀行為主體的金融體系下。大力發展企業債、公司債、短期融資券和中期票據等非金融企業債務融資工具，是優化資本市場結構，多渠道提高直接融資比重的切入點。根據我國的實際情況，發展債券市場必須減少行政控制，消除政府對債券設計、發行乃至交易環節的過度控制，使市場主體在自由交易、平等博弈的基礎上真正建立起相互的信任，從而有力地推動信用債券市場的發展。但市場自的回歸并不意味著政府監管的弱化，相反，市場化進程更需要建立和完善信用債券的外部監管體制，只是監管的重心不再是對市場主體微觀決策的干預，而是轉向提高市場主體行為透明度、強化市場主體的信譽約束、防范市場機會主義行為、保護市場主體自發形成的合作制衡機制等方面。要加大債券產品創新力度，優化市場結構，在繼續發行擔保債券的同時擴大信用債券，提高信用債券的比例；積極發展企業債券性質的市政項目債或收益類項目債，為城市基礎設施建設提供有效的融資渠道；發展中小企業集合式債券，通過分攤方式降低規模較小企業的債券發行成本，為中小企業的直接融資提供通道。

(五)抓住機遇，積極推進股權投資基金發展

在當前背景下，發展股權投資基金是深化投資體制和金融改革比較好的結合點和選擇。

為此，一是要制定私募股權投資的相關法律法規，保證私募股權投資在遵循法律規范的基礎上有效運行。結合北京、天津、上海、寧波等地已經開展的試點。明確私募股權投資基金在注冊登記和稅收方面的有關規定。二是要加強對私募股權投資的政府引導，通過設立引導基金等方式，增強民間資本的投資積極性，并引導其流向符合經濟發展和產業結構升級要求的項目和企業。三是以穩健發展為宗旨，建立私募股權投資基金備案制度，堅持適度監管，探索建立行業自律體系；建立合格的投資者管理制度，把培育合格的GP和LP作為首要任務，形成私募股權投資與銀行信貸行為的“防火墻”。四是要加快發展多層次資本市場。完善PE退出機制。

(六)推出放貸人條例，引導非正規金融發揮積極作用

第5篇：貨幣政策與經濟政策范文

【關鍵詞】貨幣政策；區域經濟；金融調控；實證研究

中圖分類號：F82文獻標識碼：A文章編號：1006-0278（2012）06-058-01

貨幣政策是政府為實現一定時期的宏觀經濟目標所制定的關于貨幣供應和貨幣流通組織管理的基本方針和基本準則，是中央銀行為實現既定的經濟目標，運用各種工具調節貨幣供給和利率所采取的方針和措施的總和。一般地講，區域經濟與貨幣總量是相互作用和影響的，區域經濟差異會對貨幣總量及貨幣政策目標的實現產生重要的作用，在我國區域經濟發展不平衡是宏觀貨幣政策面臨的一個重要問題，實踐中我國貨幣政策的制定和執行主要是以總量調節為主，采取全國"一盤棋"的做法；但由于各地區經濟金融發展水平、傳導途徑等方面的差異，全國統一的貨幣政策與各地區域經濟發展不平衡的現實形成了不同的貨幣政策效應。與此同時，統一貨幣政策在熨平整個國民經濟周期波動的同時，在區域經濟發展過程中也出現了明顯的"回波效應"，這就在一定程度上加劇了區域經濟發展的不平衡性。由此，從宏觀貨幣政策的角度來探究如何促進省內區域經濟協調發展問題，是目前面臨的既有理論意義，又具有現實指導作用的課題。

一、我國三次較大貨幣政策變化的簡要回顧

一般地講，貨幣政策分為擴張型、緊縮型和均衡型（又稱穩定貨幣政策）三種類型。按照凱恩斯學派的"相機抉擇"理論，在經濟周期的不同階段，根據經濟形勢的不斷變化，貨幣政策會有不同的政策取向、操作步驟、松緊力度和實施重點。自1978年以來，我國政府依據國民經濟運行態勢和體制環境的變化，進行了多次富有成效的宏觀調控，貨幣政策的調整一直在"松-緊"之間進行相機選擇。其主要有：

（一）適度從緊的貨幣政策（1993年至1997年）

從1992年開始，我國經濟出現高增長、高通脹的運行態勢，通脹率的峰值一度達到24%。基于此，人民銀行其間2次加息，向專業銀行發行融資券，以抽緊其銀根；1996年開始進行公開市場業務操作，金融宏觀調控能力逐步增強，并成功地實現了國民經濟的"軟著陸"。

（二）穩健的貨幣政策（1998年至2007年）

在此期間，穩健的貨幣政策又分為兩個階段：第一階段，相對寬松的貨幣政策（1998年至2002年）。隨著國內外經濟環境的變化，出現了有效需求不足、物價持續下降以及經濟增長減緩的嚴峻局勢。尤其是1997年亞洲金融危機的爆發，加大了國內經濟出現通貨緊縮的風險。

二、貨幣政策的變化對省域經濟協調發展的實證分析

（一）計量理論、模型和數據的說明

貨幣政策傳導機制一般理論認為，貨幣政策傳導有利率渠道、資產價格渠道、匯率渠道和信用渠道等。從金融機構的資產和負債角度看，　西方貨幣政策傳導機制大體可分為兩種："貨幣觀"（包括利率渠道、匯率渠道、資產價格渠道等）和"信用觀"。"貨幣觀"認為貨幣政策的傳導過程主要是通過"貨幣途徑"來完成的，　強調利率或者貨幣供給量在貨幣政策傳導機制中的作用。"信用觀"認為，　金融資產有貨幣、債券和銀行貸款三種形式，銀行貸款是特殊的，債券不能與之替代，貨幣政策是通過銀行信用影響局部投資水平，進而影響產出。

（二）主要結果分析

表1列示了貨幣政策對地區投資和信貸影響的回歸結果。第（1）列的結果表明，新增貨幣量最多的會顯著地增加地區固定資產投資額，而利率增加會減少投資額；我們還發現，人均GDP越高的地區，固定資產投資額越高。第（2）列交互項的估計系數進一步表明，新增貨幣供應量的增加對于發達地區固定資產投資額的正向影響更大。這就說明，發達地區對于全國擴張性貨幣政策的反應更為敏感。如果我們用貸款額作為因變量，我們所得到的結果（參見第（3）和（4）列的結果）非常類似，人均GDP與新增貨幣量的交互項不僅為正，而且還非常顯著，進一步驗證了我們的上述結論，即發達地區對于全國擴張性貨幣政策的反應更為敏感，而欠發達地區則反應更為微弱的結論。

三、政策建議

（一）在方式上宏觀貨幣政策的實施應健全合作機制

貨幣政策的實施離不開地方政府、金融機構與企業，在其傳導過程中，強化人民銀行與地方政府的合作機制，對推動區域經濟協調發展尤其重要。這其中要適當擴大人民銀行分支機構的調控權限，賦予其根據當地貨幣信貸實際供求狀況和不同的結構性調控需要確定再貸款和再貼現利率的權力。同時，地方政府要盡量減少對央行分支機構的干擾，保持其相對的獨立性；對當地金融機構應健全有效的正向激勵機制，促使其貫徹央行各個時期貨幣政策的意圖。

（二）在目標上宏觀貨幣政策應立足于結構調整

針對當前我省經濟結構失衡這一根本性問題，宏觀調控的切入點應當立足于經濟結構調整，在進一步加快產業結構調整的同時，重視和突出區域結構的調整，以此促進區域經濟協調發展。在區域結構調整上，應妥善處理總量平衡與結構平衡的關系，實施適度差異化的區域金融貨幣政策工具，調整各地區的資金邊際利潤率，改變貨幣供應量的地區分布，促使社會資金在保持總量平衡的同時趨向地區平衡。

參考文獻：

第6篇：貨幣政策與經濟政策范文

關鍵詞：貨幣政策;資產價格傳導機制;金融加速器

中圖分類號：F830.31 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2015（11）-0010-06

一、資產價格傳導機制的實證研究回顧

國外學者對資產價格傳導機制的各個環節的研究相對比較成熟，已經形成了較為系統的理論基礎，并運用了較為完善的實證分析方法。向量自回歸模型（VAR）通常被用于衡量宏觀經濟變量之間的動態關系，最早由Sims（1980）提出。該模型無需假設經濟變量之間存在先驗關系，也無需區分經濟變量的內外生性，可以通過脈沖響應分析經濟變量如何對外部沖擊做出反應，并通過方差分解了解各個經濟變量對某一特定變量變化的解釋程度。

在國外文獻中，Dhakal， Kandil & Sharma（1993）采用VAR模型研究美國貨幣供給與股票價格之間關系，發現貨幣供應量對股票價格有顯著沖擊。Giuliodori（2005）基于VAR模型，發現在歐盟國家，特別是在借貸市場和房地產市場相比較發達的國家，房地產價格能夠將利率調整有效地傳導至消費水平上。Carlos Vargas-Silva（2008）采用符號約束向量自回歸模型分析貨幣政策對房地產市場的影響，發現貨幣政策對于房地產市場的影響會受到約束條件的限制而變得不確定。Calza， Monacelli & Stracca（2009）采用附帶價格粘性及擔保約束的兩階段DSGE模型，分析房地產首付比率、利率抵押貸款結構如何影響貨幣政策對消費和住宅投資的沖擊，結果顯示消費和住宅投資對貨幣政策沖擊的敏感度在浮動利率抵押貸款結構中更高一些，并隨著首付比率的下降而增加。

在國內文獻中，陳德偉、金戈（2005）構建VAR模型，并利用Granger因果檢驗和方差分解，發現利率與股票價格之間存在著長期均衡關系，且前者是后者的格蘭杰原因。陳平、張宗成（2008）采用VAR、VECM模型對中國1998-2007年間的月度數據進行分析，發現股票市場已經成為貨幣政策傳導的重要途徑。吳江、韓鑫韜（2009）采用VAR、GARCH模型分析貨幣供應量與房地產價格之間關系，結果顯示兩者之間的動態關聯性、波動溢出效應并不顯著。戴國強、張建華（2009）采用結構向量自回歸模型（SVAR）實證貨幣政策的房地產價格傳導機制，發現該機制的總體效率不高，其中從貨幣政策到房地產價格的傳導比較順暢，但房地產價格到消費支出的傳導存在阻塞。周暉（2010）利用GARCH、BEKK模型對中國1997-2008年間的季度數據進行分析，發現貨幣供應量增長率與GDP增長率之間正相關，且貨幣供應量與GDP之間呈現出明顯的波動溢出效應。

綜上，檢驗貨幣政策資產價格傳導機制的文獻主要采用VAR模型及其擴展形式，例如結構化向量自回歸模型（SVAR）、向量誤差修正模型（VECM）等，以及GARCH、DSGE、BEEK等模型。在實證結果方面，現有研究主要有三個方面結論：一是整體來看，資產價格在貨幣政策傳導機制過程中發揮重要作用，其中短期內作用較小，而在長期，資產價格的作用較大且比較顯著;二是分別從房地產價格和股票價格來看，不同資產對實體經濟影響并不對稱，房地產價格對貨幣政策的傳導比較顯著，且對GDP、通貨膨脹等的影響比較持久，而股票價格對貨幣政策的傳導或者不顯著，或者只在短期內有效，與GDP等經濟變量的聯系也沒有那么緊密;三是分別研究貨幣政策資產價格傳導機制的兩個階段，如實證貨幣政策對資產價格的影響效果、資產價格的財富效應、投資效應以及托賓Q效應等，但這方面研究的結論并不一致。

當然，還有一些文獻指出資產價格對貨幣政策的傳導機制并無效果，例如，Mishkin（2001）指出貨幣政策與股票價格之間并無較強的關聯性，通過貨幣政策來調控股票價格基本是行不通的。

經過比較也可以發現，資產價格對貨幣政策傳導的有效性取決于一系列因素，包括微觀要素如資產的流動性（Muellbauer & Lattimore， 1999）、投資者的心理預期、居民資產結構等，以及宏觀要素如制度條件、金融市場結構、股票市場發達程度、社會財富分配、區域經濟結構等。在這些因素制約下，貨幣政策的資產價格傳導效果大打折扣。

二、金融加速器與資產價格傳導機制

為了更細致地分析資產價格如何通過金融加速器機制傳導貨幣政策，本文結合現有研究，將資產價格引入包含銀行、企業、零售商、家庭和中央銀行的一般均衡框架之中，并結合“泰勒規則”構建聯立方程式進行分析。企業擁有資產的價格上漲會提高企業凈資產進而增加可獲取的銀行信貸，從而將資產價格波動與企業融資結合起來。

假定經濟環境中不存在稅收，企業按照柯布-道格拉斯函數進行生產

Y■=AK■■L■■ （1）

其中，Y■、A、K■、L■分別表示總產出、技術系數、資本投入和勞動力投入;則企業的總資本存量可表示為

K■=Φ（■）K■+（1-δ）K■ （2）

其中，I■為企業總投資量;δ為資本折舊率;Φ（?）K■為資本品的生產函數，Φ（0）=0，Φ■（?）>0，Φ■（?）<0;假定資本品的價格為Q■，則資本品生產企業的目標收入函數為Q■K■-I■，進而可得資本品價格

Q■=Φ■■■ （3）

假設企業將資本品出售給零售商，同時假設價格標準化為1，若零售商漲價幅度為X■，則企業銷售資本品的相對價格為■。此時，企業持有單位資產的期望收益為

E（R■■）=E■ （4）

假設企業存在破產風險，其存活概率為，則企業凈值可表示為

N■=γR■■Q■K■-R■+s■（Q■K■-N■） （5）

其中，N■為企業凈值;s■=■，為外部融資風險升水，s■（?）<0、s（1）=1，即企業資產凈值占比越高，外部融資風險升水越小，當企業凈值等于總資產時，風險升水為零，預期回報率等于無風險利率。

對于零售商，假定其在定價方面具有壟斷勢力，并于每期以1-θ的概率改變價格;令P*為t時期設定的價格，則價格水平P■=θP■■+（1-θ）P■■■，根據Ichiro（2002），此時通貨膨脹率可表示為

π■=λX■+βE■（π■） （6）

其中，λ=■。

假設代表性家庭永續生存，通過提供勞動力獲取工資、儲蓄獲取利息收入;假設家庭效用主要取決于消費和閑暇時間，則家庭的目標函數可表示為

maxE■∑■■βk1n（C■）+ρ1n（1-L■）

約束條件為C■=W■L■+R■D■-D■ （7）

其中，β為貼現系數;C■、W■、L■分別為家庭消費、實際工資和勞動力供給;R■、D■分別為存款利率和家庭存款。構建拉格朗日函數，并分別對C■、L■、C■、L■和D■求導，可得到一階條件

■=E■（■）R■ （8）

■=■ （9）

對于銀行部門，假定只經營傳統存、貸款業務，銀行按固定利率從家庭部門獲取存款、按無風險利率加信貸風險升水向企業發放貸款，詳細設定參見Townsend（1979）。本節進而對上述模型線性化處理（崔光燦，2006），可得

總需求方程：

y■=α■c■+α■i■ （10）

c■=E■c■-R■ （11）

E■r■■=r■-υ（n■-q■-k■） （12）

r■■=y■-k■-x■+（1-δ）q■-q■ （13）

q■ =ψ（i■-k■） （14）

總供給方程：

y■=α■k■+（1-α）l■ （15）

l■=■（y■-c■-x■） （16）

π■=λx■+βE■π■ （17）

狀態變量方程：

k■=δi■+（1-δ）k■ （18）

n■=γ■（r■■-r■）+r■+n■+Φ■■ （19）

其中，小寫字母表示各變量對穩態值的偏離程度;（10）式為總需求方程，α■和α■分別為消費、投資在總需求中的占比;（11）式為（8）式的線性化;ν=s■（?），為信貸風險升水，（12）式為E（R■■）=s（■）R■的線性化，表示信貸風險升水受企業凈值占比n■-q■-k■的影響，體現了金融加速器效應;（13）式為（4）式的線性化，表示企業的預期收益率受資產的邊際產出收益y■-k■-x■和資產價格q■、q■;（14）式表示資產價格與投資i■邊際產出的關系，ψ為資產價格的投資彈性;（15）為（1）式的線性化;（16）為勞動力供給方程，τ表示勞動力供給的工資彈性;（17）為通貨膨脹變化路徑;（18）、（19）式分別為資產、企業凈值的動態變化路徑，Φ■■=Φ（q■，k■，y■），且Φ■>0，r■■-r■，為企業資產收益率，k/n為總資產/凈資產。假設央行主要關注通貨膨脹、產出及資產價格，并按照“泰勒規則”制定貨幣政策：

r■■=α■π■+α■y■+α■q■+α■r■■ （20）

其中，r■■為央行的利率工具;α■、α■、α■分別為貨幣政策對通貨膨脹率、產出和資產價格的反應系數;α■為利率平滑系數。結合模型及現有研究，本節梳理了各參數變量的取值（表2）。

結合模型及參數值，大量文獻對我國改革開放之后的數據進行模擬分析，本文無意于重復這些程序，而是著重分析上述聯立方程中資產價格如何通過金融加速器效應有效傳導貨幣政策。在經濟繁榮階段，資產價格上漲，當超過“閾值”，中央銀行將會收緊貨幣政策（如提高利率水平），從而降低資產價格，進而通過（19）式影響企業凈值，一方面降低了企業內部融資的能力，另一方面通過（12）式提高了企業外部融資的風險升水，使得銀行“惜貸”、“貴貸”，受融資約束，企業將會減緩投資和擴張節奏，影響實體經濟;反之，當資產價格下降超過“閾值”，中央銀行將會采取擴張性貨幣政策，從而推高資產價格，進而增加企業凈值，一方面擴大了企業內部融資來源，另一方面會降低外部融資風險升水、提高銀行信貸能力和愿望，刺激投資和消費。

三、我國資產價格傳導機制的阻礙因素

綜上所述，貨幣政策的資產價格傳導機制通常受一系列宏、微觀因素影響，對于我國而言，區域金融發展不平衡、以銀行主導的金融結構、利率市場化尚未完成，以及近些年愈演愈烈的“影子銀行”、互聯網金融等，均對資產價格傳導機制形成了約束;而在微觀方面，消費者、投資者、金融機構等市場主體的行為偏差也在一定程度上影響了資產價格在貨幣政策傳導中的作用。

（一）銀行主導的金融結構

金融結構一般劃分為銀行主導型（bank-based system）和市場主導型（market Cbased system），金融結構不同，貨幣政策的傳導途徑及有效性也不同。

在銀行主導型金融結構中，商業銀行是金融市場上最主要的金融中介，銀行信貸是社會融資的主要資金來源，居民的投資組合中最重要的部分也是存款及現金，而股票、房地產等資產的比重較小;而在市場主導型金融結構中，情況與之相反。可以看到，金融結構不同，居民、銀行等市場主體在資本市場、貨幣市場等的行為有所不同，資產價格對貨幣政策的傳導效果也迥然不同。

盡管當前商業銀行仍是我國金融體系的核心，但隨著我國金融市場不斷完善，股票市場、債券市場、衍生品市場、房地產市場等規模逐年增長，非銀行金融機構占比也在逐年上升，我國金融結構逐步由銀行主導型向市場主導型過渡，可以預期，資產價格將會在我國貨幣政策傳導過程中發揮更大作用。

（二）利率形成機制尚未完全市場化

利率是金融市場上資金的價格，也是一種財富再分配機制。在管制情況下，利率一是作為貨幣政策工具不能充分發揮職能，二是容易扭曲市場價格機制，三是加劇社會財富再分配不均衡。目前，我國利率市場化工作已經取得突破性進展，其中貸款利率已經市場化，但存款利率仍然實行上限管制（基準利率的1.1倍）。利率尚未完全市場化是制約我國采用價格型政策工具的關鍵因素，目前中國人民銀行仍然主要采用數量型政策工具，由于存在利率管制，貨幣政策并不能有效地影響利率水平，也無法充分反映貨幣市場的真實需求，更難以發揮資金配置的功能。近年來涌現出來的民間融資、“影子銀行”業務、乃至非正規的地下錢莊等都在一定程度上反映了這一問題。

（三）區域金融發展不均衡

盡管我國整體金融市場快速增長，但地區間的金融發展并不均衡。通常情況下，判斷區域金融發展情況的指標包括儲蓄存款規模、金融機構數量、金融機構類別、貸款規模、保費收入、股票市值等，以這些指標衡量的我國東、中、西地區的金融發展狀況差異較大。貨幣政策傳導能否產生預期效果，很大程度上依賴于傳導過程處于的區域金融環境。不同區域金融環境下的市場主體具有不同的經濟特征及行為偏好，對貨幣政策的反應也并不一致;同時，不同的金融環境，貨幣政策可依賴的傳導機制、渠道也不相同。在我國東部地區，資本市場、貨幣市場均比較發達，金融機構類型比較完善，市場主體對政策的反應比較靈敏，貨幣政策能夠通過多個渠道進行傳導;而在西部地區，金融市場發展普遍落后，市場化程度較低，市場主體對貨幣政策的反應也比較遲鈍，嚴重制約了資產價格傳導貨幣政策的有效性，而只能以傳統的信貸渠道傳導貨幣政策。

大量研究表明，中央銀行實施貨幣政策需要考慮區域金融發展差異性。部分學著提出我國區域經濟發展的差異性與中央銀行采取的統一的貨幣政策存在沖突，應該針對局部地區經濟發展提供特殊的貨幣政策。事實上，針對地區差異而實施特殊的貨幣政策，或在統一的貨幣政策框架下利用貨幣政策工具區別對待，在國際上并不少見，如20世紀80年代初的法國等。從長期來看，實施區域差別化貨幣政策也是我國未來發展的方向。

（四）市場主體行為偏差

根據前文提及的傳導機制可知，貨幣政策對資產價格的影響最終要通過改變市場主體的行為來刺激或抑制實體經濟，在很多情況下，由于市場信息不對稱、預期效應、賺錢效應（示范效應）等因素，市場主體并非總是對資產價格波動做出預期反應，而是經常會存在一定程度的行為偏差。

對于投資者來說，最直觀的案例便是“羊群效應”。通常情況下，股票、債券、房地產等市場的需求包括兩層含義，一是投資需求，二是投機需求，其中，資產的投資需求與資產價格之間一般呈現正相關性，但是投機需求卻容易對資產價格形成“追漲殺跌”壓力。以股票市場為例，在信息不對稱的情況下，投資者搜尋信息的成本較高，其最優選擇往往是采用跟隨策略，從而導致對股票市場形成超額需求，致使出現泡沫現象，而一旦市場出現悲觀情緒，“羊群效應”又將使股票市場價格加速下跌。羊群效應等投資者行為偏差使得資產價格在貨幣政策傳導中的作用大大減弱。

對于企業而言，在信息不對稱情況下，通過一些財務手段改善資產負債情況，一方面可能引發投資者的超額購買，人為推高企業的資產價格，另一方面可以獲取更多的銀行信貸，降低市場配置資源的效率。以房地產市場為例，由于信息不對稱，房地產企業可以通過“囤積土地”、“捂盤惜售”等手段人為制造房地產供求矛盾、抬高房價，使房地產價格難以有效針對貨幣政策做出反應，致使實體經濟運行偏離中央銀行的政策意圖。

對于金融機構來說，最主要的行為偏差便是“逆向選擇”問題。我國仍是間接融資占主導地位的金融結構，商業銀行是國內企業，尤其是房地產企業融資的最主要渠道。當中央銀行收緊信貸政策，商業銀行還是可以通過一些手段，例如“通道”業務、銀信、銀證合作等“影子銀行”業務，來向企業提供信貸支持，從而使得貨幣政策調控的有效性受到較大影響，也使得股票價格、房地產價格等市場“信號”不能準確反映出貨幣政策意圖。

參考文獻

[1]Sims， A.C.， Macroeconomics and reality[J]， Econometric， 1980（48）：1-48.

[2]Dhakal，D.， Kandil， M. and Sharma， S.C.， Causality between the money supply and share prices： a VAR investigation[J]，

Quarterly Journal of Business and Economics， 32，52-74.

[3]Giuliodori M.， Monetary Policy shocks and the Role of House Price Across European Countries [J].seot.J.polit.Economy.

2005，52（4），519-543.

[4]Carlos Vargas-Silva， Monetary Policy and the US housing market： A VAR analysis imposing signs restrictions [J]. Journal

of Macroeconomics， 2008（30）.

[5]Calza，A.， T.Monacelli， & L.Stracca， Housing Finance and Monetary Policy[R]， European Central Bank Working Paper

2009， 1069.

[6]陳德偉、金戈，利率、股票價格與貨幣政策傳導[J]，商業研究，2005（13）.

[7]陳平、張宗成，股票市場對貨幣政策傳導機制影響的實證研究――基于脈沖響應函數和方差分解的技術分析[J]，

南方金融，2008（6）.

[8]吳江、韓鑫濤，房地產價格與貨幣供應量的波動溢出效應[J]，財貿研究，2009（10）

[9]戴國強、張建華，中國金融狀況指數對貨幣政策傳導作用研究[J]，財經研究，2009 （7）

[10]周暉，貨幣政策、股票資產價格與經濟增長[J]，金融研究，2010（2）

[11]Mishkin， F.， The Transmission Mechanism and the Role of Asset Prices in Monetary Policy[R]. NBER Working Papers

No.8617， 2001（12）.

[12]Ludwig， A. & T. Slok， The relationship between stock prices， house prices and consumption in OECD countries [J]，

IMF Working Paper， Mar. 2004

[13]Barot， B. & Z. Yang， House prices and housing investment in Sweden and the UK： econometric analysis for the period

1970-1998 [J]， Review of Urban & Regional Development Studies， 2002（14）：189-216.

[14]Owoye， The relative importance of monetary and fiscal policies in selected African countries [J]， Applied Economics，

Nov. 1994

[15]Colmkearney， & Kevin Daly， Monetary volatility and real output volatility： An empirical model of the financial

transmission mechanism in Australia[J]. International Review of Financial Analysis， 1997（6）

[16]Cassola， N.，& Morana， C， Monetary policy and the stock market in the euro area[R]. European Central Bank Working

Paper Series 2002， 119.

[17]郭田勇，資產價格、通貨膨脹與中國貨幣政策體系的完善[J].金融研究，2006 （10）

[18]Muellbauer， J. & R. Lattimore， The consumption function： a theoretical an empirical overview. In： Pesaran， M. & M.

Wickens （eds）， Handbook of Applied Econometrics I， Oxford Blacwell Handbook in Economics. 1999

[19]Ichiro， F. Financial accelerator effects in Japan’s business cycle [R]. Research and Statistics Development， Bank of

Japan Working Paper 2002， 6

Empirical Analysis of the Transmission Mechanism from

Monetary Policy to Asset Prices

ZHANG Xu1 PENG Jie ZHAO Changchuan2

（1LingNan University College，Guangdong Guangzhou 510275;

2Financial Research lnstitute of the people's Bank of China，Beijing 100800）

第7篇：貨幣政策與經濟政策范文

【關鍵詞】宏觀經濟；貨幣政策；商業銀行；不良貸款率

一、引言

美國次貸危機顯示了不良貸款率與宏觀經濟和貨幣政策之間的關系——低迷的CPI使美聯儲調低利率刺激需求，也使銀行放松貸款審核，導致信貸快速擴張，信貸高增長會引起未來不良貸款大量積聚的風險。趨勢反轉時，美聯儲為抑制資產價格增長調高利率、收緊銀根，企業資金鏈斷裂，償債能力出現困難，大量不良暴露。貨幣政策在我國宏觀調控中的作用日益顯著，前些年為促進復蘇我國采取4萬億投資和寬松貨幣政策，這些政策會影響信貸質量。因此，分析宏觀經濟、貨幣政策與不良貸款的關系意義重大。

二、文獻綜述

關于宏觀經濟與不良貸款的關系，Gambera（2000）[1]and Fofack（2005）[2]分別研究美國和非洲銀行，發現不良貸款主要受經濟波動的影響。周忠明（2005）以江蘇省379戶企業為樣本進行調查，得出約70%不良貸款的形成與宏觀經濟波動有關。[3]李思慧（2007）[4]和李麟（2009）[5]分別采用主成分回歸和VAR進行實證分析，研究表明不良貸款與宏觀經濟指標呈強負相關。

對于貨幣政策與不良貸款的關系，Jimenez（2008）and Ioannidou（2009）分別研究西班牙與玻利維亞銀行的“風險效應”，研究表明擴張性貨幣政策將帶來更高的信貸風險。于一（2011）采用1999-2009年50家銀行數據考察貨幣政策的影響，研究發現擴張性貨幣政策會刺激銀行風險，風險的動態性將其延續到貨幣政策緊縮階段。[6]

由此可知，大多文章忽略了經濟運行中貨幣政策調控的影響。實際上，不良貸款率在隨

經濟波動而變化的同時，貨幣政策也會影響信貸質量，本文將同時考慮兩者的作用。

三、機理分析

經濟增長會對不良貸款產生兩方面影響。一方面，不良貸款率會隨著宏觀經濟波動而波動。隨著經濟增長，企業盈利能力提高，有足夠多資金償還貸款，可降低信貸風險，即宏觀經濟狀況與不良貸款率呈負相關。另一方面，國家往往會采用宏觀調控來熨平經濟波動，央行會收緊流動性，這將增大銀行風險暴露，不良率上升。

貨幣政策對不良貸款率的影響具體可分析如下：當經濟低迷時，央行采用擴張性貨幣政策，這時銀行放松貸款準入條件，擴大信貸規模，使得一些盈利能力較差的項目也獲得貸款，企業財務狀況變好，擁有足夠多的資金用于還貸，使得當期不良貸款率下降。但實際上信貸高增長會降低貸款質量，引起未來銀行不良貸款大量積聚的風險。等到經濟形勢發生變化，央行采用緊縮性貨幣政策，通貨緊縮的出現使得大量不良貸款開始逐漸暴露。由此可見，貨幣政策會對宏觀經濟對不良貸款率的影響產生一定程度上的削弱，兩種效應究竟哪一種效應占主導，需要采用實證的方法加以研究。

四、實證分析

1.變量選取、樣本選擇

本文選取實際GDP增長率（GDPR）反映經濟景氣程度，采用M2增長率（M2R）、1年期貸款基準利率（BIR）和存款準備金率（RE）作為貨幣政策變量，被解釋變量為不良貸款率（NPLR）。采用2004年Q1至2012年Q4的數據來進行分析，樣本對象為我國商業銀行。為使結果更準確，本文采用施華強（2005）的方法[7]將銀監會網上的不良率數據加以變換，計算剔除剝離的不良率，即NPLR。

2.實證研究過程

首先采用ADF方法進行平穩性檢驗，所有變量都是I（1）序列。其次進行Johnson協整檢驗，結果表明，（NPLR，GDPR，M2R，BIR，RE）之間存在協整關系。

本文選用VAR模型來具體分析各宏觀經濟變量對不良貸款的影響，滯后階數由LR、FPE、AIC、SC和HQ值確定為2。由脈沖響應函數可知GDPR對NPLR的沖擊為負，這表明宏觀經濟形勢與不良貸款率呈負相關；M2R對NPLR的沖擊為負，BIR和RE對NPLR的沖擊為正，這表明緊縮性的貨幣政策會帶來不良貸款率的上升。當經濟形勢良好時，雖然貨幣當局采取的緊縮性貨幣政策會抵消一部分不良貸款率的下降，但總體而言銀行面臨的信貸風險還是下降的。根據方差分解，可得出NPLR受其自身影響最大，其次為GDPR和M2R，而受BIR、RE的影響較小。這也說明貨幣政策只可以從一定程度上抵消宏觀經濟對不良貸款率的影響，并且BIR和RE對不良貸款率的影響較小，與脈沖響應結論相一致。

五、結論及建議

1.結論

（1）GDP增長率與不良貸款率呈負相關，這表明雖然貨幣政策會從一定程度上削弱經濟增長對不良貸款率的影響，但這種影響相對較小。M2增長率與不良貸款率呈負相關，利率與存款準備金率與不良貸款率呈正相關，故擴張性貨幣政策會降低不良貸款率。

（2）在貨幣政策工具中，M2對不良貸款率的影響最大，而利率與存款準備金率的影響較小，這與我國實際情況相一致。由于我國利率尚未完全市場化，而存款準備金率這一數量型工具較為猛烈，故我國常采用貨幣供應量作為中介目標。

2.政策建議

（1）由于貨幣政策會影響信貸質量，所以央行要對其風險效應做出前瞻性和系統性把握。在衰退時，當期擴張性貨幣政策能夠較快帶來經濟企穩回升的效果，但這一過程積累的風險會在隨后幾期釋放，為隨后經濟復蘇中的風險埋下隱患。

（2）不良貸款大部分都是在貸款增長較快時期投放出去的，因此為保證銀行穩健運行，在實施經濟刺激計劃的同時，央行有必要抑制信貸過快投放。

參考文獻：

[1]Gambera M. Simple Forecasts of Bank Loan Quality in the Business Cycle [J].Federal Reserve Bank of Chicago，2000.

[2]Fofack， Non-performing loans in sub-Saharan Africa：Causal Analysis and Macroeconomic Implications[J].World Bank Policy Research Working，2005.

[3]周忠明.不良貸款與經濟增長關系分析[J].銀行業監管，2005，6：45-46.

[4]李思慧，顏向農.商業銀行不良貸款與宏觀經濟因素相關性實證分析[J].時代金融，2007，5：45-46.

[5]李麟，索彥峰.經濟波動、不良貸款與銀行業系統性風險[J].國際金融研究，2009，6：55-63.

[6]于一，何維達.貨幣政策、信貸質量與銀行風險偏好的實證檢驗[J].國際金融研究，2011，

12：59-68.

第8篇：貨幣政策與經濟政策范文

關鍵詞：宏觀經濟政策；投資行為；投資效率

企業的投資活動既是公司權益價值創造的驅動力（Modigliani & Miller，1958），也是我國經濟整體經濟增長的驅動力。其投資效率的高低既關乎企業的成敗，也關乎一個國家的整體經濟發展水平。

企業的投資效率受到內外部環境的雙重影響，目前的大多數研究集中在內部環境。例如公司治理水平、公司特征等等。改革開放以來我國經濟取得了跨越式的巨大發展，對于微觀企業的投資效率，國家層面的宏觀經濟政策發揮了一定的作用。宏觀經濟政策是國民經濟的“調節器”，尤其是我國正處于轉型時期，宏觀經濟政策更是發揮著巨大的導向作用。然而目前對于宏觀經濟政策是如何影響微觀企業投資效率的研究不是很多，出現了一定的割裂現象。本文基于國內外的文獻，對于宏觀經濟政策如何影響微觀企業投資效率的文獻進行了綜述。

一、宏觀經濟政策

（一）宏觀經濟政策的定義

宏觀經濟政策是一個國家采取的對經濟進行干預的手段，是政府為了協調和發展整個國民經濟而制定和實施的一系列政策。主要有經濟周期、財政政策、貨幣政策、信貸政策、稅收政策、匯率政策、產業政策、監管政策以及收入分配政策等。

（二）宏觀經濟政策的作用

國家實行宏觀經濟政策就是為了實現經濟的長期穩定發展、穩定物價水平、平衡國際收支以及實現充分就業。為應對2008全球金融危機對我國經濟的巨大沖擊，緩和慘淡的經濟局面，我國當局實施了積極的財政政策以及寬松的貨幣政策，推出了4萬億救市計劃并取得了預期效果，我國經濟逐漸實現復蘇。自2010年以來我國GDP增速逐漸回落，進入經濟發展新常態的重要戰略時期，宏觀經濟政策正逐漸引領中國經濟向集約型、質量型轉變，不斷刺激需求，調整經濟結構。

二、企業投資效率

在新古典經濟學中，企業的投資取決于投資項目的邊際價值，只有邊際收益大于邊際成本，企業的投資活動才是有效率的。在Modigliani等的完美市場假設中，投資機會是企業投資效率的決定性因素。抓住好的投資機會可以使企業獲得巨大的競爭優勢。但是我國并不存在完美的市場機制，現實中的投資并不完全取決于投資機會，企業中的非效率投資即過度投資和投資不足現象也廣泛存在，影響企業價值最大化的實現，從長遠利益上不利于企業的生存和發展。根據資本成本的錨定效應，企業進行投資項目的選擇應以資本成本為取舍率，只有企業的投資項目的預期報酬率大于企業的資本成本，投資才是有效率的，才應被管理層采納。改善投資效率是企業財務管理的主要目標，所以投資效率問題至關重要，引起了國內外學者和實務界的廣泛關注。

（一）企業投資效率的衡量

投資效率的衡量是投資決策的核心問題。近年來國內外學者運用數學、計量經濟學等原理對企業投資效率的的衡量方法和測度模型進行了不斷地探索，主要有：（1）Fazzari等（1988）從融資約束角度提出的投資-現金流敏感度測量模型，基于信息不對稱理論，外源融資成本大于內源融資成本。模型中的敏感性程度可以反映企業所受的外部融資約束情況。（2）Vogt（1994）在Fazzari等的測量模型基礎上提出了現金流與投資機會交互項測量模型，通過該模型中交互項的符號可以判斷企業是受融資約束出現了投資不足還是由于問題出現了過度投資情況。（3）Richardson（2006）基于自由現金流與過度投資的關系提出的殘差項度量模型，通過模型中殘差項的符號可以判斷企業非效率投資的類型。（4）Biddle等（2009）提出的無條件測試模型，首先通過模型測度企業的預期投資水平，然后分行業逐年進行回歸，再把殘差項按照小到大的順序分成四組，第一組是投資不足，中間兩組為正常的基準組，最后一組為投資多度，再采用Multinomial Logit模型來測度企業投資出現在投資不足或過度投資組的概率，以此來衡量企業的投資效率。

（二）企業投資效率的影響因素

對于企業投資效率影響因素的研究可以分為公司內部因素和外部宏觀經濟環境因素兩部分。

對于內部環境因素，目前的研究主要有公司信息披露狀況、會計穩健性、董事會以及管理者特征、公司治理水平、公司異質性等方面。國內外學者比較注重企業內部對于其投資效率的研究，出現了一定程度的宏觀經濟環境與微觀企業投資行為的割裂現象，然而隨著金融危機的爆發以及國家相關政策的頒布，宏觀經濟政策對企業投資效率的影響越來越得到理論界以及實務界的重視。外部宏觀環境對于企業投資效率的影響主要有環境不確定性、外部治理水平、經濟周期、貨幣政策，信貸政策、以及財政政策等因素。

三、宏觀經濟政策與企業投資效率

（一）宏觀經濟政策對企業投資效率影響的傳導路徑

一個國家的宏觀經濟政策對微觀企業投資效率影響的傳導路徑主要有兩條：（1）通過宏觀經濟政策導向作用改變企業對國家經濟、行業經濟的整體判斷和預期進而影響投資機會來影響企業投資行為（2）通過宏觀經濟政策對利率等的影響進而改變企業的資本成本來以及融資約束影響企業投資行為

（二）宏觀經濟政策對企業投資效率的影響

不同的發展階段，國家為了更好地促進企業的發展，采取了不同的宏觀經濟政策來實施調控，但是這對企業的投資效率的影響效果到底如何，引起了學者的關注和研究。該部分依據劃分的宏觀經濟政策影響微觀企業投資效率的兩條傳導路徑分別進行了梳理。

1.路徑一：宏觀經濟政策通過改變企業對國家經濟、行業經濟的整體判斷和預期進而影響投資機會來影響企業投資行為

宏觀經濟周期的變化會加大企業對未來預期的不確定性，影響企業投資機會的發現，加大企業對未來經濟活動狀況以及信息的判斷的難度，進而影響企業的投資支出。經濟周期反映了一個國家總體經濟發展的波動狀況，一般我們可把它劃分為擴張和緊縮兩個階段。在經濟危機階段，一般來說企業對經濟前景預期會比較差，國家就會相應實施寬松的財政貨幣政策來刺激投資和需求，緩解投資不足。在經濟繁榮階段，一般來說企業對國家的經濟前景預期會比較樂觀，國家也會相應實施緊縮的宏觀經濟政策來抑制盲目以及過度投資來提高企業的投資效率。此外宏觀經濟政策也會通過影響企業的資本成本和融資能力等因素來間接影響企業的投資機會。

Bloom 等（2007）研究認為宏觀環境的不確定性會影響企業管理層對企業信息的判斷能力，會更加保守和謹慎，從而影響投資。應惟偉（2008）通過研究證實了經濟周期與企業投資的相關關系，不同階段不同的財政貨幣政策會影響企業的經營活動和融資環境進而影響企業的投資-現金流敏感性。陳艷（2013）通過實證研究發現企業的投資機會和投資支出與經濟危機負相關，而寬松的宏觀貨幣政策會增加企業投資機會以及投資支出從而起到正的調節作用。邱靜（2014）實證研究證實了當貨幣政策比較寬松時，會有較好的投資機會，進而企業投資效率也會比較高。張超等（2015）研究了經濟增長平穩時期，貨幣供給和信貸供給與非效率投資的相關關系，貨幣政策會提高企業的投資效率。劉放等（2015）實證檢驗了投資效率的順周期效應，并且國有企業和處于低經濟發展水平地區企業的投資效率的順周期效應更強。

2.路徑二：宏觀經濟政策通過對利率等的影響進而改變企業的資本成本來以及融資約束來影響企業投資行為

資本成本是企業在投資時所考慮的必須要達到的最低報酬率，也是企業通過有效的管理必須應該達到的價值創造能力。國家的宏觀經濟政策可以通過影響企業的資本成本來影響投資。而且企業投資與其外部融資能力密切相關，宏觀經濟政策也會通過緩解企業的融資約束來影響投資效率，其中我國貨幣政策主要通過企業的貨幣渠道（又稱利率渠道或資本成本渠道）和信用渠道來發揮作用，這兩種渠道都是通過影響企業的融資成本以及融資規模來對企業投資效率產生影響。

Mojon 等（2002）通過對歐盟中的法國、德國、意大利和西班牙的研究發現利率政策會通過影響資本成本影響企業的投資行為。我國的彭方平等（2007）研究發現宏觀經濟政策通過改變政策利率和國債到期收益率等來影響企業的資本使用成本來影響投資，進而說明了我國宏觀經濟政策微觀傳導機制的有效性。但是對于我國的資本成本與投資行為敏感性的問題卻一直存在著爭議，其投資行為與資本成本的敏感性關系并不十分明顯，特別是在國有企業中。徐明東等（2012）研究發現貨幣政策通過資本成本影響企業投資決策的的作用比較微弱，而國有企業對資本成本不敏感。喻坤等（2014）揭示了我國的投資效率之謎，認為我國貨幣政策加大了國有與非國有企業融資約束的不同，從而非國有企業的信貸資源被國有企業擠出，我國非國有企業的投資效率因此而降低。賀京同等（2015）通過對寬松的貨幣政策與企業非效率投資行為之間的關系進行的研究得出，寬松的貨幣政策是否對企業非效率投資行為有抑制作用要取決于企業的產權性質和投資機會。

四、評述與展望

對于企業投資效率的影響因素，目前國內外研究大多還是基于微觀層面，從而出現了一定程度的宏觀經濟政策和微觀企業投資行為的割裂現象，但是對于宏觀經濟政策的微觀效應也逐漸得到了學者們的重視與深入研究。鑒于此本文對宏觀經濟政策影響微觀企業投資效率的傳導路徑內分為兩條分別進行了梳理。未來對企業行為的研究應該更加注重宏觀政策的調控作用，并且應該在宏觀經濟政策的具體傳導路徑方面應該更加明確與深化。

對于企業投資效率的衡量模型方面，目前大多采用投資-現金流敏感度測量模型，投資-投資機會敏感度模型以及Richardson的殘差項模型，但是這些模型都各有利弊，能否真正測度企業的投資效率，其合理性和準確性都有待于探討，期待能夠建立更加科學的測量模型。

對于企業來說，資本成本是其投資決策時必定要考慮的與其將擔負的風險相對應的必要報酬率率，其投資支出對資本成本的敏感性可以檢驗貨幣政策的資本成本傳導路徑是否順暢。資本成本在公司財務決策中具有錨定作用，但是在我國尤其是國有企業中，資本成本敏感性并不高。因此要深化我國國有企業改革，并且加強我國宏觀政策傳導的通暢性和落實的有效性。

宏觀經濟政策要指導轉變經濟發展方式的的同時要提高投資效率而不是投資率。在宏觀經濟政策影響企業投資效率的同時，企業的投資效率也會影響宏觀經濟的波動和宏觀經濟政策的制定，所以在研究時也應注意投資效率的反作用機制。

宏觀經濟政策在一定程度上會抑制或刺激企業的投資支出，從而影響企業的投資效率。由于我國正處于經濟轉型的特殊階段，針對不同產權性質的企業、不同類型的行業、不同的市場化程度的地區以及不同的現實宏觀環境，宏觀經濟政策的制定和實施不應出現“一刀切”的現象，而是應更加細化。同時中央和地方更應該有效的協調和配合，更好的建設服務型政府，更好地發揮財政政策和貨幣政策等的宏觀調控作用，以促進我國企業投資效率的提高，實現我國宏觀經濟政策與微觀企業投資行為的更好融合以及協調運轉。

參考文獻：

[1]Steven M.Fazzari，R.G.Hubbard and B.C.Petersen.Financing constraints and corporate investment[J]. Brookings Papers on Economic Activity， 1988，19（1）：141-206.

[2]Stephen C. Vogt.The Cash Flow /Investment Relationship：Evidence from U.S.Manufacturing Firms[J].Financial Management，1994，23（2）：3-20.

[3]Scott Richardson.Over-Investment of Free Cash Flow [J].Review of Accounting Studies，2006，11（2）：159-189.

[4]Gary C. Biddle，Gilles Hilary and Rodrigo S. Verdi.How Does Financial Reporting Quality Relate to Investment Efficiency？[J].Journal of Accounting and Economies，2009，48（2）：112-131.

[5]姜國華，饒品貴.宏觀經濟政策與微觀企業行為-拓展會計與財務研究新領域[J].會計研究，2011（3）：9-18.

[6]應惟偉.經濟周期對企業投資影響的實證研究-基于投資現金流敏感性視角[J].財政研究，2008（5）：30-34.

[7]陳艷.宏觀經濟環境、投資機會與公司投資效率[J].宏觀經濟研究，2013（8）：66-72.

[8]邱靜.貨幣政策與我國上市企業投資效率研究[J].財經理論與實踐，2014 （5）：34-39.

[9]張超，劉星，田夢可.貨幣政策傳導渠道、宏觀經濟增長與企業投資效率[J].當代財經，2015（8）：108-119.

[10]劉放，楊崢，楊曦.宏觀經濟周期性波動與公司投資效率-基于金融危機的自然實驗[J].財會通訊，2014（7）：85-88.

[11]彭方平，王少平.我國利率政策的微觀效應-基于動態面板數據模型研究[J].管理世界，2007（1）：24-29.

[12]徐明東，陳學彬.中國工業企業投資的資本成本敏感性分析[J].經濟研究，2012（3）：40-52.

[13]喻坤，李治國，張曉蓉，徐劍剛.企業投資效率之謎：融資約束假說與貨幣政策沖擊[J]. 經濟研究，2014（5）：106-120.

第9篇：貨幣政策與經濟政策范文

關鍵詞：宏觀經濟政策； 經濟增長；向量自回歸模型

改革開放以來，中國經濟持續增長。盡管出現了五次較大水平的經濟周期，但從整體上來說，我國經濟總量連上新臺階。1979-2012年，中國以每年9.8%的經濟增長率俯視全球，而在同一時期，世界平均經濟增長率僅為2.8%。2010年，我國國內生產總值（GDP）超過日本，一躍成為世界第二大經濟體，僅次于美國，這引起了成千上萬的中國人深思：到底是什么力量令中國的經濟實現質的飛躍，政府在這場經濟華麗轉變的舞臺上扮演者什么樣角色，政府的宏觀經濟政策到底對經濟增長起著怎么樣的作用？本文建立計量經濟學模型，考察改革開放以來宏觀經濟政策，即財政政策和貨幣政策對國內生產總值的影響。

一、變量的選取與數據的來源

本文研究的重點是財政政策和貨幣政策對GDP增長的作用分析，因此選用國內生產總值（GDP）作為衡量經濟增長的總量指標，以廣義貨幣供應量（M2）作為衡量貨幣政策的經濟指標，以政府的財政支出作為衡量財政政策的經濟指標。選取樣本期（1978年―2012年）的變量數據，所有變量取對數，數據均來源于中國統計年鑒。

二、單位根檢驗與協整關系檢驗

本文把國內生產總值，即GDP計為Y，把廣義貨幣供應量（M2）計為M，把財政支出計為F，價格指數計為P。通過ADF單位根檢驗可知，即LNGDP、LNF、LNM都是二階單整序列。同時采用Johamson（1988）提出的協整檢驗方法來檢驗這3個時間序列是否存在長期協整關系。在運用Johamson協整檢驗方法時，本文運用了包括截距和有趨勢的加以限制的模型， Johamson協整似然比（LR）檢驗法顯示LNY、LNM、LNF存在長期的協整關系。

三、VAR模型（Vector Atuo-Regression Model）

本文采用VAR模型進行研究，分析財政政策與貨幣政策對GDP增長的作用關系，采用LNGDP、LNF、LNM這三個變量作為VAR系統模型。根據AIC和SC最小值的原則，選取VAR模型的最優滯后階數為2。VAR模型的所有特征根的倒數都小于1，即都在單位圓內，說明此模型是穩定的。脈沖響應和方差分解圖如下。

脈沖響應和方差分解圖

圖的上半部分從左到右分別是GDP的變化量對GDP自身的變化，貨幣供應量的增減，財政支出的增減的脈沖響應。下半部分從左到右分別是GDP自身的增減，貨幣供應量的增減，財政支出的增減對GDP的變化的貢獻度。從圖中可以很明顯地看出，GDP增加一個標準誤差，會使第二年的GDP增加0.05，并達到最大，而后趨于下降趨勢，而在第二年內，貨幣供應量則會增加0.02，財政支出會增加0.008，二者分別在第三年，第五年達到最大。同樣，在方差分解的圖中，第二年的GDP增加0.05，GDP做了85%的貢獻，貨幣供應量做了17%的貢獻，財政支出做了3%的貢獻。從上述的兩幅圖中，可以看出，短期內財政政策和貨幣政策對GDP的增長都有一定的促進作用，且貨幣政策對GDP的增長作用比較明顯。

四、VECM模型（Vector Error Correct Models）

采用向量誤差修正模型來研究關于貨幣供應量M、財政支出F和經濟增長之間的關系。向量誤差修正模型一階差分項的使用不僅消除了變量之間可能存在的趨勢因素，避免了偽回歸的出現，也消除了模型有可能出現多重共線性問題。為了研究分析關于財政支出（F）、貨幣供應量（M）對國內生產總值（GDP）的影響，把第一個模型獨立出來：

D（LNY）=-0.159640397176*CointEq1+ 0.0519867932071*D（LNY（-1）） + 0.0618339643823*D（LNY（-2）） + 0.365183809368*D（LNM（-1）） + 0.0384847038705*D（LNM（-2）） + 0.120542902673*D（LNF（-1）） - 0.209792665299*D（LNF（-2）） + 0.038698324352其中，CointEq1=LNY（-1） - 0.588224926437*LNM（-1） - 0.301681548449*LNF（-1） - 1.07214719594 。

從上面的方程中可以看出，廣義貨幣供應量（M）、財政支出（F）和國內生產總值（Y）之間不但存在著長期均衡關系，而且在短期內，誤差修正項的系數為- 0.159，表明誤差修正項對GDP的一階差分值具有明顯的負作用，而財政支出的一階滯后項的系數為0.120，由于數值較小，這表明財政政策對GDP的增長作用并不是很顯著，而貨幣供應量的一階滯后項的系數為0.365，大于財政支出的一階滯后項系數，這表明了貨幣政策對GDP的增長作用較明顯。從估算的長期均衡關系看，政府支出和廣義貨幣供應量對GDP具有正影響。從上述分析中，可以很明確地得出如下結論：與財政政策相比，貨幣政策對經濟增長的作用更明顯，更能推動GDP的顯著增長。為什么改革開放以來貨幣政策對經濟增長的有效性更加明顯呢？隨著改革開放，特別是社會主義市場經濟體制的初步建立和政府職能的轉變，我國財政和金融的基本格局從“大財政，小金融”向“大金融，小財政”轉變，政府在經濟轉型期間更加注重金融貨幣市場對經濟發展的作用，這表明了金融貨幣的增長在我國經濟發展中的地位日漸顯著。據資料記載，平均來說每增加1個百分點的貨幣供應量，就會使GDP增長0.4個百分點，這說明了金融市場在國民經濟的舞臺上發揮著舉足輕重的作用。

五、結論

從上述的兩個計量經濟學模型，即向量自回歸模型和向量誤差修正模型，并對此進行實證分析，本文得出了改革開放以來（1978年至2012年）宏觀經濟政策對經濟的增長具有明顯推動作用的結論，說明了政府所制定的宏觀經濟政策對國民經濟具有重要影響力。從作用力大小來看，貨幣政策在短期和長期內對經濟增長的作用較財政政策來說更顯著些，由此中國政府更注重貨幣政策對經濟的拉動作用。

參考文獻：