货币政策论文篇(1)

因为中国财政政策对不同地区的经济具有不亚于货币政策的影响，故而本文在构建VAR模型的时候，同时采用了货币政策、财政政策、区域经济和区域物价水平等四个变量进行分析；并将样本区间设定为1979-2010年。在变量选取上，可以从金融机构贷款额、M0、M1、M2、拆借利率等货币政策工具中选取适合中国的货币政策变量。基于中国货币政策的实践经验以及数据的可得性，选取M1为货币政策变量。由于M1数据从1990年才开始公布，故而1979年至1989年的相关数据由M0代替。财政政策变量用中央政府财政支出增长率数据表示，并利用HP滤波处理之后得到的周期（Cycle）部分代替。由于货币、财政政策的目标为经济增长和物价稳定，所以用全国GDP和商品价格指数以及各省市GDP和商品价格指数作为货币、财政政策的最终目标变量。考虑到数据的可得性，选取1979-2010年的全国GDP、CPI、商品价格指数及M1、中央政府财政支出、人口数等全国年度数据；选取各省区的GDP商品价格指数、人口数等地区年度数据。GDP等样本数据来自《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》、中经网统计数据库。对相关变量进行如下处理：首先，利用1978年为基年的定基比商品价格指数作为物价指数，将M1、省区GDP、中央政府财政支出变换为实际值。其中对区域GDP数据取自然对数并求一阶差分，以得到平稳序列。为了剔除因人口增长快慢而扭曲的货币政策对区域经济的影响，以各省区的人均GDP作为区域经济变量数据2。其次，与大部分研究直接得到各省区物价指数的平均值不同，我们以各个地区的实际生产总值占四大地区的实际国内生产总值总和的比重为权重，计算得到加权平均后的各省市商品价格指数（以商品价格指数1978=100为基准来求实际值）。这一做法提高了物价指数的精确度。最后，对各变量的实际值进行平稳化处理。

二、平稳性和协整检验及格兰杰因果关系

（一）平稳性检验

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

（二）协整检验

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

三、VAR模型及脉冲响应函数分析

（一）VAR模型估计结果

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

（二）脉冲响应函数及累计脉冲响应函数的分析结果

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

四、结论

货币政策论文篇(2)

[关键词]：货币政策；行业效应；利率；脉冲响应函数；

AnalysisonIndustrialEffectsofMonetaryPolicy

——demonstrationstudybasingonChineseMonetaryPolicy

JinYong-jun

（CollegeofEconomics,NankaiUniversity,Tianjin,300071)

ChenLiu-qin

（TianjinAcademyofSocialScience,Tianjin，300191）

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

Keywords:monetaryPolicy;industrialeffects;interestrate

一、引言

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

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

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

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

二、一个简单的理论说明

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

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

假设：

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

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

⑶两个行业的生产要素自由流动，因此W=W1=W2,R=R1=R2

⑷市场出清即D1=Y1=E1,D2=Y2=E2

⑸资本和劳动两种要素充分利用，L=L1+L2,K=k1L1+k2L2

⑹行业1、2的价格为P1、P2，相对价格为P=P2/P1，为常数。

求每个行业利润最大化得：

，（2-1）

由（2-1）得：要素价格比率w：

（i=1,2）（2-2）

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

（2-3）

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

（2-4）

（2-5）

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

（2-6）

（2-7）

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

（2-8）

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

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

三、实证模型设计

（一）实证模型说明

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

假设行业i生产函数为：（3-1）

厂商的成本为：WLi+RKi，求其成本最小化得：

（3-2）

其中该行业所用的劳动和资本分别为

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

（3-3）

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

（3-4）

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

（3-5）

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

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

②（E-G模型）（3-6）

（ADL模型）（3-7）

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

④（3-8）

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

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

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

本文采用的向量自回归（VAR）模型如下：

（3-9）

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

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

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

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

（二）数据来源说明

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

四、实证结果分析

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

五、总结性评论

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

从政策角度上考虑，上述分析所体现的政策含义主要有以下几点：

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

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

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

参考文献：

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

①因为（2-8）式中的K1、K2、L1、L2都是W、R的函数。

②如在生产函数中考虑技术水平A，并放开假设（4），引入消费者需求因素。

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

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

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

④前提是rir、rre和G的系数检验不成立

①在解释行业的货币政策原因时，由于国内行业数据的缺乏，无法给出太多定量的分析，只能做一些定性解释。

货币政策论文篇(3)

1、财政政策和货币政策

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

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

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

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

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

2、信贷政策

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

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

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

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

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

3、利率政策

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

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

二、我国铁路建设的资金结构及资金成本

1、铁路建设资金结构现状

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

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

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

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

2、资金成本

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

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

三、利用货币信贷政策实现铁路融资的主要形式

1、国家财政资金和地方财政资金

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

2、债务性融资

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

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

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

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

3、股权融资

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

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

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

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

4、内源性融资

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

5、其他融资

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

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

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

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

四、我国铁路建设项目的融资风险

1、政策风险

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

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

2、利率风险

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

3、市场风险

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

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

【参考文献】

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

[2]杨靖：一条通往A股的铁路[J].中国企业家，2006（16）.

[3]彭化英：铁路投资：机遇还是陷阱[J].新财经，2006（7）.

[4]史立新：关于铁路应用产业投资基金的主要思路[J].中国铁路，2006（11）.

货币政策论文篇(4)

关键词:财政政策　货币政策　绩效　政策搭配　一篮子货币汇率制度

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

一、国外研究情况

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

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

二、国内研究现状

货币政策论文篇(5)

[关键词]股票市场；货币政策调控；互动；政策建议

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

一、文献回顾

关于股票市场与货币政策调控的研究，近年来越来越受到各国政府和学者的关注。

(一)在关于股票市场与货币政策传导效应的关系方面

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

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

(二)在股票市场与货币政策调控目标的关系方面

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

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

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

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

(三)在股票市场与利率手段的关系方面

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

三、二者的互动分析

股票市场和货币政策调控二者之间存在互动关系：

(一)股票市场对货币政策调控的影响

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

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

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

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

(二)货币政策调控对股票市场的影响

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

四、政策建议

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

1．央行在制定货币政策时应关注股价波动

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

2．推进利率市场化改革

股票市场的深入发展将使作为我国货币政策中介目标的货币供应量越来越不具有可控性、可测性和相关性。利率手段将成为可行的目标取向。而这要求政府有力推进利率市场化改革，形成合理的利率风险结构和期限结构，以有效联接货币市场和资本市场。

货币政策论文篇(6)

20世纪90年代以来，全球经济在历经恶性通货膨胀之后进入低通货膨胀时代，学术界和各国货币管理当局重新将控制通货膨胀和实现价格稳定作为货币政策的主要目标。这对货币政策的目标和具体实施方法提出了新的挑战，同时也为货币政策时间不一致性理论研究提供了新的空间。

一、货币政策时间不一致性的基本思想

以基德兰和普雷斯科特（KydlandandPrescott，1977）的开创性研究为发端，人们开始注意到中央银行可信度以及对政策事先承诺的能力等问题。如果没有对采取特定政策措施事先做出保证，那么，中央银行可能会产生不按原来计划和宣示行事的动机，这就导致了货币政策的“时间不一致性”或“动态不一致性”。所谓时间不一致性是指：在t期为t+i期计划的行动方案，在t+i期到来时，实施该行动方案不再是最优的。在基德兰和普雷斯科特的基础上，Barro&Gordon（1983a）把供给冲击和稳定政策引入模型中，增加了预期形成理论，从而详细阐述了货币政策中的时间不一致性问题。他们认为，尽管实现低平均通货膨胀率可能是最优的，但低通胀政策是时间不一致的。如果公众预期了一个较低的通货膨胀率，那么中央银行将面对某种现实的膨胀激励，通过制造意外高通货膨胀牟取产出的额外收益。然而，公众的预期是理性的，他们既了解上述动机，同时又确信政策制定者必将屈服于这种激励，因而一开始就会准确地预测一个比较高的通货膨胀率，结果中央银行既造成了通货膨胀，又得不到任何产出上的好处。

自Barro&Gordon以后，大量文献开始研究货币政策时间不一致性，并把研究重点放在如何降低或消除货币时间不一致引起的通胀倾向上。Backus&Drifill（1985）、Barro（1986）等提出的声誉模型，Rogoff（1985）任命保守中央银行家模型，Ball（1995）的通货膨胀持续模型，Walsh（1995）的最优合同模型，Minford（1995）及Lippi（1996）的选举模型和Svensson（1997）的通胀目标制都是针对通胀倾向而提出的解决办法。近几年来，一些学者把新凯恩斯主义模型运用于货币政策中，并提出即使政府没有扩大产出的动机，从而消除通胀倾向，增进货币政策的可信性也会产生更好的政策效果，这无疑推进了对货币政策时间不一致性的研究。

二、新凯恩斯主义模型对货币政策时间不一致性的再认识

TackYun（1996）等人利用个人效用最大化和厂商利润最大化的思想，得出了新凯恩斯主义的一般均衡模型。该模型最大的特点是包括了前瞻性的预期。Clarida，Gali&Gertler（1999），Woodford（1999，2001），McCallum&Nelson（1999），Svensson&Woodford（1999，2000）以及其他学者推动了这一模型在货币政策分析中的广泛应用。新凯恩斯主义模型是在垄断竞争、名义工资刚性、每个厂商以错开方式定价这些限制条件下而得出的动态一般均衡模型。该模型的一个重要特征是：当前的经济行为不仅取决于当前的货币政策，而且取决于对未来货币政策的预期。新凯恩斯主义模型可以用两个方程来代表，一个是IS曲线，它表示产出缺口与真实利率成负相关关系；另一个为通胀调整方程，它表示通胀与产出缺口成正相关关系。

xt=Etxt+1-Ψ（it-Etπt+1）+gt（1）

πt=βEtπt+1+λxt+ut（2）

其中，xt为产出缺口，即产出相对于灵活价格条件下均衡产出水平的偏差；πt为通胀率；it为名义利率，所有变量都以围绕各自稳态水平的百分比偏差的形式表示；gt为需求冲击；ut为成本冲击。在Barro－Gordon框架中，是直接假定中央银行将一个取决于产出和通货膨胀的二次型损失函数最小化，由此来进行政策分析。这一假设虽然合理，但终究属于特殊化处理。在新凯恩斯主义模型中，人们对经济体的描述以对一个完整严密的一般均衡模型的近似表达为基础，同样的，在这里，政策目标函数也是从个人的效用最大化和厂商的利润最大化中推导出来的，所得到的社会损失函数为：

其中，xt为产出缺口；α为社会加在产出缺口目标与通胀目标上的相对权重；k为目标产出缺口，它是指稳态有效产出水平和实际的稳态产出水平之间的缺口。在新凯恩斯主义框架下，通常假定k=0，这是由于在20世纪90年代，西方发达国家的通胀率都较低，一些学者认为不存在通胀倾向或通胀倾向很小。在Barro－Gordon框架下，如果目标产出水平等于潜在产出水平，则承诺与相机抉择政策产生的效果是相同的。而在新凯恩斯主义模型中，由于前瞻性的预期作用，即使目标产出等于潜在产出水平，相机抉择行事也会引起另一种无效率，即稳定倾向。由于大量文献已对通胀倾向进行了研究，新凯恩斯主义框架通过假定产出水平等于潜在水平，从而消除通胀倾向，而把重点放在分析这种稳定倾向上。

三、降低货币政策时间不一致性与通货膨胀偏差的方法

（一）声誉模型

对货币政策中出现的时间不一致性进行分析，目的是降低或消除其不利影响。在Barro－Gordon框架下，主要是围绕如何降低通胀倾向。其中一种解决方法是强制中央银行为偏离它宣布的低通货膨胀付出代价，即丧失声誉。Barro&Gordon（1983b）考察了一个允许时期t的通货膨胀选择对未来通货膨胀预期产生影响的重复性博弈，以此来评估声誉的作用。他们根据无限期重复博弈的大众定理得出，只要中央银行的折现率不是太大，就存在通货膨胀低于随意性政策下均衡水平的均衡状态。但是在对中央银行的真正偏好并不了解的情况下，公众必须从中央银行的政策措施中推断出它的类型。而且在某些均衡状态下，中央银行为了树立声誉可能不会采用一次性最优政策。对这一问题的解决方法之一就是提高政策透明度，通过设立目标使公众更加清晰地观察到中央银行的意图。

（二）中央银行最优偏好

解决随意性政策下通货膨胀偏差的另一种方法是直接针对中央银行的偏好。大量实证研究发现，平均通货膨胀率与中央银行相对于政治当局的独立程度呈负相关关系（Eijffinger&deHaan，1996）。如果中央银行具有独立性，那么中央银行的偏好就会不同于当选政府的偏好，而且对于中央银行来说，通货膨胀的边际成本更高。解决这一问题的方法是挑选一个比普通人更加重视实现低通货膨胀的人作为决策者，然后授予其政策操作方面的独立性。罗戈夫（Rogoff，1985b）是明确研究中央银行最优偏好问题的第一人。他认为，政府应该任命一个比社会（政府）整体赋予通货膨胀目标更多相对权重的人当中央银行行长。此类中央银行行长的特征就是比社会整体更“保守”，这种现象可以更为确切地称为“权重保守主义”（Svensson，1997）。虽然任命这样的中央银行家能够降低通胀倾向，但还存在许多不足之处：首先，在供给冲击太大时会引起产出的较大波动，稳定化政策遭扭曲而造成的代价会超过低通货膨胀带来的好处；其次，政府无法正确识别偏好参数并对其作出承诺，一旦预期已经形成，政府就有动机解雇保守的中央银行行长并换以和政府立场一致者；最后，对偏好而不是动机的关注模糊了该模型对制度结构和设计的含义。只需正确的人事安排并不一定产生好的政策，还应该对制度进行设计，以使决策者产生正确的动机。

（三）最优合同方法

Pearson，Tabellini（1993），Walsh（1995）等人先后提出了中央银行最优合同理论。他们认为，应该把货币政策委托给一个与政府具有同样偏好的中央银行，而且，中央银行能从政府那里得到转移支付，该转移支付可以看作是中央银行行长的直接收入或中央银行的预算，因此实现效用最大化的中央银行既关心由通胀及产出变化造成的社会损失，也关心其得到的转移支付。采用这种方法可以有效地降低通胀倾向，同时使中央银行对供给冲击做出最优反应。Schellekens（2002）考虑了最优保守程度与模型不确定引起的谨慎政策之间的联系，和保守主义中央银行行长方法一样，合同解决方法将引起通货膨胀偏差的承诺问题“转移”了地方。Al－Nowaihi&Levine（1996）指出，如果转移承诺的程序是公开的，它就可以使政府对某一合同的承诺令人感到可信。这种政策透明度正是1989年新西兰中央银行改革所确立的政策程序的主要特征。该国政府与储备银行通过《政策目标协议》（PolicyTargetsAgreement，PTA）确定短期通货膨胀目标。对PTA可以重新谈判，而且一旦观察到当前的经济扰动，政府与储备银行都会有动机要求对通货膨胀目标重新谈判。但是，由于这种重新谈判必须是公开的，出于对声誉的考虑，双方可能维持一种不对通货膨胀目标重新谈判的均衡状态。因此，政策的透明度可以起到支持低通货膨胀均衡的作用。

（四）通货膨胀目标制

这种方法主要是通过对中央银行灵活性的限制即指定一个目标规则，要求中央银行达到某个预先设定的通货膨胀率或者为偏离该目标而支付代价。一般而言，通货膨胀目标制也可以看作是委托的方法，即政府或相关的机构为中央银行确定具体的损失函数，如对通货膨胀和产出的偏好以及具体的通货膨胀目标和产出目标，并委托中央银行实现明确的通货膨胀目标。明确的通货膨胀目标可以增强中央银行的责任心和信用保证，约束其履行承诺，解决货币政策动态不一致的问题。20世纪90年代以后，不少国家实行了通货膨胀目标制。采用通货膨胀目标制国家的中央银行必须提高其政策透明度，为了建立信誉，他们经常公开声明和公告，阐明中央银行的货币政策意图，提供与目标和业绩有关的详细信息。Mishkin&Schmidt－Hebbel（2001）分析了通货膨胀目标制的五个支柱特征，其中重要的一项就是政策确保透明度与责任制。Walsh（2002）认为，通货膨胀目标制的核心成分为：1.对低的稳定的通货膨胀作出承诺；2.这种承诺通过宣布以数字表示的通货膨胀目标来公开表达；3.为完成目标，中央银行具有货币政策工具的独立性。可见，这些都强调了通货膨胀目标制中的货币政策透明度特征，这有利于公众准确地理解中央银行的意图，对稳定长期通货膨胀预期具有积极作用。

四、启示与借鉴：货币政策透明度与降低时间不一致性

货币政策论文篇(7)

关键字：货币政策；透明度指数；中央银行

一、我国人民银行的货币政策透明度：实证检验

(一)基于制度设定的透明度量化。通过考察中央银行的货币政策相关制度设定来研究其透明度状况，需要对应制度设定的不同方面对货币政策透明度进行细分。在与货币政策透明度相关的制度设定上，Eijffinger和Geraats(2002)的研究区分了行政、经济、程序、政策及操作等五个方面，但这五类透明度实际上存

膨胀反应函数，强调了中央银行的政策决定及其对经济的影响等相关信息，即货币政策的政策透明度。方程(4)表示中央银行在货币政策操作时所遵循的一种工具规则，它根据实际经济结构及中央银行的损失函数而确定，即为货币政策的操作透明度，其中e表示导致中央银行不能完全控制利率的金融冲击。

此处借鉴Eijffinger和Geraats的设计思路，对上述每一个方面的透明度都设计若干个问题，并根据对问题的回答及相应赋值来编纂衡量货币政策透明度的量化指数。因此可以看出，这种透明度指数设计的基础为中央银行的制度设定和实际政策行为表现，即通过考察各国中央银行的实际制度设定及其实践中的政策操作方式，得到其货币政策透明度的衡量值。在此衡量标准下，中央银行对所设计问题的回答得分越高，则表明其透明度越高，反之则越低。在此对中国、美国和欧洲中央银行的货币政策透明度进行量化分析(见表1)。从计算结果可以看出，在此衡量标准下，我国人民银行与美国、欧洲中央银行的透明度相差较大，尤其在向市场主体公告政策信息和政策操作的相关细节等方面，我国与发达国家中央银行之间还存在一定的差距。这在实践中反映为，我国中央银行在每次货币政策会议之后的新闻都使用比较原则的语言，公众难以从中得出正确的理解和判断。不仅如此，货币政策委员会每次会议时间也并不固定，也未提前告知市场主体和征求公众意见，而且会议上各位委员的发言没有给予公开，这样不利于公众更好地把握货币政策走向以做出正确的决策(穆良平、程均丽，2004)。

注：目标透明度中的目标特指中央银行货币政策的最终目标。另外，对上述12个问题的回答，得分上限为12分，下限为0分。

(二)基于实际政策操作的透明度检验。基于实际政策操作的透明度检验，将视角从货币政策相关制度设定转移至政策当局和市场主体的真实行为，即主要通过考察中央银行在政策实施过程中的实际行为以及金融市场参与者的预期或行为变化，间接考察货币政策透明度状况。

根据Haldane和Read(2000)的解释可以得知，中央银行的收益曲线变动状况主要取决于其政策目标值与市场值的契合程度，这一解释与上述基于市场行为检验货币政策透明度的思路不谋而合，即在理性预期假设下，货币政策公告后的市场利率与中央银行目标利率之间的偏差，可以用于间接度量一国货币政策的透明度状况。这里根据我国的实际情况，对Haldane和Read的模型进行适应性修正，并将其用于检验我国中央银行的货币政策透明度状况。

在上述方程组中，方程(5)描述了货币政策的传导机制，x[,t]为中央银行反应方程中变量集合里的任意向量(如通货膨胀、产出等，假定其遵循单位根为α的一阶自回归过程)，k为货币政策的平均传导时滞(一般为12～24个月)，β为货币政策传导机制的解释参数(假定中央银行和私人部门之间关于这一参数的信息是完全对称的)，

上述模型的经济学意义在于，中央银行按照方程(5)所表述的货币政策传导机制，在每一个t—1时刻，根据可能出现的经济冲击ε[,t]来推断x[,t]的变化，并随后设定政策目标。由于私人部门并不了解这一过程，因此其对政策利率的预测，只能基于自己对x[,t]的判断和对的预期来进行，上述过程体现在方程(5)和方程(6)中。如果中央银行政策利率目标的告示效应使得市场主体在t—1时刻形成了对t时刻的利率预期①，并且由此导致市场利率发生了变动，此时如果市场实际利率x[,t]和政策利率目标之间出现了较大的背离，则意味着较差的货币政策透明度，因为中央银行没有提供足够的信息来正确引导私人部门的预期，促使市场利率和政策利率目标趋于一致。在以短期名义利率为调控工具的货币政策操作框架下，如果中央银行根据对经济状况的判断，确定新的政策利率目标并向市场公布相关信息，则通过对实际市场利率与政策利率目标之间的计量分析，即可有效地间接度量中央银行的货币政策透明状况。

具体而言，通过检验中央银行改变基准利率后金融市场利率的变化趋势，然后判断市场利率的变动是否与政策利率相一致，这种一致性反映为检验所得的相应参数值的大小，最后，根据检验值来得出货币政策透明度的基本结论。Haldane和Read(2000)所提出的计量检验模型如公式(8)所示；其中，j表示远期利率的期限(以月单位)，β(L)为关于滞后算子(L)的向量多项式②，该滞后因变量主要用于消除残差可能留有的移动自相关，D为虚拟制度变化变量，用于检验在引入通货膨胀目标制前后的不同透明度状况。

鉴于我国目前并未引入通货膨胀目标制的政策操作框架，并且由于我国目前的金融市场尚不完善，利率市场化也还没有完成，因此还无法形成合理的、市场化的利率期限结构；所以，在对我国货币政策透明度进行实证检验时，需要对上述计量模型进行相应的修正，修正后的模型可表示为：

式(9)中的关键参数为γ，主要用于衡量整个样本区间的平均利率偏差；如果γ[,0]=0，则意味着政策利率改变被市场完全预期到，即市场利率不会因中央银行改变目标利率而受到意外冲击，可知γ值(0≤γ≤1)越小，表明中央银行的政策透明度越高，反之则相反。

在数据选取上，由于我国同业拆借利率是最早市场化的利率品种，因此银行间的隔夜拆借利率将作为计量检验的数据选取目标。另外，我国目前的官方基准利率包括对金融机构再贷款利率、再贴现利率、法定存款准备金利率和超额存款准备金利率，这些利率品种中，对金融机构同业拆借利率影响较大的当属中央银行对商业银行20天以内的再贷款利率，因此下面的检验所选的基准利率为中央银行20天以内的再贷款利率。由于所选数据样本③的期限(自2002年11月12日到2006年2月12日)较短，并且上述计量模型采用了一阶差分变换，所以，下面将省略对数据的平稳性检验和模型的序列相关性检验等步骤，通过利用最小二乘法和软件Eviews4.1进行实证检验，结果如表2和表3所示。

根据检验值可知，γ值显著大于0，因而可以据此得出我国目前的货币政策透明度较差，通过与其他国家相应检验值的比较也可以看出，我国人民银行在货币政策实施过程中，仍然没有通过提供足够、有效的信息来正确引导私人部门的预期，以促使市场利率和政策利率目标趋于—致。不仅如此，与一些东欧的新兴市场经济国家相比较，我国的货币政策透明度也相对较低。

(三)基于市场主体反映的时间序列检验。在有效市场理论假设下，选取货币政策制订者可能会对市场利率产生影响的货币政策会议、新闻会等重要事件，通过研究事件日及其前后的市场利率水平与其长期稳定状况下的平均变动值之间的偏差，间接衡量货币政策的透明度，这是一种较为理想的研究思路(AmirKia，HildePatron；2004)。由于这种研究方法是基于时间序列的动态研究，而且，这种量化也是基于市场上的真实行为所进行的，因此可以用来衡量一国或不同国家在不同时段的政策透明度状况。下面在借鉴AmirKia和HildePatron度量模型的基础上，利用我国同业拆借利率和债券交易利率数据，对我国人民银行的货币政策透明度进行量化研究。

1.理论解释。假定在初始均衡条件下，市场同业拆借利率与债券市场交易利率之间的利差为短期债券利率；并且存在完全透明(亦即数量化后透明度为100％)的货币政策，即中央银行向公众充分准确地公布其政策决定及意图等重要信息，公众也对这些信息及中央银行的政策目标完全理解。此时，理论上债券利率与市场同业拆借利率在t时刻的利差应当趋于一致(此处假定利率期限结构既定并且稳定)；而且，即使D[,t]与市场上长期形成的隔夜拆借和短期债券的利差均值之间存在偏差，这种偏差在货币政策完全透明的情况下也只是暂时性的。

进一步放松假设，如果货币政策并不完全透明(亦即透明度小于100％)，则上述偏差将不再是暂时的，因为在货币政策不完全透明的情况下，市场参与者所得到的政策信息是不完全的，这有可能使市场主体误解中央银行的意图并形成错误预期，致使市场利率的变动与政策目标利率背道而驰。例如，如果中央银行卖出债券，市场主体可能会认为这只是中央银行的防御性操作，用以平抑利率波动，因此商业银行等金融机构就会在市场上购入债券以便在央行回购时进行套利，市场的这一套利行为会直接加大的值就可以作为货币政策透明度的一个近似度量，其值与透明度成反比关系。

2.检验模型。下面分三步建立货币政策动态透明度指数。(1)首先将中央银行改变利率(或准备金率)的货币政策例会、央行官员的重要讲话及其他可能对市场产生重要影响的新闻会时间选作“事件日”，对于每一个事件日，计算

3.数据、事件选取及检验结果。由于在我国的各种利率品种中，银行间同业拆借利率和债券交易利率的市场化程度相对最高，并且作为商业银行等金融机构的主要流动性来源，同业拆借和债券交易对市场利率的变化都极为敏感，二者不但在满足金融机构的流动性方面有着很高的替代性，而且利率水平之间有着相对稳定的期限结构关系。另外，在近三年所有期限的银行间债券交易中，R007的每日交易量几乎占了银行间各种期限债券交易总量的80％以上，因此，期限为7天的银行间债券交易利率和银行间隔夜拆借利率将作为计算透明度指数的基础数据来源⑤。

与美国、加拿大等西方发达国家不同，我国中央银行并不向市场宣布隔夜拆借利率目标，因此，事件选取在原则上尽可能重点考虑对市场拆借利率有较大影响的事件，在这一指导原则下，我国人民银行货币政策例会时间、宣布改变法定准备金率、超额准备金利率的日期、宣布改变商业银行存贷款利率的日期以及人民银行领导进行重要讲话的日期等都将作为主要事件日，具体整理结果此处刊略⑥。利用上述检验公式，最后计算得出我国近年来的货币政策透明度指数(见图1)。由图1可知，近年来我国中央银行的货币政策透明度呈现出稳步提升的趋势，但在中央银行调整基准利率或准备金率的重大政策出台或宣布前后，透明度指数的波动幅度相当之大，如2002年11月27日的美元利率调整、2004年4月25日的准备金率提高、2004年10月29日的利率调整和2005年5月20日及其之后的几次港币、美元利率调整等，说明我国中央银行在一些重大的货币政策决策上，并没有及时进行充分准确的信息披露，因此商业银行等金融机构无法据此形成正确的预期，从而导致市场利率偏离了正常的运行轨道。

通过实证检验可知，与一些西方发达国家相比，我国人民银行的货币政策透明度仍相对较低：其一，在制度设定上，人民银行在货币政策的出台过程、所用经济模型及政策操作误差说明等方面，仍没有形成向市场主体公告的制度化；其二，在实际政策操作过程中，人民银行无法做到向市场主体及时、准确地进行公告和政策意图解释，因此我国金融市场利率等经济变量在形成过程中还不能得到人民银行明确和有效的引导；其三，从市场主体反映来看，在人民银行有限的信息披露下，市场还很难准确理解和把握政策当局的调控方向及意图，由此往往会导致市场利率等变量偏离了正常运行状态。

二、研究结论和意义

通过上述研究，可以得知，与西方发达国家或其他一些新兴市场经济国家相比较，我国货币政策的透明度现状还不容乐观。从世界各国近年来的货币政策实践可以看出，未来的中央银行对宏观经济的调控，将较少使用直接控制货币供应量或利率水平的方式，而更多地通过引导和管理公众的市场预期来实现。如果中央银行不能通过及时准确的政策信息披露来正确引导公众预期，就将会增加公众预期错误对宏观经济的扰动，致使货币政策操作滞后于公众预期，最终必然加大调控的试错成本。考虑到我国人民银行的独立性不高以及在政策工具选择上的限制等现实问题，短期内我国还无法建立类似加拿大、新西兰等国的通货膨胀目标制度框架，因此，要通过对货币政策框架进行根本性变革来提高透明度，这在一定时期内还不太现实。因此，我国人民银行着重需要在货币政策的操作或运行上提高透明度，即解决中央银行与公众之间的信息不对称现象，坚持实际政策操作和向公众告示的内容相一致，以建立货币政策操作的信誉度。另外，人民银行应当通过各种方式来确保市场能准确理解货币政策操作的意图，促使私人部门对经济变量的预期与中央银行的预测尽可能保持一致，从而降低经济波动，给货币当局提供一个宽松的政策操作环境，并进而利用良好的透明度来提高货币政策通过预期传导的效率，最终建立一个简单透明、效率更高的政策调控框架。

注释：

①关于告示效应的具体理论解释，可参见贾德奎、胡海鸥：公告操作：西方国家货币政策操作的新范式，《财经研究》，2003年第7期，第15～17页。

③检验所用数据系笔者整理自中国货币网同业拆借及银行间债券市场交易日评和中国人民银行网站，网址分别为http：///和http：//。

④除中国之外的其他检验值来自本文的参考文献[6]，第19～21页。