虚拟货币的政策精选(九篇)

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第1篇：虚拟货币的政策范文

基于2001年1月至2015年8月的月度数据，运用模型实证分析了货币供给剪刀差、实体经济和虚拟经济之间的动态关系。结果表明，货币供给剪刀差的扩大在短期促进了实体经济和虚拟经济的增长，长期则不利于实体经济的增长，却有利于虚拟经济的增长，从进而加剧“脱实向虚”。进一步分析发现，只有在金融结构优化和适时提高无风险利率即加快利率市场化的条件下，货币政策调整和虚拟经济发展才能更好的促进实体经济增长。

［关键词］

货币供给剪刀差；虚拟经济；实体经济；优化金融资源配置

货币政策对发展实体经济、虚拟经济和虚拟经济与实体经济之间的关系变化具有重要的引导作用，货币政策的灵活调整与其他措施的协同跟进可以进一步优化金融资源配置，提高虚拟经济服务实体经济的水平，从而促进实体经济增长。金融危机中美国所暴露的虚拟经济过度膨胀所引致的系统性风险扩散和对实体经济的冲击与中国货币政策在新常态下逐渐暴露出的金融资源扭曲配置所引致的经济发展失衡和“脱实向虚”问题反映了货币政策、虚拟经济和实体经济之间的动态互动关系。本文将引入货币供给剪刀差和虚拟经济规模变动来分析货币供给剪刀差、虚拟经济和实体经济之间关系，并在此基础上加入若干控制变量，进一步分析货币政策变化、虚拟经济规模变动等对实体经济的影响，从而为优化金融资源配置，促进实体经济增长提供具体路径选择。

一、实证分析

用VAR模型检验变量之间关系，以Granger因果关系检验、脉冲响应函数分析货币政策变动、虚拟经济和实体经济之间的关系。

（一）VAR模型的建立和检验1．变量时间段选择：2001年1月～2015年8月。2．变量选择和处理实体经济增速：用全国规模以上工业企业增加值增速代表实体经济增速。虚拟经济相对规模：主要包括证券和房地产交易等形成的交易规模。货币供给剪刀差：主要是指广义货币供给和狭义货币供给之差，二者之差形成的剪刀差可能扩大，也可能随着货币政策变化而缩小，甚至出现负数，诸多学者会用此变量来表示货币政策变动；M2′为广义货币供给增速，M1′为狭义货币供给增速，M1＝流通中现金＋企业活期存款；M2＝M1＋准货币（定期存款＋居民储蓄存款＋其他存款）。货币供给剪刀差＝M2′－M1′，用货币供给增速之差来表示货币政策变化对实体经济的影响。3．模型平稳性和单位根检验：数据的平稳性关系到VAR模型和Granger因果关系检验的可靠程度，因此建立VAR模型之前对变量进行平稳性检验。变量ADF检验t值均符合条件，变量一阶差分后是平稳的，因此可以建立VAR模型。滞后期一般选择6个月，为减少自由度损失和参数估计质量问题，滞后期5个判断标准（LR，FPE，AIC，SC和HQ）均指示滞后期为2即建立VAR（2）最合适。后进行单位根检验，可知VAR模型符合稳定性要求，结果见表1。结果表明：XN与M存在双向Granger因果关系，即货币剪刀差扩大可能助推虚拟经济扩张，虚拟经济扩张可能诱使货币当局实施更宽松货币政策，增加M2供给从而加大货币剪刀差；XN和IN之间不存在双向Granger因果关系，实体经济和虚拟经济之间发展失衡和虚拟经济偏离实体经济，虚拟经济对实体经济促进作用不显著；M与IN存在单项Granger因果关系，剪刀差扩大是实体经济增长的原因，经济增长不是货币供给剪刀差的Granger因果关系，表明货币供给增加会对经济增长起促进作用，政府意识到原有货币供给变化对经济增速的影响有限，转而采取更加灵活的货币政策，提高货币政策的有效性。脉冲响应分析：Granger因果关系仅说明变量之间是否有助于相互解释。为进一步验证变量之间关系，做脉冲响应分析，以判断变量在受到意外冲击时一个变量对其余变量的变动方向和反应程度。货币剪刀差扩大增加市场总的货币供给，缓解实体经济流动性紧张，短期内促进实体经济增长；长期内，剪刀差扩大的负面效应逐渐增加，在经历一定波动后，负面效果逐渐加大；虚拟经济服务实体经济增长一段时间后，随着实体经济增速放缓和虚拟经济内部投机成分和资产价格的增加，虚拟经济发展逐渐偏离实体经济发展，“脱实向虚”加速，实体经济发展受到更大抑制；剪刀差的扩大对虚拟经济的影响开始由正面向负面转变。政府可能意识到货币政策中存在缺陷，于是对货币政策做局部调整，从而优化货币政策作用方向和路径，减弱原有货币政策对虚拟经济过度助推的效果。

（二）进一步讨论分析货币供给剪刀差、实体经济和虚拟经济之间存在密切的动态变化关系，考虑三变量关系及影响经济增长的其他因素，在此加入若干其他变量来进一步实证分析货币政策变化和虚拟经济发展规模对实体经济的影响：首先，选择相关变量并建立基准模型；其次，通过主成分分析法确定主要影响因素。向量中部分自变量的特殊处理：贸易开放度和政府规模中的月度GDP以年度GDP除以12来代替，贸易开放度、政府规模和金融结构借鉴（彭俞超2015）；无风险收益率为以两市债券为基准，将月度数据转化为年化收益率，无风险利率是市场金融资源配置的基准价格；股票市场波动率以流通市值加权市场月换手率为代表，股市波动率借鉴王元雄，张春强和何捷（2015）；ROE数据有缺省，缺省数据以相邻数据之间的均值来填补，尽量减少误差。变量的主成分分析：对所选变量进行主成分分析来判断主要的变量指标，通过相关系数举矩阵进行主成分分析，一般取累计贡献率达到85％～95％的特征值所对应的主成分变量，在此折中取90％，经分析知前六个变量累计贡献达到89．41％十分接近90％；通过协方差矩阵进行主成分分析，前6个成分特征值累计占总方差比重达到98．10％；通过图1碎石图发现，在第6个所选变量之后趋势渐缓，其影响力大幅减小，因此选择前六个变量为主成分因子做进一步分析（考虑到篇幅在此省略系数矩阵和协方差矩阵分析结果）。模型3和模型4在基准模型基础上再分别控制无风险利率和金融结构与货币剪刀差和虚拟经济相对规交互项的条件下，货币供给剪刀差、虚拟经济相对规模及交互项对实体经济的系数基本不显著，可能是由于单一的提高无风险利率或优化金融结构可能导致“脱实向虚”或货币政策失灵，虚拟经济服务实体经济的正效应被其他负面效应对冲，从而系数不再显著。模型5中，在分别控制M和XN与无风险利率和金融结构（包括双交互项和三变量交互项）的条件下，M和XN在10％和5％置信区间内变得显著，且M和XN系数均为正；交互项基本上都显著，双交互项系数为负，三变量交互项系数为正，且分别在1％和5％的置信区间内显著。该结果表明在提高无风险利率和优化金融结构同时进行的条件下，货币政策调整和虚拟经济的适度发展可以进一步优化金融资源配置，从而更好的促进实体经济得增长。货币供给剪刀差和虚拟经济规模的扩大表明定期化存款和虚拟经济膨胀形成稳定的资金池，长期稳定的资金供给的显著增加推动了长期投资的增加，从而降低债务杠杆和期限错配风险，也就是说提高无风险利率水平和优化金融结构缓解了之前货币政策和虚拟经济引致的资金价格错配金融资源的扭曲程度，无风险利率的上升可以推动金融资源配置效率，金融结构的优化（增加直接融资比重，降低间接融资比重）可以进一步推动虚拟经济服务实体经济的水平，证实了金融市场化改革可以更好的促进金融服务实体经济的水平。

二、结论和政策建议

第2篇：虚拟货币的政策范文

［关键词］货币政策；资本市场；认知偏差

从我国货币政策的实践和有关研究结论来看，我国货币政策一直以经济增长为主要目标。在 资本市场中的预期收益率较实体经济为高的情况下，一方面在货币扩张时一些企业主要通过 信贷渠道获得的大量资金，将流入并滞留在资本市场中，资本市场表现得非常繁荣，但 另一方面大量企业因为利率非市场化等扭曲现象，并不能从金融机构中得到足够的外部融资 。则资本市场-实体经济环节中的这两方面现象，将给货币当局带来“本次货币扩张力度 不够”的错觉，并可能产生实施同向的更大强度的货币扩张冲动，导致国内资本市场的明 显波动和整体经济结构性扭曲。

一、文献回顾

在国外早期关于货币政策传导领域的研究中，大都认为货币政策通过名义利率(实际利率)的 变化表达出来，并通过非货币的资产价格变动来影响投资和经济增长，且很多学者得出绝大 部分发达国家的资本市场都存在显著财富效应的结论。至90年代以前，资本市场一度被认 为是实体经济的“晴雨表”。另一方面， 国内资本市场90年代以来迅速发展，但在货币政策传导中却无法起到显著作用，国内学者也 试图借鉴西方关于“股经背离”、“金融窖藏”等有关理论，对此问题做出深入解释。成思 危(2003)曾指出虚拟资本市场的发展导 致真实货币供应量与名义货币供应量不一致，则中央银行制定的货币总量目标范围与实际货 币增长经常不符合。［1］南开大学虚拟经济与管理研究中心课题组（2008）指出随 着虚拟经济规模扩大，新增货币有很大一部分进入并长期滞留在虚拟部门，而实体经 济实际 没有增加多少货币；结果传统货币政策对整体经济的影响趋于减弱。［2］ 王成进(2005)从政治经济学角度提出生产 数 量的变化由实体经济产出(收益)反映，生产能力的增长则由虚拟经济反映，直接表现为资本 市场规模的变化。［3］伍超明(2005)发现，由于我国资本市场结构调 整和改革的滞后，股市结构与实体部门结构明显不对称， 结果造成虚拟资产收益率和实物 资产收益率差异明显，最终导致股实背离。［4］伍志文(2004)也得出了类似的结论 并指出中国“股经背离”现象与货币虚拟化过程中的金融资产多样化和金融结构不合理有关 ，而较少的源于经济基本面。［5］

二、货币传导、实体经济与货币当局认知偏差

（一）虚拟经济与实体经济分离背景下的实体经济发展

傅雄广（2009）采用结构VAR方法研究1991年1季度到2008年2季度货币政策的传导渠道 ， 结果发现我国货币政策对实体经济的作用机制是：在经济紧缩时期,为了刺激经济,政府放松 信贷管制,由于中国的真实利率长期处于较低水平,因而企业长期具有投资冲动；但另一方面 信贷扩张也导致货币增长率上升，刺激通胀率上升。由于利率非市场化，名义利率相对固定 ,通胀上升就引起实际利率下降，结果进一步刺激企业增加信贷，投资进一步上升，通胀和 投资(产出)将同时持续增加。当通胀过高时，政府将加强信贷管制，导致贷款增 长率下降,通胀下降；同时货币供给增长率的降低抑制企业投资，则产出增长减慢；而在名 义利率较稳定的前提下，实际利率上升，进一步抑制企业投资和产出增长。当通胀水平得到 明显抑制时，面对同时存在的缓慢增长，政府将开始新一轮货币扩张。但由于货币当局和政 府始终把经济增长当作货币政策的主要目标，所以在这个循环中，紧缩政策操作的实质目的 是诱导足够多的人下一轮信用扩张时持有货币，保证未来的资本品和消费品生产者获得资金 ，以此带动经济增长（张磊，2008）；［6］而货币当局和政府关注的重点仍在能够 直接刺激经济增长的扩张政策方面。

我国货币市场规模小，影响有限，与资本市场相互割裂，其货币供求 变化及利率信息并不能有效传递到资本市场。结果基本的货币政策传导过程是：货币当局通 过政府控制的利率变化表达货币供应量（增长率）变化的信息，然后货币供应量的变化主要 通过信贷市场对企业和居民的投资和消费产生影响，进而影响产出和物价，而资本市场则因 为利率传导的断裂，无法显著的刺激实体部门实现货币当局预期中的变化。另一方面，通常 虚拟资产的预期收益率要高于实体经济收益率，当实体经济预期收益率提高时，以它们为 基础的虚拟资本的价格会以更快速度上涨，所以很多人认为实体经济预期收益率高于虚拟经 济的情况实际不会发生，结果资金总是倾向于流入资本市场中。［4］ 两方 面叠加，结果很可能造成在货币扩张时，部分通过信贷渠道能够获得大量资金的企业，倾向 于投资资本市场，而其他企业则仍不能获得足够的资金。这时货币当局得到的信息将是“ 资本市场繁荣，而实体部门仍有大量企业处于资金紧张状态”。这样，货币当局可能会认为 本次货币扩张并未实现预期（经济增长）的目的。对于长期把货币政策的主要目标设定为经 济增长的货币当局和政府来说，这将被看作是非常严峻的问题，于是将有继续实施下一轮更 大强度货币扩张的冲动，试图达到先前的“为实体经济提供足够融资”的效果，但这却可能 引起资本市场中资产价格或规模的大幅波动，并造成国内经济中资本市场和实体部门结构 的扭曲。

（二） 理论框架

凯恩斯主义首先提出了货币供给与来自证券市场和实体经济两方面的货币需求关系。但 在中国利率非市场化和资本市场大量吸收现金资产的背景下，资本市场规模和它所表现出的 成为“本国流动性蓄水池”的特征在一定程度上替代利率成为传递货币当局政策调整信息的 中介载体。所以本文把凯恩斯主义货币供求表达式中的利率替换为资本市场规模，则货币供 求均衡式就变为：

M=L(f,y)[JY]（1）

其中f为资本市场规模，并称它对应的货币需求为“储备需求”。在货币供求均衡的前提下 ，对（1）式求时间t的全导，并在等号两边同除以M，即得到货币供给增长率[AKM•、实 体经济实际增长（扩张）率[AKy•、资本市场规模变化率之间的关系是：

分别为资本市场和实体经济对货币供给的弹性。对(2)式移项得：

表明实体经济规模的变化因为必须获得足够数量的外部融资而受到货币供给变动、资本市场 规模变化的影响。

在（2）式中，一国国内的货币供给增长率将由资本市场为代表的各种虚拟资产所制造的“ 储备需求”和实体经济变动的货币需求两部分分别吸收。国内外以往的实际经济数据中，在 每次货币政策明显变动时，资本市场总是先于实体经济发生变化，而学界对此一般从资本的 瞬时流动性角度解释。所以，在特定的货币政策调整时，即货币供给增长率一定的前提下， 实体经济能否得到足够的资本用于自身的发展，或者实体经济的变化是否能够按照货币当局 事先的预期变化，必然受到资本市场上对现金资产需求的影响，而两个经济部门内的价格 水平，即资产价格和物价水平，则是这一系列变化的结果。如果国内经济满足货币政策传导 效率很高的前提，一段时间内实体经济能否获得足够的资本资源，根本上取决于货币当局外 生的货币供给调整与资本市场变化引起的货币需求间的关系。

而从（3）式来看，实体经济的变化将完全取决于货币供给增长率、资本市场规模扩张速度 以及金融中介、实体经济对货币供给的弹性，但这取决于货币政策调整信息能否及时、准确 的传递给实体经济。根据这种传导效率的高低，货币当局将产生不同的判断，其决策将把国 内经济引向两个方向：

第一种可能是，如果货币政策调整不能有效传导给实体经济，后者能够从正规资本市场中获 得的融资量将保持某种稳定的较低水平，且无论本次货币供给速度有何变化，或者说无论

大于、小于或等于Kf•，实体经济规模总是延续此前较低的增长速度。从 货币当局的角度，这表现 为货币政策调整与实体经济变动的关系并不紧密，这将会给货币当局以“本次货币政策调整 力度不足”的错觉。如果这种状态延续到长期，一方面反映了货币政策调整信息的低效传导 情况一直没有改善，实体经济的发展可能长期受到资金不足的制约；也预示着货币当局短期 的错觉演化为长期的认知偏差，整体经济将更加不稳定，具体表现在：因为在金融中介市 场中的现金资产很少能直接进入实体经济部门，所以(-Kf•)与Ky• 的差额将表现在资本市场的资产价格波动上，如果一段时期内有(-Kf•)＞Ky•，资本市场将会经历一定程度的“资产通货膨胀压力”，即资 本市场的非理性繁荣，并可能在较长期内通过资本利得转化为国内居民的消费能力，在实体 经济中引起一定程度的需求拉动型通货膨胀。而如果一段时期内存在(-Kf• )＜Ky•，则资本市场出现资 产价格低迷的现象，打击国内经济的信心，可能导致实体经济更加萧条，在较长期内 影响国内居民消费水平。

第二种可能与上面这种整体经济发展方向相反。假如在长期实体经济的增长与(- Kf•)存在显著关系（或既定时，与存在显著联系） ，则表明实体经济仍能从资本市场中获得有效地融资。具 体表现为：如果>Kf•，则Ky•较高；如果K f •时，实体经济增长率y较高，反之较低。而当=Kf•时,将与 比较接近，在缥榷ǖ那提下，与有相似的变化趋势。在正规信贷和资本市场融资低效率已 成为学界和实务界共识的前提下，这种现象实际反映了某些较隐蔽的融资方式成为货币供给 进入实体经济的有 效渠道，而这些方式并未正式纳入官方的统计数据中。于是正规金融的传导效率虽然较 低，但通过其他较高效融资渠道的替代，货币当局短期内的错觉还不至于演变为长期认知偏 差，或者即使存在一定的偏差也不会对国内经济结构、价格水平等造成较严重的负面冲击。

下面将对我国货币政策调整、资本市场规模变动和实体经济的发展状况间的关系展开实证 检验，希望通过分析在短期和长期内我国实体经济变化与货币政策调整的关系、资本市场资 产价格变动与货币供给和资本市场规模的关系，来判断我国货币当局在多大程度上存在因低 效的货币传导而引起的认知偏差。

三、实证检验

（一） 实体经济与货币政策调整

1变量的选取。(1)我国货币当局一直把货币供给量作为货币政策的中间目标，所以本文使 用广义货币(M2)月末数来表示货币政策的变动。(2)根据资产未来收益的不确定性，王成 进（2005）曾把虚拟资产分为四类：第一类是现金资产；第二类是通过对未来确定收入流证 券化发行的证券（比如债券）和开放式基金；第 三类是股票和封闭式基金；第四类是各种金融衍生品。现金资产和其他几类资产的区别在于 :现金资产以国家信用为担保，其他资产以商业信用为担保。本文将资本市场界定为上述第 二、三、四类资产市场的总和，这三者分别为它的子市场，并使用国债现货成交额、股票流 通市值、三个期货商品交易所（即上海、大连、郑州交易所）的期货成交额代表三个子市场 的规模，并以它们的总和代表资本市场规模（f）。并使用考察期间的上证收盘综合指数(p 1)和深证收盘综合指数(p2)代表资本市场中的资产价格。(3)很多学者认为虚拟经济 交易可以创造新价值，比如证券公司自营收入、炒股的手续费 等，但这些项目绝大部分都与资本市场规模无直接关系或占GDP比例很小。所以可以认为资 本市场规模的变动并不直接对经济增长做出贡献。据此，本文用固定资产投资完成额的月度 增速(st)代表实体经济变化。以上变量都由国泰安CSMAR经济金融系列研究数据库整理获得 ，考察期间为1998年1月―2008年6月，计量分析工具为Eviews50软件。

2单位根与协整检验。 因为考察期间广义货币(M2)序列有非常明显的趋势因素，所以首先取该指标的对数值lnm2=l og(M2)，接着使用增强的Dickey-Fuller检验（ADF检验）对全部指标进行单位根检验,结 果发现st、lnm2、f是1阶单整过程；而p1、p2是0阶单整过程。 要对st、lnm2、f进行回归分析，必须对它们进行协整检验（Johansen检验）。Johansen检 验的前提是VAR(向量自回归)模型的残差项必须是白噪声,这可以通过选择VAR模型适当的滞 后阶数(L) 来实现。这里选择L=4。检验结果发现st、lnm2、f在“协整空间有常数项无时间趋势项，数 据空间无常数项”条件下，存在协整关系。

3回归分析。 根据协整关系检验结果，选择L=4，得到由nm2、t、这三个差分变量组成的VAR(4) ，建立有约束差分形式下st、lnm2、f及它们的滞后项组成的向量误差修正(VEC)模型。去掉 不显著项之后，得到结果：

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

4 相关性及因果性检验。分别对st、f和st、lnm2进行相关性检验，发现st、f的相关性 很低（028），这反 映出货币政策信息通过资本市场传导的低效。但st、lnm2的相关性较高（064），这表明 货币政策的调整可能通过 除资本市场以外的其他中介渠道，在一定程度上影响实体经济。再分别选取滞后期k=2 、4、6、8、10、12期，对st、lnm2和st、f分别进行Granger因果性检验，结果发现lnm2无 论在短期（半年以内）还是在长期（半年以上），都是st变化的显著原因，而st并不是lnm2 变化的原因；同时st是f变化的原因，但f却不是st变化的原因。

5小结。无论在长期还是短期，st和f之间并不存在显著的关系，这反映了货币供给通过资 本市场渠道传导不畅。在短期内lnm2的变化显著的正向影响着st。而且从回归系数来看(62 17)，实体部门会因货币供给 的变化发生大幅波动，在信贷市场和资本市场对货币供给传导低效的前提下，这种作用只能 通过财政性渠道实现，反映了多年来我国经济明显的政府投资型增长的倾向。即每当货币扩 张时，政府主导的投资总会大量增加，引起实体经济规模的增加。但在长期lnm2与st呈显著 的负相关系，即在货币扩张时实体经济反而有所收缩，结合st和f在长期内无 显著关系的结果，这一现象反映了货币调整信息传导不畅的问题在长期内明显造成了货币当 局的认知偏差。具体来说，就是在货币扩张时，实体经济部门的规模和生产能力却表现为收 缩，而在货币收缩时，实体经济的生产能力却发生较大幅度的扩张。这必然给货币当局造成 认知混乱，于是在上一轮扩张之后，货币当局往往认为“扩张力度不足”，保持发动下一轮 更大强度的货币扩张的倾向；而在上一轮紧缩之后，也往往认为“紧缩力度不足”，可能实 施下一轮更大强度的货币紧缩，这种政策调整倾向很可能对我国金融(实体)经济结构和经济 稳定性造成不利影响，而由于金融资产的瞬时流动性，不稳定的倾向应该首先表现在资本市 场中。下面我们将从资产价格角度分析由于这种认知偏差而可能导致的资本市场层面的不稳 定。

（二） 资产价格、货币政策与资本市场规模

因为lnm2、f是1阶单整过程，则他们的一阶差分变量dlnm2和df就与p1、p2一样，都 是0阶单整过程，所以本文以自回归分布滞后模型（ADL模型）为基础直接构建计量模型进行 回归分析。得出的两组方程分别为：

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

从(5)、(6)式来看，无论用p1还是p2代表资产价格，都与资本市场规模变化显著正相关 ，即资本市场 上资产价格对规模的变化往往迅速做出同向变化的反应，而有关货币供给变化的变量则在(5 )、(6)式中都不显著。联系此前对实体经济与货币政策调整之间的关系，对此合乎逻辑的解 释 是：在资本市场无法有效传递货币供给信息的同时，资本市场规模变动往往也不能完全吸 收来自货币供给的变化，在货币扩张条件下，一方面资本市场因现金资产的净流入而出现的 规模扩张往往低于新增的货币供给量；另一方面现金资产很少能直接通过资本市场进入实体 部门，结果新增流动性被资本市场吸收的剩余部分仍滞留在资本市场中，直接推动了资产价 格上升。而当货币收缩时，资本市场规模的收缩强度也总是低于货币 收缩强度，结果导致资产价格发生明显下跌。

四、结论与启示

综合对实体经济与货币政策调整之间(st、lnm2、f)以及资产价格、货币政策与资本市场规 模(p1/p2、df、dlnm2) 关系的计量分析结论，我们认为，由于货币政策在资本市场上很低的传导效率，大量流动性 不能顺利的在实体部门和资本市场间流动。一方面导致长期内存在实体部门的收缩或相对收 缩伴随着货币扩张，或者实体部门的扩张或相对扩张伴随货币紧缩的表面现象，诱导货币当 局得出“上次货币调整的效果不显著”结论，这将激励货币当局发动新一轮更大强度的同向 政策调整；另一方面，在货币政策调整的条件下，资本市场对净流入的现金资产的吸收程度 总是小于货币政策调整的幅度，结果往往引起资产价格与资本市场规模发生明显的同向波动 。两种效果叠加起来，整体经济在货币当局的认知偏差的引导下，将存在“货币扩张-资产 价格上升-本次扩张不足（认知偏差）-货币再扩张-资产价格再上升”或“货币收缩-资 产价格下跌-本次收缩不足（认知偏差）-货币再收缩-资产价格再下跌”两种可能的变化路 径，这些明显发散的序列，显然不利于经济的长期稳定发展。这也说明我国货币政策方面 存在频繁的调整现象，实际上也反映了我国货币当局在政策传导不畅和国内经济不稳定的背 景下，存在一定程度的认知偏差以及在政策执行层面存有困惑。

主要参考文献：

［1］成思危.虚拟经济理论与实践［M］．天津：南开大学出版社，2003．

［2］南开大学虚拟经济与管理研究中心课题组. 中国虚拟经济发展报告(2008)［R ］．第五届全国虚拟经济研讨会提交报告，2008．

［3］王成进.虚拟经济功能研究,暨南大学硕士论文［D］．2005．

［4］伍超明.货币流通速度再认识――对中国1993―2003年虚拟经济与实体经济关 系的分析［J］．经济研究，2004（9）．

［5］伍志文,周建军.“股经背离”的存在性之争及其实证检验［J］．财经研究，2005（3 ）．

［6］张 磊.中国转轨时期的货币非超中性和通货膨胀―兼论中国货币政策双重目 标的体制根源［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：虚拟货币的政策范文

【关键词】 货币政策透明度 数量化目标 货币供应量 通货膨胀率

一、引言

近年来，越来越多国家和地区的货币当局开始重视货币政策的透明度建设。货币政策透明度的核心内容之一是政策目标的明晰性。IMF（1999）认为央行的货币政策目标应清晰、透明并成为法律条款。国内外理论界也日益关注货币政策透明度与货币政策的有效性问题，并对货币政策透明度的理论基础、货币政策透明度的内涵及其度量方法以及中央银行的独立性进行了广泛研究。本文结构安排如下：第二部分简要介绍相关的理论文献，第三部分是研究方法和数据说明，第四部分是实证过程和结果；最后是结论。

二、文献综述

货币政策目标的明晰性主要是体现在央行的货币政策应该具备明确的、数量化的目标，即对货币政策目标设置一个确定的数值，通常是点目标值，偶尔也包括区间目标值，并在一定时期保持政策目标的稳定。货币政策目标的数量化具有三个主要指标：汇率目标，即货币政策应该将汇率维持在一定的水平，如固定汇率制度；货币增长率目标，即央行明确一定时期的货币供应量增长率；通货膨胀率目标，即将通货膨胀率控制在一定的水平，最典型的是通胀目标制。国外很多学者对这三种数量化目标做了大量研究。在汇率目标方面，许多文献论述了不同汇率制度的优劣，并对固定汇率和浮动汇率制度的对宏观经济的影响做了实证分析。Baxter and Stockman（1989）认为除了考虑实际汇率以外，固定汇率制度和浮动汇率制度对产出、消费、贸易额等宏观经济变量的影响并无明显的区别；Flood and Rose（1995）也论证了汇率制度的不同并不影响产出和货币等宏观经济变量的波动性；Ghosh et al.（1997，2002）和Levy-Yeyatti and Sturzenegger（2001，2003）的实证结果表明在固定汇率制度下，通货膨胀的水平较低，但产出的波动性明显；Ghosh et al.（1997）认为汇率制度的不同对经济增长的影响并不明显；Levy-Yeyatti and Sturzenegger（2003）则认为在浮动汇率制度下，能够取得较高的经济增长率；Reinhart and Rogoff（2004）认为在单一汇率制度条件下，货币政策效果要远远优于在双汇率或多汇率制度安排下的效果。

在控制货币供应量方面，Friedman and Schwartz（1963）提出了单一的、固定的货币增长率规则，认为货币需求函数稳定，因此建议中央银行每年以3%-4%的增长率供给货币。随着金融创新和放松管制，货币层次界限变得模糊，货币流通速度和货币需求函数不再稳定，固定货币供给的规则面临挑战。McCallum（1985，1990）延续了弗里德曼的思想，但反对货币增长率固定不变，主张货币供给应随着产出缺口动态变化，同时还要考虑到货币流通速度和通货膨胀率的因素，定期调整货币增长率，以维持经济的稳定。

近年来更多的文献集中与对通货膨胀目标制的研究。Mishkin（1999）认为通胀目标制不仅显著地降低了通胀的水平，而且降低了通货预期；Bernanke et al.（1999）认为通胀目标制能够使货币政策前景更加明晰，有利于引导公众的通胀预期；King（2002）认为通胀目标制降低了通胀的波动性；Mishkin and Schmidt-Hebbel（2002）的研究结果也证明了实施通胀目标制的国家有利于降低该国的通胀水平；Loayza and Soto（2002）认为通胀目标制的效果有赖于货币政策的可持续性和可信性。另一方面，Ball and Sheridan（2005）的研究结果表明，自1990年：以来，OECD多数国家控制通胀都取得了良好的效果，主要是因为在实证过程中存在着回归均值（regression to the mean）现象的缘故。在控制了回归均值的条件下，是否实施通胀目标制，对改善通货膨胀水平控制的效果并不明显；Fatás et al.（2007）认为明确的货币政策目标不仅能够降低通货膨胀率，而且能够熨平经济周期的波动。在中央银行的独立性与货币政策有效性的关系上，Alesina and Summers（1993）、Grilli et al.（1991）以及Cukierman（1992）的研究结果都证明，中央银行的独立性程度与通货膨胀水平具有明显的负相关关系。

近几年我国学者也开始了货币政策透明度的研究。魏永芬（2004）认为提高货币政策透明度有利于引导公众形成正确的预期，增强央行的责任感，使货币政策的传导渠道变得更加通畅；谢平、程均丽（2005）区分了狭义透明度和广义透明度的不同概念；陈利平（2005）则考虑了央行偏好的可变性，分析了货币政策透明度对经济的影响。我国学者对货币政策透明度的研究侧重于对国外文献的梳理，也有学者尝试建立透明度指数的方法，以测算我国央行的货币政策的透明度。本文将在国内外学者研究成果的基础上，采取计量方法，对中国货币政策目标数量化与货币政策有效性之间的关系进行实证研究。

三、研究方法和数据说明

1、研究方法

这里研究的是央行采用数量化目标能否提高货币政策的有效性。参考Fatás et al.（2007）的研究成果，构建一个简单的回归模型：

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

其中，t代表年度；?仔 为t+1年的通货膨胀率；D为虚拟变量，表示一国货币当局在t期有没有公布当年明确的货币政策目标，如果采取了数量化目标，则该变量取值为1，否则取值为0；D也是虚拟变量，代表该国货币当局是否成功地达到了期初确定的数量化目标，若达到则取值为1，未达到则取值为0；Open 为一国的对外开放度，用进出口贸易额占GDP的百分比来表示；为政府财政盈余或赤字占GDP的比重；Budget 为经济周期的波动因素，以当年的GDP增长率和样本区间GDP平均增长率的差额来代表；GDPpct是以人均GDP的实际值（对数形式）；GDP 是该国的GDP总量的实际值（对数形式）；?着t为残差项，?茁 、?茁2、?酌 -?酌 为参数。

公式待估计的参数中，其中?茁 和?茁2是我们的主要研究对象，?茁1和?茁2取值的不同，具有不同的含义。若?茁1取值为负数，则表明央行公开数量化的通胀目标有利于抑制下一时期的通胀水平；同理，若?茁2取负值，则表明如果央行在当期成功地实现了通货膨胀目标，那么对下一期的通货膨胀率有抑制作用。除了?茁1和?茁2以外，?酌 -?酌 等参数代表了其他可能影响通货膨胀率的因素。Romer（1993）认为在经济开放的条件下，货币扩张的成本很高，因此开放经济有利于降低通货膨胀率；财政盈余或赤字会影响到总需求，从而对通货膨胀产生影响；经济周期波动因素通过影响总供给和总需求，产生不同的通货膨胀压力；Posen（1995）认为富裕国家金融部门比较发达，税收体系完备，因此对通货膨胀税的偏好也较低。这表明随着人均GDP的不断提高，人们更偏好较低的通货膨胀水平；最后，GDP代表一国的经济总量，一般来说，一国的经济规模越大，就越倾向于稳定该国的通胀水平，减少经济的波动。同时经济规模大的国家对外依存度都较低，而且倾向于采取固定汇率制度，这也会使降低该国的通货膨胀率。

2、数据选取和说明

我们利用1985-2007年的年度数据，研究中国货币政策的目标数量化对其有效性的影响。1994年我国央行人民银行开始正式向社会公布货币供应量统计数据，1996年实行以狭义货币供应量M1和广义货币供应量M2为调控目标的政策框架。因此我们以货币供应量的数量化目标为例来进行实证分析。考虑货币供应量层次的不同，分别研究狭义货币供应量M1和广义货币供应量M2的数量化目标和货币政策有效性的关系，考察当年对货币供应量增长的控制对次年通货膨胀率的影响。由于1996年人民银行开始公布每年货币供应量增长率的控制目标，因此两个虚拟变量D1和D2在1985-1995年间的取值皆为0。同时，虚拟变量D1在1996-2007年间的取值为1，同时期D2则按货币供应量增长的控制情况而取不同的值。上述数据中，用来计算对外开放度的进出口贸易额来自商业部，通货膨胀率?仔以CPI为代表，CPI、国内生产总值GDP、增长率、GDP人均国内生产总值GDPpc以及财政收支Budqet等数据来自国家统计局，狭义货币供应量M1和广义货币供应量M2等数据来自中国人民银行。

四、实证结果和数据分析

首先，估计狭义货币供应量M1数量化目标对下一时期通货膨胀率的影响，回归结果如下：

?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，括弧内为t值。从式（2）的回归结果看，我们关注的虚拟变量D1和D2拟合的情况较好，两个虚拟变量的取值都为负数，而且比较显著。虚拟变量D1取值为负数，显示明确狭义货币供应量M1的具体增长率目标确实有利于降低下一时期的通货膨胀率；虚拟变量D2取值为负数，表明当期如果把货币供应量控制在目标值以内，则能够有效地抑制下一期的通货膨胀，D1的参数值比D2显著，表明清晰的货币增长目标比实际控制的结果更为重要。

其次，估计广义货币供应量M2的数量化目标对下一时期通货膨胀率的影响。结果如下：

?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，括弧内为t值。式（3）的回归结果与式（2）类似，但是虚拟变量D2的参数值不如式（2）显著，表明对M1的控制能够更有效地抑制通货膨胀，因此M1对我国通货膨胀的影响要强于M2。

五、结论

1995年我国颁布的《中国人民银行法》规定，“货币政策目标是保持货币币值稳定， 并以此促进经济增长。”此后，人民银行我国货币政策透明度建设逐渐走向了正规。1996年人民银行开始向社会公布各层次货币供应量的统计数据；2001年开始公布每季度的货币政策执行报告；2005年开始逐年公布金融稳定报告、中国金融市场发展报告和国际金融市场报告；随后又公布了2006年的中国支付体系发展报告和反洗钱报告。一系列政策使我国货币政策透明度不断提高。本文利用回归方法，分析了人民银行明确货币供应量年度控制目标对货币政策有效性的影响。实证研究结果表明，央行对外公布明确的货币增长的目标值，有利于引导公众的预期，加强社会各界对货币政策的理解与支持，对后期的通货膨胀率水平有显著的抑制作用；而当期成功实现对货币供应量增长的控制，会增强公众对中央银行的信心，进一步提高货币政策的有效性。

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

第4篇：虚拟货币的政策范文

自1971年美元这一国际本位货币摆脱黄金的束缚后，货币在全球范围内彻底虚拟化。随后一个突出的现象就是虚拟资本在全球迅速膨胀。表现如:全球各国货币当局的外汇储备从1970年的近600亿美元迅速膨胀到2013年底的11．4万亿美元;国际债券余额从1970年底的近900亿美元扩张到2013年底的34万亿美元;全球国际银行业的跨国要求权在1970年底不过2000亿美元，2013年底则飙升至46万亿美元;全球外汇交易总额从1970年的几百亿美元上升到2013年的1100万亿美元。全球虚拟资本迅速膨胀的原因便在于货币虚拟化之后其本身嬗成为一种能量，并且这种能量对虚拟经济的推动作用远远高于实体经济，可以说虚拟资本的膨胀是货币虚拟化之后的历史必然。货币能量功能是指在货币虚拟化条件下，货币在运动过程中所具有的主导经济运行以及获取、配置资源的能力，这一点在国际本位货币这种载体上表现最为显著。理论上讲，当黄金非货币化后，所有货币在流通时都失去了数量上的自然控制机制，必须依赖货币当局控制货币供应量。由于上世纪70年代世界各国普遍遭受了通货膨胀的肆虐，货币当局痛定思痛之下一般能够有效控制货币数量的增长，除非某种特殊原因和需要，货币数量被有效控制在与GDP增长率相适应的水平，以控制本国的物价。但是在货币彻底虚拟化之后，随着经济形势的发展，一些国际本位货币国家的货币当局逐渐意识到货币能量的实际功能，这种功能主要作用于境外，即可直接从境外换取各种商品和资源，于是国际本位货币当局可以通过增加货币的供应量来谋利，这必然造成全球范围内的虚拟资本膨胀。我们可以描述一下这个形成机理:国际本位货币供应国通过扩张的货币政策和财政政策来超额发行国际本位货币，由于货币能量功能的缘故，货币供应国能够在全球范围内有效获取各种资源和服务，促进本国的经济福利。超额国际本位货币能量的注入是通过“市场经济手段”来实现的:第一，国际本位货币供应国的央行可以通过降低本国利率、购买二级市场的国债等扩张性货币政策来有效增加市场中的货币能量，这既可以直接鼓励私人部门的投资与居民消费，达到促进本国经济增长的目的，重要的是扩张的货币能量会进入虚拟经济领域，刺激虚拟经济领域的活动从而通过资本化和杠杆运作创造出更多的货币收入，来达到刺激本国经济繁荣的目标。第二，国际本位货币供应国的政府也可以通过减少企业和居民的所得税来激励投资和消费，或者通过转移支付、补贴以达到提高本国企业竞争力和居民福利的政策目标。通过这两个手段产生的财政赤字和贸易逆差可以通过增加货币发行加以平衡，这势必造成国际本位货币的超额供给。而经常项目下的1单位国际本位货币的流出将导致世界扩张大致两到三倍的流动性，这其中还不包括银行乘数扩大的货币量［4］(P1－11)。以美元流入中国为例，1美元外汇流入中国后，拿到美元外汇的出口商在商业银行兑换人民币，商业银行则在中国人民银行兑换人民币。这最终导致中国人民银行新印7元人民币来对冲1美元外汇，这时流动性已经膨胀了一倍。而流入央行的1美元外汇又会通过投资美元计价的国债、股票等回流美国，在回流途中刺激了美国金融资产的创新，导致流动性的进一步膨胀。它最初是美元的国际性膨胀，其后是欧元和其他国际货币的跟进。充足的国际货币借助电子设备在不同区域飞速循环流动，充裕的货币动能刺激着全球虚拟资产规模不断膨胀和经济虚拟化程度不断加深，诸如股市、债市、汇市、金融衍生品市场、房地产甚至收藏业都空前繁荣。

二、货币能量的简单公式说明

弗里德曼在表明经济流量与存量的关系时从宏观视角给出认识收入资本化的公式:K=YR(1)(1)式中，K是资本存量，Y是国民收入，R是利息率。这实际是一个经济虚拟化的能量公式，K就是能被资本化的资产或说是国民收入Y能够衍生出来的虚拟资本。假定利息率为5%，国民收入是10万亿美元，全部收入被资本化就意味着最大限量的资产价值将达到200万亿美元。这里强调的是对这个近似于爆炸的证券化或者资本化膨胀趋势的唯一限制就是货币资金能量的可得性。以美国为例，当美元失去黄金的约束被加速度提供出来(通过经常项目长年累月的逆差)，这些美元回流美国时就成为巨大的能量，于是美国本土的债券、股票、外汇、期货、金融衍生品等金融资产被加速度地创造出来，成为创造财富的机器，这也是美国虚拟经济(包括房地产)一直发展、繁荣以及膨胀的根本原因。实际上货币能量是对这个公式的唯一限制，如果没有充裕的货币能量，这个经济虚拟化能量公式就不会变得那么有力。延续公式(1)进行分析:K(m)=Y(m)R(m)(2)公式(2)强调了这个经济虚拟化的能量公式与货币能量的紧密关系，其中m代表货币能量，狭义上可理解为货币注入量的规模。这里仅仅进行定性分析，一旦有了货币能量的注入，这个公式会导致虚拟资本的加速膨胀。其基本逻辑是Y与R都与货币注入量有关，下面分别分析货币能量m对国民收入Y与利息率R的影响:第一，国民收入与货币能量的注入有关。在新古典的经济理论那里，国民收入是由各种要素投入如资本和劳动决定的，但是在经济虚拟化之后，经济运行方式发生了重大变化，一个显著特征就是当代货币收入的创造越来越脱离实体经济。GDP的创造不仅仅依靠制造业等实体经济了，各种资产的创造和炒作产生的GDP所占比例迅速增加，这些通过虚拟经济渠道获得的收入是与货币能量密切相关的。格林斯潘意识到美国的GDP创造越来越依赖虚拟经济，1999年其在《货币政策面临新挑战》的讲演中指出:“值得注意的是，目前GDP的成分正在朝着以主观意志为基础的价值增殖的方向迅速转变。”弗里德曼也指出:“物价上涨何时何地都是一种货币现象”，在虚拟经济领域，可以按照此逻辑同样得出一个结论:“资产交易量大幅度上涨和资产价格上升也是一个货币现象。”当大量货币能量注入股市的时候，能够看到市场活跃，交易量大幅度增加，股票指数也大幅度增加，于是印花税、经纪人提供服务所得的各种收入大幅度增加，这些收入都将计入当年的GDP。比如中国2007年进入的牛市，交易量最大时曾达到日交易额4000多亿人民币。按调整后的印花税率3‰对买卖双方双向征收计算，印花税就要征收24亿人民币，这是一天的税收，此外还有金融机构中介服务1‰－3‰的交易手续费，按中间值计算，手续费大约有8亿元，因此股市一天就创造了可以直接计入GDP的财富约32亿人民币。如果算上投资者计算的账目差价利润收入(不计入GDP)，所有来自股市的收入就会更多。这些收入绝大多数是现实的货币收入，是实际上有支付能力的收入，印花税的税收可用于增加公务员工资，也可以用于政府的各项购买支出，无论其去向如何最终都是印花税大部分成为各类人员的收入。它们可以按市价购买真实产品和各种服务，也可以购买股票、债券等金融资产以及房地产。假定股市这一天增加的收入全部流入房地产市场，按照现在的房地产运行方式，这32亿多资金可以作为首付款，按80%的住房抵押按揭贷款制度，就可能带动约128亿人民币的贷款，这意味着房地产业得到了约160亿人民币增加的收入。同时这些货币收入是对房地产的需求，进一步导致房地产价格上涨。虽然股市一天创造的收入未必全部转入房地产市场，但长期看，很大一部分收入将会进入地产、债市以及股市。

因为作为金融投资，这几个市场之间具有替代关系，这使得通过股市炒作交易得到的货币收入很容易向债市以及房地产市场流动，特别是对长期活动在虚拟经济领域的金融机构来说。按照这个逻辑，在当代经济越来越依赖虚拟经济运行的条件下，可以得出结论:如果货币m增加，通过虚拟经济渠道获得的Y(m)收入是增加的。第二，货币能量对利息率R的作用。利息率的决定向来是一个比较复杂的问题(如存在存量与流量之争)，马克思认为利息是剩余价值创造利润的一部分，而在凯恩斯那里，货币供求决定利息率，货币供应量上升导致人们对票面利率固定的债券需求上升，从而推高债券价格，债券价格与利息率成反比，进而导致利息率下降。希克斯进一步将其推广到商品市场，利息率由产品市场的储蓄与投资及货币市场的供给与需求、即由IS－LM曲线共同决定，此外还有可贷资金供求决定利息率的理论。这里主要探讨货币能量对利息率的影响。仍以美国为例，如前所述，在世界范围内环流的美元能量回流后会刺激美国虚拟经济的膨胀，其具体表现如:一方面货币能量直接进入美国的虚拟经济系统———美国的房地产和金融市场“动能”充裕了，于是房价、股价和其他金融类产品的价值就直接上升;另一方面，考虑到这些回流的美元有一部分不是直接进入美国的私营金融系统，比如中国的外汇储备大部分就购买了美国的国债，这种条件下如何认识货币的能量作用?我们发现，这时货币仍然起着推动市场或行业繁荣的直接动能作用。假定这部分回流的美元全部进入美国的长期债券市场(以国债、机构债和市政债券为主，和前述私营金融产品的主要区别在于这个市场有政府信用担保)，这些货币能量直接促使美国国债市场的繁荣，进而导致长期国债利率的降低，如果进一步考虑到美国长期国债利率是美国债券市场融资的基准利率这一因素，会发现进入此市场的货币能量带来了一个更为深远的影响，就是其间接导致了美国长期融资的资金成本的降低，即长期贷款利息率的下降，而低利率环境又极大刺激了投资者对货币的需求，刺激了货币动能的进一步创造。综上，源源不断以金融项目顺差形式回流的美元货币能量，造成了美国境内货币动能的极大充裕，加上其间接导致的长期低利率环境极大刺激了美国的金融创新，刺激了美国金融资产和流动性的迅速膨胀。从美元全球环流的角度来看，回流美国本土的货币能量能有效降低利息率，即m增加导致R(m)的下降。格林斯潘在“格拉斯潘之谜”中描述道:通常当美联储依据宏观形势变动提升短期利率紧缩银根时，用10年期国债利率度量的长期市场利率也会上升，反映短期利率变动直接影响以及货币政策对市场通胀预期变动的间接影响;然而2004年6月美联储决定提升短期利率时，长期利率不但没有上升反而有所下降②。这实际主要是由于回流美元的充裕货币动能的作用，这些回流美元大量购买美国长期国债导致了美国长期利率的下降。显然，货币能量m对经济虚拟化能量公式具有刺激作用:当货币动能m充裕时，通过虚拟经济渠道获得的Y(m)上升，而R(m)下降，在公式(2)的作用下，K(m)虚拟资本就会出现爆炸性增加。但是，K(m)在爆炸性增长过后，其本身又变为在二级市场可以炒作的虚拟资本，这些炒作又会产生服务性的收入Y，变为可以继续资本化的收入流，于是动态化公式(2)变为(3):K(m)t+1=Y{m，K(m)t}R(m)t(3)观察公式(3)可以发现这个动态化的经济虚拟化能量公式的限制条件仍然是货币能量的可得性。当代由于美元、欧元等国际本位货币滥用能量功能导致货币动能充裕，在充足的货币动能刺激下，公式(3)所分析的过程不断反复，持续数十年，于是虚拟资本膨胀和经济虚拟化的速度不断加快，直到广义流动性规模大大超过实际GDP，以分享利润为目的投资行为被以获取差价为目标的投机所替代。投机活动导致大量货币能量在债市、股市、汇市、大宗商品期货市场、金融衍生品市场、房地产市场以及收藏业市场等之间循环流动并将它们连成一个有机整体(这个整体即“虚拟经济”)，反过来这也使得它们成为蓄积货币能量的巨大流动性储备池，这些市场的整体运行方式已经与经济学经典教科书所讲的实体经济运行方式发生了根本变化，其主要根源就在于货币功能的嬗变，货币能量支撑起了虚拟经济这个客体的运行。

三、货币能量功能的进一步分析

货币的能量功能导致了国际本位货币如美元流出本国的规模越来越大，进而美元等国际本位货币在全球的环流过程实际上就是货币能量的流动过程，常年累月下来这个能量流动导致了国际本位货币国家内部经济的虚拟化以及全球的广义流动性膨胀。需要指出的是，在这个过程的初始阶段，货币能量的注入使得国际贸易迅速发展，客观上使很多发展中国家解决了自身发展过程中的金融压抑问题，使其迈入经济增长的快车道，这也是货币能量刺激的一个方面。这里就货币能量继续讨论如下四个问题:第一，货币能量对虚拟经济和实体经济具有不同的推动作用，在当代货币能量越是迅速创造出来，以制造业为代表的实体经济就越是被边缘化，因为其创造财富需要一个生产过程，而虚拟经济领域里的创造和炒作只需要有足够的货币能量注入就够了，经济虚拟化能量公式对货币能量的依赖性能够充分说明这一点。于是当国际本位货币国家借助货币能量的功能来提高本国国民福利的做法，一定会带来外溢效应，当初始的货币能量进入贸易顺差国时能够刺激实体经济的发展，但到了一定地步，国际本位货币能量作用引致贸易顺差国膨胀的流动性就会进入虚拟经济领域，于是逻辑就变为在贸易顺差国的虚拟经济领域货币能量大量进入，在经济虚拟化能量公式的作用下顺差国虚拟经济也会快速膨胀。这个逻辑比前文所讲的货币能量刺激全球虚拟资本膨胀更进一步分析了货币能量在流入国家内部(贸易顺差国)如何从刺激实体经济发展再到刺激虚拟经济膨胀的过程。第二，货币能量虽然突出表现在国际本位货币这个载体上，但在非国际本位货币国家内部，由于法币制度的建立，在国家信用支撑下货币实际上也已经虚拟化了，其同样是一种能量，同样能够决定本国内部资源的配置。而且在各国内部也可以分为虚拟经济与实体经济系统两个部分，其虚拟经济系统的运行也高度依赖货币能量的流入与流出。向经济体系内部注入货币能量有两个去处:一是用来推动实体经济中的交易，从而与CPI和PPI有密切关系，但这往往会直接引致通货膨胀;二是进入虚拟经济领域购买资产，从而与资产的创造以及交易量、价格上涨存在密切关系。究竟与哪一个关系更密切，则取决于经济虚拟化的程度，如经济虚拟化程度较高的美国，货币能量的注入与资产的创造和交易更为密切，因为货币能量的充裕会迅速刺激金融资产的创造和扩张。与实体经济相比，货币能量对“经济虚拟化能量公式”的作用充分表明虚拟经济领域的“产品制造”要快得多，所以货币能量对虚拟经济的刺激作用表现在资产价格膨胀以及金融创新使得各种新资产不断被创造出来的过程，而在实体经济中，持续的货币能量注入则会引起长期的通货膨胀，因为产品增加需要物质过程，这个过程与货币创造过程并非同质。而虚拟资产的创造与货币流动性的创造是同一类过程，它们都没有物质生产过程的约束，都主要依赖于制度和体制，它们可能的任何差异仅仅在于发行的制度和监管方式及交易程序上的区别。实际上虚拟经济越发达，货币主导经济运行和支配资源的能量功能表现越突出。值得强调的是，在非国际货币国家货币的能量功能一般很少被政府和货币当局直接使用，因为如果其直接向经济内部注入货币能量很容易被行为者预期从而直接进入实体经济领域引起通货膨胀，这一点与国际本位货币国家政府使用货币能量直接从外界获取以及配置实际资源不同，由于国际本位货币国家的货币回流只会刺激其内部虚拟经济膨胀，而不会直接引致通货膨胀，这一切都是以“市场”的运行方式进行的。所以正是由于这种原因，国际本位货币国家将货币能量的功能发挥到了极致。但长期来看仍会导致严重问题，这已从次贷危机的深入蔓延得到印证。因此，货币能量功能的使用存在一个“度”的把握问题。第三，货币能量流动会有效刺激货币能量发行国虚拟经济的膨胀。随着国际本位货币国内经济虚拟化进程的加速，现代经济活动出现了一种可以在一定程度上脱离物质生产过程而独立运行的经济运行方式，这种方式对货币能量的依赖性越来越强，货币能量的功能从中得到了淋漓尽致的发挥。在经济虚拟化的环境中，货币是虚拟经济活动的第一推动力。当一定数量的货币进入经济系统中某一个市场或者行业时，积聚在货币中的能量将影响经济主体的行为，进而影响整个市场乃至经济系统的运行。第四，进入经济虚拟化状态的市场经济为一个附着在物质系统上的价值系统。遵循的基础理论必须将市场经济的本质属性看做是价值的，而不是物质的。所谓物质系统是指人类社会用以满足人类物质文化需求的各种产品和服务的生产，以及相关各类资源的生产、开发活动;价值系统则由两个子系统构成，一是直接附着在物质系统上的价格系统，指各种商品、劳务以及资源的价格体系及其形成机制;二是纯粹的价值系统，它们是附着在物质系统上的价格体系的衍生物，没有前者的物质内容和效用。对于物质系统以及附着于其上的价格系统，新古典的微观经济学描述了在实体经济中价格系统如何决定着人们的生产、交换、分配和消费，也即价格系统如何决定市场经济“生产什么、怎样生产、为谁生产、”这三大经济问题。但是微观经济学中没有货币，没有金融以及房地产的投机炒作活动，没有呆坏账和金融危机。它不是现实的市场经济，更不是当达国家经济虚拟化之后市场经济形态。经济虚拟化之后的经济运行方式高度依赖于货币能量，货币能量的注入和分配成为决定经济运行和资源配置的第一序力量，如美国由于享有国际本位货币的发行权，可直接通过资本市场、房地产等虚拟经济领域的交易配置资金能量和货币收入，这就是说有了国际本位货币资金的发行和配置机制就可以在世界范围内获得配置资源的权利。依附在资源禀赋和效用基础上的相对价格体系配置资源的功能已经降为第二序。

四、结论

第5篇：虚拟货币的政策范文

>> 虚拟货币对货币的冲击及风险监管 虚拟货币的金融风险与法律监管 虚拟货币对金融秩序的影响 网络虚拟货币对货币流通的影响 浅析虚拟货币对现实货币的影响 虚拟货币对货币供需关系的影响 基于虚拟货币的风险分析 虚拟货币对企业财务的影响分析 基于互联网的虚拟货币对现实货币流通的影响分析 论虚拟货币及其监管 我国网络虚拟货币的风险防范与监管研究 网络虚拟货币的性质、现状和对策研究 网络虚拟货币对现实金融体系的影响 虚拟货币征税的法经济学分析 虚拟货币的运行过程及风险分析 “虚拟”与“实体”：货币引发的伪命题 虚拟货币流通与政府监管问题探析 基于互联网的虚拟货币对微观经济影响的分析 网络虚拟货币兑换率对实际消费金额的影响分析 虚拟货币之法律性质研究 常见问题解答 当前所在位置：l，20090626.

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[25]梁玉芳.网络虚拟货币监管的法律对策研究[J].法制与社会，2010，（31）：104.

[26]谢永江.网络虚拟货币的法律分析与监管建议[J].北京邮电大学学报（社会科学版），2010，（1）：3334.

第6篇：虚拟货币的政策范文

（一）金融危机爆发的根本原因

《资本论》中，马克思将经济危机的产生解读为三个阶段，第一个阶段就是资本主义内在矛盾的不可克服性。“一切真正危机的最根本原因，而总不外乎群众的贫困和他们的有限消费，资本主义生产却不顾这种情况而力图发展生产力，好像只有社会的绝对的消费能力才是生产力发展的界限。”。因此，任何条件下发生的经济危机其本质都是生产过剩的危机。

（二）马克思的金融信用危机理论

由《资本论》第三卷“信用制度的另一方面与货币经营业的发展联系在一起，而在资本主义生产中，货币经营业的发展又依然会和商品经营业的发展齐头并进。”于是信用制度引发了生产过剩和商业过度投机，使再生产过程不断被拉紧从而达到极端，加速了生产过剩的内在矛盾借由危机的形式爆发。作为资本积累和集中的有力推动,信用使得股份公司和银行把分散资金集中起来,扩大了生产，但也不可避免地使单纯性投机出现。这样，生产脱离市场而迅速扩张,从而在很大程度上影响了再生产的过程。“信用制度加速各种生产力的物质发展和世界市场的形成加速了危机”；“再生产过程的全部联系都是以信用为基础的生产制度中,只要信用突然停止,只有现金支付才会有效，金融危机就会爆发。”

（三）《资本论》中的虚拟资本理论与金融危机

所谓虚拟资本，是本来并不存在，而是根据一定收入虚构出来的资本。“当商品经济不断发展，货币所有权与使用权相分离，生息资本就出现了。”生息资本的出现表明：每一个确定的货币收入都将表现为一个不一定是由这个资本本身产生的资本的利息。收入的资本化过程解释了虚拟资本的形成。在这一过程中，价格与价值发生了分离，作为生产之外出现了虚拟市场———资本市场就出现了。虚拟资本的价值运动独立于现实资本，其价值并不随着现实资本价值的变动而变动。从虚拟资本理论中可以得出，独立的货币金融危机是由于金融商品或虚拟资本货币之间的矛盾造成的，这种矛盾对立的严峻程度很容易超过一般商品与货币的对立矛盾。由此可见，“虚拟资本的过度膨胀和银行信贷的过度增长是造成金融危机的基础。”

二、启示与政策建议

金融危机与经济危机的相互影响是不可避免的，即使是独立发生的货币金融危机，也会反作用于实体经济，从而对一个国家乃至世界范围内的经济产生恶劣影响。我国的金融体系正处于初级阶段，一个平稳有序的市场环境是至关重要的。基于《资本论》中有关金融危机理论的分析，提出如下的政策建议。

（一）加强对金融行业的市场监管

由马克思对于信用危机引发的金融危机的分析，信用危机的存在，是金融市场的一个巨大的隐患。因此，加强对金融行业的市场监管势在必行。加强金融监管，就要建立健全金融监管机制，制定科学与有效的经济政策。监管措施方面，应当注重监管手段的科学合理，监管方法的多元化。金融监管并非管制，对于金融的过度束缚无疑将会阻碍一国的经济发展。金融监管不仅要科学、合理，还要适度。

（二）加强对虚拟资本的管理

第7篇：虚拟货币的政策范文

(1)过去四十年以来无数次金融危机已经充分表明：主要储备国家之货币政策缺乏约束、主要货币汇率过度动荡、国际投机资金肆意横行，乃是全球性金融危机的主要根源和国际货币体系的主要缺陷。创建公正、公平、多元、包容、稳定、负责的国际货币体系，应该成为国际社会的基本共识。

(2)继续支持G20作为改革国际货币体系的主要意见交流和政策制定平台，G20的成员构成和运作机制需要进一步调整和改革，以便吸收更多发展中国家的意见。G20应该建立一些常设机构，具体讨论和制定国际货币体系改革方案。

(3)国际货币体系改革的五个主要方向是：国际货币基金组织的投票权和治理结构改革、SDE篮子货币的完善和分配机制改革、国际金融监管架构改革、国际债务危机治理机制改革、国际投机资本流动和对冲基金的监管。

(4)需要尽快推进国际货币基金组织投票权和治理机制改革。美国应该放弃否决权，欧盟各国应该调降所持有的投票权，发展中国家的投票权应该进一步增加。应该从根本上改变国际货币基金组织投票权的计算方法，以充分反映发展中国家已经成为世界经济增长主要引擎的重大事实。

(s)需要尽可能多地吸收发展中国家的货币加入SDR，以增强SDR篮子货币的公信力和稳定性。上世纪60年代后期SDR创始之时，并不要求成员货币完全自由可兑换或资本账户完全开放。从SDR目前所发挥作用来看，亦不需要篮子里的货币是完全自由兑换货币。

(6)汇率过度动荡对于全球经济的整体稳定和持续增长有百害而无一利。各主要经济体系应该展开务实探讨，以国际协议的方式来稳定世界主要货币之间的汇率。国际货币基金组织之使命应该回归到1976年之前的政策哲学，即坚决捍卫国际汇率之稳定，而不是执意在世界各国推行浮动汇率，然后等着危机出现，再去扮演救火队或救世主的角色。

(7)美元是当今世界最主要的国际储备货币，2007年次贷危机和2008年金融海啸以来，伯南克领导的美联储大规模购买垃圾资产，实施量化宽松货币政策，已经成为全球金融货币体系的最大隐患之一。然而，贸易顺差国家和美国的债权国，却没有任何手段来约束美联储的货币政策。国际社会应该共同对美国施压，要求美国货币政策承担起码的国际责任和义务。

(8)强化对国际投机资本和对冲基金的监管。对国际投机资本征税之“托宾税”理念依然值得深入讨论和实施。国际投机资金的监管，应该成为全球宏观审慎监管结构的核心。

(9)全球流动性的泛滥、虚拟经济的急剧暴涨、虚拟经济与真实经济的严重背离，导致国际大宗商品的价格严重偏离真实供求关系，发展中国家饱受大宗商品价格动荡之苦。G20峰会、国际金融稳定论坛、国际货币基金组织都应该将稳定国际大宗商品价格纳入自己的工作责任范围，深入探讨如何约束国际大宗商品的过度投机买卖和价格操纵。

(10)在虚拟经济急剧膨胀、全球经济结构性失衡、虚拟经济与真实经济严重背离的背景下，目前国际社会普遍采用的消费者价格指数(CPI)不能准确衡量各国和全球通货膨胀水平。联合国、国际货币基金组织等机构应该组织力量，重新设计全球通胀指数，将资产价格纳入其中，为各国货币政策和全球货币政策协调提供更有效的政策工具。

第8篇：虚拟货币的政策范文

虚拟货币与现实生活中的货币有较大的距离，其生存空间主要是在网络上。网络用户通过消费这些虚拟货币，可以得到货币发行者(即服务提供商)提供的产品及服务，而这些产品和服务都是真实的。虚拟货币在一定程度上通过交易也可以得到现实生活中消费的货币。

本质上，虚拟货币其实就是一种预付费的充值卡。目前，除了各大网络游戏服务商发行的各种游戏币，腾讯Q币、新浪U币、盛大点券、网易泡泡金币等都已经成为互联网上炙手可热的“货币”。

虚拟货币的出现确实为网民带来了很大的方便――就拿QQ用户来说，如果每次更换QQ秀都要去银行排队给腾讯公司汇款(金额往往在20元以内)，那么还会有人经常更换自己的网络形象吗?

但是，由于网络本身的一些特性，虚拟货币也存在很多问题。首先，虚拟货币很容易被伪造，通过一些私服外挂或黑客工具，每一个普通网民都可以大量地制作“假币”而不被发现。其次，网上有太多木马、病毒，虚拟货币经常有被盗的情况，受害者往往无法索赔。

此外，虚拟货币的发行和价值不受任何机构监管，在发行量、与人民币兑换比例、币值购买力这三个方面都独自控制，运营商实际上具备虚拟货币的无限发行权。对此，某家虚拟货币发行商负责人就指出：“为了追求利益的最大化，厂商在发行虚拟货币时，根本不会以某种金属或资产作为发行储备，也不考虑是否要约束货币发行规模以及如何维护货币的信用。”这样就直接导致了虚拟货币可以源源不断地供给，很可能会引起虚拟世界里的通货膨胀。

而且最让人担心的是，虚拟货币已经突破了虚、实经济间的界限，开始试着走出“虚拟”世界，进入现实的应用。

如网易泡泡按用户在线时长给予泡泡金币奖励，这种虚拟货币可以支付手机短信，还能在网易商城用作购买实物商品的代金券。同样，新浪的U币用户可在新浪商城中直接用U币为所买的商品支付。盛大点券的持有者可购买百度的付费下载服务。Q币更是除了可以购买本公司的付费服务以外，也可用来购买其他游戏的点卡、虚拟物品，甚至是一些影片、软件的下载服务等。有人开玩笑地说：“总有一天大家不炒楼，改炒Q币。”

对此，长期从事货币研究的中国社科院金融所货币理论与政策研究室副主任杨涛指出，人民币等真实货币在现实中是有数量限制的，而Q币等虚拟货币商家可无限发行，虚拟货币代替人民币成为网上交易的一般等价物，必会冲击我国的金融秩序。“这是我近两年所接触到许多有关网络法律案件后的有感而发，”杨涛感慨道，“当前，Q币除了能购买该公司的服务，还逐渐可购买其他网络上的商品与服务，有充当网络一般等价物的趋势。并且已延伸到网下，以一种‘电子货币’的形式购买现实社会的一切物品与服务，这样一来，Q币就与‘代币票券’没什么区别，完全可能成为独立于人民币之外的第二套货币。”

第9篇：虚拟货币的政策范文

Bernanke和Blinder首先开创了银行信贷渠道的研究，以一个类似于IS－LM模型的理论框架，说明在传统的利率传导机制无效的情况下，货币政策也可以通过影响银行对企业的贷款实现对实体经济的调控，银行借贷为货币传导提供了一条重要途径［4］。Kashyap等利用银行借款替代的融资方式———美国短期融资券数据进行实证研究，发现货币政策紧缩期企业的银行借款出现明显下降，而同期的短期融资券发行量却出现显著的增长［2］。Bernanke和Gertler通过对美国联邦基金利率的实证研究证明，政府在实施紧缩的货币政策之后，银行收到存款（负债来源）的减少，使得银行将被迫减少贷款供给。而且由于信贷渠道具有“金融加速器”的作用，因此能够迅速把政策变化带来的冲击放大和传播到整个国家的经济活动中［1］。Kashyap和Stein提供了货币政策信贷传导机制更为直接的实证证据，他们利用美国银行1976年一季度至1993年三季度的数据研究货币政策的信贷传导机制，发现货币政策的紧缩对小银行和资产流动性差的银行影响会更大［5］。另一方面，当从银行获得的借款因货币紧缩而减少或需要支付更多利息时，企业就会转而求助于其供应商，需求导向促使企业间商业信贷成为银行借款的一种重要的替代融资方式，这也意味着商业信贷的存在在一定程度上削弱了货币政策的效果。利用企业数据，Atanasova和Wilson发现在货币紧缩期，银行借款约束的企业比例上升，银行借款约束企业会以商业信贷来替代银行借款，这一证据支持货币政策商业信贷传导渠道的存在［6］。Choi和Kim发现，在控制了商业信贷的交易动机与资产管理动机后，企业应收与应付的商业信贷在货币紧缩期都会增加，意味着商业信贷能够帮助企业吸收信贷紧缩带来的影响［7］。Mateut等利用英国企业的数据得出商业信贷有助于缓解货币紧缩程度结论［8］。Guariglia和Mateut利用1980－2000年609家英国企业的面板数据检验商业信贷渠道的存在，结果显示，在英国，银行信贷渠道和商业信贷渠道都发挥作用，而后者会削弱前者的效力［9］。zlü和Yaln通过比较商业信贷与银行贷款的运用，发现易遭遇融资约束企业在货币紧缩期会使用商业信贷来代替减少的银行信贷，这一结果暗示商业信贷会减弱传统信贷渠道的效应［10］。本文基于中国上市公司债务融资的数据进行分析，以一个全新的视角来研究中国货币政策的信贷传导问题，国内学术界关于中国货币政策的研究绝大多数仍停留在宏观层面，着眼于对货币政策传导效果作总量的解读，从微观的层面、公司的角度研究货币政策传导的文献较少，与国外的系统性研究相比还远远不够。因此，本文的研究力图为中国的货币政策传导机制研究做一些补充性贡献。

研究假设与实证检验的方法

由于信贷市场的不完善，金融机构与企业之间会存在信息的不对称，由信息不对称引起的逆向选择和道德风险必然导致信贷配给的发生，即如下两种情况：（1）在看来完全相同的贷款申请人中，一部分得到贷款，另一部分被拒绝，被拒绝的申请人即使愿意支付更高的利息也得不到贷款；（2）从人群中可以识别出这样一组人，当信贷供应额给定时，无论什么利率他们都得不到贷款，尽管当信贷供应额有所扩大时他们能得到贷款［11］。而宏观经济环境的改变（比如货币紧缩），则会加剧这种信息的不对称，进而导致更严重的信贷配给。与国外市场存在的信贷配给不同，我国以四大国有商业银行为主导的银行体系存在的主要问题是，国有商业银行将大部分银行信贷资源提供给了效率低下的国有企业，而效率较高的非国有企业却难以得到银行信贷的支持，即我国银行对不同产权性质的企业存在明显的"信贷歧视"，有大量的实证文献证明了这一现象［12－13］。当中央银行采取提高存款准备金率、提高基准利率、提高再贴现率等措施紧缩银根时，货币政策的调整会通过信贷渠道影响到实体经济，具体表现为企业银行信贷融资额度的大幅度降低［14］。当货币紧缩时，会进一步加剧非国有上市公司的"融资饥渴"，而同期国有上市公司的银行借款却依然保持较快增长［15］。这意味着，在货币政策紧缩时期，信贷歧视问题会更加严重。因此，基于以上分析，我们提出本文待检验的第一个假说。假说1：在货币政策紧缩时期，非国有上市公司与国有上市公司相比，其银行信贷融资下降的幅度更大。当非国有企业在货币紧缩时期面临融资困境时，就会加剧其对商业信贷的需求，有可能转而向其供应商积极寻求融资支持。而国有企业由于能够较方便的获得银行贷款，也可能为非国有企业提供这种替代性融资。但另一方面，在市场不完全竞争的情况下，非国有企业的谈判能力处于相对弱势地位［16］，在货币紧缩的情况下，国有企业有可能要求更多的商业信贷融资支持，非国有企业反而可能难以获得更多的商业信贷。因此，我们提出本文待检验的两个相对假说。假说2a：在货币政策紧缩时期，非国有上市公司与国有上市公司相比，其商业信贷融资上升的幅度更大。假说2b：在货币政策紧缩时期，非国有上市公司商业信贷融资上升的幅度并不比国有上市公司更大。而在货币政策宽松时期，企业可以较为便利地获得银行贷款，融资成本也更低，而且宽松的货币政策往往与经济萎缩有关，在经济萎缩时期，企业可以便利地、低成本地获得银行贷款［15］；企业拥有充足的银行信贷之后，可以不再过多需要商业信贷融资。因此，基于这一分析，我们提出如下待检验的假说。假说3：在货币政策宽松时期，非国有上市公司与国有上市公司相比，其银行信贷融资上升的幅度更大，而商业信贷融资的变化则没有显著差异。检验假说的实质是研究货币政策对不同产权性质公司银行信贷融资与商业信贷融资的影响差异，其最关键的问题是如何将货币政策引起的信贷供给外生变化从其它影响因素中区分出来，本文计划采用自然实验框架下的DID分析方法来解决这一问题。本文所使用的双重差分模型分别设定如下，首先，我们构建如下模型来检验货币政策对上市公司银行信贷融资的影响：Bankcrediti，t＝α＋β1Eventt＋β2Groupi＋β3DIDi，t＋δXi，t＋εi，t（1）其中，因变量Bankcredit表示企业获得的银行信贷，我们在实证过程中以公司长期借款与短期借款之和占总资产的百分比表示。自变量Event表示货币政策事件虚拟变量，事件发生前的年份为0，事件发生及以后的年份为1。现实中，我国货币政策工具对公司债务融资的影响往往是交织在一起，难以区分的。只观察某一指标，实际上很难判断货币政策究竟是紧缩还是宽松。对于货币紧缩事件的确定，通过对中国人民银行各年度《货币政策执行报告》的阅读，以及对各货币政策工具的变化比较，我们选择2002年作为货币政策宽松的事件年份，以2000－2004年作为事件窗口，2007年作为货币政策紧缩的事件年份，以2005－2009年作为事件窗口①。自变量Group为组别虚拟变量，公司属于处理组为1，属于控制组为0。本文按照两种方法分别构建两种不同的处理组和控制组，即：（1）按照上市公司的实际控制人划分，实际控制人类型为国有控股的，作为控制组，其余为非国有公司作为处理组。（2）分别将2001年和2006年各上市公司的国有股的比例排序，以最低1／4分位的样本公司作为处理组，以最高1／4分位的样本公司作为控制组。已有文献指出，在DID方法中事件虚拟变量和组别虚拟变量的估计系数和显著性实际包含了事件发生后时间趋势以及其他各种事件的平均影响，本身并不可靠，真正可以度量货币政策对企业债务融资影响效应的是双重差分变量DID的估计系数［17］。双重差分变量DID＝Event×Group，DID前的系数β3就是我们所关心的双重差分系数。对于β3，有如下解释：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）］如果货币政策对不同组别公司的债务融资存在显著的异质性影响，则β3应当显著的不等于0。Xit是由企业规模，有形资产比率，资产利润率和企业年龄等控制变量构成的向量，其中Size代表企业规模，以总资产的自然对数表示；Col代表有形资产比率，定义为有形资产总额与总资产的百分比，用来衡量企业的抵押品价值；Roa代表资产利润率，定义为净利润与总资产的百分比，用来衡量企业的盈利能力；Age代表企业年龄，以企业成立年数加1的自然对数表示。我们同时构建如下模型来检验货币政策对上市公司商业信贷融资的影响：Tradecrediti，t＝α＋β1Eventt＋β2Groupi＋β3Didi，t＋β4Bankcrediti，t＋β5Cashflowi，t＋δXi，t＋εi，t（2）其中，因变量Tradecredit表示企业从其上游企业那里获取的商业信贷，定义为应付账款与总资产的百分比。解释变量中，货币紧缩事件虚拟变量Event，组别虚拟变量Group和双重差分变量Did的定义与模型（1）一致，如果假设2成立，β3应当显著大于0。其他解释变量还有Bankcredit表示企业获得的银行信贷资源，由长期借款加短期借款之和与总资产的百分比构成，企业获得的银行贷款越多，作为替代的商业信用融资也就越少。Cashflow代表经营现金流，定义为经营活动产生的现金流量净额与总资产的百分比，用来衡量企业的流动性和企业产生现金的能力，如果企业的经营现金流越多，则越不需要采用商业信用的方式。在本文的所有模型中，我们还设置了年度虚拟变量Year来控制时间对企业的银行信贷和商业信贷的可能影响。考虑到我国各地区的经济发展水平、法制环境以及地方政府干预等因素差异较大，我们也以各省虚拟变量Eegion作为控制变量，来控制未观察到的区域效应对企业银行信贷和商业信贷的可能影响。此外，我们还设置了行业虚拟变量Industry来控制未观察到的行业差异对企业的银行信贷和商业信贷可能产生的影响，根据中国证监会的行业分类代码，我们除了将制造业按二级代码分类外，其余行业按一级代码分类。模型中相关变量的定义见表1。本文选择沪深两市A股上市公司年度财务数据作为研究样本，数据来自于国泰安CSMAR数据库。我们按照以下标准对数据进行了筛选：（1）剔除了金融类上市公司，因为这些公司的数据结构与普通公司存在很大区别；（2）剔除了ST、＊ST公司；（3）剔除了资产小于负债的公司；（4）剔除了相关年份银行贷款、商业信用、资产等关键变量缺失的样本。为了防止数据的异常值干扰实证结果，本文采用winsorization的方法对连续变量两端的异常值在1％的水平下进行了处理，即对所有小于1％分位数和大于99％分位数的变量，令其值分别等于1％分位数和99％分位数。文中所使用的最终控制人数据来自于北京大学CCER色诺芬数据库。文中所有的数据整理、计算与实证检验均利用STA－TA11软件完成。

实证结果分析

在进行正式的实证检验之前，我们首先对不同组别公司的关键变量在两个事件窗口下如何变化进行描述性统计，结果如表2所示。我们首先观察2002年货币政策宽松前后的情况，无论是按照实际控制人分组，还是按照国有股比例分组，处理组和控制组的银行信贷Bankcredit在2002年前后的变化一致，均值都在2002年之后有所上升，说明上市公司的银行信贷在货币宽松时期会上升；处理组和控制组的商业信贷Tra－decredit均值在货币宽松之后也都有所上升。我们接着观察2007年货币紧缩前后的变化，从表2可以看出，无论是按照实际控制人，还是按照国有股比例分组，处理组与控制组的银行信贷Bankcredit均值都在2007年货币紧缩之后有所下降。我们同时注意到在2007年货币紧缩之后，处理组的商业信贷Tradecredit均值有所下降，控制组的商业信贷Tradecredit均值则有所上升。当然描述性统计仅仅只为我们提供了一些直觉信息，还不足以作出最终判断，在下文中，我们将在控制了企业特征、年度效应、区域效应和行业效应之后，采用双重差分模型对相关问题进行严格的检验。本文的回归分析采用普通最小二乘法（OLS）对模型进行估计，由于是时间跨度小而横截面观察点多的面板数据，对于这类数据来说，使用常用的估计方法会低估标准误差，进而导致高估系数的显著性水平，而对标准误差进行聚类（cluster）调整后得到的标准误差才是无偏的。所以在对本文模型进行检验时，对标准误差在公司层面进行了聚类调整，采用稳健的标准差。表3是2007年货币政策紧缩事件的双重差分实证结果，我们首先看银行信贷融资Bankcredit的结果，在以实际控制人分组的方程（1）中，Event2007年前的系数在1％的水平下显著为负，在以国有股比例分组的方程（2）中，Event2007年前的系数在10％的水平下显著为负，表明货币政策紧缩引起上市公司整体银行借款的减少，符合货币政策传导银行信贷渠道的预期；组别变量Group的系数都在5％的水平下显著为正，说明在2005－2009年，处理组平均获得JINRONGYANJIU｜金融研究的银行信贷融资比控制组的更多；对于双重差分变量，在以实际控制人分组的方程（1）中，DID的系数在5％的水平下显著为负，在以国有股比例分组的方程（2）中，的系数则是在10％的水平下显著为负，这一结果表明在货币政策紧缩时期，处理组的银行信贷融资相对于控制组下降的幅度更大，也说明货币政策紧缩对非国有上市公司银行信贷融资的影响更大，这一实证结果也验证了假说1的成立。对于商业信用Tradecredit来说，E－vent2007的系数均在10％的水平下显著为正，这说明货币紧缩之后，上市公司整体获得的商业信贷融资会上升；对于组别变量Group来说，其系数均不显著，说明在2005－2009年，处理组平均获得的商业信贷融资与控制组没有显著差别；对于双重差分变量，在以实际控制人分组的方程（1）中，DID的系数为负但是不显著，而在以国有股比例分组的方程（2）中，DID的系数则是在5％的水平下显著为负，表明货币紧缩之后非国有上市公司并没有比国有上市公司获得更多的商业信贷融资，这一结果基本上验证了假说2b的成立。表4是2002年货币政策宽松事件的双重差分的实证结果，我们首先看银行信贷融资Bankcredit的结果，在以实际控制人分组的方程（1）中，Event2002前的系数显著为负，而在以国有股比例分组的方程（2）中，这一系数为正不显著，但事件虚拟变量的估计系数和显著性实际包含了事件发生后时间趋势以及其他各种事件的平均影响，本身并不可靠；在方程（1）和（2）中，组别变量Group的系数都在5％的水平下显著为正，说明在2000－2004年，处理组平均获得的银行信贷融资比控制组的更多；对于双重差分变量DID的系数，方程（1）的结果在5％的水平下显著为正，方程（2）的结果也为正，但不显著，说明在货币政策宽松时期，处理组银行信贷融资的上升幅度相对控制组更大，非国有上市公司在货币宽松期能够获得更多的银行信贷，这与假说3基本是一致的。对于商业信用Tradecredit，无论是以实际控制人分组的方程（1），还是以国有股比例分组的方程（2），Event2002前的系数都在1％的水平下显著为正，说明货币政策宽松引起上市公司整体获得的商业信贷融资上升；对于组别变量Group来说，方程（1）和（2）中的结果一正一负，但都不显著，说明在2000－2004年，处理组平均获得的商业信贷融资与控制组没有显著差别；对于双重差分变量DID的系数，方程（1）中的结果为负，方程（2）中的结果为正，但也都不显著，表明货币政策宽松时期处理组获得的商业信贷融资变化幅度相比控制组没有显著差异。因此，表4的实证结果基本验证了假说3的成立。

研究结论与政策建议