虛擬貨幣的政策精選(九篇)

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第1篇：虛擬貨幣的政策范文

基于2001年1月至2015年8月的月度數據，運用模型實證分析了貨幣供給剪刀差、實體經濟和虛擬經濟之間的動態關系。結果表明，貨幣供給剪刀差的擴大在短期促進了實體經濟和虛擬經濟的增長，長期則不利于實體經濟的增長，卻有利于虛擬經濟的增長，從進而加劇“脫實向虛”。進一步分析發現，只有在金融結構優化和適時提高無風險利率即加快利率市場化的條件下，貨幣政策調整和虛擬經濟發展才能更好的促進實體經濟增長。

［關鍵詞］

貨幣供給剪刀差；虛擬經濟；實體經濟；優化金融資源配置

貨幣政策對發展實體經濟、虛擬經濟和虛擬經濟與實體經濟之間的關系變化具有重要的引導作用，貨幣政策的靈活調整與其他措施的協同跟進可以進一步優化金融資源配置，提高虛擬經濟服務實體經濟的水平，從而促進實體經濟增長。金融危機中美國所暴露的虛擬經濟過度膨脹所引致的系統性風險擴散和對實體經濟的沖擊與中國貨幣政策在新常態下逐漸暴露出的金融資源扭曲配置所引致的經濟發展失衡和“脫實向虛”問題反映了貨幣政策、虛擬經濟和實體經濟之間的動態互動關系。本文將引入貨幣供給剪刀差和虛擬經濟規模變動來分析貨幣供給剪刀差、虛擬經濟和實體經濟之間關系，并在此基礎上加入若干控制變量，進一步分析貨幣政策變化、虛擬經濟規模變動等對實體經濟的影響，從而為優化金融資源配置，促進實體經濟增長提供具體路徑選擇。

一、實證分析

用VAR模型檢驗變量之間關系，以Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數分析貨幣政策變動、虛擬經濟和實體經濟之間的關系。

（一）VAR模型的建立和檢驗1．變量時間段選擇：2001年1月～2015年8月。2．變量選擇和處理實體經濟增速：用全國規模以上工業企業增加值增速代表實體經濟增速。虛擬經濟相對規模：主要包括證券和房地產交易等形成的交易規模。貨幣供給剪刀差：主要是指廣義貨幣供給和狹義貨幣供給之差，二者之差形成的剪刀差可能擴大，也可能隨著貨幣政策變化而縮小，甚至出現負數，諸多學者會用此變量來表示貨幣政策變動；M2′為廣義貨幣供給增速，M1′為狹義貨幣供給增速，M1＝流通中現金＋企業活期存款；M2＝M1＋準貨幣（定期存款＋居民儲蓄存款＋其他存款）。貨幣供給剪刀差＝M2′－M1′，用貨幣供給增速之差來表示貨幣政策變化對實體經濟的影響。3．模型平穩性和單位根檢驗：數據的平穩性關系到VAR模型和Granger因果關系檢驗的可靠程度，因此建立VAR模型之前對變量進行平穩性檢驗。變量ADF檢驗t值均符合條件，變量一階差分后是平穩的，因此可以建立VAR模型。滯后期一般選擇6個月，為減少自由度損失和參數估計質量問題，滯后期5個判斷標準（LR，FPE，AIC，SC和HQ）均指示滯后期為2即建立VAR（2）最合適。后進行單位根檢驗，可知VAR模型符合穩定性要求，結果見表1。結果表明：XN與M存在雙向Granger因果關系，即貨幣剪刀差擴大可能助推虛擬經濟擴張，虛擬經濟擴張可能誘使貨幣當局實施更寬松貨幣政策，增加M2供給從而加大貨幣剪刀差；XN和IN之間不存在雙向Granger因果關系，實體經濟和虛擬經濟之間發展失衡和虛擬經濟偏離實體經濟，虛擬經濟對實體經濟促進作用不顯著；M與IN存在單項Granger因果關系，剪刀差擴大是實體經濟增長的原因，經濟增長不是貨幣供給剪刀差的Granger因果關系，表明貨幣供給增加會對經濟增長起促進作用，政府意識到原有貨幣供給變化對經濟增速的影響有限，轉而采取更加靈活的貨幣政策，提高貨幣政策的有效性。脈沖響應分析：Granger因果關系僅說明變量之間是否有助于相互解釋。為進一步驗證變量之間關系，做脈沖響應分析，以判斷變量在受到意外沖擊時一個變量對其余變量的變動方向和反應程度。貨幣剪刀差擴大增加市場總的貨幣供給，緩解實體經濟流動性緊張，短期內促進實體經濟增長；長期內，剪刀差擴大的負面效應逐漸增加，在經歷一定波動后，負面效果逐漸加大；虛擬經濟服務實體經濟增長一段時間后，隨著實體經濟增速放緩和虛擬經濟內部投機成分和資產價格的增加，虛擬經濟發展逐漸偏離實體經濟發展，“脫實向虛”加速，實體經濟發展受到更大抑制；剪刀差的擴大對虛擬經濟的影響開始由正面向負面轉變。政府可能意識到貨幣政策中存在缺陷，于是對貨幣政策做局部調整，從而優化貨幣政策作用方向和路徑，減弱原有貨幣政策對虛擬經濟過度助推的效果。

（二）進一步討論分析貨幣供給剪刀差、實體經濟和虛擬經濟之間存在密切的動態變化關系，考慮三變量關系及影響經濟增長的其他因素，在此加入若干其他變量來進一步實證分析貨幣政策變化和虛擬經濟發展規模對實體經濟的影響：首先，選擇相關變量并建立基準模型；其次，通過主成分分析法確定主要影響因素。向量中部分自變量的特殊處理：貿易開放度和政府規模中的月度GDP以年度GDP除以12來代替，貿易開放度、政府規模和金融結構借鑒（彭俞超2015）；無風險收益率為以兩市債券為基準，將月度數據轉化為年化收益率，無風險利率是市場金融資源配置的基準價格；股票市場波動率以流通市值加權市場月換手率為代表，股市波動率借鑒王元雄，張春強和何捷（2015）；ROE數據有缺省，缺省數據以相鄰數據之間的均值來填補，盡量減少誤差。變量的主成分分析：對所選變量進行主成分分析來判斷主要的變量指標，通過相關系數舉矩陣進行主成分分析，一般取累計貢獻率達到85％～95％的特征值所對應的主成分變量，在此折中取90％，經分析知前六個變量累計貢獻達到89．41％十分接近90％；通過協方差矩陣進行主成分分析，前6個成分特征值累計占總方差比重達到98．10％；通過圖1碎石圖發現，在第6個所選變量之后趨勢漸緩，其影響力大幅減小，因此選擇前六個變量為主成分因子做進一步分析（考慮到篇幅在此省略系數矩陣和協方差矩陣分析結果）。模型3和模型4在基準模型基礎上再分別控制無風險利率和金融結構與貨幣剪刀差和虛擬經濟相對規交互項的條件下，貨幣供給剪刀差、虛擬經濟相對規模及交互項對實體經濟的系數基本不顯著，可能是由于單一的提高無風險利率或優化金融結構可能導致“脫實向虛”或貨幣政策失靈，虛擬經濟服務實體經濟的正效應被其他負面效應對沖，從而系數不再顯著。模型5中，在分別控制M和XN與無風險利率和金融結構（包括雙交互項和三變量交互項）的條件下，M和XN在10％和5％置信區間內變得顯著，且M和XN系數均為正；交互項基本上都顯著，雙交互項系數為負，三變量交互項系數為正，且分別在1％和5％的置信區間內顯著。該結果表明在提高無風險利率和優化金融結構同時進行的條件下，貨幣政策調整和虛擬經濟的適度發展可以進一步優化金融資源配置，從而更好的促進實體經濟得增長。貨幣供給剪刀差和虛擬經濟規模的擴大表明定期化存款和虛擬經濟膨脹形成穩定的資金池，長期穩定的資金供給的顯著增加推動了長期投資的增加，從而降低債務杠桿和期限錯配風險，也就是說提高無風險利率水平和優化金融結構緩解了之前貨幣政策和虛擬經濟引致的資金價格錯配金融資源的扭曲程度，無風險利率的上升可以推動金融資源配置效率，金融結構的優化（增加直接融資比重，降低間接融資比重）可以進一步推動虛擬經濟服務實體經濟的水平，證實了金融市場化改革可以更好的促進金融服務實體經濟的水平。

二、結論和政策建議

第2篇：虛擬貨幣的政策范文

［關鍵詞］貨幣政策；資本市場；認知偏差

從我國貨幣政策的實踐和有關研究結論來看，我國貨幣政策一直以經濟增長為主要目標。在 資本市場中的預期收益率較實體經濟為高的情況下，一方面在貨幣擴張時一些企業主要通過 信貸渠道獲得的大量資金，將流入并滯留在資本市場中，資本市場表現得非常繁榮，但 另一方面大量企業因為利率非市場化等扭曲現象，并不能從金融機構中得到足夠的外部融資 。則資本市場-實體經濟環節中的這兩方面現象，將給貨幣當局帶來“本次貨幣擴張力度 不夠”的錯覺，并可能產生實施同向的更大強度的貨幣擴張沖動，導致國內資本市場的明 顯波動和整體經濟結構性扭曲。

一、文獻回顧

在國外早期關于貨幣政策傳導領域的研究中，大都認為貨幣政策通過名義利率(實際利率)的 變化表達出來，并通過非貨幣的資產價格變動來影響投資和經濟增長，且很多學者得出絕大 部分發達國家的資本市場都存在顯著財富效應的結論。至90年代以前，資本市場一度被認 為是實體經濟的“晴雨表”。另一方面， 國內資本市場90年代以來迅速發展，但在貨幣政策傳導中卻無法起到顯著作用，國內學者也 試圖借鑒西方關于“股經背離”、“金融窖藏”等有關理論，對此問題做出深入解釋。成思 危(2003)曾指出虛擬資本市場的發展導 致真實貨幣供應量與名義貨幣供應量不一致，則中央銀行制定的貨幣總量目標范圍與實際貨 幣增長經常不符合。［1］南開大學虛擬經濟與管理研究中心課題組（2008）指出隨 著虛擬經濟規模擴大，新增貨幣有很大一部分進入并長期滯留在虛擬部門，而實體經 濟實際 沒有增加多少貨幣；結果傳統貨幣政策對整體經濟的影響趨于減弱。［2］ 王成進(2005)從政治經濟學角度提出生產 數 量的變化由實體經濟產出(收益)反映，生產能力的增長則由虛擬經濟反映，直接表現為資本 市場規模的變化。［3］伍超明(2005)發現，由于我國資本市場結構調 整和改革的滯后，股市結構與實體部門結構明顯不對稱， 結果造成虛擬資產收益率和實物 資產收益率差異明顯，最終導致股實背離。［4］伍志文(2004)也得出了類似的結論 并指出中國“股經背離”現象與貨幣虛擬化過程中的金融資產多樣化和金融結構不合理有關 ，而較少的源于經濟基本面。［5］

二、貨幣傳導、實體經濟與貨幣當局認知偏差

（一）虛擬經濟與實體經濟分離背景下的實體經濟發展

傅雄廣（2009）采用結構VAR方法研究1991年1季度到2008年2季度貨幣政策的傳導渠道 ， 結果發現我國貨幣政策對實體經濟的作用機制是：在經濟緊縮時期,為了刺激經濟,政府放松 信貸管制,由于中國的真實利率長期處于較低水平,因而企業長期具有投資沖動；但另一方面 信貸擴張也導致貨幣增長率上升，刺激通脹率上升。由于利率非市場化，名義利率相對固定 ,通脹上升就引起實際利率下降，結果進一步刺激企業增加信貸，投資進一步上升，通脹和 投資(產出)將同時持續增加。當通脹過高時，政府將加強信貸管制，導致貸款增 長率下降,通脹下降；同時貨幣供給增長率的降低抑制企業投資，則產出增長減慢；而在名 義利率較穩定的前提下，實際利率上升，進一步抑制企業投資和產出增長。當通脹水平得到 明顯抑制時，面對同時存在的緩慢增長，政府將開始新一輪貨幣擴張。但由于貨幣當局和政 府始終把經濟增長當作貨幣政策的主要目標，所以在這個循環中，緊縮政策操作的實質目的 是誘導足夠多的人下一輪信用擴張時持有貨幣，保證未來的資本品和消費品生產者獲得資金 ，以此帶動經濟增長（張磊，2008）；［6］而貨幣當局和政府關注的重點仍在能夠 直接刺激經濟增長的擴張政策方面。

我國貨幣市場規模小，影響有限，與資本市場相互割裂，其貨幣供求 變化及利率信息并不能有效傳遞到資本市場。結果基本的貨幣政策傳導過程是：貨幣當局通 過政府控制的利率變化表達貨幣供應量（增長率）變化的信息，然后貨幣供應量的變化主要 通過信貸市場對企業和居民的投資和消費產生影響，進而影響產出和物價，而資本市場則因 為利率傳導的斷裂，無法顯著的刺激實體部門實現貨幣當局預期中的變化。另一方面，通常 虛擬資產的預期收益率要高于實體經濟收益率，當實體經濟預期收益率提高時，以它們為 基礎的虛擬資本的價格會以更快速度上漲，所以很多人認為實體經濟預期收益率高于虛擬經 濟的情況實際不會發生，結果資金總是傾向于流入資本市場中。［4］ 兩方 面疊加，結果很可能造成在貨幣擴張時，部分通過信貸渠道能夠獲得大量資金的企業，傾向 于投資資本市場，而其他企業則仍不能獲得足夠的資金。這時貨幣當局得到的信息將是“ 資本市場繁榮，而實體部門仍有大量企業處于資金緊張狀態”。這樣，貨幣當局可能會認為 本次貨幣擴張并未實現預期（經濟增長）的目的。對于長期把貨幣政策的主要目標設定為經 濟增長的貨幣當局和政府來說，這將被看作是非常嚴峻的問題，于是將有繼續實施下一輪更 大強度貨幣擴張的沖動，試圖達到先前的“為實體經濟提供足夠融資”的效果，但這卻可能 引起資本市場中資產價格或規模的大幅波動，并造成國內經濟中資本市場和實體部門結構 的扭曲。

（二） 理論框架

凱恩斯主義首先提出了貨幣供給與來自證券市場和實體經濟兩方面的貨幣需求關系。但 在中國利率非市場化和資本市場大量吸收現金資產的背景下，資本市場規模和它所表現出的 成為“本國流動性蓄水池”的特征在一定程度上替代利率成為傳遞貨幣當局政策調整信息的 中介載體。所以本文把凱恩斯主義貨幣供求表達式中的利率替換為資本市場規模，則貨幣供 求均衡式就變為：

M=L(f,y)[JY]（1）

其中f為資本市場規模，并稱它對應的貨幣需求為“儲備需求”。在貨幣供求均衡的前提下 ，對（1）式求時間t的全導，并在等號兩邊同除以M，即得到貨幣供給增長率[AKM•、實 體經濟實際增長（擴張）率[AKy•、資本市場規模變化率之間的關系是：

分別為資本市場和實體經濟對貨幣供給的彈性。對(2)式移項得：

表明實體經濟規模的變化因為必須獲得足夠數量的外部融資而受到貨幣供給變動、資本市場 規模變化的影響。

在（2）式中，一國國內的貨幣供給增長率將由資本市場為代表的各種虛擬資產所制造的“ 儲備需求”和實體經濟變動的貨幣需求兩部分分別吸收。國內外以往的實際經濟數據中，在 每次貨幣政策明顯變動時，資本市場總是先于實體經濟發生變化，而學界對此一般從資本的 瞬時流動性角度解釋。所以，在特定的貨幣政策調整時，即貨幣供給增長率一定的前提下， 實體經濟能否得到足夠的資本用于自身的發展，或者實體經濟的變化是否能夠按照貨幣當局 事先的預期變化，必然受到資本市場上對現金資產需求的影響，而兩個經濟部門內的價格 水平，即資產價格和物價水平，則是這一系列變化的結果。如果國內經濟滿足貨幣政策傳導 效率很高的前提，一段時間內實體經濟能否獲得足夠的資本資源，根本上取決于貨幣當局外 生的貨幣供給調整與資本市場變化引起的貨幣需求間的關系。

而從（3）式來看，實體經濟的變化將完全取決于貨幣供給增長率、資本市場規模擴張速度 以及金融中介、實體經濟對貨幣供給的彈性，但這取決于貨幣政策調整信息能否及時、準確 的傳遞給實體經濟。根據這種傳導效率的高低，貨幣當局將產生不同的判斷，其決策將把國 內經濟引向兩個方向：

第一種可能是，如果貨幣政策調整不能有效傳導給實體經濟，后者能夠從正規資本市場中獲 得的融資量將保持某種穩定的較低水平，且無論本次貨幣供給速度有何變化，或者說無論

大于、小于或等于Kf•，實體經濟規?？偸茄永m此前較低的增長速度。從 貨幣當局的角度，這表現 為貨幣政策調整與實體經濟變動的關系并不緊密，這將會給貨幣當局以“本次貨幣政策調整 力度不足”的錯覺。如果這種狀態延續到長期，一方面反映了貨幣政策調整信息的低效傳導 情況一直沒有改善，實體經濟的發展可能長期受到資金不足的制約；也預示著貨幣當局短期 的錯覺演化為長期的認知偏差，整體經濟將更加不穩定，具體表現在：因為在金融中介市 場中的現金資產很少能直接進入實體經濟部門，所以(-Kf•)與Ky• 的差額將表現在資本市場的資產價格波動上，如果一段時期內有(-Kf•)＞Ky•，資本市場將會經歷一定程度的“資產通貨膨脹壓力”，即資 本市場的非理性繁榮，并可能在較長期內通過資本利得轉化為國內居民的消費能力，在實體 經濟中引起一定程度的需求拉動型通貨膨脹。而如果一段時期內存在(-Kf• )＜Ky•，則資本市場出現資 產價格低迷的現象，打擊國內經濟的信心，可能導致實體經濟更加蕭條，在較長期內 影響國內居民消費水平。

第二種可能與上面這種整體經濟發展方向相反。假如在長期實體經濟的增長與(- Kf•)存在顯著關系（或既定時，與存在顯著聯系） ，則表明實體經濟仍能從資本市場中獲得有效地融資。具 體表現為：如果>Kf•，則Ky•較高；如果K f •時，實體經濟增長率y較高，反之較低。而當=Kf•時,將與 比較接近，在縹榷ǖ那提下，與有相似的變化趨勢。在正規信貸和資本市場融資低效率已 成為學界和實務界共識的前提下，這種現象實際反映了某些較隱蔽的融資方式成為貨幣供給 進入實體經濟的有 效渠道，而這些方式并未正式納入官方的統計數據中。于是正規金融的傳導效率雖然較 低，但通過其他較高效融資渠道的替代，貨幣當局短期內的錯覺還不至于演變為長期認知偏 差，或者即使存在一定的偏差也不會對國內經濟結構、價格水平等造成較嚴重的負面沖擊。

下面將對我國貨幣政策調整、資本市場規模變動和實體經濟的發展狀況間的關系展開實證 檢驗，希望通過分析在短期和長期內我國實體經濟變化與貨幣政策調整的關系、資本市場資 產價格變動與貨幣供給和資本市場規模的關系，來判斷我國貨幣當局在多大程度上存在因低 效的貨幣傳導而引起的認知偏差。

三、實證檢驗

（一） 實體經濟與貨幣政策調整

1變量的選取。(1)我國貨幣當局一直把貨幣供給量作為貨幣政策的中間目標，所以本文使 用廣義貨幣(M2)月末數來表示貨幣政策的變動。(2)根據資產未來收益的不確定性，王成 進（2005）曾把虛擬資產分為四類：第一類是現金資產；第二類是通過對未來確定收入流證 券化發行的證券（比如債券）和開放式基金；第 三類是股票和封閉式基金；第四類是各種金融衍生品?，F金資產和其他幾類資產的區別在于 :現金資產以國家信用為擔保，其他資產以商業信用為擔保。本文將資本市場界定為上述第 二、三、四類資產市場的總和，這三者分別為它的子市場，并使用國債現貨成交額、股票流 通市值、三個期貨商品交易所（即上海、大連、鄭州交易所）的期貨成交額代表三個子市場 的規模，并以它們的總和代表資本市場規模（f）。并使用考察期間的上證收盤綜合指數(p 1)和深證收盤綜合指數(p2)代表資本市場中的資產價格。(3)很多學者認為虛擬經濟 交易可以創造新價值，比如證券公司自營收入、炒股的手續費 等，但這些項目絕大部分都與資本市場規模無直接關系或占GDP比例很小。所以可以認為資 本市場規模的變動并不直接對經濟增長做出貢獻。據此，本文用固定資產投資完成額的月度 增速(st)代表實體經濟變化。以上變量都由國泰安CSMAR經濟金融系列研究數據庫整理獲得 ，考察期間為1998年1月―2008年6月，計量分析工具為Eviews50軟件。

2單位根與協整檢驗。 因為考察期間廣義貨幣(M2)序列有非常明顯的趨勢因素，所以首先取該指標的對數值lnm2=l og(M2)，接著使用增強的Dickey-Fuller檢驗（ADF檢驗）對全部指標進行單位根檢驗,結 果發現st、lnm2、f是1階單整過程；而p1、p2是0階單整過程。 要對st、lnm2、f進行回歸分析，必須對它們進行協整檢驗（Johansen檢驗）。Johansen檢 驗的前提是VAR(向量自回歸)模型的殘差項必須是白噪聲,這可以通過選擇VAR模型適當的滯 后階數(L) 來實現。這里選擇L=4。檢驗結果發現st、lnm2、f在“協整空間有常數項無時間趨勢項，數 據空間無常數項”條件下，存在協整關系。

3回歸分析。 根據協整關系檢驗結果，選擇L=4，得到由nm2、t、這三個差分變量組成的VAR(4) ，建立有約束差分形式下st、lnm2、f及它們的滯后項組成的向量誤差修正(VEC)模型。去掉 不顯著項之后，得到結果：

tt=6217nm2t-1+0376566tt-1-0294716tt-2-00 145(tt-1+3951lnm2t-1-0000736ft-1-4321438)[JY]（4）

4 相關性及因果性檢驗。分別對st、f和st、lnm2進行相關性檢驗，發現st、f的相關性 很低（028），這反 映出貨幣政策信息通過資本市場傳導的低效。但st、lnm2的相關性較高（064），這表明 貨幣政策的調整可能通過 除資本市場以外的其他中介渠道，在一定程度上影響實體經濟。再分別選取滯后期k=2 、4、6、8、10、12期，對st、lnm2和st、f分別進行Granger因果性檢驗，結果發現lnm2無 論在短期（半年以內）還是在長期（半年以上），都是st變化的顯著原因，而st并不是lnm2 變化的原因；同時st是f變化的原因，但f卻不是st變化的原因。

5小結。無論在長期還是短期，st和f之間并不存在顯著的關系，這反映了貨幣供給通過資 本市場渠道傳導不暢。在短期內lnm2的變化顯著的正向影響著st。而且從回歸系數來看(62 17)，實體部門會因貨幣供給 的變化發生大幅波動，在信貸市場和資本市場對貨幣供給傳導低效的前提下，這種作用只能 通過財政性渠道實現，反映了多年來我國經濟明顯的政府投資型增長的傾向。即每當貨幣擴 張時，政府主導的投資總會大量增加，引起實體經濟規模的增加。但在長期lnm2與st呈顯著 的負相關系，即在貨幣擴張時實體經濟反而有所收縮，結合st和f在長期內無 顯著關系的結果，這一現象反映了貨幣調整信息傳導不暢的問題在長期內明顯造成了貨幣當 局的認知偏差。具體來說，就是在貨幣擴張時，實體經濟部門的規模和生產能力卻表現為收 縮，而在貨幣收縮時，實體經濟的生產能力卻發生較大幅度的擴張。這必然給貨幣當局造成 認知混亂，于是在上一輪擴張之后，貨幣當局往往認為“擴張力度不足”，保持發動下一輪 更大強度的貨幣擴張的傾向；而在上一輪緊縮之后，也往往認為“緊縮力度不足”，可能實 施下一輪更大強度的貨幣緊縮，這種政策調整傾向很可能對我國金融(實體)經濟結構和經濟 穩定性造成不利影響，而由于金融資產的瞬時流動性，不穩定的傾向應該首先表現在資本市 場中。下面我們將從資產價格角度分析由于這種認知偏差而可能導致的資本市場層面的不穩 定。

（二） 資產價格、貨幣政策與資本市場規模

因為lnm2、f是1階單整過程，則他們的一階差分變量dlnm2和df就與p1、p2一樣，都 是0階單整過程，所以本文以自回歸分布滯后模型（ADL模型）為基礎直接構建計量模型進行 回歸分析。得出的兩組方程分別為：

p1t=21727+081p1t-1+0014dft+0015dft-1[JY]（5）

t值：297849405

4256

p2t=5304+0714p1t-1+0206p1t-2+00054dft+000485df t-1+00022dft-2 [JY]（6）

t值： 270758

22765890

4864 2160

從(5)、(6)式來看，無論用p1還是p2代表資產價格，都與資本市場規模變化顯著正相關 ，即資本市場 上資產價格對規模的變化往往迅速做出同向變化的反應，而有關貨幣供給變化的變量則在(5 )、(6)式中都不顯著。聯系此前對實體經濟與貨幣政策調整之間的關系，對此合乎邏輯的解 釋 是：在資本市場無法有效傳遞貨幣供給信息的同時，資本市場規模變動往往也不能完全吸 收來自貨幣供給的變化，在貨幣擴張條件下，一方面資本市場因現金資產的凈流入而出現的 規模擴張往往低于新增的貨幣供給量；另一方面現金資產很少能直接通過資本市場進入實體 部門，結果新增流動性被資本市場吸收的剩余部分仍滯留在資本市場中，直接推動了資產價 格上升。而當貨幣收縮時，資本市場規模的收縮強度也總是低于貨幣 收縮強度，結果導致資產價格發生明顯下跌。

四、結論與啟示

綜合對實體經濟與貨幣政策調整之間(st、lnm2、f)以及資產價格、貨幣政策與資本市場規 模(p1/p2、df、dlnm2) 關系的計量分析結論，我們認為，由于貨幣政策在資本市場上很低的傳導效率，大量流動性 不能順利的在實體部門和資本市場間流動。一方面導致長期內存在實體部門的收縮或相對收 縮伴隨著貨幣擴張，或者實體部門的擴張或相對擴張伴隨貨幣緊縮的表面現象，誘導貨幣當 局得出“上次貨幣調整的效果不顯著”結論，這將激勵貨幣當局發動新一輪更大強度的同向 政策調整；另一方面，在貨幣政策調整的條件下，資本市場對凈流入的現金資產的吸收程度 總是小于貨幣政策調整的幅度，結果往往引起資產價格與資本市場規模發生明顯的同向波動 。兩種效果疊加起來，整體經濟在貨幣當局的認知偏差的引導下，將存在“貨幣擴張-資產 價格上升-本次擴張不足（認知偏差）-貨幣再擴張-資產價格再上升”或“貨幣收縮-資 產價格下跌-本次收縮不足（認知偏差）-貨幣再收縮-資產價格再下跌”兩種可能的變化路 徑，這些明顯發散的序列，顯然不利于經濟的長期穩定發展。這也說明我國貨幣政策方面 存在頻繁的調整現象，實際上也反映了我國貨幣當局在政策傳導不暢和國內經濟不穩定的背 景下，存在一定程度的認知偏差以及在政策執行層面存有困惑。

主要參考文獻：

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［4］伍超明.貨幣流通速度再認識――對中國1993―2003年虛擬經濟與實體經濟關 系的分析［J］．經濟研究，2004（9）．

［5］伍志文,周建軍.“股經背離”的存在性之爭及其實證檢驗［J］．財經研究，2005（3 ）．

［6］張 磊.中國轉軌時期的貨幣非超中性和通貨膨脹―兼論中國貨幣政策雙重目 標的體制根源［J］．金融研究，2008（12）．

Cognitive Impact of Monetary Policy Transfer Effici ency on Monetary Authority

Zeng Hongzhi

Abstract: If capital market can not finance enterprises smoothl y, the intermedia ry function of capital market would not realize, cash asset will stay in capitalmarket for long time instead of flowing in or out of real economy, so people ma y find monetary policy is not efficient enough. This situation will introduce co gnitive deviation to monetary authority, and stimulate it implements policies insame direction but greater intensity, which would cause more unstable in macro- economy structure and capital market. Using relative data from 1998, the authorfind there is cognitive deviation in Chinese monetary authority in long period i ndeed, which cause the heavy fluctuation in capital market directly.

第3篇：虛擬貨幣的政策范文

【關鍵詞】 貨幣政策透明度 數量化目標 貨幣供應量 通貨膨脹率

一、引言

近年來，越來越多國家和地區的貨幣當局開始重視貨幣政策的透明度建設。貨幣政策透明度的核心內容之一是政策目標的明晰性。IMF（1999）認為央行的貨幣政策目標應清晰、透明并成為法律條款。國內外理論界也日益關注貨幣政策透明度與貨幣政策的有效性問題，并對貨幣政策透明度的理論基礎、貨幣政策透明度的內涵及其度量方法以及中央銀行的獨立性進行了廣泛研究。本文結構安排如下：第二部分簡要介紹相關的理論文獻，第三部分是研究方法和數據說明，第四部分是實證過程和結果；最后是結論。

二、文獻綜述

貨幣政策目標的明晰性主要是體現在央行的貨幣政策應該具備明確的、數量化的目標，即對貨幣政策目標設置一個確定的數值，通常是點目標值，偶爾也包括區間目標值，并在一定時期保持政策目標的穩定。貨幣政策目標的數量化具有三個主要指標：匯率目標，即貨幣政策應該將匯率維持在一定的水平，如固定匯率制度；貨幣增長率目標，即央行明確一定時期的貨幣供應量增長率；通貨膨脹率目標，即將通貨膨脹率控制在一定的水平，最典型的是通脹目標制。國外很多學者對這三種數量化目標做了大量研究。在匯率目標方面，許多文獻論述了不同匯率制度的優劣，并對固定匯率和浮動匯率制度的對宏觀經濟的影響做了實證分析。Baxter and Stockman（1989）認為除了考慮實際匯率以外，固定匯率制度和浮動匯率制度對產出、消費、貿易額等宏觀經濟變量的影響并無明顯的區別；Flood and Rose（1995）也論證了匯率制度的不同并不影響產出和貨幣等宏觀經濟變量的波動性；Ghosh et al.（1997，2002）和Levy-Yeyatti and Sturzenegger（2001，2003）的實證結果表明在固定匯率制度下，通貨膨脹的水平較低，但產出的波動性明顯；Ghosh et al.（1997）認為匯率制度的不同對經濟增長的影響并不明顯；Levy-Yeyatti and Sturzenegger（2003）則認為在浮動匯率制度下，能夠取得較高的經濟增長率；Reinhart and Rogoff（2004）認為在單一匯率制度條件下，貨幣政策效果要遠遠優于在雙匯率或多匯率制度安排下的效果。

在控制貨幣供應量方面，Friedman and Schwartz（1963）提出了單一的、固定的貨幣增長率規則，認為貨幣需求函數穩定，因此建議中央銀行每年以3%-4%的增長率供給貨幣。隨著金融創新和放松管制，貨幣層次界限變得模糊，貨幣流通速度和貨幣需求函數不再穩定，固定貨幣供給的規則面臨挑戰。McCallum（1985，1990）延續了弗里德曼的思想，但反對貨幣增長率固定不變，主張貨幣供給應隨著產出缺口動態變化，同時還要考慮到貨幣流通速度和通貨膨脹率的因素，定期調整貨幣增長率，以維持經濟的穩定。

近年來更多的文獻集中與對通貨膨脹目標制的研究。Mishkin（1999）認為通脹目標制不僅顯著地降低了通脹的水平，而且降低了通貨預期；Bernanke et al.（1999）認為通脹目標制能夠使貨幣政策前景更加明晰，有利于引導公眾的通脹預期；King（2002）認為通脹目標制降低了通脹的波動性；Mishkin and Schmidt-Hebbel（2002）的研究結果也證明了實施通脹目標制的國家有利于降低該國的通脹水平；Loayza and Soto（2002）認為通脹目標制的效果有賴于貨幣政策的可持續性和可信性。另一方面，Ball and Sheridan（2005）的研究結果表明，自1990年：以來，OECD多數國家控制通脹都取得了良好的效果，主要是因為在實證過程中存在著回歸均值（regression to the mean）現象的緣故。在控制了回歸均值的條件下，是否實施通脹目標制，對改善通貨膨脹水平控制的效果并不明顯；Fatás et al.（2007）認為明確的貨幣政策目標不僅能夠降低通貨膨脹率，而且能夠熨平經濟周期的波動。在中央銀行的獨立性與貨幣政策有效性的關系上，Alesina and Summers（1993）、Grilli et al.（1991）以及Cukierman（1992）的研究結果都證明，中央銀行的獨立性程度與通貨膨脹水平具有明顯的負相關關系。

近幾年我國學者也開始了貨幣政策透明度的研究。魏永芬（2004）認為提高貨幣政策透明度有利于引導公眾形成正確的預期，增強央行的責任感，使貨幣政策的傳導渠道變得更加通暢；謝平、程均麗（2005）區分了狹義透明度和廣義透明度的不同概念；陳利平（2005）則考慮了央行偏好的可變性，分析了貨幣政策透明度對經濟的影響。我國學者對貨幣政策透明度的研究側重于對國外文獻的梳理，也有學者嘗試建立透明度指數的方法，以測算我國央行的貨幣政策的透明度。本文將在國內外學者研究成果的基礎上，采取計量方法，對中國貨幣政策目標數量化與貨幣政策有效性之間的關系進行實證研究。

三、研究方法和數據說明

1、研究方法

這里研究的是央行采用數量化目標能否提高貨幣政策的有效性。參考Fatás et al.（2007）的研究成果，構建一個簡單的回歸模型：

?仔 =?茁 D+?茁 D+?酌 Open +?酌 Budget +?酌 BusCycle +?酌 GDP pct+?酌 GDP +?著 （1）

其中，t代表年度；?仔 為t+1年的通貨膨脹率；D為虛擬變量，表示一國貨幣當局在t期有沒有公布當年明確的貨幣政策目標，如果采取了數量化目標，則該變量取值為1，否則取值為0；D也是虛擬變量，代表該國貨幣當局是否成功地達到了期初確定的數量化目標，若達到則取值為1，未達到則取值為0；Open 為一國的對外開放度，用進出口貿易額占GDP的百分比來表示；為政府財政盈余或赤字占GDP的比重；Budget 為經濟周期的波動因素，以當年的GDP增長率和樣本區間GDP平均增長率的差額來代表；GDPpct是以人均GDP的實際值（對數形式）；GDP 是該國的GDP總量的實際值（對數形式）；?著t為殘差項，?茁 、?茁2、?酌 -?酌 為參數。

公式待估計的參數中，其中?茁 和?茁2是我們的主要研究對象，?茁1和?茁2取值的不同，具有不同的含義。若?茁1取值為負數，則表明央行公開數量化的通脹目標有利于抑制下一時期的通脹水平；同理，若?茁2取負值，則表明如果央行在當期成功地實現了通貨膨脹目標，那么對下一期的通貨膨脹率有抑制作用。除了?茁1和?茁2以外，?酌 -?酌 等參數代表了其他可能影響通貨膨脹率的因素。Romer（1993）認為在經濟開放的條件下，貨幣擴張的成本很高，因此開放經濟有利于降低通貨膨脹率；財政盈余或赤字會影響到總需求，從而對通貨膨脹產生影響；經濟周期波動因素通過影響總供給和總需求，產生不同的通貨膨脹壓力；Posen（1995）認為富裕國家金融部門比較發達，稅收體系完備，因此對通貨膨脹稅的偏好也較低。這表明隨著人均GDP的不斷提高，人們更偏好較低的通貨膨脹水平；最后，GDP代表一國的經濟總量，一般來說，一國的經濟規模越大，就越傾向于穩定該國的通脹水平，減少經濟的波動。同時經濟規模大的國家對外依存度都較低，而且傾向于采取固定匯率制度，這也會使降低該國的通貨膨脹率。

2、數據選取和說明

我們利用1985-2007年的年度數據，研究中國貨幣政策的目標數量化對其有效性的影響。1994年我國央行人民銀行開始正式向社會公布貨幣供應量統計數據，1996年實行以狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2為調控目標的政策框架。因此我們以貨幣供應量的數量化目標為例來進行實證分析。考慮貨幣供應量層次的不同，分別研究狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2的數量化目標和貨幣政策有效性的關系，考察當年對貨幣供應量增長的控制對次年通貨膨脹率的影響。由于1996年人民銀行開始公布每年貨幣供應量增長率的控制目標，因此兩個虛擬變量D1和D2在1985-1995年間的取值皆為0。同時，虛擬變量D1在1996-2007年間的取值為1，同時期D2則按貨幣供應量增長的控制情況而取不同的值。上述數據中，用來計算對外開放度的進出口貿易額來自商業部，通貨膨脹率?仔以CPI為代表，CPI、國內生產總值GDP、增長率、GDP人均國內生產總值GDPpc以及財政收支Budqet等數據來自國家統計局，狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2等數據來自中國人民銀行。

四、實證結果和數據分析

首先，估計狹義貨幣供應量M1數量化目標對下一時期通貨膨脹率的影響，回歸結果如下：

?仔 =-10.38D-1.72D-8.25Open -8.02Budgett

（-2.08） （-0.76）（-0.51）（-0.06）

+1.42BusCyclet+4.98GDPpct-2.41GDPt（2）

（3.95）（0.31） （-0.21）

式（2）中，括弧內為t值。從式（2）的回歸結果看，我們關注的虛擬變量D1和D2擬合的情況較好，兩個虛擬變量的取值都為負數，而且比較顯著。虛擬變量D1取值為負數，顯示明確狹義貨幣供應量M1的具體增長率目標確實有利于降低下一時期的通貨膨脹率；虛擬變量D2取值為負數，表明當期如果把貨幣供應量控制在目標值以內，則能夠有效地抑制下一期的通貨膨脹，D1的參數值比D2顯著，表明清晰的貨幣增長目標比實際控制的結果更為重要。

其次，估計廣義貨幣供應量M2的數量化目標對下一時期通貨膨脹率的影響。結果如下：

?仔 =-11.34D-0.46D-7.96Open -24.64Budgett

（-2.21） （-0.16） （-0.44）（-0.18）

+1.42BusCyclet+5.66GDPpct-2.94GDPt（3）

（3.90） （-0.35） （0.25）

式（3）中，括弧內為t值。式（3）的回歸結果與式（2）類似，但是虛擬變量D2的參數值不如式（2）顯著，表明對M1的控制能夠更有效地抑制通貨膨脹，因此M1對我國通貨膨脹的影響要強于M2。

五、結論

1995年我國頒布的《中國人民銀行法》規定，“貨幣政策目標是保持貨幣幣值穩定， 并以此促進經濟增長?！贝撕?，人民銀行我國貨幣政策透明度建設逐漸走向了正規。1996年人民銀行開始向社會公布各層次貨幣供應量的統計數據；2001年開始公布每季度的貨幣政策執行報告；2005年開始逐年公布金融穩定報告、中國金融市場發展報告和國際金融市場報告；隨后又公布了2006年的中國支付體系發展報告和反洗錢報告。一系列政策使我國貨幣政策透明度不斷提高。本文利用回歸方法，分析了人民銀行明確貨幣供應量年度控制目標對貨幣政策有效性的影響。實證研究結果表明，央行對外公布明確的貨幣增長的目標值，有利于引導公眾的預期，加強社會各界對貨幣政策的理解與支持，對后期的通貨膨脹率水平有顯著的抑制作用；而當期成功實現對貨幣供應量增長的控制，會增強公眾對中央銀行的信心，進一步提高貨幣政策的有效性。

【參考文獻】

[1] 魏永芬：關于貨幣政策透明度問題的研究[J].金融研究，2004（10）.

[2] 謝平、程均麗：貨幣政策透明度的基礎理論分析[J].金融研究，2005（1）.

[3] Ball、Laurence and Niamh Sheridan：Does Inflation Targeting Matter[R].NBER Working Paper，2003.

[4] Bernanke、Ben、Thomas Laubach、Frederic Mishkin and Adam Posen：Inflation Targeting[M].Princeton University Press，1999.

第4篇：虛擬貨幣的政策范文

自1971年美元這一國際本位貨幣擺脫黃金的束縛后，貨幣在全球范圍內徹底虛擬化。隨后一個突出的現象就是虛擬資本在全球迅速膨脹。表現如:全球各國貨幣當局的外匯儲備從1970年的近600億美元迅速膨脹到2013年底的11．4萬億美元;國際債券余額從1970年底的近900億美元擴張到2013年底的34萬億美元;全球國際銀行業的跨國要求權在1970年底不過2000億美元，2013年底則飆升至46萬億美元;全球外匯交易總額從1970年的幾百億美元上升到2013年的1100萬億美元。全球虛擬資本迅速膨脹的原因便在于貨幣虛擬化之后其本身嬗成為一種能量，并且這種能量對虛擬經濟的推動作用遠遠高于實體經濟，可以說虛擬資本的膨脹是貨幣虛擬化之后的歷史必然。貨幣能量功能是指在貨幣虛擬化條件下，貨幣在運動過程中所具有的主導經濟運行以及獲取、配置資源的能力，這一點在國際本位貨幣這種載體上表現最為顯著。理論上講，當黃金非貨幣化后，所有貨幣在流通時都失去了數量上的自然控制機制，必須依賴貨幣當局控制貨幣供應量。由于上世紀70年代世界各國普遍遭受了通貨膨脹的肆虐，貨幣當局痛定思痛之下一般能夠有效控制貨幣數量的增長，除非某種特殊原因和需要，貨幣數量被有效控制在與GDP增長率相適應的水平，以控制本國的物價。但是在貨幣徹底虛擬化之后，隨著經濟形勢的發展，一些國際本位貨幣國家的貨幣當局逐漸意識到貨幣能量的實際功能，這種功能主要作用于境外，即可直接從境外換取各種商品和資源，于是國際本位貨幣當局可以通過增加貨幣的供應量來謀利，這必然造成全球范圍內的虛擬資本膨脹。我們可以描述一下這個形成機理:國際本位貨幣供應國通過擴張的貨幣政策和財政政策來超額發行國際本位貨幣，由于貨幣能量功能的緣故，貨幣供應國能夠在全球范圍內有效獲取各種資源和服務，促進本國的經濟福利。超額國際本位貨幣能量的注入是通過“市場經濟手段”來實現的:第一，國際本位貨幣供應國的央行可以通過降低本國利率、購買二級市場的國債等擴張性貨幣政策來有效增加市場中的貨幣能量，這既可以直接鼓勵私人部門的投資與居民消費，達到促進本國經濟增長的目的，重要的是擴張的貨幣能量會進入虛擬經濟領域，刺激虛擬經濟領域的活動從而通過資本化和杠桿運作創造出更多的貨幣收入，來達到刺激本國經濟繁榮的目標。第二，國際本位貨幣供應國的政府也可以通過減少企業和居民的所得稅來激勵投資和消費，或者通過轉移支付、補貼以達到提高本國企業競爭力和居民福利的政策目標。通過這兩個手段產生的財政赤字和貿易逆差可以通過增加貨幣發行加以平衡，這勢必造成國際本位貨幣的超額供給。而經常項目下的1單位國際本位貨幣的流出將導致世界擴張大致兩到三倍的流動性，這其中還不包括銀行乘數擴大的貨幣量［4］(P1－11)。以美元流入中國為例，1美元外匯流入中國后，拿到美元外匯的出口商在商業銀行兌換人民幣，商業銀行則在中國人民銀行兌換人民幣。這最終導致中國人民銀行新印7元人民幣來對沖1美元外匯，這時流動性已經膨脹了一倍。而流入央行的1美元外匯又會通過投資美元計價的國債、股票等回流美國，在回流途中刺激了美國金融資產的創新，導致流動性的進一步膨脹。它最初是美元的國際性膨脹，其后是歐元和其他國際貨幣的跟進。充足的國際貨幣借助電子設備在不同區域飛速循環流動，充裕的貨幣動能刺激著全球虛擬資產規模不斷膨脹和經濟虛擬化程度不斷加深，諸如股市、債市、匯市、金融衍生品市場、房地產甚至收藏業都空前繁榮。

二、貨幣能量的簡單公式說明

弗里德曼在表明經濟流量與存量的關系時從宏觀視角給出認識收入資本化的公式:K=YR(1)(1)式中，K是資本存量，Y是國民收入，R是利息率。這實際是一個經濟虛擬化的能量公式，K就是能被資本化的資產或說是國民收入Y能夠衍生出來的虛擬資本。假定利息率為5%，國民收入是10萬億美元，全部收入被資本化就意味著最大限量的資產價值將達到200萬億美元。這里強調的是對這個近似于爆炸的證券化或者資本化膨脹趨勢的唯一限制就是貨幣資金能量的可得性。以美國為例，當美元失去黃金的約束被加速度提供出來(通過經常項目長年累月的逆差)，這些美元回流美國時就成為巨大的能量，于是美國本土的債券、股票、外匯、期貨、金融衍生品等金融資產被加速度地創造出來，成為創造財富的機器，這也是美國虛擬經濟(包括房地產)一直發展、繁榮以及膨脹的根本原因。實際上貨幣能量是對這個公式的唯一限制，如果沒有充裕的貨幣能量，這個經濟虛擬化能量公式就不會變得那么有力。延續公式(1)進行分析:K(m)=Y(m)R(m)(2)公式(2)強調了這個經濟虛擬化的能量公式與貨幣能量的緊密關系，其中m代表貨幣能量，狹義上可理解為貨幣注入量的規模。這里僅僅進行定性分析，一旦有了貨幣能量的注入，這個公式會導致虛擬資本的加速膨脹。其基本邏輯是Y與R都與貨幣注入量有關，下面分別分析貨幣能量m對國民收入Y與利息率R的影響:第一，國民收入與貨幣能量的注入有關。在新古典的經濟理論那里，國民收入是由各種要素投入如資本和勞動決定的，但是在經濟虛擬化之后，經濟運行方式發生了重大變化，一個顯著特征就是當代貨幣收入的創造越來越脫離實體經濟。GDP的創造不僅僅依靠制造業等實體經濟了，各種資產的創造和炒作產生的GDP所占比例迅速增加，這些通過虛擬經濟渠道獲得的收入是與貨幣能量密切相關的。格林斯潘意識到美國的GDP創造越來越依賴虛擬經濟，1999年其在《貨幣政策面臨新挑戰》的講演中指出:“值得注意的是，目前GDP的成分正在朝著以主觀意志為基礎的價值增殖的方向迅速轉變。”弗里德曼也指出:“物價上漲何時何地都是一種貨幣現象”，在虛擬經濟領域，可以按照此邏輯同樣得出一個結論:“資產交易量大幅度上漲和資產價格上升也是一個貨幣現象。”當大量貨幣能量注入股市的時候，能夠看到市場活躍，交易量大幅度增加，股票指數也大幅度增加，于是印花稅、經紀人提供服務所得的各種收入大幅度增加，這些收入都將計入當年的GDP。比如中國2007年進入的牛市，交易量最大時曾達到日交易額4000多億人民幣。按調整后的印花稅率3‰對買賣雙方雙向征收計算，印花稅就要征收24億人民幣，這是一天的稅收，此外還有金融機構中介服務1‰－3‰的交易手續費，按中間值計算，手續費大約有8億元，因此股市一天就創造了可以直接計入GDP的財富約32億人民幣。如果算上投資者計算的賬目差價利潤收入(不計入GDP)，所有來自股市的收入就會更多。這些收入絕大多數是現實的貨幣收入，是實際上有支付能力的收入，印花稅的稅收可用于增加公務員工資，也可以用于政府的各項購買支出，無論其去向如何最終都是印花稅大部分成為各類人員的收入。它們可以按市價購買真實產品和各種服務，也可以購買股票、債券等金融資產以及房地產。假定股市這一天增加的收入全部流入房地產市場，按照現在的房地產運行方式，這32億多資金可以作為首付款，按80%的住房抵押按揭貸款制度，就可能帶動約128億人民幣的貸款，這意味著房地產業得到了約160億人民幣增加的收入。同時這些貨幣收入是對房地產的需求，進一步導致房地產價格上漲。雖然股市一天創造的收入未必全部轉入房地產市場，但長期看，很大一部分收入將會進入地產、債市以及股市。

因為作為金融投資，這幾個市場之間具有替代關系，這使得通過股市炒作交易得到的貨幣收入很容易向債市以及房地產市場流動，特別是對長期活動在虛擬經濟領域的金融機構來說。按照這個邏輯，在當代經濟越來越依賴虛擬經濟運行的條件下，可以得出結論:如果貨幣m增加，通過虛擬經濟渠道獲得的Y(m)收入是增加的。第二，貨幣能量對利息率R的作用。利息率的決定向來是一個比較復雜的問題(如存在存量與流量之爭)，馬克思認為利息是剩余價值創造利潤的一部分，而在凱恩斯那里，貨幣供求決定利息率，貨幣供應量上升導致人們對票面利率固定的債券需求上升，從而推高債券價格，債券價格與利息率成反比，進而導致利息率下降。?？怂惯M一步將其推廣到商品市場，利息率由產品市場的儲蓄與投資及貨幣市場的供給與需求、即由IS－LM曲線共同決定，此外還有可貸資金供求決定利息率的理論。這里主要探討貨幣能量對利息率的影響。仍以美國為例，如前所述，在世界范圍內環流的美元能量回流后會刺激美國虛擬經濟的膨脹，其具體表現如:一方面貨幣能量直接進入美國的虛擬經濟系統———美國的房地產和金融市場“動能”充裕了，于是房價、股價和其他金融類產品的價值就直接上升;另一方面，考慮到這些回流的美元有一部分不是直接進入美國的私營金融系統，比如中國的外匯儲備大部分就購買了美國的國債，這種條件下如何認識貨幣的能量作用?我們發現，這時貨幣仍然起著推動市場或行業繁榮的直接動能作用。假定這部分回流的美元全部進入美國的長期債券市場(以國債、機構債和市政債券為主，和前述私營金融產品的主要區別在于這個市場有政府信用擔保)，這些貨幣能量直接促使美國國債市場的繁榮，進而導致長期國債利率的降低，如果進一步考慮到美國長期國債利率是美國債券市場融資的基準利率這一因素，會發現進入此市場的貨幣能量帶來了一個更為深遠的影響，就是其間接導致了美國長期融資的資金成本的降低，即長期貸款利息率的下降，而低利率環境又極大刺激了投資者對貨幣的需求，刺激了貨幣動能的進一步創造。綜上，源源不斷以金融項目順差形式回流的美元貨幣能量，造成了美國境內貨幣動能的極大充裕，加上其間接導致的長期低利率環境極大刺激了美國的金融創新，刺激了美國金融資產和流動性的迅速膨脹。從美元全球環流的角度來看，回流美國本土的貨幣能量能有效降低利息率，即m增加導致R(m)的下降。格林斯潘在“格拉斯潘之謎”中描述道:通常當美聯儲依據宏觀形勢變動提升短期利率緊縮銀根時，用10年期國債利率度量的長期市場利率也會上升，反映短期利率變動直接影響以及貨幣政策對市場通脹預期變動的間接影響;然而2004年6月美聯儲決定提升短期利率時，長期利率不但沒有上升反而有所下降②。這實際主要是由于回流美元的充裕貨幣動能的作用，這些回流美元大量購買美國長期國債導致了美國長期利率的下降。顯然，貨幣能量m對經濟虛擬化能量公式具有刺激作用:當貨幣動能m充裕時，通過虛擬經濟渠道獲得的Y(m)上升，而R(m)下降，在公式(2)的作用下，K(m)虛擬資本就會出現爆炸性增加。但是，K(m)在爆炸性增長過后，其本身又變為在二級市場可以炒作的虛擬資本，這些炒作又會產生服務性的收入Y，變為可以繼續資本化的收入流，于是動態化公式(2)變為(3):K(m)t+1=Y{m，K(m)t}R(m)t(3)觀察公式(3)可以發現這個動態化的經濟虛擬化能量公式的限制條件仍然是貨幣能量的可得性。當代由于美元、歐元等國際本位貨幣濫用能量功能導致貨幣動能充裕，在充足的貨幣動能刺激下，公式(3)所分析的過程不斷反復，持續數十年，于是虛擬資本膨脹和經濟虛擬化的速度不斷加快，直到廣義流動性規模大大超過實際GDP，以分享利潤為目的投資行為被以獲取差價為目標的投機所替代。投機活動導致大量貨幣能量在債市、股市、匯市、大宗商品期貨市場、金融衍生品市場、房地產市場以及收藏業市場等之間循環流動并將它們連成一個有機整體(這個整體即“虛擬經濟”)，反過來這也使得它們成為蓄積貨幣能量的巨大流動性儲備池，這些市場的整體運行方式已經與經濟學經典教科書所講的實體經濟運行方式發生了根本變化，其主要根源就在于貨幣功能的嬗變，貨幣能量支撐起了虛擬經濟這個客體的運行。

三、貨幣能量功能的進一步分析

貨幣的能量功能導致了國際本位貨幣如美元流出本國的規模越來越大，進而美元等國際本位貨幣在全球的環流過程實際上就是貨幣能量的流動過程，常年累月下來這個能量流動導致了國際本位貨幣國家內部經濟的虛擬化以及全球的廣義流動性膨脹。需要指出的是，在這個過程的初始階段，貨幣能量的注入使得國際貿易迅速發展，客觀上使很多發展中國家解決了自身發展過程中的金融壓抑問題，使其邁入經濟增長的快車道，這也是貨幣能量刺激的一個方面。這里就貨幣能量繼續討論如下四個問題:第一，貨幣能量對虛擬經濟和實體經濟具有不同的推動作用，在當代貨幣能量越是迅速創造出來，以制造業為代表的實體經濟就越是被邊緣化，因為其創造財富需要一個生產過程，而虛擬經濟領域里的創造和炒作只需要有足夠的貨幣能量注入就夠了，經濟虛擬化能量公式對貨幣能量的依賴性能夠充分說明這一點。于是當國際本位貨幣國家借助貨幣能量的功能來提高本國國民福利的做法，一定會帶來外溢效應，當初始的貨幣能量進入貿易順差國時能夠刺激實體經濟的發展，但到了一定地步，國際本位貨幣能量作用引致貿易順差國膨脹的流動性就會進入虛擬經濟領域，于是邏輯就變為在貿易順差國的虛擬經濟領域貨幣能量大量進入，在經濟虛擬化能量公式的作用下順差國虛擬經濟也會快速膨脹。這個邏輯比前文所講的貨幣能量刺激全球虛擬資本膨脹更進一步分析了貨幣能量在流入國家內部(貿易順差國)如何從刺激實體經濟發展再到刺激虛擬經濟膨脹的過程。第二，貨幣能量雖然突出表現在國際本位貨幣這個載體上，但在非國際本位貨幣國家內部，由于法幣制度的建立，在國家信用支撐下貨幣實際上也已經虛擬化了，其同樣是一種能量，同樣能夠決定本國內部資源的配置。而且在各國內部也可以分為虛擬經濟與實體經濟系統兩個部分，其虛擬經濟系統的運行也高度依賴貨幣能量的流入與流出。向經濟體系內部注入貨幣能量有兩個去處:一是用來推動實體經濟中的交易，從而與CPI和PPI有密切關系，但這往往會直接引致通貨膨脹;二是進入虛擬經濟領域購買資產，從而與資產的創造以及交易量、價格上漲存在密切關系。究竟與哪一個關系更密切，則取決于經濟虛擬化的程度，如經濟虛擬化程度較高的美國，貨幣能量的注入與資產的創造和交易更為密切，因為貨幣能量的充裕會迅速刺激金融資產的創造和擴張。與實體經濟相比，貨幣能量對“經濟虛擬化能量公式”的作用充分表明虛擬經濟領域的“產品制造”要快得多，所以貨幣能量對虛擬經濟的刺激作用表現在資產價格膨脹以及金融創新使得各種新資產不斷被創造出來的過程，而在實體經濟中，持續的貨幣能量注入則會引起長期的通貨膨脹，因為產品增加需要物質過程，這個過程與貨幣創造過程并非同質。而虛擬資產的創造與貨幣流動性的創造是同一類過程，它們都沒有物質生產過程的約束，都主要依賴于制度和體制，它們可能的任何差異僅僅在于發行的制度和監管方式及交易程序上的區別。實際上虛擬經濟越發達，貨幣主導經濟運行和支配資源的能量功能表現越突出。值得強調的是，在非國際貨幣國家貨幣的能量功能一般很少被政府和貨幣當局直接使用，因為如果其直接向經濟內部注入貨幣能量很容易被行為者預期從而直接進入實體經濟領域引起通貨膨脹，這一點與國際本位貨幣國家政府使用貨幣能量直接從外界獲取以及配置實際資源不同，由于國際本位貨幣國家的貨幣回流只會刺激其內部虛擬經濟膨脹，而不會直接引致通貨膨脹，這一切都是以“市場”的運行方式進行的。所以正是由于這種原因，國際本位貨幣國家將貨幣能量的功能發揮到了極致。但長期來看仍會導致嚴重問題，這已從次貸危機的深入蔓延得到印證。因此，貨幣能量功能的使用存在一個“度”的把握問題。第三，貨幣能量流動會有效刺激貨幣能量發行國虛擬經濟的膨脹。隨著國際本位貨幣國內經濟虛擬化進程的加速，現代經濟活動出現了一種可以在一定程度上脫離物質生產過程而獨立運行的經濟運行方式，這種方式對貨幣能量的依賴性越來越強，貨幣能量的功能從中得到了淋漓盡致的發揮。在經濟虛擬化的環境中，貨幣是虛擬經濟活動的第一推動力。當一定數量的貨幣進入經濟系統中某一個市場或者行業時，積聚在貨幣中的能量將影響經濟主體的行為，進而影響整個市場乃至經濟系統的運行。第四，進入經濟虛擬化狀態的市場經濟為一個附著在物質系統上的價值系統。遵循的基礎理論必須將市場經濟的本質屬性看做是價值的，而不是物質的。所謂物質系統是指人類社會用以滿足人類物質文化需求的各種產品和服務的生產，以及相關各類資源的生產、開發活動;價值系統則由兩個子系統構成，一是直接附著在物質系統上的價格系統，指各種商品、勞務以及資源的價格體系及其形成機制;二是純粹的價值系統，它們是附著在物質系統上的價格體系的衍生物，沒有前者的物質內容和效用。對于物質系統以及附著于其上的價格系統，新古典的微觀經濟學描述了在實體經濟中價格系統如何決定著人們的生產、交換、分配和消費，也即價格系統如何決定市場經濟“生產什么、怎樣生產、為誰生產、”這三大經濟問題。但是微觀經濟學中沒有貨幣，沒有金融以及房地產的投機炒作活動，沒有呆壞賬和金融危機。它不是現實的市場經濟，更不是當達國家經濟虛擬化之后市場經濟形態。經濟虛擬化之后的經濟運行方式高度依賴于貨幣能量，貨幣能量的注入和分配成為決定經濟運行和資源配置的第一序力量，如美國由于享有國際本位貨幣的發行權，可直接通過資本市場、房地產等虛擬經濟領域的交易配置資金能量和貨幣收入，這就是說有了國際本位貨幣資金的發行和配置機制就可以在世界范圍內獲得配置資源的權利。依附在資源稟賦和效用基礎上的相對價格體系配置資源的功能已經降為第二序。

四、結論

第5篇：虛擬貨幣的政策范文

>> 虛擬貨幣對貨幣的沖擊及風險監管 虛擬貨幣的金融風險與法律監管 虛擬貨幣對金融秩序的影響 網絡虛擬貨幣對貨幣流通的影響 淺析虛擬貨幣對現實貨幣的影響 虛擬貨幣對貨幣供需關系的影響 基于虛擬貨幣的風險分析 虛擬貨幣對企業財務的影響分析 基于互聯網的虛擬貨幣對現實貨幣流通的影響分析 論虛擬貨幣及其監管 我國網絡虛擬貨幣的風險防范與監管研究 網絡虛擬貨幣的性質、現狀和對策研究 網絡虛擬貨幣對現實金融體系的影響 虛擬貨幣征稅的法經濟學分析 虛擬貨幣的運行過程及風險分析 “虛擬”與“實體”：貨幣引發的偽命題 虛擬貨幣流通與政府監管問題探析 基于互聯網的虛擬貨幣對微觀經濟影響的分析 網絡虛擬貨幣兌換率對實際消費金額的影響分析 虛擬貨幣之法律性質研究 常見問題解答 當前所在位置：l，20090626.

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第6篇：虛擬貨幣的政策范文

（一）金融危機爆發的根本原因

《資本論》中，馬克思將經濟危機的產生解讀為三個階段，第一個階段就是資本主義內在矛盾的不可克服性?！耙磺姓嬲C的最根本原因，而總不外乎群眾的貧困和他們的有限消費，資本主義生產卻不顧這種情況而力圖發展生產力，好像只有社會的絕對的消費能力才是生產力發展的界限?！?。因此，任何條件下發生的經濟危機其本質都是生產過剩的危機。

（二）馬克思的金融信用危機理論

由《資本論》第三卷“信用制度的另一方面與貨幣經營業的發展聯系在一起，而在資本主義生產中，貨幣經營業的發展又依然會和商品經營業的發展齊頭并進?！庇谑切庞弥贫纫l了生產過剩和商業過度投機，使再生產過程不斷被拉緊從而達到極端，加速了生產過剩的內在矛盾借由危機的形式爆發。作為資本積累和集中的有力推動,信用使得股份公司和銀行把分散資金集中起來,擴大了生產，但也不可避免地使單純性投機出現。這樣，生產脫離市場而迅速擴張,從而在很大程度上影響了再生產的過程?！靶庞弥贫燃铀俑鞣N生產力的物質發展和世界市場的形成加速了危機”；“再生產過程的全部聯系都是以信用為基礎的生產制度中,只要信用突然停止,只有現金支付才會有效，金融危機就會爆發?！?/p>

（三）《資本論》中的虛擬資本理論與金融危機

所謂虛擬資本，是本來并不存在，而是根據一定收入虛構出來的資本。“當商品經濟不斷發展，貨幣所有權與使用權相分離，生息資本就出現了?！鄙①Y本的出現表明：每一個確定的貨幣收入都將表現為一個不一定是由這個資本本身產生的資本的利息。收入的資本化過程解釋了虛擬資本的形成。在這一過程中，價格與價值發生了分離，作為生產之外出現了虛擬市場———資本市場就出現了。虛擬資本的價值運動獨立于現實資本，其價值并不隨著現實資本價值的變動而變動。從虛擬資本理論中可以得出，獨立的貨幣金融危機是由于金融商品或虛擬資本貨幣之間的矛盾造成的，這種矛盾對立的嚴峻程度很容易超過一般商品與貨幣的對立矛盾。由此可見，“虛擬資本的過度膨脹和銀行信貸的過度增長是造成金融危機的基礎?！?/p>

二、啟示與政策建議

金融危機與經濟危機的相互影響是不可避免的，即使是獨立發生的貨幣金融危機，也會反作用于實體經濟，從而對一個國家乃至世界范圍內的經濟產生惡劣影響。我國的金融體系正處于初級階段，一個平穩有序的市場環境是至關重要的。基于《資本論》中有關金融危機理論的分析，提出如下的政策建議。

（一）加強對金融行業的市場監管

由馬克思對于信用危機引發的金融危機的分析，信用危機的存在，是金融市場的一個巨大的隱患。因此，加強對金融行業的市場監管勢在必行。加強金融監管，就要建立健全金融監管機制，制定科學與有效的經濟政策。監管措施方面，應當注重監管手段的科學合理，監管方法的多元化。金融監管并非管制，對于金融的過度束縛無疑將會阻礙一國的經濟發展。金融監管不僅要科學、合理，還要適度。

（二）加強對虛擬資本的管理

第7篇：虛擬貨幣的政策范文

(1)過去四十年以來無數次金融危機已經充分表明：主要儲備國家之貨幣政策缺乏約束、主要貨幣匯率過度動蕩、國際投機資金肆意橫行，乃是全球性金融危機的主要根源和國際貨幣體系的主要缺陷。創建公正、公平、多元、包容、穩定、負責的國際貨幣體系，應該成為國際社會的基本共識。

(2)繼續支持G20作為改革國際貨幣體系的主要意見交流和政策制定平臺，G20的成員構成和運作機制需要進一步調整和改革，以便吸收更多發展中國家的意見。G20應該建立一些常設機構，具體討論和制定國際貨幣體系改革方案。

(3)國際貨幣體系改革的五個主要方向是：國際貨幣基金組織的投票權和治理結構改革、SDE籃子貨幣的完善和分配機制改革、國際金融監管架構改革、國際債務危機治理機制改革、國際投機資本流動和對沖基金的監管。

(4)需要盡快推進國際貨幣基金組織投票權和治理機制改革。美國應該放棄否決權，歐盟各國應該調降所持有的投票權，發展中國家的投票權應該進一步增加。應該從根本上改變國際貨幣基金組織投票權的計算方法，以充分反映發展中國家已經成為世界經濟增長主要引擎的重大事實。

(s)需要盡可能多地吸收發展中國家的貨幣加入SDR，以增強SDR籃子貨幣的公信力和穩定性。上世紀60年代后期SDR創始之時，并不要求成員貨幣完全自由可兌換或資本賬戶完全開放。從SDR目前所發揮作用來看，亦不需要籃子里的貨幣是完全自由兌換貨幣。

(6)匯率過度動蕩對于全球經濟的整體穩定和持續增長有百害而無一利。各主要經濟體系應該展開務實探討，以國際協議的方式來穩定世界主要貨幣之間的匯率。國際貨幣基金組織之使命應該回歸到1976年之前的政策哲學，即堅決捍衛國際匯率之穩定，而不是執意在世界各國推行浮動匯率，然后等著危機出現，再去扮演救火隊或救世主的角色。

(7)美元是當今世界最主要的國際儲備貨幣，2007年次貸危機和2008年金融海嘯以來，伯南克領導的美聯儲大規模購買垃圾資產，實施量化寬松貨幣政策，已經成為全球金融貨幣體系的最大隱患之一。然而，貿易順差國家和美國的債權國，卻沒有任何手段來約束美聯儲的貨幣政策。國際社會應該共同對美國施壓，要求美國貨幣政策承擔起碼的國際責任和義務。

(8)強化對國際投機資本和對沖基金的監管。對國際投機資本征稅之“托賓稅”理念依然值得深入討論和實施。國際投機資金的監管，應該成為全球宏觀審慎監管結構的核心。

(9)全球流動性的泛濫、虛擬經濟的急劇暴漲、虛擬經濟與真實經濟的嚴重背離，導致國際大宗商品的價格嚴重偏離真實供求關系，發展中國家飽受大宗商品價格動蕩之苦。G20峰會、國際金融穩定論壇、國際貨幣基金組織都應該將穩定國際大宗商品價格納入自己的工作責任范圍，深入探討如何約束國際大宗商品的過度投機買賣和價格操縱。

(10)在虛擬經濟急劇膨脹、全球經濟結構性失衡、虛擬經濟與真實經濟嚴重背離的背景下，目前國際社會普遍采用的消費者價格指數(CPI)不能準確衡量各國和全球通貨膨脹水平。聯合國、國際貨幣基金組織等機構應該組織力量，重新設計全球通脹指數，將資產價格納入其中，為各國貨幣政策和全球貨幣政策協調提供更有效的政策工具。

第8篇：虛擬貨幣的政策范文

虛擬貨幣與現實生活中的貨幣有較大的距離，其生存空間主要是在網絡上。網絡用戶通過消費這些虛擬貨幣，可以得到貨幣發行者(即服務提供商)提供的產品及服務，而這些產品和服務都是真實的。虛擬貨幣在一定程度上通過交易也可以得到現實生活中消費的貨幣。

本質上，虛擬貨幣其實就是一種預付費的充值卡。目前，除了各大網絡游戲服務商發行的各種游戲幣，騰訊Q幣、新浪U幣、盛大點券、網易泡泡金幣等都已經成為互聯網上炙手可熱的“貨幣”。

虛擬貨幣的出現確實為網民帶來了很大的方便――就拿QQ用戶來說，如果每次更換QQ秀都要去銀行排隊給騰訊公司匯款(金額往往在20元以內)，那么還會有人經常更換自己的網絡形象嗎?

但是，由于網絡本身的一些特性，虛擬貨幣也存在很多問題。首先，虛擬貨幣很容易被偽造，通過一些私服外掛或黑客工具，每一個普通網民都可以大量地制作“假幣”而不被發現。其次，網上有太多木馬、病毒，虛擬貨幣經常有被盜的情況，受害者往往無法索賠。

此外，虛擬貨幣的發行和價值不受任何機構監管，在發行量、與人民幣兌換比例、幣值購買力這三個方面都獨自控制，運營商實際上具備虛擬貨幣的無限發行權。對此，某家虛擬貨幣發行商負責人就指出：“為了追求利益的最大化，廠商在發行虛擬貨幣時，根本不會以某種金屬或資產作為發行儲備，也不考慮是否要約束貨幣發行規模以及如何維護貨幣的信用?！边@樣就直接導致了虛擬貨幣可以源源不斷地供給，很可能會引起虛擬世界里的通貨膨脹。

而且最讓人擔心的是，虛擬貨幣已經突破了虛、實經濟間的界限，開始試著走出“虛擬”世界，進入現實的應用。

如網易泡泡按用戶在線時長給予泡泡金幣獎勵，這種虛擬貨幣可以支付手機短信，還能在網易商城用作購買實物商品的代金券。同樣，新浪的U幣用戶可在新浪商城中直接用U幣為所買的商品支付。盛大點券的持有者可購買百度的付費下載服務。Q幣更是除了可以購買本公司的付費服務以外，也可用來購買其他游戲的點卡、虛擬物品，甚至是一些影片、軟件的下載服務等。有人開玩笑地說：“總有一天大家不炒樓，改炒Q幣?！?/p>

對此，長期從事貨幣研究的中國社科院金融所貨幣理論與政策研究室副主任楊濤指出，人民幣等真實貨幣在現實中是有數量限制的，而Q幣等虛擬貨幣商家可無限發行，虛擬貨幣代替人民幣成為網上交易的一般等價物，必會沖擊我國的金融秩序。“這是我近兩年所接觸到許多有關網絡法律案件后的有感而發，”楊濤感慨道，“當前，Q幣除了能購買該公司的服務，還逐漸可購買其他網絡上的商品與服務，有充當網絡一般等價物的趨勢。并且已延伸到網下，以一種‘電子貨幣’的形式購買現實社會的一切物品與服務，這樣一來，Q幣就與‘代幣票券’沒什么區別，完全可能成為獨立于人民幣之外的第二套貨幣?！?/p>

第9篇：虛擬貨幣的政策范文

Bernanke和Blinder首先開創了銀行信貸渠道的研究，以一個類似于IS－LM模型的理論框架，說明在傳統的利率傳導機制無效的情況下，貨幣政策也可以通過影響銀行對企業的貸款實現對實體經濟的調控，銀行借貸為貨幣傳導提供了一條重要途徑［4］。Kashyap等利用銀行借款替代的融資方式———美國短期融資券數據進行實證研究，發現貨幣政策緊縮期企業的銀行借款出現明顯下降，而同期的短期融資券發行量卻出現顯著的增長［2］。Bernanke和Gertler通過對美國聯邦基金利率的實證研究證明，政府在實施緊縮的貨幣政策之后，銀行收到存款（負債來源）的減少，使得銀行將被迫減少貸款供給。而且由于信貸渠道具有“金融加速器”的作用，因此能夠迅速把政策變化帶來的沖擊放大和傳播到整個國家的經濟活動中［1］。Kashyap和Stein提供了貨幣政策信貸傳導機制更為直接的實證證據，他們利用美國銀行1976年一季度至1993年三季度的數據研究貨幣政策的信貸傳導機制，發現貨幣政策的緊縮對小銀行和資產流動性差的銀行影響會更大［5］。另一方面，當從銀行獲得的借款因貨幣緊縮而減少或需要支付更多利息時，企業就會轉而求助于其供應商，需求導向促使企業間商業信貸成為銀行借款的一種重要的替代融資方式，這也意味著商業信貸的存在在一定程度上削弱了貨幣政策的效果。利用企業數據，Atanasova和Wilson發現在貨幣緊縮期，銀行借款約束的企業比例上升，銀行借款約束企業會以商業信貸來替代銀行借款，這一證據支持貨幣政策商業信貸傳導渠道的存在［6］。Choi和Kim發現，在控制了商業信貸的交易動機與資產管理動機后，企業應收與應付的商業信貸在貨幣緊縮期都會增加，意味著商業信貸能夠幫助企業吸收信貸緊縮帶來的影響［7］。Mateut等利用英國企業的數據得出商業信貸有助于緩解貨幣緊縮程度結論［8］。Guariglia和Mateut利用1980－2000年609家英國企業的面板數據檢驗商業信貸渠道的存在，結果顯示，在英國，銀行信貸渠道和商業信貸渠道都發揮作用，而后者會削弱前者的效力［9］。zlü和Yaln通過比較商業信貸與銀行貸款的運用，發現易遭遇融資約束企業在貨幣緊縮期會使用商業信貸來代替減少的銀行信貸，這一結果暗示商業信貸會減弱傳統信貸渠道的效應［10］。本文基于中國上市公司債務融資的數據進行分析，以一個全新的視角來研究中國貨幣政策的信貸傳導問題，國內學術界關于中國貨幣政策的研究絕大多數仍停留在宏觀層面，著眼于對貨幣政策傳導效果作總量的解讀，從微觀的層面、公司的角度研究貨幣政策傳導的文獻較少，與國外的系統性研究相比還遠遠不夠。因此，本文的研究力圖為中國的貨幣政策傳導機制研究做一些補充性貢獻。

研究假設與實證檢驗的方法

由于信貸市場的不完善，金融機構與企業之間會存在信息的不對稱，由信息不對稱引起的逆向選擇和道德風險必然導致信貸配給的發生，即如下兩種情況：（1）在看來完全相同的貸款申請人中，一部分得到貸款，另一部分被拒絕，被拒絕的申請人即使愿意支付更高的利息也得不到貸款；（2）從人群中可以識別出這樣一組人，當信貸供應額給定時，無論什么利率他們都得不到貸款，盡管當信貸供應額有所擴大時他們能得到貸款［11］。而宏觀經濟環境的改變（比如貨幣緊縮），則會加劇這種信息的不對稱，進而導致更嚴重的信貸配給。與國外市場存在的信貸配給不同，我國以四大國有商業銀行為主導的銀行體系存在的主要問題是，國有商業銀行將大部分銀行信貸資源提供給了效率低下的國有企業，而效率較高的非國有企業卻難以得到銀行信貸的支持，即我國銀行對不同產權性質的企業存在明顯的"信貸歧視"，有大量的實證文獻證明了這一現象［12－13］。當中央銀行采取提高存款準備金率、提高基準利率、提高再貼現率等措施緊縮銀根時，貨幣政策的調整會通過信貸渠道影響到實體經濟，具體表現為企業銀行信貸融資額度的大幅度降低［14］。當貨幣緊縮時，會進一步加劇非國有上市公司的"融資饑渴"，而同期國有上市公司的銀行借款卻依然保持較快增長［15］。這意味著，在貨幣政策緊縮時期，信貸歧視問題會更加嚴重。因此，基于以上分析，我們提出本文待檢驗的第一個假說。假說1：在貨幣政策緊縮時期，非國有上市公司與國有上市公司相比，其銀行信貸融資下降的幅度更大。當非國有企業在貨幣緊縮時期面臨融資困境時，就會加劇其對商業信貸的需求，有可能轉而向其供應商積極尋求融資支持。而國有企業由于能夠較方便的獲得銀行貸款，也可能為非國有企業提供這種替代性融資。但另一方面，在市場不完全競爭的情況下，非國有企業的談判能力處于相對弱勢地位［16］，在貨幣緊縮的情況下，國有企業有可能要求更多的商業信貸融資支持，非國有企業反而可能難以獲得更多的商業信貸。因此，我們提出本文待檢驗的兩個相對假說。假說2a：在貨幣政策緊縮時期，非國有上市公司與國有上市公司相比，其商業信貸融資上升的幅度更大。假說2b：在貨幣政策緊縮時期，非國有上市公司商業信貸融資上升的幅度并不比國有上市公司更大。而在貨幣政策寬松時期，企業可以較為便利地獲得銀行貸款，融資成本也更低，而且寬松的貨幣政策往往與經濟萎縮有關，在經濟萎縮時期，企業可以便利地、低成本地獲得銀行貸款［15］；企業擁有充足的銀行信貸之后，可以不再過多需要商業信貸融資。因此，基于這一分析，我們提出如下待檢驗的假說。假說3：在貨幣政策寬松時期，非國有上市公司與國有上市公司相比，其銀行信貸融資上升的幅度更大，而商業信貸融資的變化則沒有顯著差異。檢驗假說的實質是研究貨幣政策對不同產權性質公司銀行信貸融資與商業信貸融資的影響差異，其最關鍵的問題是如何將貨幣政策引起的信貸供給外生變化從其它影響因素中區分出來，本文計劃采用自然實驗框架下的DID分析方法來解決這一問題。本文所使用的雙重差分模型分別設定如下，首先，我們構建如下模型來檢驗貨幣政策對上市公司銀行信貸融資的影響：Bankcrediti，t＝α＋β1Eventt＋β2Groupi＋β3DIDi，t＋δXi，t＋εi，t（1）其中，因變量Bankcredit表示企業獲得的銀行信貸，我們在實證過程中以公司長期借款與短期借款之和占總資產的百分比表示。自變量Event表示貨幣政策事件虛擬變量，事件發生前的年份為0，事件發生及以后的年份為1?，F實中，我國貨幣政策工具對公司債務融資的影響往往是交織在一起，難以區分的。只觀察某一指標，實際上很難判斷貨幣政策究竟是緊縮還是寬松。對于貨幣緊縮事件的確定，通過對中國人民銀行各年度《貨幣政策執行報告》的閱讀，以及對各貨幣政策工具的變化比較，我們選擇2002年作為貨幣政策寬松的事件年份，以2000－2004年作為事件窗口，2007年作為貨幣政策緊縮的事件年份，以2005－2009年作為事件窗口①。自變量Group為組別虛擬變量，公司屬于處理組為1，屬于控制組為0。本文按照兩種方法分別構建兩種不同的處理組和控制組，即：（1）按照上市公司的實際控制人劃分，實際控制人類型為國有控股的，作為控制組，其余為非國有公司作為處理組。（2）分別將2001年和2006年各上市公司的國有股的比例排序，以最低1／4分位的樣本公司作為處理組，以最高1／4分位的樣本公司作為控制組。已有文獻指出，在DID方法中事件虛擬變量和組別虛擬變量的估計系數和顯著性實際包含了事件發生后時間趨勢以及其他各種事件的平均影響，本身并不可靠，真正可以度量貨幣政策對企業債務融資影響效應的是雙重差分變量DID的估計系數［17］。雙重差分變量DID＝Event×Group，DID前的系數β3就是我們所關心的雙重差分系數。對于β3，有如下解釋：β3＝［E（Y｜Event＝1，Group＝1）－E（Y｜Event＝0，Group＝1）］－［E（Y｜Event＝1，Group＝0）－E（Y｜Event＝0，Group＝0）］如果貨幣政策對不同組別公司的債務融資存在顯著的異質性影響，則β3應當顯著的不等于0。Xit是由企業規模，有形資產比率，資產利潤率和企業年齡等控制變量構成的向量，其中Size代表企業規模，以總資產的自然對數表示；Col代表有形資產比率，定義為有形資產總額與總資產的百分比，用來衡量企業的抵押品價值；Roa代表資產利潤率，定義為凈利潤與總資產的百分比，用來衡量企業的盈利能力；Age代表企業年齡，以企業成立年數加1的自然對數表示。我們同時構建如下模型來檢驗貨幣政策對上市公司商業信貸融資的影響：Tradecrediti，t＝α＋β1Eventt＋β2Groupi＋β3Didi，t＋β4Bankcrediti，t＋β5Cashflowi，t＋δXi，t＋εi，t（2）其中，因變量Tradecredit表示企業從其上游企業那里獲取的商業信貸，定義為應付賬款與總資產的百分比。解釋變量中，貨幣緊縮事件虛擬變量Event，組別虛擬變量Group和雙重差分變量Did的定義與模型（1）一致，如果假設2成立，β3應當顯著大于0。其他解釋變量還有Bankcredit表示企業獲得的銀行信貸資源，由長期借款加短期借款之和與總資產的百分比構成，企業獲得的銀行貸款越多，作為替代的商業信用融資也就越少。Cashflow代表經營現金流，定義為經營活動產生的現金流量凈額與總資產的百分比，用來衡量企業的流動性和企業產生現金的能力，如果企業的經營現金流越多，則越不需要采用商業信用的方式。在本文的所有模型中，我們還設置了年度虛擬變量Year來控制時間對企業的銀行信貸和商業信貸的可能影響。考慮到我國各地區的經濟發展水平、法制環境以及地方政府干預等因素差異較大，我們也以各省虛擬變量Eegion作為控制變量，來控制未觀察到的區域效應對企業銀行信貸和商業信貸的可能影響。此外，我們還設置了行業虛擬變量Industry來控制未觀察到的行業差異對企業的銀行信貸和商業信貸可能產生的影響，根據中國證監會的行業分類代碼，我們除了將制造業按二級代碼分類外，其余行業按一級代碼分類。模型中相關變量的定義見表1。本文選擇滬深兩市A股上市公司年度財務數據作為研究樣本，數據來自于國泰安CSMAR數據庫。我們按照以下標準對數據進行了篩選：（1）剔除了金融類上市公司，因為這些公司的數據結構與普通公司存在很大區別；（2）剔除了ST、＊ST公司；（3）剔除了資產小于負債的公司；（4）剔除了相關年份銀行貸款、商業信用、資產等關鍵變量缺失的樣本。為了防止數據的異常值干擾實證結果，本文采用winsorization的方法對連續變量兩端的異常值在1％的水平下進行了處理，即對所有小于1％分位數和大于99％分位數的變量，令其值分別等于1％分位數和99％分位數。文中所使用的最終控制人數據來自于北京大學CCER色諾芬數據庫。文中所有的數據整理、計算與實證檢驗均利用STA－TA11軟件完成。

實證結果分析

在進行正式的實證檢驗之前，我們首先對不同組別公司的關鍵變量在兩個事件窗口下如何變化進行描述性統計，結果如表2所示。我們首先觀察2002年貨幣政策寬松前后的情況，無論是按照實際控制人分組，還是按照國有股比例分組，處理組和控制組的銀行信貸Bankcredit在2002年前后的變化一致，均值都在2002年之后有所上升，說明上市公司的銀行信貸在貨幣寬松時期會上升；處理組和控制組的商業信貸Tra－decredit均值在貨幣寬松之后也都有所上升。我們接著觀察2007年貨幣緊縮前后的變化，從表2可以看出，無論是按照實際控制人，還是按照國有股比例分組，處理組與控制組的銀行信貸Bankcredit均值都在2007年貨幣緊縮之后有所下降。我們同時注意到在2007年貨幣緊縮之后，處理組的商業信貸Tradecredit均值有所下降，控制組的商業信貸Tradecredit均值則有所上升。當然描述性統計僅僅只為我們提供了一些直覺信息，還不足以作出最終判斷，在下文中，我們將在控制了企業特征、年度效應、區域效應和行業效應之后，采用雙重差分模型對相關問題進行嚴格的檢驗。本文的回歸分析采用普通最小二乘法（OLS）對模型進行估計，由于是時間跨度小而橫截面觀察點多的面板數據，對于這類數據來說，使用常用的估計方法會低估標準誤差，進而導致高估系數的顯著性水平，而對標準誤差進行聚類（cluster）調整后得到的標準誤差才是無偏的。所以在對本文模型進行檢驗時，對標準誤差在公司層面進行了聚類調整，采用穩健的標準差。表3是2007年貨幣政策緊縮事件的雙重差分實證結果，我們首先看銀行信貸融資Bankcredit的結果，在以實際控制人分組的方程（1）中，Event2007年前的系數在1％的水平下顯著為負，在以國有股比例分組的方程（2）中，Event2007年前的系數在10％的水平下顯著為負，表明貨幣政策緊縮引起上市公司整體銀行借款的減少，符合貨幣政策傳導銀行信貸渠道的預期；組別變量Group的系數都在5％的水平下顯著為正，說明在2005－2009年，處理組平均獲得JINRONGYANJIU｜金融研究的銀行信貸融資比控制組的更多；對于雙重差分變量，在以實際控制人分組的方程（1）中，DID的系數在5％的水平下顯著為負，在以國有股比例分組的方程（2）中，的系數則是在10％的水平下顯著為負，這一結果表明在貨幣政策緊縮時期，處理組的銀行信貸融資相對于控制組下降的幅度更大，也說明貨幣政策緊縮對非國有上市公司銀行信貸融資的影響更大，這一實證結果也驗證了假說1的成立。對于商業信用Tradecredit來說，E－vent2007的系數均在10％的水平下顯著為正，這說明貨幣緊縮之后，上市公司整體獲得的商業信貸融資會上升；對于組別變量Group來說，其系數均不顯著，說明在2005－2009年，處理組平均獲得的商業信貸融資與控制組沒有顯著差別；對于雙重差分變量，在以實際控制人分組的方程（1）中，DID的系數為負但是不顯著，而在以國有股比例分組的方程（2）中，DID的系數則是在5％的水平下顯著為負，表明貨幣緊縮之后非國有上市公司并沒有比國有上市公司獲得更多的商業信貸融資，這一結果基本上驗證了假說2b的成立。表4是2002年貨幣政策寬松事件的雙重差分的實證結果，我們首先看銀行信貸融資Bankcredit的結果，在以實際控制人分組的方程（1）中，Event2002前的系數顯著為負，而在以國有股比例分組的方程（2）中，這一系數為正不顯著，但事件虛擬變量的估計系數和顯著性實際包含了事件發生后時間趨勢以及其他各種事件的平均影響，本身并不可靠；在方程（1）和（2）中，組別變量Group的系數都在5％的水平下顯著為正，說明在2000－2004年，處理組平均獲得的銀行信貸融資比控制組的更多；對于雙重差分變量DID的系數，方程（1）的結果在5％的水平下顯著為正，方程（2）的結果也為正，但不顯著，說明在貨幣政策寬松時期，處理組銀行信貸融資的上升幅度相對控制組更大，非國有上市公司在貨幣寬松期能夠獲得更多的銀行信貸，這與假說3基本是一致的。對于商業信用Tradecredit，無論是以實際控制人分組的方程（1），還是以國有股比例分組的方程（2），Event2002前的系數都在1％的水平下顯著為正，說明貨幣政策寬松引起上市公司整體獲得的商業信貸融資上升；對于組別變量Group來說，方程（1）和（2）中的結果一正一負，但都不顯著，說明在2000－2004年，處理組平均獲得的商業信貸融資與控制組沒有顯著差別；對于雙重差分變量DID的系數，方程（1）中的結果為負，方程（2）中的結果為正，但也都不顯著，表明貨幣政策寬松時期處理組獲得的商業信貸融資變化幅度相比控制組沒有顯著差異。因此，表4的實證結果基本驗證了假說3的成立。

研究結論與政策建議