序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇金融月度總結范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

關鍵詞：美聯儲 基本貨幣政策工具 次貸危機 有效利率

一、引言

在美國次貸危機爆發之后，美聯儲在貨幣政策上最先的反應就是降低美聯儲基準利率。可見利率政策在美聯儲的日常貨幣政策操作當中占有很重要的地位。但是美聯儲降低基準利率的貨幣政策操作對實體經濟的影響卻非常有限。由此美聯儲采用了各種非常規的貨幣政策措施應對金融危機。在很多利率政策已經無效的言論面前，本文首先檢驗美聯儲三大基礎貨幣工具變量對美聯儲有效利率的影響，以期對貨幣政策理論與實踐做出貢獻。

美聯儲有效利率作為市場利率和政策基準利率的加權平均值，既能夠體現金融市場的變化，又能體現美聯儲貨幣政策當局的意圖。在美國次貸危機發生之后，美聯儲基準利率已經降低到接近于零的水平，研究美聯儲三大貨幣政策工具變量變動對美聯儲有效利率的影響，更能體現次貸危機之后貨幣政策操作空間發生的變化，為研究金融危機期間貨幣政策有效性提供參考。

二、文獻綜述

利率會影響資本成本，并直接影響企業和家庭的投資支出。新興經濟體和發達經濟體同樣都將利率政策作為主要的貨幣政策工具，同時使用銀行間利率作為政策中介目標。一般認為貨幣政策的透明度和可預測性會影響貨幣政策對經濟活動的影響能力，并指導通脹預期。很多學者都將利率變動對實際經濟變量的影響作為研究目標（Goodfriend，2007；Mishra，2012；Scott，2009）。如果貨幣政策利率傳導渠道出現問題，那么政策利率就不能指導市場利率，政策利率的變動就失去了可信度和透明度，利率政策就不是有力的中央銀行貨幣政策。

針對此次美國次貸危機下貨幣政策效率問題的研究，諾貝爾經濟學獎得住保羅?克魯格曼（2008）首先認為美國經濟已經進入衰退，并且類似于美國1930年代的大蕭條，短期利率等一些常規的貨幣政策工具本身已經無效。隨后哥倫比亞大學著名金融學教授米什金（2009）針對保羅?克魯格曼的觀點，認為金融危機的出現實質上已經將金融體系中信息流打亂，外部沖擊破壞了原來的信息流，使得金融體系不能充分發揮作用。金融體系主要的作用就是收集信息避免逆向選擇和道德風險的發生，這對于資產定價中的價格發現來說是很重要的。貨幣政策通過對金融體系運行的調控對治理金融危機的不利影響是有效的，并能夠有助于降低信用風險的擴散，促使金融機構恢復發放貸款。雖然說貨幣政策不可能沖銷此次金融危機中的所有負向沖擊，貨幣政策卻可以降低無風險資產的利率，減小利差的存在。如果沒有這次積極的貨幣政策，金融危機所帶來的經濟下滑可能會更加嚴重。

Stelios et al （2012）分析了美國次貸危機下的美聯儲、歐洲央行的貨幣政策利率傳導效率。利用分散的GETS（從一般到特殊的分析方法）方法，考察了中央銀行基準利率變動對貨幣市場利率的傳遞效果，以及這種效果的對稱性。結論認為歐元區內貨幣市場利率可以更為有效地傳導到貸款利率。利率的長期傳遞效果是完全的。而對美聯儲來說貨幣市場利率相比政策利率傳遞效果更為有效。從傳遞的對稱性角度來說，貨幣市場利率向下變動時歐元區的銀行利率可以完全傳遞到存款利率，而當貨幣市場利率上升時銀行利率可以完全傳遞到借款利率。而對美聯儲來說，中央銀行利率下降會直接傳遞到存款利率，而對借款利率來說利率下降的影響更大。Huang（2012）分析了美、歐、日、中四個國家的貨幣政策利率、信貸、財富、匯率傳導渠道效率，最后認為在金融危機和經濟衰退期間，中央銀行首先應用財富傳導渠道、然后是利率和匯率傳導渠道，最后是信貸傳導渠道。利率傳導渠道可以中和對國內消費的通脹影響。Christian &Sebastian（2013）利用面板SVAR的實證檢驗方法分析經濟大國政策利率對貸款利率的影響，并證明在2003-2008年利率的傳遞效果要高于2008年美國次貸危機之后。之所以會發生這一現象主要是因為次貸危機使得銀行對于流動性管理政策更為謹慎，同時不良貸款激增。

以上文獻綜述當中，主要對金融危機期間貨幣政策傳導機制的效率進行了比較分析。但是關于金融危機期間貨幣政策工具變量變動對市場利率的影響效果觀點還是不一致的。而單獨考察貨幣政策工具變量變動對利率的影響的文獻還沒有出現。

三、實證分析

（一）研究說明與模型設計

本文采用結構向量自回歸模型（SVAR）考察美聯儲利率傳導渠道中基礎貨幣工具對美聯儲有效利率的影響效果。之所以采用結構向量自回歸模型是因為，結構向量自回歸模型通過添加基于經濟理論的限制性條件，考慮到了當期變量之間的影響，并可以得到系統中各個內生變量對自身以及其他內生變量單位變動的反應。且利用結構向量自回歸模型的脈沖響應函數能夠直觀刻畫出變量之間的動態交互作用及其效應，并被廣泛應用于貨幣政策效率的分析。

本文針對2003年1月-2012年10月美國聯邦基金有效利率、美聯儲基礎貨幣、美聯儲存款準備金月度余額以及美聯儲逆回購月度余額月度數據建立結構向量自回歸模型，分析美聯儲基本貨幣政策工具變動對美聯儲有效利率的影響。美聯儲網站對公開市場業務的分類主要分為長期的和暫時的公開市場業務操作。暫時性的公開市場業務操作主要有回購協議與逆回購協議，永久性的公開市場業務包括直接購買和出售證券，已達到永久性增加或者消耗銀行體系內部儲備金的目的。

在美聯儲網站數據庫當中，我們可以得到美聯儲有效利率、商業銀行在美聯儲存款準備金賬戶當中的總額、基礎貨幣供給和美聯儲逆回購操作的月度余額數據。

進一步通過圖1當中可以看出美聯儲聯邦基金有效利率（Federal funds effective rate）發生了較大變化，尤其是在2007年8月美國次貸危機之后開始下降，并在2008年10月迅速從0.97下降到2008年1月的0.39，到2008年12月則下降到了0.16。因此在模型分析的過程當中需要對樣本區間進行分割。

數據來源：美聯儲官方網站數據庫

為了對樣本區間進行分割，根據2003年1月-2012年7月對美聯儲貼現率、美聯儲基礎貨幣、美聯儲逆回購月度余額以及美聯儲存款準備金總額的基本回歸方程，這里選擇在2007年8月時間點進行Chow斷點檢驗。此時F統計量、Wald統計量相應P值都為0.0000。假設檢驗事件發生概率為0.0000，說明這一事件根本不可能發生，從統計意義上證明以2007年8月作為斷點上對樣本區間進行分割是正確的。以下分別對2003年1月-2007年8月以及2007年8月-2012年9月兩個樣本區間對美聯儲基本貨幣政策工具變動對美聯儲有效利率影響進行分析。

（二）實證研究

1.2003年1月-2007年8月美國聯邦基金有效利率、基礎貨幣供給、存款準備金月度余額以及美聯儲逆回購月度余額月度數據結構向量自回歸模型分析

根據數據的平穩性檢驗可知，美聯儲的儲備金賬戶總額、基礎貨幣、逆回購月度余額以及美聯儲有效利率都是一階單整數據，數據取對數并一階差分之后都是平穩數列，符合了大部分時間序列都是一階單整序列的常識。2003年1月-2007年8月，美聯儲基礎貨幣、美聯儲逆回購月度余額、美聯儲有效利率以及美聯儲存款準備金總額月度數據共55個樣本，這四個變量之間在0.05顯著水平下存在2個協整關系，因而可以進行結構向量自回歸（SVAR）模型分析。

這里針對樣本區間2003年1月-2007年8月對美聯儲銀行準備金總額、基礎貨幣、美聯儲逆回購月度余額和美聯儲有效利率相關數據進行結構向量自回歸模型分析，按照結構向量自回歸模型滯后期選擇的AIC規則， 結構向量自回歸模型滯后期選擇為2期，在穩定性檢驗當中所有單位根均落在單位圓之內，說明這一結構向量自回歸模型是穩定的。

根據脈沖響應分析（詳見圖2，橫軸為滯后期，單位：月度；縱軸為有效利率波動幅度，單位：%），從“美國基礎貨幣增加對有效利率的影響”中可以看出美國基礎貨幣增加對美國有效利率波動的影響為正，變化區間為0.0000～18.29555，說明美聯儲的基礎貨幣增加使得美國有效利率上升，并在第10期達到最大的影響彈性值，取值為18.29555，隨后影響彈性逐漸下降。說明這一時期的貨幣需求較高，已經使得利率不斷攀升，基礎貨幣供給的增加對利率的負向影響不顯著。

從圖2當中“法定存款準備金增加對有效利率的影響”可以看出，2003年1月-2007年8月，美聯儲法定存款準備金賬戶余額增加，美聯儲有效利率上升，滯后20期的脈沖響應圖中影響彈性變化區間為0.0000～1.436751，并在第8期，達到最大值，取值為1.436751，隨后這一影響彈性逐漸下降。

從圖2當中“美聯儲逆回購月度余額增加對有效利率的影響”圖中可以看出，逆回購數量增加之后前兩期對美聯儲有效利率的影響彈性為正，之后轉為負值，并在第27期絕對值最大，取值為-0.058203。此處的脈沖響應分析結論與理論分析相一致。但是此時美聯儲逆回購數量對美聯儲有效利率的影響非常小。

這三種貨幣政策工具對美聯儲有效利率的影響彈性相比較來看，逆回購作為中央銀行短期貨幣政策操作項目對美聯儲有效利率的影響彈性為正；而基礎貨幣的變化對美聯儲有效利率的影響方向也為正。法定存款準備金在美國這類發達國家當中一直不是最重要的貨幣政策工具，而且使用較少。從脈沖響應圖當中可以看出，法定存款準備金變化對美聯儲有效利率的影響很小。

進一步對2003年1月-2007年8月美聯儲有效利率月度數據的方差分解可以看出，基礎貨幣對美聯儲有效利率的影響最大。滯后48期當中，基礎貨幣對美聯儲有效利率的影響在第2期開始就占有71%～99.38%，其次是法定存款準備金月度余額，其在美聯儲有效利率方差變動當中占0.000%～1.425338%，在第2期取得最大值1.425338%；逆回購操作對美聯儲有效利率方差變動影響最小，變動范圍為0.0000%～0.003522%。

2、2007年8月-2012年11月美聯儲基礎貨幣、存款準備金、美聯儲逆回購月度余額以及美聯儲有效利率之間的結構向量自回歸模型分析

在對2007年8月-2012年7月美聯儲基礎貨幣、存款準備金、美聯儲逆回購月度余額以及美聯儲有效利率之間進行協整檢驗時，可以證明這四個變量之間在0.05顯著水平下，存在1個協整關系，因而可以建立結構向量自回歸模型進行分析，模型滯后期選擇為4期。此時模型通過了穩定性檢驗，所有的特征根都在單位圓之內，因而模型可以進行下一步脈沖響應分析。

（2007年8月-2012年11月）

根據脈沖響應分析（詳見圖3，橫軸為滯后期，單位：月度；縱軸為有效利率的波動幅度，單位：%），從“美聯儲基礎貨幣增加對有效利率的影響”圖中可以看出，美聯儲基礎貨幣增加對美聯儲有效利率的影響在前8期為負，此時美聯儲基礎貨幣的變動對有效利率的影響從滯后20期的脈沖響應圖當中來看基本為負且不穩定。

從圖3中“美聯儲法定存款準備金增加對有效利率的影響”可以看出，2007年8月-2012年11月，美聯儲法定存款準備金月度余額增加在前兩期對美聯儲有效利率的影響為正。之后轉為負值，并在第8期取絕對值最大-1.781431，并在第18期再次轉為正值。脈沖響應分析結論說明這一時間段之內美聯儲法定存款準備金對有效利率的影響不穩定。

從圖3中“美聯儲逆回購月度余額增加對有效利率的影響”可以看出，此時美聯儲逆回購數量的增加對有效利率的影響彈性變動范圍為-1.532554～0.0000，并在第5期取絕對值最小負數-1.532554。從美聯儲逆回購操作短期內可以增加銀行體系內部資金供給的角度來說，逆回購操作數量增加應該降低有效利率，脈沖響應分析結論與理論分析結論相一致。相比2001年1月-2007年8月，美聯儲逆回購對美聯儲有效利率的影響彈性有所加強。

進一步對美聯儲有效利率變動的方差分解可以進一步看出，這一樣本區間范圍內，美聯儲基礎貨幣對美聯儲有效利率的影響彈性仍然是最大的。其次是法定存款準備金賬戶月度總額，逆回購操作月度余額對美聯儲有效利率的影響還是最小的。但是相比2001年1月-2007年8月來說，逆回購操作月度余額對美聯儲有效利率的影響有所加強。

從表1中總結了2007年8月前后美聯儲基本貨幣政策工具變量變動對美聯儲有效利率的方差分解結論對比，通過計算可以得出2007年8月美國次貸危機爆發之后美聯儲基礎貨幣供給量變動對美聯儲有效利率的影響效率大幅度下降，下降幅度為36%；而美聯儲法定存款準備金月度余額和逆回購月度余額對美聯儲有效利率的影響效率都大幅度上升，其中美聯儲逆回購月度余額作為公開市場業務代表變量對美聯儲有效利率的影響效率增加幅度最大，約為99%。但是美國次貸危機爆發之后，基礎貨幣供給仍然是對有效利率的影響效率最大的貨幣政策基本工具變量。

表1 美聯儲基本貨幣政策工具變量變動對美聯儲有效利率影響方差分解結果對比

（三）小結

通過以上針對美聯儲基礎貨幣供給、存款準備金月度總額以及美聯儲逆回購月度余額對美聯儲有效利率的影響可以得出以下結論：

首先，美國次貸危機爆發之后，基礎貨幣供給對美聯儲有效利率的影響大幅度降低。按照正常經濟學理論來說，貨幣供給增加在貨幣需求不變的情況下，會導致利率下降。利率下降可以通過降低貸款成本，從而擴大投資規模，最終促進經濟增長。因而在貨幣供給增加就可以作為在經濟蕭條條件下的一種擴張性貨幣政策措施。但是如果貨幣供給擴大，利率卻沒有隨之發生下降，那么就不能由此帶來投資成本下降利潤上升，投資需求的增加。也就是說利率的貨幣供給彈性下降到極小值，那么貨幣供給措施就幾乎是無效的，而只能帶來通貨膨脹，本文的研究結論說明美國次貸危機之后的美國經濟已經進入“流動性陷阱”當中。

其次，美聯儲存款準備金月度余額對有效利率的影響在美國次貸危機之前為正，在美國次貸危機爆發之后轉變為負。根據美聯儲存款準備金月度余額報告可知，次貸危機之后商業銀行的存款準備逐漸增加，而且美聯儲在2008年10月之后還對存款準備金支付利息，使得商業銀行更愿意增加存款準備金。而同時美聯儲還在不斷降息，并且已經進入了零利率階段，因此這兩個變量之間在統計意義上就形成了負向關系。實質上體現的是在美國次貸危機之后未來經濟發展不確定性增加，商業銀行資金的謹慎性需要導致存款準備金的增加。

再次，美聯儲基礎貨幣供給對有效利率的影響在美國次貸危機之前為正，而次貸危機之后轉變為負。這一結果主要是因為在美國次貸危機爆發之前，信貸需求大幅度增加，美聯儲此時也在加息，基礎貨幣供給對利率的負向影響不明顯。而美國次貸危機之后，由于失業以及金融機構、企業破產倒閉增加，使得貨幣需求迅速下降，這時期美聯儲也不斷降息以促進經濟發展，因而美國次貸危機之后基礎貨幣供給增加對有效利率的影響為負，符合貨幣經濟學中的理論。這也提示我們，在經濟不正常的增長過熱情況下，變量之間的理論聯系開始也顯得不正常。這正說明這一時期貨幣需求的急速增長，實際上是不理性的，是違反經濟發展規律的。

最后，由于2007年8月以來美聯儲不斷采用零利率條件下的公開市場業務對美聯儲有效利率的影響能力增強。逆回購貨幣政策措施對美聯儲有效利率的影響在第二個樣本區間內效果大幅度增加，從第一個樣本區間的0.000%，增加到第二個樣本區間內的13%。

四、結論

以上結論說明，美國次貸危機之后，貨幣政策利率傳導渠道中貨幣政策工具對有效利率的影響也發生了變化。從基礎貨幣供給對利率的影響效率降低的角度來說，美國經濟已經進入“流動性陷阱”當中。同時在存款準備金總額和有效利率之間關系轉為負，也說明這一時期商業銀行體系的謹慎性已經形成了“流動性窖藏”。其中在基準利率已經接近于零的情況下，可以發現公開市場業務對于美聯儲有效利率的影響力度有所增強。對于已經進行了三輪“量化寬松”貨幣政策的美聯儲來說，這一結論說明以逆回購為代表的公開市場業務對于降低市場利率是有效的。危機下的貨幣政策管理措施可以加大進行非常規貨幣政策的操作。

參考文獻

[1]Christian Saborowski and Sebasitian Weber， “Assessing the Determinants of Interest Rate Transmission Through Conditional Impulse Response Functions”，[J].2013 International Monetary Fund，WP/13/23

[2]Frederic S. Mishkin，“Monetary Policy Strategy： Lessons From the Crisis”，[J].NBER Working Paper 16755， February 2011

[3]Hai zhou Huang，“Monetary Policy， Balance-Sheets and Asset Prices： Transmission Mechanisms in US， Euro， Japan and China”，[J].May 2012；.cn/uploads/111116/2012675.pdf

[4]Kenneth N Kuttner and Patricia C Mosser，”The monetary transmission mechanism in the United States： some answers and further questions”，[J].Federal Reserve bank of New York， BIS Papers No 12

篇(2)

[關鍵詞]匯改；資本流動；金融改革；時機選擇

一、引言

2015年11月30日，國際貨幣基金組織（IMF）執董會批準人民幣加入特別提款權（SDR）貨幣籃子，標志著人民幣成為第一個被納入SDR籃子的新興市場國家貨幣，這是人民幣國際化的里程碑，也意味著股災后強勢推出的“811”匯改初見成效。然而，匯改的代價也是沉重的，多年來穩如磐石的人民幣匯率陷入了飄搖動蕩的迷局，而隨后國內金融市場的反應更是出乎意料；先是國內資本市場陷入了數十年不遇的股災，且影響持續至今；與之相隨，人民幣離岸在岸價差擴大，持續貶值，已突破了近年來最大貶值幅度（具體見圖1），央行被迫出售外匯儲備來支撐人民幣，僅8月當月就消耗939億美元外儲。我國資本市場元氣大傷，金融市場恐慌不安，投資者損失慘重。

然而，事實表明，“811”匯改并非此次股災的“始作俑者”，資本市場自6月12日開始持續下跌，短期資本自2014年第二季度開始就呈現持續凈流出狀態，過去5個季度累計流出規模高達5200億美元（具體見圖2），且持續凈流出狀態目前仍在持續，央行被迫采取暫停人民幣合格境內投資者（RQDH）離岸投資計劃配額申請、暫停向離岸行跨境融資、暫停外資行跨境業務、征收遠期售匯業務風險準備金等措施來制約資本外流。據業內人士分析，引發此次股災最直接的原因是證監會限定了清理配資的最后期限，股市熱錢紛紛逃離；另外，人民幣貶值壓力和美聯儲加息政策放大了短期資本外逃規模，引發國內市場流動性不足。

有學者認為，“811”匯改和股市配資清理均是為人民幣沖刺SDR做政策準備，相較于成功加入SDR所帶來的利好，資本市場受挫、投資者承受一點損失是無可否非的。但不可否認的是，除投資者損失慘重外，人民幣貶值仍在持續，證監會陷入了“拯救股市”還是“繼續清查”的兩難選擇，人民銀行面臨著“支撐人民幣”還是“允許資金外流”的雙重困境，國外投資者及媒體不時有看空中國的聲音發出，我國宏觀形勢進入了撲朔迷離的狀態。那么，到底哪些因素影響了資本流動？大規模的資本流動會對我國金融市場及經濟安全帶來多大的危害？“811”匯改是否加劇了我國資本外逃規模，其時機選擇是否有待商榷？我國金融改革政策到底該如何選擇？市場開放后我國該如何應對更大的國際資本流動沖擊，如何進行風險防控？這些問題不僅關系我國金融市場秩序以及宏觀經濟安全，也是我國由“金融大國”向“金融強國”邁進過程中不可避免的挑戰，更是新興市場國家融入國際金融體系中必須要解決的關鍵問題。

本文分析國際資本流動對我國金融經濟秩序帶來的直接影響和潛在影響，并追根究源，以2005年匯改和2015年匯改兩個時間節點來研究匯改前后影響我國資本流動因素的差異，結合現實案例“股災、資本流動、‘811’匯改之間的關系”來探討我國相關金融改革政策的時間窗口選擇。這不僅有利于系統性金融風險的防范，有助于維護我國金融市場秩序及經濟安全，更能為金融改革政策的適時推出提供相應的決策參考，具有重大的理論價值和現實意義。

二、資本流動對我國經濟金融秩序的影響分析

新興經濟體在發展過程中總伴隨著大規模的資本流動，我國也不例外。由圖2可知，2005年匯改之后，人民幣升值預期不斷強化，且隨著次貸危機后美、歐兩大經濟體量化寬松政策的實施，中國以持續較高的經濟增長率吸引著國際資本的流入。然而，隨著我國經濟發展進入新常態、經濟增長速度放緩以及受美聯儲加息的影響，自2014年第二季度開始，我國資本凈流出規模持續擴大，國內不少行業開始出現流動性危機，大規模的資本流入、流出波動勢必會對我國經濟金融活動各方面造成影響。

（一）影響國內貨幣供給及經濟增長

截至2014年，我國國際收支一直維持“雙順差”局面，外匯儲備余額持續上漲。在貨幣乘數作用下，外匯占款通過影響基礎貨幣帶動國內貨幣供應量的變化，進而影響國內物價水平，干擾貨幣政策的有效性；同時央行因為外匯儲備增加而要采取“對沖”操作，通過減少國內信貸總量來緩解資產總額壓力，高強度的“對沖”操作勢必會影響國內信貸額度，進而牽制國內經濟增長速度。

（二）影響匯率政策及國家財富

當短期資本流動的規模和速度達到一定程度后便會對一國匯率產生強烈沖擊。由圖1、圖2可知，自2005年匯改后，由于我國經濟形勢向好加上人民幣升值預期，國內資本總體上呈現流入狀態，且在2013年年末人民幣跨境交易政策推出后達到流入高峰；然而，2014年第二季度后，資本持續凈流出，人民幣面臨貶值壓力，央行為保持人民幣匯率的穩定，不得不拋售外匯儲備來拉升人民幣匯率，外儲余額已由2014年6月的3.99萬億美元下降至2015年11月的3.43萬億元，創下有記錄以來最長的連續下降時間。路透社調查稱，由于資本外流導致中國龐大的外匯儲備規模正以每年5000億美元左右的速度縮減，造成我國國家財富的大量損耗。

（三）影響國內資產價格

隨著人民幣匯率的升值，國際熱錢大量涌入我國，流向高收益行業（如房地產）或虛擬市場（股市），坐享貨幣升值和資本利得的雙重收益。然而，大量涌入的資本一方面拉升了國內經濟泡沫，另一方面也扭曲了國內資產價格（Kim and Yong于2011年以亞洲新興經濟體為樣本，也得出了類似的結論）。而一旦國內經濟形勢逆轉，該部分資本爭相逃離，國內泡沫破滅，資產價格下跌，后果不堪設想。日本經濟“蕭條的十年”便是最好的例證。

（四）影響宏觀經濟安全

王擎、趙進文、易順等均認為國際熱錢的大進大出會對我國資產價格和匯率造成極大的影響和沖擊，乃至破壞正常的市場秩序，影響我國金融市場的安全和穩定。具體而言，大規模資本流入會導致流入國資產價格上升、本幣升值、宏觀經濟過熱，而此后由于經濟形勢改變而發生的流入中斷或逆轉，將導致資本流入國價格泡沫破滅、本幣貶值甚至貨幣危機，影響國內宏觀經濟安全。經濟學家吳敬璉也認為股災的很大一部分原因在于股市資金流動性寬松且進出頻繁，以致后來資金撤離、泡沫破滅，對我國金融秩序及經濟穩定帶來了巨大影響。

綜上所述，資本波動對我國經濟金融秩序造成的影響頗大（綜合影響見圖3），既有直接影響（貨幣供應量、匯率、資產價格），也有潛在影響（國內物價、經濟增速、國家財富、經濟安全）。然而，不可否認的是，在我國經濟飛速增長的階段，來自海外的資本支持功不可沒，且我國利用外資的政策將會持續下去。那么，如何在利用流入資本的同時控制其流動風險，需要追根溯源的研究資本流動的影響因素，從源頭上把控資本波動風險，降低其對國內宏觀經濟的負面影響，保障國內金融秩序的穩定。

三、匯改及其他因素對資本流動影響的實證檢驗

（一）變量的選取及檢驗

1.資本流動變量選取。國際資本的流動性與期限有明顯的正相關關系，期限越短，資本流動性越強，且短期資本流動與一國宏觀經濟狀況和金融市場波動關系最為密切。由于我國尚未正式公布短期資本流動的月度數據，學者對其定義也莫衷一是，Lu and Zhi采用“中央銀行外匯資產月度增量+商業銀行外匯資產月度增量一月度貨物貿易順差一月度實際利用FDI規?！眮頊y算短期資本流動規模；張明、肖立晟又定義“短期資本流動規模=國際收支表中金融賬戶余額-直接投資項目余額”；目前較為認可的一種方法是“短期資本流動規模=月度外匯占款增量-月度貨物貿易順差一月度實際利用FDI規模”，本文即采用此方法，因我國自1999年末才公布外匯占款月度數據，因此數據時間序列選自2000年1月-2015年11月。

2.影響因素選取。Fernandez-Arias、Forbes、IM（2011）F將影響國際資本流動的因素分為驅動因素和拉動因素兩大類，推動因素是指資本供給層面的、全球性的影響因素，而拉動因素是指資本需求層面的、特定國家內的影響因素。Milesi-Ferretti、Tille研究發現市場預期和信心是影響國際資本流動的主要驅動因素，國際資本流入規模與新興市場國家的金融、宏觀經濟狀況密切相關。張明、譚小芬認為中國經濟增長率、通貨膨脹率、人民幣利率、股票價格指數、房地產價格、人民幣信貸增量、人民幣升值預期等是短期資本流入最主要的驅動因素。孫濤、張曉晶也曾證實過市場預期、突發事件對短期資本流動的影響。Calvo et a1.、Chuhan et a1.重點強調了美國金融市場利率以及美國宏觀經濟波動對新興市場國家資本流動的影響；劉莉亞、程天笑等對此進行了再次驗證。

在借鑒國內外學者研究的基礎之上，選取影響因素如表1所示。

3.時間序列選擇。為檢驗匯改對資本波動的影響，將時間區間劃分為2000年1月-2015年6月、2005年7月-2015年8月、2015年9月至11月三個區間，第三區間因數據限制無法進行建模，遂以第二區間數據模擬，模擬值與真實值之間的差距能在一定程度上反映“811”匯改的影響。

4.變量的檢驗。為避免因為時間序列的非平穩性而造成的偽回歸現象，對各變量序列進行平穩性檢驗，方法為ADF單位根檢驗，滯后階數依據SIC準則確定。結果顯示：第一區間內，AI在10%的置信水平下平穩，AIDV在5%的置信水平下平穩，其余變量均在1%的置信水平下平穩；第二區間內，AI、AIDV在10%的置信水平下平穩，SCF在5%的置信水平下平穩，其余變量均在1%的置信水平下平穩?？傊?，所有變量在各自區間內均滿足10%的置信水平下平穩，滿足基本建模要求。為檢驗變量之間是否存在長期穩定關系，對變量序列進行協整檢驗，方法為Johansen協整檢驗。結果顯示，變量在各自區間內均存在不止一個協整向量，說明變量之間存在長期均衡關系，可對其進行下一步建模。

（二）模型選擇及構建

1.構建VAR模型。向量自回歸（VAR）模型由Sims于1980年提出，其采用多方程聯立的形式，將所有變量都看做內生變量，每個解釋變量都對自身及其他被解釋變量的若干滯后值進行回歸，以此來估計所有變量間的動態關系。含有n個變量滯后階數k的VAR模型表達式為：Y1=α+Ⅱ1Yt-1+Ⅱ2Yt-2+…+ⅡkYt-k+μt。其中，Yt為n×1階時間序列列向量，α為n×1階常數項列向量，Ⅱ1，Ⅱ2，…，Ⅱk均為n×n階參數矩陣，μ～IID（0，Ω）是n×1階隨機誤差列向量。根據前文理論分析，建立短期資本流動影響因素VAR方程組如下：

利用eviews7.0軟件對短期資本流動VAR模型進行估計，滯后階數k的選擇根據AIC最小原則確定。結果顯示：在第一區間滯后3階的VAR模型中，上證綜指波動率R28=0.392476，標普500指數波動率R29=0.319659，擬合系數過低，遂將其剔除；再次進行VAR模型擬合，得到穩定的滯后3階VAR模型，模型穩定性檢驗見圖4。在第二區間滯后4階的VAR模型估計中，國內通貨膨脹率R25=0.460106、新增外匯儲備R27=o.385580、上證綜指波動率R28=0.326596、標普500指數波動率R29=0.413741均不顯著，遂逐步將其剔除；再次進行VAR模型擬合，得到穩定的滯后5階VAR模型，模型穩定性檢驗見圖5。

由圖4、圖5可知，所有特征值均處于單位圓內，匯改前后的VAR模型均是穩定的，說明變量之間存在長期穩定關系，可在此基礎上進一步建立SVAR模型。

2.構建SVAR模型。與VAR模型相比，結構向量SVAR模型能夠體現變量之間的當期關系，使模型的經濟意義更加明確；對于逐利性及波動性都十分鮮明的短期資本，當期變量的影響更具有經濟意義。含有k個變量的結構向量自回歸模型SVAR（P）一般矩陣形式可表示為：

由前文可知，第一區間的短期資本流動方程組已剔除了上證指數波動翠和標晉指數波動率變量，基于SVAR模型理論，建立短期資本流規模SCF的SVAR方程（1）：

第二區間的短期資本流動方程組已剔除了國內通脹率、新增外匯儲備、上證指數波動率和標普指數波動率變量，基于SVAR模型理論，建立短期資本流動SCF的SVAR方程（2）：

3.SVAR模型脈沖響應函數分析。在實際應用中，VAR作為一種非理論性模型，常常通過分析模型中變量受到某種沖擊對系統產生的動態影響，從而來判斷變量之間的影響關系，SVAR模型亦如此，而脈沖響應函數是對該種動態影響最直觀的反映。

（1）第一區間VAR模型和SVAR模型脈沖響應函數比較分析

由圖6可知，第一次匯改前，國內利率、經濟增長潛力、新增外匯儲備與短期資本流動規模呈正相關關系，國內通脹率對資本流動呈負向影響；間接標價法下的人民幣升值預期越大，資本流入規模也越大；而國外利率短期內對資本流動規模有一個正向沖擊，充分表明匯改之前我國短期資本流入以真實投資為主，不受國際市場收益率變化的瞬時影響，而在長期內則依然滿足“國外利率越高，流入我國資本規模越小”的逐利性質。在考慮當期變量影響的SVAR模型脈沖響應函數中（見圖7），短期資本流動除對變量4（人民幣NDF）的沖擊有相對明顯的響應外，對其他變量的沖擊幾乎無響應。

（2）第二區間VAR模型和SVAR模型脈沖響應函數比較分析

由圖8可知，匯改之后，國外利率、國內利率對短期資本流動規模的沖擊較匯改前更為強烈，國外利率越低、國內利率越高，越發刺激短期資本的逐利性，短期資本流入規模越大；人民幣匯率升值預期仍在短期資本流動中占據主要影響因素地位；國內經濟增長潛力對短期資本流動的影響力較匯改前也有所提升，可能與次貸危機后中國經濟增長在拉動世界經濟復蘇中發揮越大越大的作用有關?？紤]當期變量影響的SVAR脈沖響應函數（見圖9），國外利率和國內利率仍是短期資本流動規模的主要影響因素；人民幣匯率預期的影響程度被放大，升值預期越強烈，資本流入規模越大；而國內經濟增長潛力的影響幾乎為零，充分證明匯改后流入我國資本大多為投機性“熱錢”，僅隨資產價格和匯率價格的瞬時波動而頻繁流動。

四、我國金融改革政策時間窗口選擇的重要性

由第三部分檢驗可知，國內股市和國外股市波動均不是影響我國短期資本流動的重要因素，也從側面表明短期資本流動并非“股災”的直接誘因。匯改前我國短期資本流動影響因素依次為人民幣升值預期、新增外匯儲備、國內利率、國內通脹率、經濟增長潛力、國外利率，匯改后我國短期資本流動規模影響因素依次為人民幣升值預期、國外利率、國內利率、經濟增長潛力；匯改之前內部拉動因素以國內經濟基本面因素為主因，而匯改之后外部驅動因素以資本獲利因素為主因。

匯改前后影響因素的差異充分表明匯率政策的改變對資本流動起關鍵作用。那么，假設“811”匯改沒有推行，人民幣匯率一直保持在穩中升值狀態，后續資本流出規模是否會相應減少？股市下行的壓力是否能在一定程度上緩解？回顧2005年匯改，彼時我國國際收支“雙順差”規模持續擴大，外匯儲備余額迅速積累，GDP一直高速增長；目前我國經濟下行壓力增大，宏觀經濟形式復雜多變，為什么“811”匯改要在股災后強行推出？為什么在一些國際資本看空中國資產的背景下，還讓人民幣貶值？為什么在GDP增長率“保7”愈發困難的情境下，還要分散精力于人民幣維穩？若為沖刺SDR，央行在年初就可改變策略，順應市場允許人民幣貶值，用一個季度或兩個季度時間來緩解釋放人民幣貶值壓力，也許市場對于“811”匯改的反應會更加平穩有序。外管局副局長王小奕表示，跨境資金流出增多和逆差增大，與“811”匯改沒有直接關系，也意味著股市資金抽離并非受到匯改的直接影響，而是證監會“限時清理配資”政策的詬病，不僅暴露出我國證券市場危機應急處理能力的薄弱，也暴露出急于求成的市場化改革，會帶來諸多致命性的風險。

股災的突發和“811”匯改后人民幣貶值都充分表明金融改革政策時機選擇的重要性，目前國內學者在“811”匯改時機選擇上的看法也莫衷一是。有學者認為，“811”匯改是驚人之舉，央行為推動人民幣加入SDR，必須要讓人民幣對美元中間價決定“黑箱”變得透明，讓“有管理的浮動匯率”真正有浮動之實；并且其認為若要滬深股市漲至10000點再清理配資，人民幣貶值預期會更強烈，維穩成本也更高，因此“811”匯改是在正確時間做了正確的事。但也有學者認為，為滿足加入SDR條件而實行“811”匯改，與加入SDR的目的相違背，加入SDR是為了給中國經濟帶來穩定和發展，但“81l”匯改帶來了中國股市的暴跌，使中國投資者損失慘重，匯改方向是正確的，但時機和方式確實值得商榷和考量。

五、相關政策建議

縱觀世界其他各國金融改革歷程，拉美國家大爆炸式的金融改革大多以失敗告終，美國先外后內的金融改革取得了成功，英國與美國順序一致卻并不成功，日本失敗教訓慘痛，德國各項金融改革同時推進，緊密配合，協調效應顯著，相當成功。由此可見，金融改革政策的時間窗口選擇至關重要，只一味加快改革力度而不考慮國情無異于飲鴆止渴。因此，我國金融改革應植根于國情，全面協調穩步推進。

（一）將金融改革與匯率超調理論結合

在人民幣真正入籃SDR的過程中，應在匯率改革過程中充分考慮國內相關資產價格的調整速度，考慮境內國際資本因匯率變動可能會產生的流動幅度，考慮資本市場、金融市場的承受力，不能一味地為了遷就無理要求而不斷犧牲國內經濟利益。雖然“811”匯改給國際的影響是積極的，但我國金融本身存在的不足也十分明顯，SDR不是我國匯率改革的最終目標，人民幣國際化更需要的是匯率的穩定以及國內良好經濟的強大支撐。因此，在后續匯率自由化改革中，有必要將金融改革與匯率超調理論相結合，盡量降低局部均衡值與一般均衡值之間的差異，提升匯率制度的靈活性，為最終形成富有彈性的匯率制度創造過渡條件。

（二）將金融改革與利率平價理論結合

商業銀行等金融機構存款利率浮動上限的放開，標志著中國利率市場化邁出了關鍵性的一步，但并不意味著利率市場化改革的全面完成，強化金融機構的市場化定價能力和疏通利率傳導機制是下一步改革的重點。由前文實證分析可知，國內外利率差異是引起國際資本流動的重要因素，隨著美聯儲加息的落實，國際游資必將引來新一輪的洗牌。因此，我國更應該充分考慮國內外利率差異，通過建立有效的貨幣市場來調節資金余缺，穩定金融市場利率，降低國際游資套利機會，增加熱錢進出的風險和成本，減少其對國內金融市場的沖擊。

（三）宏觀審慎、穩步有序的推進資本項目開放

隨著QDII2政策的即將落地，我國資本項目開放也指日可待，但在資本項目開放過程中，如何有效防范資本流動的負面影響，取決于資本項目開放路徑、順序及時機選擇。從開放路徑來看，資本項目不存在開放的最優路線，主動、漸進、結合國內經濟形勢開放才是良策，我國要采取漸進模式，不可操之過急；從開放次序上來說，放開直接投資――放開長期資本――放開短期資本是IMF總結的較為成功的順序，我國可以此為鑒；從時機選擇來看，目前我國匯率政策尚未完善，相關法律、監管、貨幣政策制度安排等配套措施也并不到位，因此，為滿足人民幣入籃SDR而全面放開資本項目并非最佳時機。此外，我國目前正面臨著內部經濟下行壓力大、金融市場動蕩、外部美聯儲加息的多重不利因素，對待資本項目開放應采取宏觀審慎策略，并輔以完善的風險預警機制，防止資本項下資金大幅波動導致的風險。

篇(3)

【關鍵詞】匯率；人民幣升值；物價水平

一、引言

最近人民幣升值和物價上漲正在成為國內的經濟焦點。一方面匯率作為貨幣的對外價值，在一個國家的對外經濟和金融活動，一直是核心；另一方面物價水平與一國貨幣的購買力水平相聯系，也即與貨幣的對內價值密切相關。無論是匯率穩定和價格穩定都具有重要的意義，對一個國家的經濟活動來說，是實現宏觀經濟政策的主要目標。

物價穩定關系到一個國家內部的經濟穩定。自2004年中國經濟進入新一輪的發展，國內價格一直走高，特別是在2006年、2007年，國內需求增長和流動性的拉動下，國內一度出現了通貨膨脹。因此研究匯率對物價的影響就顯得十分必要。

二、實證分析

變量和指標的選擇：國內物價水平（CPI），人民幣兌美元匯率，時間趨勢。本文采用自回歸分布滯后模型，根據2006年1月—2012年12月的月度數據，分析了人民幣兌美元匯率對物價水平的影響，從而總結出人民幣匯率對物價水平的具體影響。

首先，對CPI和匯率的月度數據做季節調整。其次，對變量進行進行ADF檢驗，得到E_sa和CPI_sa都是一階單整時間序列。觀察CPI和匯率的自相關圖，發現CPI和人民幣兌美元匯率存在一階自相關，所以，引入CPI和匯率滯后一期的值。

Yt=13.26541-14.79923Xt+0.873515Yt-1+14.72584Xt-1+Ut

t（3.134259）（-3.834646）（23.73713）（3.881525）

s（4.232392）（3.859346）（0.036800）（3.793828）

（F=421.9344 R2=0.941255 DW=1.683804）

從方程的回歸結果看，C（2）

從上面的回歸結果，可以知道線性回歸方程可以寫為：

Yt=1.782384-14.48884Xt+0.887011Yt-1+15.67083Xt-1+0030570T+Ut

t（0.337492）（-3.983362）（25.40908）（4.370310）（3.316145）

S（5.281262）（3.637340）（0.034909）（3.585748）（0.009219）

（F=359.2443 R2=0.948514 DW=1.955983）

其中x表示人民幣兌美元匯率，y表示物價水平。該回歸方程說明：也就是E下降一個單位，CPI上升14.48884個單位；CPIt-1上升一個單位，CPIt上升0.887011個單位；Et-1上升一個單位，CPIt上升15.67083個單位；時間每變動一個月，CPI增加0030570個單位。

從以上回歸結果中可以看出，帶時間趨勢的模型與不帶時間趨勢的模型相比：各系數的t值較大，R2較大，DW值更接近于2，AIC、SIC值較小，所以，帶時間趨勢的模型要優于不帶時間趨勢的模型。

三、分析結論

在面對人民幣可能將進一步升值的情況下，采取一定的措施是必要的。首先，我們應該從匯率政策制定上入手，必須使匯率政成為貨幣政策的必要部分。第二，從長遠來看人民幣匯率跟美元固定，很長一段時間是最好的方法，但是，畢竟是一個臨時解決方案。從長遠來看，我們應該站在全球貨幣體系和全球貨幣區相互競爭的角度來探索中國的匯率政策和貨幣政策，然后努力創建一個巨大的人民幣貨幣區將是最好的趨勢，匯率政策也將有更多的選擇和變得更加靈活，所以，物價水平的影響也不會那么大。第三，目前，中國的雙順差形式日益加重，此外，國內物價上漲趨勢明顯，以實現匯率升值為主要目標的貿易政策與中國以遏制通貨膨脹增長形勢為主要調控目標的宏觀經濟政策方針存有不可兼容之處。第四，關于價格。政府應該將控制價格變化作為一個重點工作，建立和完善社會保障制度，支持和保護低收入群體和弱勢群體的切身利益，暫時監管一系列的政策，例如糧食補貼，減緩由于價格上漲對個人和家庭的不良影響。

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篇(4)

在當前階段，國內對貨幣政策在不同經濟形勢下對股票市場的影響鮮有研究，因此本文采用實證研究方法，著重分析在不同經濟形勢下貨幣政策對股票市場的影響是否一致。

關鍵詞：貨幣政策 股票市場 影響

一、變量選擇及數據來源

本文選擇工業增加值同比增速ip、居民消費價格指數cpi、銀行問同業拆借加權平均利率cibr、廣義貨幣供應M2、金融機構各項貸款loan、上證綜合指數sh等變量，以便對不同經濟形勢下我國貨幣政策對股票市場的長期影響進行實證分析。

二．實證方法說明

首先，本文建立變量的VAR模型：工業增加值同比增速、居民消費指數、銀行問同業拆借加權平均利率或廣義貨幣供應量M2、銀行貸款和上證綜合指數。

其次，本文參考國內經驗選取兩個時問段進行研究：2002年2月至2009年12月，2000年7月至2008年5月。一方面，自2007年美國次貸危機爆發，我國于2008年逐漸受到影響，央行于當年6月降低銀行存款準備金率，從而預示從緊貨幣政策時期的結束和適度寬松貨幣政策的開始。另一方面，2008年5月消費者信心指數和宏觀經濟景氣指數都經歷了大幅下降，說明投資者正逐漸感受到金融危機的影響。因此，通過比較此二個時段下貨幣政策對股票市場的作用效果，可以分析出不同經濟形勢下我國貨幣政策對股票市場長期影響的差異。

三、數據處理

由于月度數據通常包含了年度周期性變化，這對實證分解結果的精準性產生影響；同時由于季節因素的存在，同一年中不同月份的數據往往不具有可比性。因此，在使用月度或季度數據進行分析前，需進行“季節調整”，使得不同月份之問的數據具有可比性，及時準確反映經濟變化。

1、平穩性檢驗

在對時間序列數據進行分析時，要求數據是平穩的，如果用非平穩的時間序列數據進行回歸，可能出現偽回歸現象。但是，真實經濟中的時問變量往往是非平穩的，為了避免偽回歸，傳統做法是對時問序列數據進行差分以消除非平穩性，再對差分以后的數據進行回歸。但是這樣做會丟失原數據序列中的有效信息，所以對數據的容量提出了更高要求。而協整方法卻能夠較好地解決信息丟失的問題。協整分析的第一步是進行單位根檢驗，本文采用ADF方法。

根據檢驗結果顯示：各變量的水平值在10％的顯著性水平之下均不能拒絕單位根的假設，ADF值均大于各自的臨界值，不是平穩序列；各變量的一階差分值均在1％的顯著性水平之下拒絕單位根的假設，均為平穩數列，及所有變量都是一階單整，可以進行協整檢驗。

2、協整性檢驗

由上述對各變量的ADF僉驗可以看到，所有變量在不同時間段都是一階單整，故可以繼續檢驗所選變量是否存在長期協整關系。

本文采用Johansen協整檢驗方法，檢驗結果表明：各個變量在2000．07―2008．05樣本區問和2002．02―2009．12樣本區間均存在協整關系，即各變量問存在長期均衡關系。

四、實證分析

協整性檢驗

通過協整性檢驗證明各個變量之問存在長期均衡關系以后，我們再對變量進行脈沖響應分析。

由研究得知，對2000．07―2008．05期間(非金融危機時期)的數據進行脈沖響應分析，分析結果表明：首先，銀行間市場加權利率(Incibr_sa)發生一個標準差的正沖擊后，上證綜合指數(Insh_sa)在較長時問內保持正向反應，第1期為0．01，第2期接近0．03，在第3期有所下降，此后有所上升，但最終在0．03的正向反應處保持穩定；其次，廣義貨幣供給量(Inm2_sa)發生一個標準差的正沖擊后，上證綜合指數在第1期就有正的的反應達到0．008，第2期達到峰值0．01，后逐漸減小，脈沖響應逐漸收斂，從第5期開始由正轉負，此后基本上保持0．005的負向反應；最后，與廣義貨幣供給量類似，當貸款余額(Inloan_sa)發生一個標準差正沖擊后，上證指數在第1期有接近0．01的正向反應，從第3期開始由正轉負并趨于穩定，長期影響約為0．025的負向反應。

同時，對2002．02―2009．12期間(金融危機時期)的數據進行脈沖響應分析，分析結果表明：首先，上證綜合指數(Insh_sa)對銀行問市場加權利率(Incibr_sa)的反應僅僅在第1期和第2期有微弱的正向反應，此后則保持了較長時期的負向反應，長期在負0．02處保持穩定；其次，上證綜合指數對廣義貨幣供給量(Inm2_sa)的反應在第1期為0．01，第2期為0．02，以后各期逐漸下降和收斂；最后，上證綜合指數對貸款余額(Inloan_sa)的反應僅在第1期和第2期有微弱的正向反應，其余時間都為負向反應，并且逐漸增大。

脈沖響應的分析結果表明：在非金融危機時期，股指對利率保持了長期的正向反應，對廣義貨幣供應量的反應微弱，這些結論均與經濟理論不一致。究其原因，可能是由于在經濟形勢向好期問，投資者情緒高漲，資金面并不能主導股市的方向，在這種經濟形勢下貨幣政策的調整對股票市場的影響較弱。而在金融危機時期，股指對利率短期內保持微弱的正向反應，而長期內保持負向反應；股指對廣義貨幣供應量長期保持正向反應，且廣義貨幣供應量對股票市場的影響比非金融危機時期的影響大。在金融危機時期，股票市場對利率和M2的反應與經濟理論是一致的，即貨幣政策調整能夠有效地對股票市場產生長期影響。

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論文提要:1997年的亞洲金融危機表明,宏觀經濟政策的不一致性會危害金融體系的安全,而脆弱的金融體系反過來又可以很容易地損害宏觀經濟基礎。隨著全球化和國際資本流動的深入發展,一個經濟體的脆弱性能夠很快溢出并影響到另一個經濟體。明智的政策選擇和制度改革不僅會使本國受益,還會使與其有緊密經濟聯系的鄰國受益。因此,自從危機以來,各國家、地區一級全球層面上對加強經濟金融風險管理的興趣不斷提高。人們日益認識到,在一國內部和國與國之間強化風險管理機制,包括信息交換、區域經濟監測和政策對話,對于維護一個國家、一個地區乃至全球經濟金融穩定至關重要。而在眾多倡議之中,一個引起政府、多邊組織、投資機構和學術界關注的倡議是早期預警系統。這個系統能夠對正在逼近的金融危機發出信號。早期預警系統模型為系統研究危機事件和相關因素提供了一個有用框架。

一、貨幣危機和銀行危機理論:文獻回顧

(一)貨幣危機理論。對于過去30年來發生在拉丁美洲、歐洲和亞洲的貨幣危機和銀行危機的起因,目前已經有了大量的文獻。研究貨幣危機的文獻通常在一開始就介紹有關模型用來解釋一些拉丁美洲國家在20世紀七十年代末所經歷的危機。這些模型把貨幣危機看作是脆弱經濟基礎的結果。第一代模型開始于Krugman(1979)、Flood和Garber(1984)的創造性研究,重點關注廣義的宏觀政策的不一致性,這些宏觀不一致性可能包括過度的國內信貸增長、脆弱的財政狀況和疲軟的經濟表現。這些研究的貢獻不在于指出不一致性會導致貨幣調整,因為這一點我們都能很好的理解,而是在于它預言:當有遠見的市場參與者意識到目前的匯率不能再維持下去的時候,外匯儲備可能會急劇突然流失。

Obstfeld開創了第二代貨幣危機模型。Obstfeld強調在一個國家追求的各種政策目標之間可能存在相互抵消的關系。由于銀行體系崩潰預期,財政出于救助而導致的財政赤字也可能觸發貨幣危機——這種政府不得不救助銀行體系的預期可能會導致債權人抽離資金,從而引起貨幣崩潰并產生危機。這意味著一個國家可能會遭受自我實現式的貨幣危機。也就是說,因為一些時間或行動(例如由一個投機者所發起的時間或行動),這種均衡可能會從固定匯率體制轉換到浮動匯率體制,或從一個固定匯率水平轉換到另外一個貶值了的固定匯率水平。

自從1997年亞洲金融危機以來,貨幣危機的理論研究已經深入了許多。所謂的第三代模型將貨幣危機看作是一國的資金外逃或者金融恐慌。第三代模型更關注對一國債權的結構,因為它會影響金融危機的風險。債權人,特別是那些短期債權人,能夠突然撤回債權,從而導致該國外匯和流動性的急劇短缺,從而觸發貨幣或金融崩潰。

廣而言之,第三代模型已經注意到資產負債表效應對貨幣目標可持續性的重要影響。這方面的文章認為,資產負債表的不匹配會迫使銀行或公司快速產生外匯需求。當很大一部分金融部門或者公司部門都有外匯需求時,匯率就會面臨壓力。但匯率貶值時,會有更多的金融機構或企業為了應對無止境的頭寸需要而尋找外匯,進一步加劇資本流出,引發貨幣危機。

(二)銀行危機理論。銀行業的困境有兩個:一是單個銀行困境;二是系統性銀行困境。有關第一種類型銀行困境的原因,理論上更多地是從微觀角度展開研究。一些主要發達國家使用的實證模型廣泛運用這一理論來預測金融困境。單個銀行困境可以導致系統性銀行困境。Chari和Jagannathan(1988)的模型假定銀行危機是這樣的誤解造成的:沒有信息來源的存款人錯誤地認為,其他提取存款是因為一些有關銀行資產的不利信息而行動的。

危機的另一個傳播機制是通過銀行間存款進行傳導。單個銀行困境的溢出效應通過同業拆借可以影響整個銀行體系。金融機構的規模、銀行間市場和其他金融市場的功能等因素將決定傳染的可能性。從這個意義上說,新型市場中的銀行風險更大。

決定銀行體系困境的重要微觀因素是一國整體制度框架的質量。由于道德風險、信息披露有限、公司治理框架薄弱、存款保險過度或者監管水平低所導致的市場紀律差,是決定信息不對稱的程度、銀行管理的質量以及脆弱性積累的關鍵因素,這些都會引發系統性銀行危機。在系統層面上,宏觀經濟因素——對利率的沖擊、匯率貶值、商品價格的沖擊、經濟增長減速和資本外流——也是危機的重要決定因素。

二、預測金融危機

(一)開發早期預警模型的原因

第一,發生銀行危機和貨幣危機的國家損失慘重——由危機溢出效應而影響的其他國家受損也特別嚴重。自從20世紀七十年代后期以來,已有93個國家發生了100多次系統性銀行危機事件(Caprio和Honohan,2001)。從公共部門解決危機的成本來看,其中約有18次危機(均發生在發展中國家)的成本達到了危機發生國GDP的10%或更多。根據貨幣基金組織1998年的一項研究報告,一國在銀行業危機爆發后需要約3年時間才能使產出恢復到正常趨勢,平均累積產出達GDP的12%。

危機還有“傳染”的特征。即使是在一個相對較小的經濟體中發生的金融行業嚴重問題也會有廣泛的溢出效應。若世界某地發生了貨幣危機,其他國家(經濟體)遭到投機性沖擊的概率上升7%,即使相關國家對其政治經濟基本因素采取了控制措施。

第二,簡單觀察貨幣風險及違約風險的傳統市場指標往往不能獲得多少關于即將發生危機的預警信號。目前的證據表明,在亞洲金融危機的發展過程中,利差和信用評級等指標的表現令人失望。研究表明,3個月期限的離岸證券利差這一指標沒能對印度尼西亞、馬來西亞和菲律賓的困境發出預警。也就是說,這類指標不是平坦就是下降,只是對泰國給出了斷斷續續的信號。

在新興經濟體中,預測單個銀行困境和破產也存在一些問題。最近一項研究分析了一些國家的銀行困境,結果表明,傳統的銀行脆弱性指標,如資本資產比率、凈邊際利潤率、營運成本與資產的比率、流動比率等,在找出有問題銀行方面的作用十分有限。也就是說,傳統的CAMIL類型的比率——資本充足率、資產質量、管理穩健程度、收益、流動性——將不能預測單個銀行是否要陷入困境。總而言之,僅僅集中精力于一個或者兩個“包治百病式”指標的“廉價做法”不太可能得到一個良好的早期預警系統。若投資于一個綜合的早期預警系統,則更可能獲得成功。

(二)早期預警實驗的一般規則。第一,在金融危機起源中尋找系統性模式意味著不能局限于最近的一次危機(或者一系列危機),而是要研究一個更大的樣本。否則,在重要因素與不太重要因素之間進行區分就可能會有太多解釋,或者所得出的最后結果經不起更多實際經驗的檢驗;第二,要像關注貨幣危機一樣關注銀行危機。關于金融危機先行指標的文獻大都涉及貨幣危機。然而,發展中國家銀行危機的成本比貨幣危機成本更大。銀行危機似乎是引致貨幣危機的一個更重要的原因;第三,盡量使用比較廣泛的早期預警指標集合。因為在新興經濟體中,金融危機的根源很多,因此需要大量指標來反映潛在風險源;第四,采用樣本外檢驗來判斷先行指標的有用性。一個模型的樣本內表現會使人們樂觀地誤以為模型在樣本外也能表現良好。

(三)早期預警實驗中有意義的發現。通過實際數據的運用,Goldstein、Kaminsky和Reinhart(2000)從早期預警模型中獲得了一些實證結果。下面介紹一些有代表性的發現:(1)新興市場中,銀行危機和貨幣危機在爆發前都有征兆,有些現象有重復發生的行為特征;(2)對于新興經濟體而言,利用月度數據對銀行危機進行準確預測的難度要大于貨幣危機。在樣本內,銀行危機的平均噪音信號比貨幣危機的要高;同樣,在樣本外,該模型對貨幣危機的預測表現也比對銀行危機的預測表現要好很多;(3)對于貨幣危機來說最好的月度指標是實際匯率(相對于趨勢)的升值,而對于銀行危機來說最好的月度指標是證券價格的下跌、出口的下降、M2與國際儲備比率的偏高以及經濟衰退;(4)銀行危機和貨幣危機的最優先行指標之間既有很多共同之處也存在很大的區別,因此應單獨考慮這兩種危機;(5)在預測新興經濟體的貨幣危機和銀行危機方面,信用評級變化的表現比經濟基本因素中較好的先行指標的表現要差很多;(6)先行指標的樣本外檢驗結果一直是令人鼓舞的——至少在貨幣危機方面是這樣;(7)國家間危機傳染效應表明,在理解新型市場發生貨幣危機的脆弱性時,要更加關注國家特有的經濟基本因素。

三、總結

國家應該預期到未來的金融危機,并為此做好準備。為了限制金融危機的風險和實際危機的沖擊效應,需要對脆弱性和金融風險進行實時監測。這可以通過運用設計良好的分析和預測框架——早期預警系統經常對金融穩定進行評估來實現。一定的危機應急計劃也很有用,特別是如何應對早期銀行危機的第一個信號的計劃。因為最初銀行危機的第一個信號經常決定是否會產生更加系統性的銀行危機。然而更重要的是,國家要不斷改進其整體激勵框架,以使私人部門的金融機構及企業有意愿也有能力合理地管理其金融風險。這需要良好的宏觀經濟管理水平,包括適度的匯率管理,并確保實現金融部門和公司部門穩健的所有支柱都到位。

主要參考文獻:

篇(6)

關鍵詞：財富效應；金融資產選擇；交易成本；儲蓄搬家

中圖分類號：F830；F016

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2008(02)-0033-06

一、引 言

理論與經驗表明，隨著財富的增長，居民傾向于多樣化的資產組合。居民在收入水平較低、可供選擇的金融資產較少時，偏好流動性的選擇動機使其金融資產存量出現以現金和儲蓄存款為主的單一型結構。當居民收入水平提高、金融證券市場發展以后，收益性偏好選擇促使金融資產結構多元化。

近兩年來，隨著居民收入水平的不斷提高以及證券市場的高漲，居民投資觀念發生了極大的變化，我國居民金融資產結構調整的速度明顯加快。其主要特點表現在：一是儲蓄存款增長速度減緩，中央銀行的統計數據顯示，2007年上半年，我國居民存款增加8271億元，與2006年同期相比少增了5938億元；二是股票、基金和債券在金融資產中所占的比重快速上升。據最新數據顯示，我國滬深股市的總市值最高點已達35.6萬億元人民幣，大大超過了居民

存款余額與2006年的GDP總值(注：2006年我國GDP約為21萬億，儲蓄存款約為16.2萬億，數據來源：中國人民銀行網站(pbc.省略)，Wind金融數據庫。)，股票、基金資產已成為國民財富和居民個人金融資產的重要部分。人民銀行的2007年全國城鎮儲戶問卷調查結果顯示，2007年1季度以前，居民認為“更多儲蓄”最合算的比例一直高居各項資產選擇之首，但2季度起發生逆轉，在當前物價和利率水平下，認為“購買股票或基金”最合算的居民占比，首次超過“更多儲蓄”的比例，達40.2%，相差13.9個百分點，第3季度此比例再升4.1個百分點，創44.3%的歷史新高，差距進一步加大，達19.0個百分點，第4季度依然維持了這種格局。反映儲蓄存款為家庭擁有最主要金融資產的居民占比一降再降，從2006年第1季度的70.4%降至2007年第3季度的50.4%，不到兩年就下降了20個百分點，而股票和基金占比同期卻提高27.5個百分點(圖1)。盡管人民銀行自2006年8月以來在短短一年多的時間內，已經連續7次加息(表1)，其加息頻率之高前所未有，但依然沒有改變居民儲蓄搬家股市的趨勢(圖2)。

從圖2可以看出，如果剔除春季的季節性變動因素，從2006年初開始，我國居民儲蓄存款的月增長呈明顯減緩趨勢，特別是自2006年10月出現單月負增長以來，2007年前11個月里已有6個月單月負增長。這些減少的居民儲蓄絕大部分都轉移到了股票、基金等風險資產上。我們同時也觀察到了一個有趣的結構性現象，即目前風險資產的投資者絕大部分是城鎮居民，而農村居民幾乎不投資風險資產，從我們于2007年2月對山東省肥城市321農戶調查數據顯示[1]，沒有一戶購買過股票基金或債券等風險資產，其持有金融資產除了少量儲蓄性保險與集資入股外(僅占不到2%)，其它幾乎都是現金與銀行存款(表2)。

從表2可以很清晰的看出，隨著經濟水平的不斷提高，農村居民的資產相對已經有了一定的積累，在農民資產增加的同時，其資產總量與結構分布的嚴重失衡卻不容忽視。近些年來，與經濟高速增長相伴隨的是城鄉收入差距的拉大，城鄉居民金融資產總量和結構分布的變化已經逐步成為人們關注的一個重要課題。基于我國轉軌時期的金融背景，農民在選擇金融資產時可能有著與城鎮居民不同的特定需求行為，這種需求可能是來自財產總量供應的差異，也可能來自各種金融條件的約束，還可能來自農民金融行為的選擇方式。因此對居民的金融資產結構分布和選擇取向的研究涵蓋了深刻的經濟、金融意義。

本文余下部分結構安排如下：第二部分簡要回顧關于居民金融資產選擇的現有理論與實證文獻；第三部分建立一個加入交易成本的兩期資產選擇模型；第四部分從理論與實證角度探討居民資產選擇取向與儲蓄大搬家的原因；第五部分總結本文結論并給出相應的政策涵義。

二、文獻回顧

居民家庭資產配置應該是其理性選擇的結果，那么什么是促使城鎮居民儲蓄迅速搬家股市的主要因素呢?如何解釋農村家庭的高比例風險資產零選擇現象呢?又如何解釋中央銀行加息政策收效甚微呢?要解釋這些現象我們必須尋找其理論根基。一般認為，居民資產組合選擇的理論基礎是資本資產定價模型(CAPM)[2-4] 。國外對居民家庭的金融資產進行研究，可追溯到上世紀60年代。早期居民金融資產模型的建模思路是理論導向型。隨著研究方法的更新，人們逐步采用數據導向型、或者理論基礎上的數據導向型的實證研究模式。近年來，西方大部分學者認為微觀數據能夠更加真實地反映典型居民家庭的資產組合情況，因為少數富有的居民家庭擁有了整個社會家庭金融資產的較為可觀的份額，使用宏觀數據計算出居民家庭金融資產的社會平均構成比例并不能反映實際，因此，他們在進行實證分析時，多以微觀個體樣本組成的抽樣調查數據作為數據選擇的基礎[5-7]。

在標準的資本資產定價模型中，在不考慮交易成本的前提下，如果風險資產的期望收益率高于無風險資產的收益率，不管家庭初始財富水平高低狀況如何，所有家庭將持有一定正的數量的風險資產[8]。應用微觀數據研究日本家庭金融資產持有模式時，Asano S.和Taeibanaki T.發現[9]樣本中所有家庭都持有一定數量的無風險資產，但只有45%的有住房的家庭持有風險資產，如果排除有房戶，風險資產的持有比例僅為32%，這顯然有悖于傳統理論，他們將原因歸結為持有風險資產存在成本。他們通過兩期資產選擇的Tobit模型進行了分析[10]，然而他們只是簡單地將居民資產分為無風險與有風險兩種資產建模，因而并不完善。史代敏，宋艷[11]運用城市數據分析了中國居民家庭金融資產選擇取向時也發現了類似的情況，但他們并沒有從交易成本的角度分析我國居民金融資產的持有模式。袁志剛、馮俊[12]通過宏觀統計數據分析認為，銀行儲蓄高企與居民投資所受到的約束密切相關，我國現階段風險資產的廣度與深度難以配比居民的投資選擇，產生了強制銀行儲蓄，是居民資產結構失衡的重要原因，但他們并沒有對城鎮與農村居民的金融資產選擇差異進行細致分析，同樣也沒有從交易成本的角度分析我國居民金融資產的持有模式。我們調查的農戶數據中高比例零風險資產持有現象更是令人吃驚，這顯然意味著農戶投資風險資產存在某種障礙。

通過以上分析我們認為，理性的投資者選擇風險資產時除了考慮風險與收益以外，還往往考慮其交易成本。一般情況下，持有風險資產是有成本的，這包括風險資產交易時對資金有一個最低門檻要求、交易的固定費用等，或者對風險投資品種的熟悉、評估等所需花費的時間、精力的投入。因此本文通過加入交易成本的資產選擇模型來解釋我們觀察到的現象與事實。

三、考慮交易成本的資產選擇模型

四、居民資產選擇取向與儲蓄大搬家的原因探析

根據命題3的結論，居民風險資產的持有比例是風險升水的增函數，在投資風險沒有擴大甚至有所減小的情況下，股票、基金高回報率是居民儲蓄大搬家的最主要原因。經濟數據可以充分說明這一點，據汪紅駒、張慧蓮的測算，2001年6月～2005年9月的A股月度股票收益率僅為0.93%，月度標準差為14.17%[13]，我們將銀行存款利率作為無風險收益率，根據人民銀行公布的2001年至今的一年期存款利率推算，月平均收益率約為0.4%(如果考慮通貨膨脹率的話，凈收益率更小，特別是2007年以來，國家統計局公布的數據顯示，通貨膨脹率一直維持在4%以上，實際利率為負)。因此，月度與年度風險升水分別約為0.53%，6.36%，而根據晨星中國的數據①，截止到2007年9月底，股票型基金的平均收益率為133.76%，月平均為14.86%，2006年同期為63.93%，月平均為7.10%，也就是說目前的月度收益率已經大大超過了以往的年度收益率。假設股票收益率的標準差基本維持穩定，2006年至今雖然中央銀行7次加息，但每次加息只有0.27個基點，力度并不大，而隨著股指節節上揚，月度風險收益率一直維持在月平均10%以上的水平，如此高的風險升水所帶來的財富效應主導了其它因素的影響。根據命題3，我們同時注意到居民風險資產的持有比例也是無風險收益率的增函數，中央銀行加息實際上是提高了無風險收益率，而如果在風險升水不降反升的情況下，則居民風險資產的持有比例還會進一步上升，這正好能夠解釋中央銀行加息為什么反而助推了居民儲蓄迅速搬家股市。從最優風險資產持有比例出發：我們可以進一步作如下分析，當第i中資產收益的方差足夠小而風險升水足夠大且風險厭惡系數很小時，則第i中資產的最優投資比例將很大，很可能大于1，這意味著居民對無風險資產的投資比例為負，即他們會通過借貸而投資風險資產，這為我們看到和聽到的許多城市居民在巨大的財富效應吸引下，紛紛將儲蓄存款搬家股市，有的甚至不惜抵押房產，或通過高息貸款來投資入市等現象提供了一個理論解釋②。

一般情況下，持有風險資產是有成本的，這包括風險資產交易時對資金有一個最低門檻要求、交易的固定費用等，或者對風險投資品種的熟悉、評估等所需花費的時間、精力的投入。根據命題2，只有當相對風險厭惡系數、風險資產的收益率的方差、風險升水以及財富水平與交易成本滿足關系：λ

① Morningstar晨星(深圳)基金數據中心，http：//cn.省略/.

② 我們并不認為這種行為是可取的，指出這種現象只是從理論上分析其出現的可能性。

件。分析農戶目前的收入現狀，也可以印證上面的觀點。以連續22年人均純收入全國第一的浙江農民為例，2006年人均純收入7335元，人均生活消費支出5762元，相當于一個家庭(按人口為3計算)一年結余約4500元。2006年全國農村居民人均純收入3587元，農村居民家庭恩格爾系數為43%。②基本可以認為中國農民目前的收入水平基本上還沒有達到投資股票等風險資產的門檻。這對目前城鎮居民儲蓄迅速搬家股市而農村居民幾乎不持有風險資產這兩種并存現象的巨大反差提供了一個較為合理的解釋。

圖3 不購買股票、債券和基金的原因

圖4 存款的目的圖3，圖4 數據來源：經作者整理的山東省肥城市農村金融調查數據 對山東省肥城市農戶金融資產持有模式的調查發現[1]，農戶不投資股票、債券和基金等風險資產的主要原因是缺乏風險投資方面的知識。調查數據中回答不購買股票、債券和基金的原因有91.3%是因為不了解，不知道如何交易、缺錢、附近沒有營業網點分別占36.4%、23.4%、12.6%，而認為風險大的只占3.8%。而從存款的目的來看，農戶將大量結余資金選擇為幾乎沒有風險的銀行存款，反映了農戶對安全性和未來消費的考慮。農戶在存款的選擇上，首先考慮的是安全性(高達58.8%)，其次是流動性，即在需要時變現的能力(25.2%~50.4%)，再次是對升值的考慮(僅為14.2%)。由此不難看出，股票等風險資產投資的交易復雜性、農村金融服務的不健全以及較高的門檻水平等因素都提高了農戶交易的成本，是阻礙農戶投資風險資產的重要原因。另外，一般來說，低財富水平人群其相對風險厭惡系數高于高財富水平人群，這也是農村居民低風險資產持有比例高的主要原因之一(命題3)。

五、結論與政策涵義

本文通過一個加入交易成本的兩期資產選擇模型，對目前城鎮居民儲蓄迅速搬家股市而農村居民幾乎不持有風險資產這兩種同時并存現象的巨大反差提供了一個較為合理的解釋。我們的研究發現當持有風險資產存在成本時，財富水平的高低和交易成本的大小是居民決定是否持有一定數量風險資產的重要因素。二元經濟結構下的城鄉收入差距顯著，財富分布極不均等，交易成本的不對稱是阻礙農村居民投資股票、基金和債券等風險資產的主要原因。對具有高收入城鎮居民而言，儲蓄資金搬家股市是其理性選擇的結果。在眾多影響風險資產持有水平的因素中，高風險升水所帶來的財富效應主導了其它因素的影響。我們的分析還發現，中央銀行加息實際上是提高了無風險收益率，而如果在風險升水不降反升的情況下，則居民風險資產的持有比例還會進一步上升，這正好能夠解釋為什么中央銀行加息反而助推了居民儲蓄迅速搬家股市。

居民資產選擇多元化是我國經濟持續增長，居民收入水平日益提高，財富迅速積累的必然結果。資金從儲蓄賬戶中流出，涌向資本市場，保證了直接融資所需的資金，對改善我國以銀行存款為主的單一金融資產結構、提高以證券市場為代表的直接融資比例，有著積極的推動作用。其政策涵義是政府應當加快金融改革，加速和規范資本市場建設，積極引導儲蓄分流，更多地設計出符合中國國情、品種多樣的理財工具，使其向貧困階層，特別是農村地區延伸，讓包括廣大農村居民在內的更多的低收入階層也能分享經濟成長的好處。

參考文獻：

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[13] 汪紅駒，張慧蓮.資產選擇、風險偏好與儲蓄存款需求[J].經濟研究，2006(6)：48-58.

篇(7)

2008年全球金融危機時刻警示著我們，在新的一年里，財務部工作人員應在廠領導的正確領導下制定對全廠其他部門的考核制度或者相關辦法。在國家各項財務法律、法規的監督下制定如下考核制度：

1、組織財務部各員工對國家有關法律法規、法律制度、安全法、財務制度、管理制度等有關法律法規進行系統學習。

2、在財務部內部明確考核制度：財務人員的分工及各職能部門的協作，要分工明確并帶有互相協作補充性，相互配合的工作中不斷學習，對各項費用的合理支出起到監督作用，對違規違紀行為起到監督智能。

3、在應收帳款上起到有效的監督作用：明確各分管法律的職責，制定相應的制度，如對應收款的監督，應制定相應的規定，對貨款回收的期限把握、回款具體事宜、相關銷售責任人都應有相應的監督，加大財務監督力度。

4、在對公司其他部門的工作方面：對各科室產生的各項費用進行核算，為公司節省每一筆支出，從一角一元做起。在對各種原料的發票接收方面，認真做好本職工作盡自己的能力去做好每一筆業務的考察及發票的接收工作，認真完成每月的報稅工作。

5、對車間的耗用、檢修期間產生的各項費用進行把關，為節約成本、減少開支做好每一項工作，對各項費用的節、超進行考核并報公司領導，協助領導做好決策工作。超級秘書網