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非常规货币论文篇1
3.新增常备借贷便利工具我国央行在2013年开始利用一种新型货币政策工具———常备借贷便利(StandingLendingFacility，简称SLF)，在银行系统的流动性出现短暂性波动时选择性运用。这种货币调控新工具的特点是由金融机构主动发起，与金融机构进行定向交易，交易对手覆盖范围广，主要为政策性银行和全国性商业银行。常备借贷便利主要以抵押方式发放，信用评级较高的债券、优质信贷资产等均可作为抵押品，有时也可采取信用借款等方式进行发放。这种政策工具期限一般为1～3个月，利率水平是根据货币政策调控需要、引导市场利率的需要等因素进行综合确定。
二、效果评价
国际金融危机爆发后，中国人民银行采取的一系列非常规货币政策，包括近期使用的常备借贷便利政工具，对于我国货币政策非常规工具对金融市场与宏观经济产生的效果进行评价。
(一)金融市场方面央行的货币政策非常规工具使基础货币大幅增加。投资在刺激经济复苏的同时，也导致了大量的货币投放。政府取消对商业银行的信贷规模限制，有利于缓解企业资金压力并保持经济平稳增长。与此同时，在中央财政资金投放不到4千亿的情况下，我国商业银行的信贷资金投放达到了11万亿元规模。在银行借款主体结构中，地方政府融资贷款规模迅速扩张。截至2009年末，全国地方政府债务平台贷款额达7.38万亿元，比2008年增加了近3万亿。根据国家审计署公布的数据，到2013年6月末，我国政府性债务余额已经超过30万亿，其中全口径地方政府性债务共17.89万亿。这些新增信贷规模在扶持中小企业发展的同时，也可能成为银行业不良信贷资产的隐忧，盲目投资和资金的低利用率现象也会造成资源的相对短缺和供给的相对不足。我国跨境贸易人民币结算加快了我国经济复苏，带动了实体经济的发展，向市场注入了大量的流动性。我国自2013年初创设常备借贷便利以来，央行通过综合运用常备借贷便利工具来管理流动性，已收到了显著成效。在货币市场受到冲击出现短暂的波动时，通过利用常备借贷便利进行金融市场的调控，带动了实体经济发展，符合条件的金融机构可以得到央行提供的流动性支持，这也顺应国家对宏观调控的要求。在金融市场上利用非常规货币政策工具，有利于调节市场流动性的供给，有助于促进金融市场平稳运行，从而可以防范金融风险。
(二)宏观经济方面据统计，2009年我国国内生产总值同比增长8.7%，居民消费价格指数逐步回升，政府出台的经济刺激政策有效地促进了国民经济发展。同期，我国经济增长对世界经济增长的贡献超过了50%。2010年上半年，我国经济增长率达到11.1%，比2009年同期高出3.7个百分点，2013年我国在经济转型和深化改革的关键期，全年国内生产总值依然保持7.7%的增长。说明通过使用非常规货币政策工具可以拉动经济的增长其重要作用是要避免出现通货紧缩。但随着我国经济在国际金融危机后的快速恢复以及此前国家出台的扩张性政策，政府的四万亿投资以及银行系统信贷投放，我国出现了严重的流动性过剩现象，从2010年开始进入新一轮的通胀期，我国的CPI平均值为3.8%，2011年3月至10月这8个月的CPI都超过了5%。由以上数据可知，政府的非常规货币政策对于减缓通缩压力的效果不明显。
非常规货币论文篇2
本文试图从实证的角度，通过研究在金融危机背景下常规货币政策对利率期限结构的影响来判断常规政策是否有效。采用利率期限结构因子和包括货币政策变量的宏观经济变量构建SVAR模型，构建一种灵活的识别方法，研究货币政策的冲击对利率期限结构的影响。这种方法与以往现有的识别方法不同之处在于，它的假设前提是结构性冲击的方差协方差矩阵在不同时期是不一样的，即存在异方差，基本思想在于这种方差的时变性为参数估计提供了更多的信息，此时可以利用这种异方差进行参数的估计。
美国作为全球最发达的经济体，其货币政策也比较发达，所使用的货币政策工具比较有代表性，在货币政策研究和分析方面都具有引领地位。本次金融危机源自美国，且美国货币政策在金融危机前后发生了显著地改变，为了有效地比较和分析金融危机前后常规货币政策对利率期限结构的影响，本文采用美国样本进行分析。
二、 文献综述
中央银行货币政策会对利率期限结构的变化产生影响。通过对货币政策实施前后利率期限结构曲线的变化，央行可以了解货币政策的实施效果和传导机制的有效性。中央银行货币政策可能对通货膨胀预期产生影响，进而使得整个利率期限结构曲线发生变化，最终影响到实体经济。
Estrella和Mishkin（1995）研究发现利率期限结构包含着丰富的有关实体经济活动和未来通货膨胀率的信息。中央银行在制定货币政策时可以参考该信息。Evans和Marshall（1998）研究发现，货币政策的对收益率曲线的冲击在短期内非常显著，但在长期内对利率期限结构是没有影响的。货币政策的冲击对利率期限结构的影响，是远远强于投资者对未来通货膨胀预期的。文章的不足和局限在于只考虑了货币政策对利率期限结构的冲击，而且零息债券的定价方程使用的是线性方程，没有考虑到非线性问题在实际经济活动中产生的影响。构建模型在考察货币政策冲击对利率期限结构影响的同时如果同时可以将其他冲击变量考虑进来，将会使研究结论更完善更加接近真实经济情况。纪志宏（2003）认为市场投资者预期是货币政策影响利率期限结构的关键。收益率曲线的形状很形象地反映了当局货币政策的松紧。谢赤和董华香（2005）认为，中央银行的信誉度和货币政策的传导渠道决定了货币政策对利率期限结构的影响程度。在中央银行信誉度低或货币政策传导渠道不畅通的情况下，货币政策难以对利率期限结构产生任何影响，因而中央银行无法有效地调控宏观经济。刘海东（2006）发现我国的货币政策对国债利率期限结构的影响在收益率曲线的最短端和中长端的表现有较大的差异，但确实会对收益率曲线的形状产生影响。魏玺（2008）认为未来的利率期限结构理论将更好地采用一般均衡框架。而且，我国的货币政策操作工具在满足一定的市场条件后，应当从直接控制货币供应量逐步过渡到间接调整短期利率。康书隆（2009）分析发现，短期内扩张的货币政策可以通过降低利率刺激经济增长，但是在长期内，扩张的货币政策会使利率水平升高，增加通货膨胀水平。Ang等（2011）美国国债利率期限结构蕴含着大量的货币政策信息，而且货币政策对利率期限结构的水平因子和倾斜度有显著影响。
三、 模型、变量和数据
在已有的研究货币政策冲击的文献中，所使用的识别方法都是以联邦基金利率作为单一的货币政策变量，然而货币政策变量的选取会对研究结果产生影响。尤其在金融危机期间，货币政策变量不再单纯地采用联邦基金利率，美联储考虑使用非借入储备作为货币政策操作工具目标变量，或者几种政策工具变量混合使用，这种因选取不同货币政策变量带来的问题就更加明显。
本文采用异方差约束的识别方法来分析货币政策对利率期限结构的影响。基本思想是：结构性冲击中条件方差的时变性为SVAR模型参数的估计提供更多的信息。选用一个简单的描述准备金需求与供给的市场模型对SVAR施加约束。
本文采用两个样本区间的数据进行分析进而进行结果对比：金融危机前的样本区间和包含金融危机发生第一阶段的样本区间。2007年4月新世纪金融公司（New Century Financial Company）申请破产保护被公认为是金融危机开始的标志，设定金融危机开始于2007年4月，则危机前的样本截止到2007年3月，即金融危机前的样本区间从1990年1月到2007年3月。在确定第二个样本区间的结束点时，有两方面的考虑。一方面，尽量避免因样本量的增多给常规货币政策的冲击分析受到非常规货币政策的干扰。另一方面又避免样本数目过少影响分析的准确性。综合以上两点考虑，选取2008年8月作为包含危机发生第一阶段的样本区间的结束点。因为2008年9月中旬以后，美联储的货币政策发生迅速转向，为了缓解信贷紧缩现象，美联储开始实施量化宽松的货币政策。而在此之前，美联储采用的都是常规性的货币政策。所以第二个样本区间为1990年1月～2008年8月。
实证分析所用数据均为美国月度数据。变量选取包括工业生产指数（ipt），城市居民消费指数（pt），世界出口商品价格指数（cpt），非借入储备（nbrt），根据储备要求调整过的总储备（trt）和名义联邦基金利率（fft）。收益率曲线因子采用Diebold-Li方法估计的利率期限结构水平、斜率和曲度因子。数据来源wind万得资讯。在模型估计前，对原始数据进行例行处理：季节调整、利率数据之外的数据对数化、平稳性检验。
四、 实证结果分析
1. 脉冲响应分析。图1显示了利率期限结构因子对于扩张性货币政策冲击的脉冲响应函数。在金融危机发生前，对于扩张性货币政策，收益率曲线的水平因子在短期和中期显著降低。斜率因子在短期反应不明显，但在中期显著减小。曲度因子在非常短期内显著减少，但一个月后变化就立刻变得非常小。用本文采用的识别方法优于Choleski分解法，克服了Choleski分解法由于货币政策变量选取的不同导致分析结果不一致的缺陷，即无论使用联邦基金利率或非借入储备作为货币政策变量，对利率期限结构因子的冲击的识别的结果是一致的，而采用Choleski分解法得出的分析结果却有很大差异，这一缺陷在金融危机发生后变得更加明显。当把金融危机包含进样本区间后，货币政策冲击对利率期限结构三因子就不再产生影响。扩张性货币政策对产出的中长期冲击是正向的，对价格的冲击不显著，对联邦基金利率的短期冲击是负向的。无论使用哪种货币政策变量，对于产出和联邦基金利率的冲击的分析结论都比使用Choleski分解更稳定。
基于包含金融危机样本期间的脉冲响应函数揭示了金融危机的影响。相对于未包含金融危机的样本期间，包含金融危机的样本期间的经济变量反应弱得多且很不显著，利率期限结构因子的反应也是一样。具体来说，水平因子对于冲击的反应在短期内小，在中长期很不显著；斜率因子在所有期都不显著；曲度因子是最不显著的。换句话说，当样本期间包含金融危机时，无论是在统计意义上还是经济意义上，利率期限结构因子对于冲击的反应在大部分滞后期内都不显著。
综上所述，金融危机之后，货币政策工具对于改变收益率曲线不再那么有效。具体来说，在金融危机发生之前，实证结果表明大部分变量（包括利率期限结构因子）对于扩张性货币政策冲击的响应都是显著的。然而，当包含金融危机之后，这些响应无论是在统计上还是经济上都是不显著的。非常值得注意的是，金融危机期间只占整个样本期间很少的部分，引起的变化却很大。当货币政策变量是非借入储备时，使用Choleski识别方法也可以得到类似的结果。但是，但货币政策变量是联邦基金利率时，结果就相反。考虑到联邦基金利率不是美联储可能使用的唯一政策工具，特别是在金融危机期间，假设使用联邦基金利率作为货币政策变量时，对于货币政策有效性的研究可能得出误导性的结论，而在这个问题上本文采用的识别方法能得到稳健的结论。因此，根据我们的研究结果，美联储应该选择一种混合的货币政策工具。
2. 方差分解。
（1）不包括金融危机样本的方差分析。从基于异方差分解的SVAR模型里的方差分解结果表明，在金融危机之前，货币政策冲击对各变量的波动都具有一定的解释力。货币政策冲击解释了收益率曲线水平因子短期内波动的10%～40%，中长期波动的35%～50%。收益率曲线的斜率和曲度波动中货币政策冲击短期内能解释10%，长期分别增长到接近45%和30%。金融危机之前收益率的方差分解，与金融危机之前的利率期限结构因子的方差分解很类似。也就是说，在金融危机之前，短期内货币政策冲击解释了近15%的收益率波动的变化，长期增长到近40%。
（2）包括金融危机样本的方差分析。当将金融危机包含在样本期间内后，结果发生了很大变化。货币政策冲击只能解释很少部分利率期限结构因子的波动。可以认为货币政策冲进不能解释收益率的波动。通过方差分解得出了与脉冲响应函数类似的结论，即货币政策不再像金融危机之前一样有效得改变收益率曲线。
3. 稳健性检验。取一些关键变量和样本区间对结果进行稳定性检验。通过用其他可选择的度量替换关键变量和改变样本期间，分析上述结论的稳健性。第一个检验是在模型中用总余额替换总储备，原因是联邦基金利率决定了余额市场的出清。余额市场由总储备（借入储备和非借入储备之和）和协议清算余额组成。后者是机构与各自的联邦储备银行之间的协议余额，以维持余额一定的余额之上。该余额能满足机构的储备余额要求。这个机制建立于1980年，为低储备或者零储备的银行提供获得联邦储备系统服务的通道。直到20世纪90年代，很多机构都没有使用协议清算余额机制。然而，协议清算余额占总余额比例从90年代早期稳步增长，直到2003年底达到顶峰（约占总储备的27%）。之后，逐渐减少。直到2012年7月美联储为了减少自身和机构在储备管理上的负担而取消该机制为止，比例几乎降到0%。
当使用总余额时，对于一个标准差的扩张性货币政策冲击，收益率的脉冲响应函数类似于使用总储备时的脉冲响应函数。具体来说，金融危机之前，对于扩张性货币政策的冲击，短期内所有的收益率反应都是负向的和减少的，在中长期内反应都不显著。但是，当样本期包括金融危机之后，无论是在统计意义上还是经济意义上，所有期限的所有收益率反应都不显著。这些结果表明，当使用总余额替代SVAR模型中的总储备时，在金融危机期间常规货币政策对利率期限结构的改变无效的结论是稳健的。
第二个检验是使用1994年2月作为两个样本期间的起始点。货币政策的效果依赖于美联储是使用联邦基金利率、非借入储备或者借出储备作为操作工具目标变量。1982年秋天，美联储放弃了非借入储备作为操作工具目标变量，转而采用借出储备作为操作工具目标变量，并从80年代一直沿用到20世纪90年代早期。在1994年2月，美联储开始采用声明目标联邦基金利率的货币政策工具。然而，这个方式并不必然意味着美联储仅使用目标联邦基金利率的方式，而不根据宏观和金融市场的条件采用一共混合的方式。事实上，最优的货币政策操作程序仍然是一定程度的不确定而根据宏观和金融市场条件相机抉择。（美国联邦储备系统管理委员会（1994））
对于一个方差的扩张性货币政策冲击收益率的脉冲响应函数（样本期都是从1994年2月开始）非常类似于样本期从1990年1月开始的。具体来说，金融危机之前扩张性货币政策冲击下，所有收益率的反应短期内都是负向的和减少的，中长期内都是不显著的。然而，当样本期包含金融危机时，所有收益率在所有期限的反应无论是统计意义上还是经济意义上都不显著了。实证结果表明，当我们将样本期控制在美联储采用联邦基金利率操作程序后，金融危机期间常规货币政策对于改变利率期限结构是无效的结论是稳健的。
五、 结论
本章在基于异方差识别法的SVAR模型框架内分析货币政策对利率期限结构的影响，采用异方差识别法识别货币政策冲击，克服了传统的Choleski分解由于货币政策变量选取的不同导致分析结果不稳定的缺陷。本章根据是否包含金融危机确定了两个样本区间，在两个样本区间内分析货币政策对利率期限结构的影响，比较了金融危机前后利率期限结构因子对于常规货币政策冲击的脉冲响应和方差分解，并对实证的结论进行了稳健性检验。
结果表明，在金融危机发生前，实行扩张性的货币政策，收益率曲线水平因子中短期内显著下降，斜率在中期内明显下降，曲度则在极短期内显著减小。得出的结论基本与前面章节的分析一致。然而，把金融危机包含进样本区间后，货币政策变量无非是选用联邦基金利率还是非借入储备，整个收益率曲线的上述变化都非常不明显，强度上极其微弱，也就是说，金融危机之后，常规货币政策对利率期限结构已经没有影响。这样的结果意味着，央行改变策略进一步实行非常规货币政策来应对金融危机的做法是合理的，至少从影响利率期限结构的角度来考虑是合理的。另一方面，在金融危机期间，如果仍然单一使用联邦基金利率作为货币政策变量，对于货币政策有效性的研究可能得出误导性的结论，因此，央行不再单一地选取联邦基金利率作为货币政策工具，考虑选择一种混合的货币政策工具将会是更加合理而且符合现实的。
Estrella和Mishkin（1995）、Ang等（2011）、谢赤和董华香（2005）、康书隆（2009）等已有的大量研究结果表明，在没有金融危机的情况下，货币政策的改变会引起利率期限结构发生变化。金融危机之前，伴随扩张性货币政策，收益率曲线的水平在短中期内显著减小，斜率在中期内显著减小，曲度在超短期内显著减小中长期内变化逐渐消失。与本文的研究结论相一致。然而，当样本期包含金融危机之后，收益率曲线因子的反应变得非常不显著，在幅度上也大大减小。而金融危机发生的情况下，关于常规货币政策对于利率期限结构的影响却极少有相关研究。根据本文的研究表明，金融危机之后，货币政策的改变已经不能引起利率期限结构发生变化。
参考文献：
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非常规货币论文篇3
一、引言
按照传统的货币政策分类，通常把货币政策工具划分为一般性、选择性和其他货币政策工具三大类。但是当经济遇到特别重大危机时，传统货币政策工具就往往难以满足调控需要。譬如当遇到20世纪30年代的“大萧条”和2008年全球金融危机时，央行如果利用传统的利率政策工具仅仅通过降息就难以取得良好的效果，尤其是当利率降至流动性偏好陷阱或处于零边界时，利率工具更是难以奏效，此时央行就需要考虑使用“非常规货币政策工具”。
2008年全球金融危机发生后，以美联储为代表的多国央行迅速采取了一系列非常规货币政策工具（Unconventional Monetary Policy，UMP），对稳定经济、应对危机发挥了非常关键的作用。那么在重大金融危机下央行可以采取哪些非常规货币政策工具？不同货币政策工具的调控效果如何？以及根据实际危机情况如何选择合适的货币政策工具？对于这些问题的研究分析，为中国人民银行探讨后危机时代货币政策工具的改革，具有重要的理论和实践意义。笔者通过危机背景下中美两国货币政策实践及效果的对比，为后危机时代中国人民银行货币政策工具箱的优化提供理论分析和政策建议。
国内外理论界和实务界关于央行非常规货币政策工具问题开展了一些针对性的研究。Smaghi（2009）给出了非常规货币政策的定义，即货币当局为了解决市场微观主体在特殊危机时期面临的融资成本过高或流动性供给短缺而采取的对策，非常规货币政策常常需要借助一定的手段才能实施，这些手段就是非常规货币政策工具[1]。Ishi（2009）认为，流动性宽松、数量宽松以及信贷宽松的货币政策是各国央行在应对危机时采取的主要非常规货币政策工具[2]。刘胜会（2009）总结了美联储应对国际金融危机时采用的一些非常规货币政策工具，美联储的这些货币政策工具的运用在一定程度上稳定了市场信心，注入了流动性，起到了稳定经济的效果[3]。鲁国强针对美国金融危机前的利率政策进行了分析[4]，穆争社（2010）的研究也证明了美联储量化宽松政策所取得的效果，但他同时也提出了这些创新性非常规货币政策工具的运用所带来的负面影响，比如威胁到中央银行的独立性等[5]。张翠微（2010）围绕公开市场操作这一货币政策工具深入分析了主要国家央行的政策退出方式[6]。这些文献从不同角度分析了金融危机下货币政策工具的运用，但是还没有系统分析对我国央行货币政策改革优化的借鉴思路。
二、美联储在应对金融危机时的非常规货币政策工具选择
（一）美联储应对2008年全球金融危机的货币政策工具选择
美联储应对2008年金融危机时采取的非常规货币政策工具，可以归结为以下三类目标：一是通过加强美联储作为最后贷款人的地位，增加金融机构的短期流动性来源；二是增加信贷市场的短期流动性来源；三是增加中长期信用规模[7]。为了实现这三类目标，主要采取的货币政策工具类别和推出时间如表1所示。
（二）美联储非常规货币政策工具的运用和效果分析
笔者从美联储非常规货币政策工具对银行间同业拆借市场、商业票据市场、股票市场的影响以及对实体经济的影响出发，考察这些货币政策工具运用的效果，分析以上非常规货币政策工具的运用是否使危机中的过度波动快速趋于平稳，是否有效维护了经济的稳定。
1. 第一类非常规货币政策工具对银行间同业拆借市场稳定的影响。金融危机首先导致了银行间同业拆借市场的崩溃。笔者选取“Libor-OIS利差”指标分析银行间同业拆借市场的波动。Libor-OIS利差表示3个月美元Libor利率和隔夜指数掉期（Over Night Indexed Swaps，OIS）利率之间的差额，主要反映银行体系的流动性和信贷压力，息差扩大被认为银行间拆借意愿下降。通常情况下，在经济稳定、银行间市场平稳、流动性充足的时候，Libor-OIS利差处于一个较小的值附近；但是当出现经济剧烈波动、银行间市场流动性波动增强、市场风险增大时，由于不确定性增加，会导致长期资金成本上升，进而拉高Libor-OIS利差。当Libor-OIS利差扩大时，就表明银行间市场的流动性和市场风险变大，会降低银行间市场交易活跃度，货币市场趋于运转不畅；而Libor-OIS当利差缩小时，就表明市场状况好转，商业银行拆借交易意愿上升，市场交易活跃度增加，货币市场运转趋于正常。所以Libor-OIS利差可以较好地反映银行间同业拆借市场的稳定状况，可以利用这一指标来监测货币市场的稳定性。
从美国同业拆借市场的Libor-OIS利差实际观测值来看（见图1），2008年全球金融危机前Libor-OIS利差一般维持在10个基点左右，金融危机爆发后，Libor-OIS利差快速上升，接连突破了100基点、200基点和300基点。2008年10月，雷曼兄弟破产给银行间市场造成了极大恐慌，银行间市场出现信用危机，资金交易迅速去杠杆化而极度萎缩，各银行同业机构考虑到流动性和市场风险，参与同业市场交易的意愿极低，市场基本处于崩溃状态，Libor-OIS利差一度达到364基点的最高点。
美联储迅速采取了主要针对银行间同业拆借市场的TAF、PDCF、TSLF等非常规货币政策工具。TAF（定期拍卖便利）是以贴现窗口所有可以接受的资产作为抵押资产，通过招标拍卖方式向存款类金融机构提供短期资金；PDCF（一级交易商信贷便利）是以各种BBB级证券后又扩展到第三方回购资产为抵押物，美联储按照固定利率向一级交易商借款来增强一级交易商的融资能力；TSLF（定期证券借贷工具）是允许一级交易商把流动性不强的一般债券作为抵押，从美联储换取具备较高流动性的国债，从而增强金融市场质押债券的信用，促进同业拆借市场恢复。这些非常规货币政策工具的使用，使Libor-OIS利差逐步回落，2009年1月，Libor-OIS利差降到了90个基点～100个基点，基本回到了2007年时的水平，到2009年底恢复到10个基点左右，达到了危机前的正常水平。Libor-OIS利差的回落表明美联储非常规货币政策工具的运用，一方面为银行间市场有效地注入了流动性，较好地维护了同业拆借市场稳定，增强了市场参与者的信心；另一方面，金融市场上许多信贷利率和证券收益率与Libor-OIS利差挂钩，利差逐步缩小又进一步降低了借贷成本，对实体经济中的企业投资和居民消费产生了正向刺激作用，推动了美国经济的复苏。
2. 第二类非常规货币政策工具对商业票据市场的影响。金融危机导致了短期信贷市场的极度萎缩，这可以通过观察低信用级别和高信用级别商业票据之间的利差变化来判断非常规货币政策工具对商业票据市场稳定性的影响。本文选取非金融类A2/P2商业票据来代表低信用级别的商业票据，选取非金融类AA商业票据来代表高信用级别的商业票据。
如图2所示，在2008年9月金融危机恶化之前，这两种信用级别的商业票据之间的利差基本维持在100个基点以内，2007年8月之前的利差更是维持在较低的水平，随着金融危机的爆发，这两种信用级别商业票据之间的利差迅速攀升，一度超过500个基点，在短短的两个月内利差增长了5倍，这就意味着金融市场快速增加了对低信用等级公司商业票据信用状况的担忧，预期低信用级别商业票据的违约率会快速上升，需要提高利率来覆盖可能上升的违约风险损失，相应也增加了这类公司的融资成本和难度。
美联储为了应对危机中的短期信贷萎缩，主要针对商业票据市场推出了旨在增加信贷市场短期流动性来源的AMLF、CPFF和MMIFF等货币政策工具（见表1）。AMLF（资产支持商业票据货币市场共同基金流动性便利），是指各类金融机构可以用资产支持商业票据作为抵押物，从美联储申请贷款；CPFF（商业票据信贷便利）是由美联储设立一个专门机构，通过直接购买商业票据实现向工商企业发放资金；MMIFF（货币市场投资基金便利）是指合格的货币市场投资者将等额的美元存款凭证或商业票据交给美联储，从而换得资金。这些工具的使用为短期信贷市场注入了资金，使两种信用等级票据间利差大幅下降，到2009年3月已下降到100基点以下，基本回到金融危机前的水平①。
非金融类A2/P2商业票据与商业票据间利差的回落表明，美联储针对票据市场的非常规货币政策工具取得了良好效果，一方面维持了商业票据市场稳定，恢复了票据市场正常的信贷融资功能，另一方面企业的融资成本得以降低，促进了经济复苏。
3. 第三类非常规货币政策工具对股票市场的影响。金融危机对经济中长期的影响主要反映在股票市场上，股票价格反映了投资者的预期和愿意承担的风险，是反映金融市场中长期健康的重要指标。图3反映了2006年1月至2012年1月美国标准普尔500指数的走势，从图3中可以看出2007年10月至2009年3月该指数一直处于下跌状态，美国经济急剧恶化，投资者极度恐慌。
美联储进一步创新，推出了用于增加中长期信贷规模的非常规货币政策工具，例如TALF（定期资产支持证券贷款工具），是指所有的市场参与者只要具有合格的抵押品（包括各种资产支持证券和各类中长期证券）都可以抵押给美联储获得较长期限的借款资金。这些货币政策的推出，增加了中长期信贷规模，缓解了市场主体的资金短缺，使得股票价格逐渐恢复，到2009年12月31日，标准普尔500指数已经比2009年3月的最低点上升了65%，到2011年和2012年基本恢复到了危机前的水平，这充分显示了金融市场趋于正常，投资者信心基本恢复。
4. 实体经济的复苏。美联储非常规货币政策工具的运用，稳定了金融市场，提供了短、中、长期信贷资金供应，恢复了正常的信贷资金供给和信贷利率价格机制，使得实体经济能以正常的资金成本获得信贷资金，促进整个经济开始逐渐恢复。
金融危机爆发后，2008年美国各季度GDP环比折年增长率分别为-0.7%、1.5%、-2.7%和-5.47%；2009年各季度分别为-6.4%、-0.7%、2.2%和5.7%，从2009年第三季度开始，美国GDP就出现了环比正增长②，基本走出衰退，主要得益于美联储非常规货币政策工具的创新和运用。
美联储应对2008年全球金融危机的非常规货币政策工具创新和运用实践说明，在目前的市场环境下，当经济受到特别重大突发冲击陷入严重危机时，仅依靠传统货币政策工具远远不够，央行需要快速地创新货币政策工具，有预见性地进行超前和大规模操作，才能在较短时间内稳定金融市场、恢复实体经济。这对中国人民银行的货币政策优化改革具有重要的借鉴意义。
三、全球金融危机时期中国人民银行货币政策实践及效果
（一）中国人民银行应对全球金融危机时采用的货币政策
中国人民银行在2008年金融危机期间主要采用了公开市场业务、存贷款基准利率、存款准备金率等传统的货币政策工具。一是通过公开市场业务在银行间市场减少基础货币回笼，投放流动性，从2008年7月开始下调央行票据发行规模和频次，停止了最常用的1年期央行票据发行，直到2009年7月才又重启，此外，还设立短期招标工具（Term Auction Facility，TAF）使境内金融机构可在资金不足时获得流动性资金。二是通过利率工具，2008年5次下调存贷款基准利率并维持较低的存贷款利率水平，降低实体经济融资成本，刺激经济，控制整体经济下滑，直到2010年下半年出现通货膨胀苗头才于10月开始上调利率。三是通过降低存款准备金率，为商业银行释放流动性，增加可贷资金，支持商业银行向实体经济放贷。从2008年9月始连续降低存款准备金率，同时考虑到不同商业银行针对的信贷客户结构不同，为了重点支持中小企业和农业等薄弱产业的资金支持，对大型金融机构、中小型金融机构以及农村金融机构执行了差别的存款准备金率政策。
（二）通过协整分析和向量误差修正模型分析中国人民银行货币政策的效果
在分析货币政策效果的技术方法方面，多数学者如：柳欣（2008）[8]、方舟（2011）[9]、余婧（2011）[10]等一般采用VAR模型方法。为了分析严重危机条件下非常规货币政策实施的效果，需要区分政策变量对经济作用的长短期影响，辨别各变量间的长短期关系，在此笔者借鉴张延群（2010）的思路[11]采用协整分析和向量误差修正模型（VECM）方法。其中，协整检验一般有E-G两步法和Johansen基于VARs的协整方法两种，易行健（2006）利用E-G两步法检验过实际货币余额、人民币名义有效汇率、实际GDP、通货膨胀率、无风险利率等变量之间的协整关系[12]，对于多变量协整检验宜选用Johansen方法[13]，本文属于多变量协整检验，采用Johansen基于VARs的协整方法。
1. 变量选择。按照人民银行货币政策的传导过程来选择效果检验变量：（1）以1年期贷款利率（用R表示）、大型金融机构存款准备金率（用CZ表示）作为货币政策工具的变量；（2）以M2代表的货币供应量，作为央行货币政策中介目标的变量；（3）货币政策的两大目标一是稳定物价，二是促进或恢复经济增长，所以选取CPI和GDP作为稳定物价和经济增长的度量指标；（4）引入虚拟变量XN，用于表示金融危机时期货币政策的转变，把2008年9月之前XN的值设为0，2008年9月至2010年1月的值设为1。
本文通过实证分析R、CZ、M2、CPI、GDP和虚拟变量XN之间的相互关系来检验中国人民银行货币政策应对全球金融危机时的效果，核心是考察货币政策工具对物价的稳定效应和对经济增长的促进效应。
2. 样本数据选取和处理。全球金融危机始于美国次贷危机，到2008年下半年才真正对中国经济产生较大冲击，中国人民银行从2008年下半年才开始实施一系列宽松的货币政策措施，至2010年1月基本结束。为了突出检验应对金融危机各项货币政策的效果，本文选取2005年1月至2010年1月的月度数据作为实证检验样本数据，全部数据来源于国家统计局网站、中国人民银行网站和中经网数据库。
由于中国国家统计局从2006年之后不再公布GDP月度数据，而工业增加值是GDP构成中的主要部分，所以采用每月累计工业增加值增速作为GDP的月度增长替代指标。
由于M2的数据是名义数据，通过把M2的名义值除以月度定基CPI转化为实际值。其中，把2001年第一季度的CPI定为100，利用月度环比CPI得到月度定基CPI。
为消除各个变量值时间序列数据之间可能存在的异方差性，对除虚拟变量之外的其他变量取对数，分别用LNGDP、LNCPI、LNM2、LNCZ和LNR来表示。
3. 对变量的平稳性进行检验。在协整分析前，首先采用ADF单位根检验方法对变量的平稳性进行检验。检验结果（见表2）显示各变量均是形式，对所有变量的一阶差分进行检验，结果显示均为平稳，因此各变量之间可能存在协整关系，可以进行协整检验。
从长期均衡关系式和短期动态关系的估计结果可以得出以下几点结论：
第一，从长期均衡关系式各解释变量的系数和t检验值可看出，超常宽松货币政策对增长的刺激效应显著，但是对物价的稳定效应不强；第二，从误差修正项的系数及其t检验值分析，GDP模型的误差修正项系数为负（-0.2976）而且统计上比较显著，表明方程（1）得到的协整关系是稳定的，当GDP增长率短期波动偏离其长期均衡时，系统会以0.22的力度将其拉回均衡状态，CPI物价稳定方程的误差修正项系数很小（为0.05），说明通货膨胀率向长期均衡状态调整的速度相对比较缓慢；第三，无论利率工具还是存款准备金率工具，在短期内对稳定物价和经济增长的解释程度有限，从虚拟变量XN的系数及其t检验值可知，宽松的货币政策短期内对GDP增长的影响在统计上显著，但是短期内对CPI的影响比较弱，且在统计上不显著。
归纳以上分析结果表明，危机时期中国货币政策对长期经济增长的刺激效应比较明显，但是对物价稳定效应不强。在短期内，无论是利率工具还是存款准备金率工具，对物价稳定和经济增长的解释程度都有限。
四、后金融危机时代中国人民银行货币政策工具的改革
前文实证结果说明，在严重金融危机下，需要在短期内迅速采取措施控制局面，而传统货币政策工具在短期发挥作用比较有限。美联储应对危机的实践表明，[14]一些非常规货币政策工具的运用，能在较短期限内稳定金融市场、平滑经济波动。
（一）严重危机下中国人民银行需要改革货币政策工具的判断依据
传统货币政策工具效用的发挥需要借助一定的政策传导渠道，但是在严重危机背景下，这些渠道会被阻断。因此中国在未来应对危机的货币政策实践中，要密切观察货币政策传导渠道的畅通程度，当这些渠道被阻断时，就应适时改革货币政策工具，选择非常规货币政策工具以更好地应对危机。因此，货币政策传导渠道的畅通程度构成了中国人民银行判断是否需要进行货币政策工具改革的依据。
1. 利率渠道是否畅通。在危机背景下，传统货币政策工具发挥效应的利率传导渠道可能被阻断。在金融市场受到重大危机时，由于金融机构所持有的金融产品价格存在很大的不确定性，货币市场的风险溢价水平大大提高，而央行的短期政策利率是货币市场无风险利率，与市场风险溢价不具有相关性，因而不能有效调控货币市场利率、降低金融机构的短期资金借贷成本。同时，在危机的影响下，金融机构融资困难以及金融产品的大量抛售也导致中长期资金市场利率与央行政策利率的相关关系大幅下降，而实体经济的融资成本主要和中长期资金市场利率有关，因而央行的降息行为就不能有效地降低实体经济的融资成本，从而利率渠道被阻断。
因此，中国人民银行在应对危机时，需要密切观察货币政策传导的利率渠道是否畅通，当利率渠道存在阻断现象时，就可能需要采用非常规货币政策来干预经济。2008年全球金融危机时期，Libor-OIS利差成为衡量美国金融市场风险溢价水平的一个关键指标，中国可以借鉴这一做法，制定相关的指标，譬如3个月期Shibor与人民币隔夜回购利率互换的价差（Shibor-OIS利差），借此来判断是否需要采取非常规货币政策来应对危机。
2. 资产价格渠道是否畅通。根据托宾Q理论，当中央银行降低存款准备金率和利率时，此时货币资产的收益率就会下降，其他资产的收益率相对于货币资产的收益率存在优势，投资者会购买更多其他形式的资产，抬高这些资产的价格，进而刺激这些资产的生产或投资。但是，当经济面临重大危机时，货币政策传导的资产价格渠道可能被阻断。这是因为，资产价格渠道一方面是以利率渠道为条件的，利率渠道被阻断也使得资产价格渠道无法打通；另一方面，由于在重大危机下各种资产可能会出现抛售潮，造成这些资产的价格下降，而资产价格下降带来的资产负债表恶化效应又会导致人们对这些资产的进一步抛售，这就使得资产价格处于螺旋式的下跌过程中，进而阻断货币政策传导的资产价格渠道。
中国的股票市场和房地产市场经过了二十多年的发展，目前已经在货币政策的传导过程中发挥了一定的作用。因此，在重大危机背景下，中国人民银行应该观察其货币政策操作对这些资产价格的影响，如果发现传统货币政策工具的运用不能有效地影响这些资产的价格，那么货币政策的资产价格传导渠道就可能被阻断，此时就可以考虑采用一些非常规货币政策工具对经济进行干预。
3. 信贷渠道是否畅通。重大危机背景下，货币政策传导的信贷渠道被阻断的原因有两个方面：第一，资产价格下跌使得金融机构的资产负债表受到影响，从而主动收缩信贷水平；第二，由于危机的影响，实体经济可能会步入下行通道，经济低迷也会导致信贷需求量的下降。以上两个方面的原因会导致信贷机构即使有可贷资金也无法将其投放到实体经济中，从而货币政策传导的信贷渠道被阻断。因此，在危机背景下，中国人民银行应该密切关注其货币政策操作对信贷投放量的影响，以便在信贷渠道不通时采用相应的非常规政策手段。
4. 汇率渠道是否畅通。在当今全球金融市场一体化的背景下，当有突发事件的冲击时，往往会造成国际资本大量进入或者撤出中国，从而造成人民币汇率在短期内大幅波动，使得央行难以对人民币汇率进行有效的干预，从而货币政策的汇率传导渠道失效。因此，中国人民银行应该密切关注危机背景下的人民币汇率变动情况，在市场环境需要时采取一定的非常规货币政策工具进行应对，譬如运用货币互换的手段来解决短期流动性问题，维护金融体系稳定。
（二）货币政策传导渠道出现阻断情况下中国人民银行的货币政策工具改革
在危机背景下，如果上述四种货币政策传导渠道出现阻断，中国人民银行可以选择相应的非常规货币政策工具进行应对。由于目前中国还极少有运用非常规货币政策工具的实践，因此需要结合美联储的经验来分析不同情况下中国人民银行的货币政策工具改革。
1. 修复利率渠道的货币政策工具改革。在危机背景下，当货币政策传导的利率渠道存在阻断现象时，中国人民银行可以借鉴美联储的经验，选择诸如TAF、PDCF之类的非常规货币政策工具等来稳定金融市场，进而修复货币政策传导的利率渠道。一方面，中国人民银行可以通过这些非常规货币政策工具向各类金融机构提供信贷援助，减轻这些金融机构因资产负债表被破坏而加重的流动性压力，从而减少金融机构的资产抛售行为，使各类金融市场正常运行机制得到修复。另一方面，中国人民银行通过扩大信贷支持的对象和抵押品范围，可以有针对性地向流动性存在问题的金融机构提供援助，同时中国人民银行信贷支持范围的扩大也有利于降低市场的风险情绪，可以有效控制金融市场的风险溢价，从而修复货币政策传导的利率渠道。
2. 修复资产价格渠道的货币政策工具改革。在危机背景下，如果资产价格渠道被阻断，中国人民银行可以选择资产购买工具稳定资产价格，修复资产价格渠道。中国人民银行在运用资产购买的非常规货币政策工具时可以采取两种方式：一种是直接购买MBS③、机构债和国债；另一种是通过设定信贷支持SPV来购买特定金融资产，如美联储所运用的CPFF。这两种方式一方面会直接形成对资产的现实需求，另一方面也有助于稳定市场对这些资产未来价格的预期，这两种效应都有助于资产价格的稳定，从而修复货币政策传导的资产价格渠道。
3. 修复信贷渠道的货币政策工具改革。与上面一样，当信贷渠道被阻断时，中国人民银行也可以选择资产购买工具来修复信贷渠道。资产购买有助于资产价格的稳定、降低资产价格波动的不确定性，减轻商业银行的资产负债表压力，从而防止商业银行因提高无风险资产配置比例而引起的信贷收缩。
4. 修复汇率渠道的货币政策工具改革。在汇率渠道被阻断时，中国人民银行可以通过与其他国家进行的联合降息、开展货币互换等手段来稳定国际金融市场，降低市场的风险预期，从而修复汇率渠道。实际上，在2008年全球金融危机时期，中国已经运用了货币互换的手段来应对短期流动性问题，维护金融体系稳定。自2008年12月12日至2009年3月29日，中国人民银行相继与韩国、马来西亚、白俄罗斯、印尼、阿根廷等国央行及中国香港金融管理局签署总额约为6 500亿人民币的双边货币互换协议。
五、结论
美联储应对2008年全球金融危机时创造性地采取了一系列非常规货币政策工具，取得了较好的效果。中国当时也采取了“超常”宽松的货币政策，但是政策工具选择上偏重于传统货币政策工具。研究结果表明中国的货币政策对当时的危机具有较好的经济刺激效应，但是稳定物价效应不强。通过中美应对危机时的货币政策实践对比，说明当遇到特别重大的金融危机时，需要借助非常规货币政策工具来应对。后金融危机时代，中国人民银行应积极探索一些非常规货币政策工具，进行货币政策工具改革，在技术上做好准备，以便在未来遇到重大危机冲击时，可以快速、有针对性地动用不同类型的非常规货币政策工具，取得最好的政策效果。在优化选择应对危机的货币政策工具时既要考虑突况下的经济金融形势、突发冲击的性质、货币政策的目标等，还要考虑货币政策工具的自身属性，如货币政策工具的传导渠道，根据政策传导渠道的阻断情况选择能恢复传导机制的政策工具。
注释：
①资料来源：http：//federalreserve.gov/datadownload/。
②资料来源：http：///fred2/series/GDP。
③需要说明的是，MBS目前在中国的规模并不大，但一直不断有尝试，如中国建设银行发行的“建元2005-1”和“建元2007-1”均为表外融资模式的MBS。
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非常规货币论文篇4
新常态；通胀预期；货币政策；SVAR
中国经济的新常态主要包括经济增长速度放缓，经济结构调整，宏观政策转型等内容。为了与经济新常态相适应，货币政策也应该做出相应的转型。通货膨胀预期是货币政策在制定和执行中需要考虑的重要变量，它在很大程度上决定了货币政策的成效。在通货膨胀目标制中，对通货膨胀的预期直接成为了货币政策的中介目标。即使以其他变量作为政策中介目标，货币当局也需要重视通胀预期对政策的反应以及通胀预期管理。在通胀预期管理方面也有理论或实证的研究。根据所检索的文献，数量型和价格型货币政策工具管理通货膨胀及通胀预期的有效性是有差别的。在经济新常态时期，不同货币政策工具影响通胀预期的效力会发生怎样的改变？新常态下应如何利用政策工具有效管理和引导通胀预期？对以上问题的讨论对我国货币政策的执行和转型具有重要的实际意义。
1研究设计
1.1模型与数据说明本文通过SVAR模型考察货币政策数量型工具（货币量、信贷规模）和价格型工具（存款基准利率、SHIBOR）对通货膨胀预期的影响。SVAR不但反映了变量在一个系统中的相互作用，同时也考虑了变量的同期值的影响。由于2008年9月起美国次贷危机扩大化，开始对全球经济产生冲击，因此选取2008年9月至2014年6月的数据作为反映“新常态”的样本区间。同时为作比较，选取2003年3月至2008年8月的数据作为比较区间。通过两个区间分别回归所估计模型的对比，来探讨新常态下货币政策工具影响通胀预期效力的改变。原始数据来源于国家统计局与中经网数据库。预期通货膨胀指标参考人民银行未来物价预期指数。编制该指数需要每季以抽样问卷方式调查20000名储户，扣除对下一季物价变动选择“看不准”的问卷，计算认为下一季物价“上升”、“基本不变”和“下降”的居民比例，分别赋予1、0.5和0的权重。未来物价预期指数取值介于0到1之间，围绕50%波动。指数高于50%表示扩张状态，低于50%表示收缩状态，等于50%表示与上季度持平。指数数值越高，表示居民对下期物价上涨的预期越强。本文检索了选取“上升”、“不变”、“下降”的人数比例，然后借鉴张蓓（2009）的方法计算出预期通货膨胀率。货币政策指标选取广义货币M2和人民币贷款融资规模作为反映数量型工具的变量，选取一年期定期存款基准利率和隔夜SHIBOR加权平均利率作为反映价格型工具的变量。控制变量包括根据环比CPI折算的对数价格指数，根据累计GDP折算的产出缺口，每期期末的人民币兑美元汇率对数值。季度的原始数据经Eviews调整为月度频率，所有数据经过X-12季节调整，变量定义如表1所示。
1.2模型的设定和估计ADF检验显示ei平稳、其他序列1阶单整，将后者差分后进入模型估计，其中lnp的差分为对数通货膨胀率，lnm2的差分为货币量对数增长率。先设定简约向量自回归模型VAR，设定如式（1）所示，其中β是系数矩阵，ε是8维扰动列向量。对C0施加短期约束表示变量同期值的相互影响，根据相关经济理论，本文认为通胀预期受同期通胀率、汇率、存款及拆借利率的影响；通胀率受同期通胀预期、产出缺口、货币增长率的影响；产出缺口受同期通胀和通胀预期的影响；汇率受同期通胀预期、通胀率、存款及拆借利率的影响；拆借利率受同期通胀率、通胀预期、汇率、货币增长率、存款利率的影响。
1.3脉冲响应分析基于SVAR做累积脉冲响应分析，为了便于比较，将同一个政策变量在比较区间和新常态区间所估计的两个模型中产生的脉冲相应画在一张图里，如图1和图2所示。与金融危机前相比，在经济新常态时期，提高货币增长率的扩张性货币政策使通胀预期更快上升。随着金融创新和金融脱媒现象的增加，一些金融工具执行了货币的部分职能，对货币产生了替代作用，这使得货币的边界模糊化、货币需求的稳定性和货币供给的可控性下降。传统的货币中介目标政策需要货币量与产出之间的稳定关系，而新常态下的货币替代减弱了这种正相关关系，使货币量的增长更难以导致产出的相应增加，而更多地使通货膨胀上升。因此在新常态时期，货币增长率的增加更容易提升通胀预期。图1显示，在比较区间和经济新常态区间，增加信贷融资规模都降低了通胀预期，但新常态时期信贷增加使通胀预期下降更少，或者说更容易提升通胀预期。本文认为这可能是由于信贷投放的供给效应所致，信贷融资最主要的借款人来自企业部门，企业获得融资后进行资本支出，形成新的产能和产出，从而使通货膨胀有了下降的压力。
信贷投放也会刺激总需求，促使通胀上升，因此信贷政策对通胀总的影响应该取决于两种效应的相对比较。金融危机前后，我国信贷政策的结构取向是不同的。在金融危机前，信贷投放更多地被用于支持基础设施行业、房地产业、制造业等重资产经济部门，通过信贷政策促进投资拉动经济增长。在新常态时期，信贷政策更多地被用于配合产业政策，支持经济社会发展薄弱环节和经济结构调整。信贷投放更倾向于支持小微企业、“三农”和服务业，某些传统的重资产行业产能过剩效率降低，而成为信贷政策的限制对象。在经济新常态时期，原先拉动经济增长的部门更难得到信贷支持，而信贷政策所支持的部门具有较弱的经济增长效应，单位信贷所引致的产出增加有所下降。因此新常态下信贷投放增加更容易使通胀预期上升。图2所示，在比较区间，提高存款基准利率会使通胀预期上升；在新常态区间，存款利率的提高可以导致通胀预期下降，在约半年后下降最多。存款利率与通胀预期的同方向变动可能是因为公众与央行之间的信息不对称。因为信息非对称的存在，公众认为央行具有关于经济运行更充分的信息，一旦央行加息，公众会认为是具有信息优势的央行预期通货膨胀将要上升的信号，所以也相应提高自身的通胀预期。在银行利率尚未市场化时，存款利率并非市场出清价格，存款利率提高并不意味着货币信贷环境必然收紧，这又强化了非对称信息效应的影响。在经济新常态时期，银行利率市场化程度提高，利率变动更能反映货币供求的相应变化，加之公众在与央行博弈中所产生的理性预期，信息非对称程度降低，存款利率的提高的紧缩意图更加明显。因此新常态下存款利率上升更容易降低通胀预期。图2显示，在比较区间，拆借利率上升后，通胀预期在头几期稳定，然后提高；经济新常态时期，拆借利率上升使通胀预期下降。与新常态时期相比，在金融危机之前，拆借市场的交易量还相对较小，拆借利率受政策和公众的关注度较低，因此拆借利率更可能是随通胀预期的变动而波动，对通胀预期的影响力有限。在经济新常态时期，一方面拆借市场规模扩大使拆借利率的影响力和关注度上升，另一方面货币政策从数量型调控向价格型调控的转型需要央行更多地引导和干预货币市场利率，这导致拆借利率的上升不但反映了整体货币环境的收紧，也体现了央行的政策紧缩意图。因此新常态下拆借利率上升更容易降低通胀预期。
2稳健性检验
通过对计量模型的合理修改来进行实证结论的稳健性检验。SVAR模型由普通VAR替代。根据同比CPI计算的通胀率inf代替根据环比CPI计算的对数通胀率d(lnp)；经过季节调整的国民收入对数增长率代替产出缺口gap；社会融资规模sfs代替贷款融资规模l；各期限品种加权平均拆借利率rm代替隔夜拆借利率r。滞后期选择方法与前文相同，基于比较区间的VAR滞后4期，新常态区间估计的VAR滞后3期。对模型的广义累积脉冲响应分析如图3和图4所示。图3和图4显示，在比较区间，货币增长率增加导致通胀预期稳步上升；在新常态区间，货币增长率增加导致通胀预期在略微下降后大幅提升至0以上，并超过比较区间。金融危机前社会融资规模增加可以使通胀预期在前几期提升后下降至0以下，新常态时期社会融资规模增加反而提升了通胀预期。如果用更广义的口径数据来代替信贷投放以反映实体经济融资状况，那么实体经济新增融资所产生的供给效应应该小于总需求的扩张效应，从而导致通胀预期上升。存款利率上升导致通胀预期的变化与原模型基本相同，新常态时期提高存款利率降低了通胀预期，比较区间中提高存款利率使通胀预期提升。与原模型类似，新常态区间中拆借利率上升使通胀预期下降至0以下；比较区间中拆借利率上升使通胀预期在略微下降后回升至0以上。VAR脉冲响应分析中两条曲线的相对位置和运动方向基本印证了前文SVAR的结论：在数量型货币政策工具中，新常态下货币增长率和信贷融资规模的增加都更倾向于提高通胀预期；在价格型货币政策工具中，新常态下存款利率和拆借利率的上升都更倾向于抑制通胀预期。
3结论
本文利用SVAR模型进行分区间回归，探讨经济新常态时期数量型货币政策工具（货币量、信贷规模）和价格型货币政策工具（存款利率、同业拆借利率）各自对通胀预期的影响。与金融危机前的比较区间相比，新常态下货币增长率和信贷融资规模的增加都更容易提高通胀预期，存款利率和拆借利率的上升都更容易降低通胀预期，这是由于新常态时期经济金融结构变化所导致的，实证结果是较为稳健的。本文认为，在经济新常态下，中国货币政策应该从以数量型调控为主转型为以价格型调控为主。与金融危机前相比，经济新常态时期增加货币增长率和信贷融资规模的扩张性货币政策更倾向于提升通胀预期，对经济增长的促进作用有所减弱。与此同时，提高存款利率和拆借利率的价格型调控对通胀预期起到了更好的抑制作用。在经济新常态时期，如果需要对通胀预期进行有效管理，则应该更多利用利率政策进行价格型调控，同时减少对以货币和信贷扩张来促进经济增长的数量型调控的依赖。建立健全货币当局利率调控框架、强化货币政策价格型调控、完善利率传导机制，是利率市场化改革的应有之义，新经济常态时期有效管理通货膨胀预期的需要，也应该成为利率市场化的意义之一。
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非常规货币论文篇5
二、文献梳理
传统的经济学理论基于线性逻辑假设揭示了货币政策系统的运行演化规律,即各经济主体对货币政策的反应是一致的,这也就意味着货币政策系统中各变量之间是通过线性的模式进行交互作用。但是,实际的经济运行状态则是,微观经济主体对同一货币政策往往表现出一定的差异性,进而会引起货币政策变量间的交互作用由线性走向非线性,货币政策系统表现出非线性的特征,如在高通货膨胀时期,微观经济主体往往有更高的欲望调整现金持有量;而在低通胀时期,微观经济主体由于存在调整价格的成本,对前期通胀的反应往往不敏感。
基于线性理论的研究框架,国外学者Carrasquilla(1998)运用VAR模型以哥伦比亚1980—1996年的宏观数据为研究样本,对货币政策的效应进行了相关研究,研究显示,货币政策实施后,利率和资产价格会发生变化,但是消费没有显着变化[2]。同时期,De La Rocha(1998)应用描述性统计的方法对秘鲁的货币政策传导渠道进行了相关研究,研究表明秘鲁的货币政策大多依赖于利率传导渠道,而信用渠道不明显[3]。随着非线性科学的发展,货币政策系统的非线性特征越来越受到相关学者的关注,国外学者Kim D.H.(2002)以实证研究的方式,运用Hanmilton(1994)[4]提出的浮动法对美国的货币政策操作效应进行了相关研究[5],认为在1979年以前美国的货币政策表现出明显的非线性特征,而在1979年之后美国货币政策的非线性特征不够明显。国内学者赵进文、闵捷(2005)用单方程非线性STR模型对我国货币政策操作效应进行了实证研究,结果表明我国货币政策操作效应存在非线性特征,且转换函数为逻辑型函数的形式[6]。随后,彭方平(2007)同样运用STR模型对我国货币政策传导机制中的非线性问题进行了相关研究,揭示了我国货币政策系统的非线性作用机制,并提出了相关的政策建议,认为货币政策应根据不同的信贷状况做出调整[7]。与之不同,刘超,张伟(2012)从货币政策目标的角度出发,运用系统动力学原理构建了反馈模型、结构流图和方程,在此基础上进行了实证研究,揭示了货币政策目标间的非线性交互作用[8]。
现有的相关研究较多的采用实证方法验证货币政策效应、货币政策目标或货币政策工具等某一方面的非线性特性,对货币政策非线性机制的理论研究较少,本文拟将货币政策工具,货币政策操作目标、中介目标、最终目标,货币政策规则,货币政策传导机制以及货币政策效应等的组合看作一个系统,并就整个系统的突变机制进行理论分析,在此基础上运用突变级数法对其进行实证检验。
三、我国货币政策系统的突变机制分析
法国数学家托姆1972年提出的突变理论主要是对某种系统或运动过程的研究,从一种稳定状态跨越中间的不稳定态向另一种稳定状态的跃迁。突变理论在自然和社会领域具有重大的应用价值。突变理论与耗散结构论、协同论一起,在有序与无序的转化机制上,将系统的形成、结构和发展联系起来,成为推动系统科学发展的重要学科之一[9]。突变理论的理论核心是在研究过程中即使是对系统形态的基质所具特性或作用力本质一无所知,仍有可能在某种程度上理解形态发生的过程[10]。
(一)货币政策系统突变机制
货币政策系统作为一个动态的演化系统,存在两个或多个不同的稳定平衡态,在经济开放和全球化条件下,国际资本流动、金融创新和投融资工具多样化发展,导致货币政策安排中成本和效益关系处于不断的变动之中。一方面,作为开放的系统,货币政策系统受到政治、经济、金融、技术等环境因素的影响,通过和外部环境之间的相互作用、相互影响,进行物质、能量和信息的交换,使得货币政策系统发生变化以适应变化了的外部环境;另一方面,货币政策系统中存在着各种随机涨落,这些涨落不断地通过各子系统、主体元素之间的非线性作用机制形成巨涨落,在货币政策系统内、外界因素的影响和制约下,系统的状态参量逐渐偏离平均值,从而形成各种随机涨落,在系统发生突变的临界区域附近,涨落会使系统偏离定态解;在临界点处,货币政策系统中控制参数的微小变化使得货币政策系统由一种稳定态跨越中间的不稳定态跳跃到另一种稳定态,实现系统的组织结构、制度结构、功能、运行机制在复杂巨系统层次上演化,这一转变是突然完成的,稳定态的形式取决于控制参数的运动轨迹或路径。在货币政策系统的演化过程中,存在着系统层级跃迁、转换或创生的过程,即MST(The Meta System Transition)过程,这一过程具体通过货币政策系统的结构体现,在演化过程中,通过MST过程,货币政策系统最终会成为一个多层次跃迁系统。货币政策系统最终到达的稳定平衡态取决于控制参数的变化方向,当控制参数沿原路径返回时,系统不会回到最初的稳定平衡态。货币政策系统在整个突变的过程中内部结构发生了巨大变化以适应新的外部环境和自身发展(见图1)。
(二)货币政策系统突变的根源
货币政策系统的突变并非凭空出现的,它具有可以查询的客观根源和能够用科学揭示的产生机制。货币政策系统是由众多的经济主体(元素)、目标、规则等构成的非线性复杂系统,各经济主体之间具有多重反馈性,根据苗东升教授论述的系统涌现性来源于构材效应、规模效应、结构效应和环境效应[11],结合货币政策系统的上述特性,对货币政策系统的现实突变来源做以下初步探讨。
1.反馈效应
所谓反馈,是指一个过程或系统的输出(结果)通过某种途径返回到出发点,并作为该过程或系统的输入(或输入的一部分),从而对下一个输出产生影响。这种影响如果是对过程或系统输出的激励,则称为正反馈;如果是对输出的抑制,则称为负反馈。在货币政策系统内部,正反馈会使经济主体增加自身适应学习能力,逐渐做出理性、正确的判断,而负反馈会导致经济主体无法进行适应学习,阻碍货币政策系统的突变进程。货币政策系统内部各经济主体会不断加强那些与正反馈相关的机制,从而使得这些机制越变越强,当货币政策系统内部的反馈机制运行到临界点时,货币政策系统就会从一种稳定态跃迁到另一种稳定态,完成整个突变过程。
2.元素效应
货币政策系统是由元素或组分(各经济主体、目标、规则等)构成的,货币政策系统的整体突变性归根结底来自于内部的元素或组分。突变是货币政策系统的元素或组分的结构、成分相互作用相互影响的过程中发生的瞬时变化,最终导致货币政策系统由一种稳定态跃迁到另一种稳定态。一方面,货币政策系统的突变特性必定受到各经济主体特性、目标选择、规则的制约,并非任意的元素或组分都可以造就特定整体的突变性,而要求产生货币政策系统整体突变性的元素、组分或个体具有一定的性状,包括组分或元素本身的特征、环境的约束、接受信息的反应以及相互的作用、运行机制等;另一方面,货币政策系统的元素和组分之间发生非线性作用,使得货币政策系统的内部结构发生变化,元素之间的相互作用导致货币政策系统的有序和无序。
3.层级效应
首先,突变是货币政策系统整体(或系统的高层次)具有而部分(或系统的低层次)不具有的属性、特征或功能。其次,突变是由货币政策系统等级层次提升产生的结果。系统层次结构的提升往往会产生一种高层次等级具有而低层次不具有的新质的突变,同时也意味着货币政策系统结构向着复杂化方向发展。最后,货币政策系统整体(高层次)的突变来源于部分(或低层次),这表明,货币政策系统整体所具备的新的属性特征来源于原来没有此特征的系统的部分,货币政策系统突变性的主要标识就是系统高层次中新质的产生以及系统层次之间的不可还原性。
4.结构效应
在货币政策系统中,要保证货币政策系统的可持续发展,货币政策系统的稳健运行,不仅需要良好的目标结构、高效的操作工具组合,而且还需要高效率的运行规则,因此,为了使实施的货币政策达到预期的效应,就应该选择合适的货币政策工具,制定高效的货币政策规则,并将两者有效的组合起来,以实现预期的货币政策目标。
5.环境效应
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一、研究现状及其目标
货币政策是市场经济条件下进行宏观调控的重要手段。长久以来，西方经济学界争论的一个重要的问题就是“货币政策的有效性”。所谓货币政策的有效性，是指名义货币存量的变动对实际经济变量是否产生影响，是否带来价格水平的变动，进而影响经济最终产出，其实质就是货币金融与经济发展的关系问题。关于货币政策有效性的研究主要分为两个层次：第一个层次主要表现为从中央银行操作目标到中介目标的实现过程，中央银行通过操纵各种政策工具影响货币供应量或者利率以及其他中介目标变量；第二个层次主要表现为从中介目标到最终目标的实现过程，中介目标的改变通过微观经济最终影响到产出、物价和就业。央行货币政策的有效必须是这两部分同时有效的过程，任何一个层次的传导不畅都会导致整个货币政策的低效或无效率。
近十几年来，我国不断增大货币政策调控力度，但是货币政策的效率却受到了很多学者的质疑，对于货币政策的效率，应当从以上两个层次进行分析。但是，现在绝大多数的研究都集中在第二个层次(中介目标对最终目标的影响)的研究上。实证研究方面，在国外，弗里德曼和舒瓦茨在其名著《美国货币史》中用历史的试验方法证明了货币的确能带来产出的变化。SimStock、Watson(1989)以及Mc－Candles和Web都曾进行过货币与产出的实证分析。在国内，学者主要运用OLS、协整、Granger因果关系检验以及向量自回归等计量经济学技术对第二个层次的货币政策有效性进行了实证研究：黄先开、邓述慧采用两步最小二乘法；曾令华(2000)采用回归分析；刘斌(2001)采用向量自回归(VAR)；陆军、舒元(2002)采用Granger因果检验；王振山、王志强(2002)运用协整和Granger因果检验；周英章、蒋振声(2002)运用协整、VAR模型和Granger因果检验等方法均对我国的货币与产出的关系作了实证分析，以上所有研究都致力于货币供应量中介目标与最终目标的关系分析。
简而言之，从中央银行操作工具到中介变量来研究货币政策有效性的第一层次的研究成果非常少见。我国1984年建立中央银行体制迄今，央行逐渐从直接的调控方式向间接的调控方式转变，公开市场操作、再贴现、指导性信贷计划这些市场化的调控方式逐步占据了主导地位，但是，我国尚处于由计划经济体制向市场经济体制转轨过程中，央行可以采取的多种调控手段，哪些调控工具在发挥作用?其发挥作用的程度怎样?国内学者对这些问题的研究大都停留在定性论述的层面上，关于我国货币政策诸多工具的有效性研究成果鲜见实证分析。就目前所见到的有关货币政策有效性实证研究模型也是一个局部的模型，模型包含的变量不够充分，这样带来的直接结果是模型的有偏误和非一致性估计，甚至使通常的假设检验程序失效。其实，影响一国货币供应量的因素有很多，仅就中央银行系统而言，货币政策的有效实施主要是通过基础货币控制、利率控制和信用控制实现的，而财政国库现金余额作为一种变动的货币资源沉淀于中央银行，其存在和变动直接影响着货币政策的有效性；同时，国债作为连结财政与货币政策的工具，其规模的扩张与收缩也必定影响央行的货币供给量。本文的研究目标是试图建立一个比较完整的货币政策工具有效性模型，对影响我国央行货币供给量的政策工具的效率进行研究，揭示我国央行诸多货币政策工具中各工具作用的效率大小，为中央银行货币政策工具的合理运用提供决策参考，尤其是想通过国库余额与国债规模的变化对我国货币供给量影响的实证研究，为央行货币政策与财政政策的协调配合提供一点决策依据。
二、模型设计与数据
关于我国货币政策工具有效性的实证模型没有一个和经济学完全一致的模型，本文是基于这样的基本思想：成熟的市场经济国家在有一套完备的中央银行体系的背景下，对于基础货币的控制是靠中央银行、商业银行体系、社会公众三方面同时完成的。对于这三者任何一方的行为，中央银行都能够进行有效的控制。我国目前虽然处在由计划经济向市场经济转轨的过程中，但中央银行体系和商业银行体系已基本建立，目前我国的货币供应机制基本上是市场化，中央银行的货币政策操作不断向成熟市场经济国家看齐，因而，按照发达市场经济国家的普遍模式，并结合我国的实际情况，对我国的货币政策工具的有效性进行回归设计，从一定的意义上来讲，能够反映我国货币政策执行的真实情况。
根据弗里德曼的单一规则理论，货币政策的中介目标主要是货币供应量。在我国，货币政策的中介目标是货币供应量，同时会兼顾利率。本文以广义的货币供应量M2为被解释变量；以反映我国中央银行操作手段变量为解释变量，它们主要有：商业银行的信贷规模、外汇储备额、商业银行准备金总额、央行票据、国库余额、国债余额、国债市场的成交金额、银行间拆借市场的成交量以及货币供应量M2的若于滞后值，详细列表如下：
本文的研究数据主要是来自于中国人民银行官方网站(www．pbc．gov．cn)、中国债券信息网(www．chinabond．com)以及中国资讯行网站(www．bjinfor-bank．com)，其中国债余额的每月数据来自于中国资讯行网站，其余各变量数据均来自于人民银行网站，观测期为2002年1月至2003年12月，共24个观测值。直接参加回归模型计算的数据是以上各个宏观变量取对数值之后的数据，这样做的目的有两点：首先，为了实际的需要，诸变量取对数的回归结果，表明了在其他变量保持不变的情况下，解释变量每变化一个百分点所引起的被解释变量变化的百分比，这种解释形式和本文的研究目的是相一致的。第二，由于进入模型中的各个宏观变量其数据很可能存在着异方差，而对变量取了对数，就可以压缩测量变量的尺度。
三、计量分析结果
利用2002年1月至2003年12的共24个观测值对上述模型进行回归，详细结果并列示如下：
从上表可以看出：在进入回归模型中的10个变量中，只有常数项、商业银行信贷规模和国库余额是高度显著的，国债余额变量在0．10的显著性水平上
是显著的。虽然考虑到变量之间可能的多重共线性、自相关和异方差问题，在做出这样的结论之前，我们必须慎之又慎，本文作了大量的研究计算，利用怀特(White)异方差性检验方法对样本进行了检验，最后发现本文的数据中不存在异方差问题，同时使用h统计量以及游程检验对方程的自相关问题进行了检验，表明本文中的样本数据不存在明显的自相关问题，最后：考虑到宏观经济变量之间的多重共线性问题，以伦敦经济学院关于建模的自上而下方法为理论基础，并结合本文研究的目标，剔除那些t比值不显著和可能引起高度多重共线性问题的变量，最后剩下了3个自变量，仍然使用以上数据，对该模型进行回归，回归结果如下：
经过计算，精简的模型不存在诸如异方差和自相关等统计问题，表3和表4分别列示了模型在精简前后多重共线性问题的程度，通过对比可以发现，精简模型的方差膨胀因子(VIF)和容忍度(TOL)对因变量的值要大大小于原始模型，这就说明：结合本文的研究目标，剔除那些不显著的变量能够很好地降低多重共线性的问题。
通过以上的回归分析可以发现：首先，在短期内决定我国货币量投放的主要因素是商业银行的信贷规模，在其他变量保持不变的情况下，当商业银行的信贷规模每增加一个百分点，货币供应量M2就会增加0．863个百分点，可见，这个影响程度是相当大的。其次，反映在常数中的固定政策例如存款准备金政策也对货币供应量存在着显著的正面影响，其影响还要大于商业银行信贷规模变量对货币供应量的影响。值得注意的是，我国的国库余额是引起M2波动的一个非常重要的原因，它对M2存在显著的负面影响，在其他变量保持不变的情况下，国库金额每增加一个百分点，而导致货币供应量0．017个百分点的收缩，这主要表现为货币的回笼。最后，国债余额对M2也存在着显著的正面影响，当其他变量保持不变的情况下，国债余额每增加一个百分点，M2将增加0．111个百分点。这也就是说：通过发行国债不仅可以直接增加政府支出，而且增加了的国债会直接导致货币供应量的增加，而后者又影响最终产出。
四、变量平稳性检验与协整分析
“凡涉及时间序列数据的回归，都含有获致谬误(spurious)或可疑结果的可能性”，如果这些非平稳时间序列直接进入模型，虽然它们的t统计值是显著的，但只是反映了变量共同随时间增长的趋势，不反映变量之间的实质关系，往往导致谬误回归。进入本文模型中的时间序列数据都是关于货币政策调控的宏观变量，它们都受制于宏观经济周期、政策以及其他系统性变化的影响，所以它们很可能是非平稳时间序列，我们使用扩充的迪基―富勒(Aug－mentedDicky―Fuller，简记ADF)检验对模型中包括因变量在内的10个变量进行了检验，详细结果如下表所示：
从表5可以看出，M2、商业银行信贷规模、国库余额和国债余额都是非平稳时间序列，那么在前文中这些变量之间的线性关系是不是谬误回归呢?协整理论是检验和解决谬误回归的最好方法。即使前文中变量之间不存在谬误回归，但也只是反映变量之间的短期关系，而变量之间的协整关系却反映了变量之间的长期关系。通过第一部分的回归分析可以证明协整模型中不存在自相关和异方差问题，这样此部分的协整分析结果就非常可靠。从上表还可以看出，虽然变量的水平数值是非平稳的，但是对它们进行一次差分处理就变成平稳的时间序列了，这也就是说它们是一阶单整的，即I(1)，这符合进行协整分析的前提条件，我们采用Johansen方法通过Eviews统计软件对精简的关于我国货币政策有效性的模型进行协整分析，得到了一个协整关系式，把它表达成下式：
其中‘代表误差项，上式反映了本文研究的变量之间的唯一一个长期协整关系，下面括号内的数字是各个系数的t比率值。可以看出，商业银行的信贷规模、国债余额和国库余额与货币供应量之间有明显的协整关系，它们的系数在统计学意义上是高度显著的。由此可知，前文中关于我国货币政策有效性的短期模型并不存在谬误回归。
从长期来看，国库余额变量对我国货币供应量产生了显著的影响，它的t值为9．917，系数为负表明了国库余额对我国的货币供应量产生了明显的负面影响。在我国国库由中央银行，国家财政的收支都表现为基础货币的回笼与投放，这样无形中就带来了基础货币的剧烈波动，对货币供应量的平稳产生了负面影响。国库中的余额越多，基础货币的投放也就较少，则货币供应量就较少，实证结果表明，当其他变量保持不变时，国库余额每增加1％，就会带来货币供应量0．052％的减少。虽然，国库余额对货币供应量的影响力不是很大，但它却是影响货币供应量波动的一个非常重要的原因。可以预见，随着国库收付制度改革的深入，国库余额绝对数字还会不断增长，国库余额的波动将会对货币供应量的波动产生更大的影响。
商业银行信贷规模对货币投放有非常强的影响，它的系数为0．85，在其他变量保持不变的条件下，商业银行信贷规模每增长1％，都会带来货币供应量0．85％的增长。虽然我国中央银行不断改变其对货币政策的调控方式，目前已经放弃了以控制信贷规模为主的货币政策调控方式，但我国的市场机制尤其是各金融子市场尚未发育完善，央行的各个间接调控手段很难发挥作用，或者说有些市场间接调控手段虽然开始发挥作用，其在国家货币投放中的作用还非常微小，因而，在国家对金融市场的改革不断推进中，商业银行的信贷规模仍然是当局控制货币投放的最主要渠道。
在前文的分析中，无论是传统的计量经济模型，还是协整模型，都表明我国的国债余额与货币供应量之间存在着很强的线性关系，在短期，货币供应量的国债弹性为0．111，在长期协整模型中，这一弹性高达0．233，国债余额与M2保持着高度的同步关系，对其有显著的正面影响。传统凯恩斯主义认为，一国在出现有效需求不足的情况下，政府可以通过扩大财政支出和收入之间的差额向经济体系中注入额外的购买力，从而这部分购买力通过乘数作用增加产出和就业。哈佛大学的汉森和“功能财政”的创始人勒纳强调，国债政策作为宏观经济政策的重要组成部分可以被政府用来作为管理总需求的有效工具。在这里，国债政策不仅是财政政策的重要组成部分，也是货币政策的组成部分，关于国债的其他货币政策效应暂且不谈。在我国，国债的主要认购对象是中央银行和商业银行以及其他一些机构投资者，如果国债的发行是由中央银行认购的，这无疑表现为央行基础货币的投放，肯定会对货币供应量产生影响；如果是由商业银行来认购，在一定条件下也会产生派生存款，带来货币供应量成倍的扩大；如果国债是由机构投资者认购，其作用机制同商业银行体系是相仿的，只是它的“乘数”效应小一些。
总之，经过我们的实证分析，不管国债的认购者
是谁，我国的国债规模都会对货币供应量M2产生非常显著的影响，在其他变量保持不变的情况下，国债余额每增加一个百分点，货币供应量在短期内会增加0．111个百分点，长期会增加0．233个百分点。五、货币供应量对政策工具冲击的响应分析
为了获得中央银行操作变量的变动对货币供应量的动态影响，本文在前文协整分析的基础上进行了向量回归(VAR)分析，关于VAR模型的最重要一点就是自回归模型滞后长度的选择。本文考虑到进入VAR模型中的滞后变量之间往往存在着一定程度的多重共线性和自相关，所以对模型的选择应该注重它的整体拟合效果，也就是说，对模型检验不能只注重单个变量的显著性，而要注重整体的F检验。在确定VAR模型的滞后长度时所采取的准则是：在保证模型整体拟合效果的前提下，采用赤池信息准则(AIC)，舒瓦茨准则(SC)最小值时VAR模型。本文商业银行的信贷规模和国库资金对货币供应量的冲击研究采用2002年1月到2005年3月的月度数据；国债规模对货币供应量的冲击研究采用2002年1月到2003年12月的月度数据分别进行。
经过大量试验，使用以上确立模型的准则，本文拟对以下三组VAR模型进行估计：
方程组一，商业银行信贷规模与M2的VAR模型：
在估计完VAR模型后，对以上模型分别绘制脉冲响应函数(IRF)，它描述了方程中因变量如何响应于方程中的误差项u1和u2的冲击。如果这个残差是来自于中央银行的操作工具变量，脉冲响应函数就能很好模拟出货币供应量对这个意外冲击的响应。
图1(a)显示了当商业银行的信贷额一个意外增加时，货币供应量的变化轨迹图，这是一条没有波动的递增曲线，表明了商业银行的信贷规模对我国的M2有着非常强的持续性影响，其影响时效超过20个月之久，这就是说我国中央银行通过直接或间接的手段控制商业银行的信贷规模会对我国的M2产生持续性的非常强的影响。
图1(b)是货币供应量M2对国债规模的响应曲线，从图中可以得知：当国债余额增加一个标准误时，第1个月至第2个月，M2有一个较小的升幅，在随后的一个月中，M2大幅下降，到达过程的最低点，随后开始急剧上升，到第5个月，M2达到最高点，此过程的升幅为第一次升幅的5倍多。第5个月至第6个月是M2急剧下降的一个月，再一次回到最低点，第6个月至第9个月为恢复时期，M2恢复到冲击前的水平，在随后的时期中，国债对货币供应量的影响将持续存在，M2将围绕着冲击前的水平大幅波动。这种变化状态充分显示了我国的国债规模对M2有着长期的较为重要的影响。
图1(c)则是国库余额对我国货币供应量的冲击曲线，它的作用机理较国债要简单得多，当一个额外的国库波动进入货币体系时，在头两个月，M2剧烈下降，接着则表现为快速的回升，在第3个月时恢复到冲击前的水平，但是增长还在继续，第4个月达到最高点，第5个月至第8个月为小幅的调整期，从第8个月末将对M2产生持续性的较长影响。近些年来，我国财政资金的波动是基础货币波动的主要原因，而这只是对我国货币政策影响的一部分，更重要的是它构成了基础货币的一部分对我国的货币供应量产生着长期影响。
六、结论与政策含义
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[作者简介]鲁静婷（1992-），女，安徽合肥人，本科生，研究方向：货币银行。
[基金项目]安徽省大学生创新创业训练项目（项目编号：AH201310378612）；安徽财经大学大学生科研创新基金项目（项目编号：XSKY1446）。一、前言
随着我国金融体制改革的不断推进，金融业逐步与国际金融体系接轨，仅依靠传统的常规货币政策来调节金融市场已不能满足发展的需要，深入研究非常规货币政策以及学习国外先进的经验，进一步发展非常规货币政策，对我国防范金融危机、完善金融市场具有十分重要的意义。本文在探讨我国使用过的几种非常规货币政策工具的基础上，分析非常规货币政策的效果，并系统评价这些政策带来的实际效应，为我国央行提高货币政策执行效力，实现政策目标提出合理化建议。
二、非常规货币政策工具内涵与实践
（一）内涵
非常规货币政策工具是与常规货币政策相对应的概念，传统的三大货币政策包括法定存款准备金率、再贴现政策、公开市场业务，通过控制目标利率从而实现价格稳定。非常规货币政策不同于以利率调控为特征的传统货币政策，是在降息空间很小或者在利率下调以及市场传递机制不通畅时，央行对资产负债表的规模和结构进行调整从而直接向市场注入流动性的行为，维持市场的流动性。
（二）具体实践
1扩大商业银行信贷规模
在2008年国际金融危机爆发背景下，中国政府为了应对危机、保持经济增长，中央政府推出四万亿元人民币投资救市计划。为了加大金融支持经济发展的力度，政府放松了对商业银行信贷规模的约束，扩大了商业银行的信贷规模，同时加大对“三农”、重点工程、中小企业的信贷支持力度，有针对性地培育和发展消费信贷。这一政策使2009年全年各项贷款新增959万亿元人民币，同比增加469万亿元，并且这一规模在不断扩大。
2开展人民币跨境结算
国际金融危机爆发以来，作为国际贸易中主要结算货币的美元和欧元的汇率都经历了大幅波动，我国企业与很多贸易伙伴国企业均希望可以使用人民币作为结算货币来规避风险。2009年，我国在上海、广州、深圳、珠海以及东莞5个城市开展人民币跨境结算试点，通过推动人民币在国际贸易中的使用，截至2013年底，我国跨境结算业务规模已经是当初试点时期的800多倍。根据汇丰银行预计，人民币在2015年将成为全球三大跨境贸易结算货币之一。
3新增常备借贷便利工具
我国央行在2013年开始利用一种新型货币政策工具――常备借贷便利（Standing Lending Facility，简称SLF），在银行系统的流动性出现短暂性波动时选择性运用。这种货币调控新工具的特点是由金融机构主动发起，与金融机构进行定向交易，交易对手覆盖范围广，主要为政策性银行和全国性商业银行。常备借贷便利主要以抵押方式发放，信用评级较高的债券、优质信贷资产等均可作为抵押品，有时也可采取信用借款等方式进行发放。这种政策工具期限一般为1～3个月，利率水平是根据货币政策调控需要、引导市场利率的需要等因素进行综合确定。
三、效果评价
国际金融危机爆发后，中国人民银行采取的一系列非常规货币政策，包括近期使用的常备借贷便利政工具，对于我国货币政策非常规工具对金融市场与宏观经济产生的效果进行评价。
（一）金融市场方面
央行的货币政策非常规工具使基础货币大幅增加。投资在刺激经济复苏的同时，也导致了大量的货币投放。政府取消对商业银行的信贷规模限制，有利于缓解企业资金压力并保持经济平稳增长。与此同时，在中央财政资金投放不到4千亿的情况下，我国商业银行的信贷资金投放达到了11万亿元规模。在银行借款主体结构中，地方政府融资贷款规模迅速扩张。截至2009年末，全国地方政府债务平台贷款额达738万亿元，比2008年增加了近3万亿。根据国家审计署公布的数据，到2013年6月末，我国政府性债务余额已经超过30万亿，其中全口径地方政府性债务共1789万亿。这些新增信贷规模在扶持中小企业发展的同时，也可能成为银行业不良信贷资产的隐忧，盲目投资和资金的低利用率现象也会造成资源的相对短缺和供给的相对不足。
我国跨境贸易人民币结算加快了我国经济复苏，带动了实体经济的发展，向市场注入了大量的流动性。
我国自2013年初创设常备借贷便利以来，央行通过综合运用常备借贷便利工具来管理流动性，已收到了显著成效。在货币市场受到冲击出现短暂的波动时，通过利用常备借贷便利进行金融市场的调控，带动了实体经济发展，符合条件的金融机构可以得到央行提供的流动性支持，这也顺应国家对宏观调控的要求。
在金融市场上利用非常规货币政策工具，有利于调节市场流动性的供给，有助于促进金融市场平稳运行，从而可以防范金融风险。
（二）宏观经济方面
据统计，2009年我国国内生产总值同比增长87%，居民消费价格指数逐步回升，政府出台的经济刺激政策有效地促进了国民经济发展。同期，我国经济增长对世界经济增长的贡献超过了50%。2010年上半年，我国经济增长率达到111%，比2009年同期高出37个百分点，2013年我国在经济转型和深化改革的关键期，全年国内生产总值依然保持77%的增长。说明通过使用非常规货币政策工具可以拉动经济的增长其重要作用是要避免出现通货紧缩。但随着我国经济在国际金融危机后的快速恢复以及此前国家出台的扩张性政策，政府的四万亿投资以及银行系统信贷投放，我国出现了严重的流动性过剩现象，从2010年开始进入新一轮的通胀期，我国的CPI平均值为38%，2011年3月至10月这8个月的CPI都超过了5%。由以上数据可知，政府的非常规货币政策对于减缓通缩压力的效果不明显。
随着政府投资规模不断扩大，且主要集中在交通、水利、通信和城市公共事业等就业弹性较低的行业，刺激就业增长的效果也不显著。2008年，由于受到国内自然灾害频发和国际金融危机的双重挑战，我国就业形势比较严峻，尤其从2008年下半年以来，企业用工需求减少，失业人数大幅增加。货币政策与财政政策相结合的四万亿救市投资计划以及央行面对危机采取的一系列政策在短期上没有缓解就业压力。
由此可见，我国的非常规货币政策工具为商业银行和信贷市场均提供了充分的流动性，对宏观经济发展和金融市场稳定也起到了重要的推动作用。但是，非常货币政策并不能解决所有问题，尤其是抑制通胀方面。为了保证金融市场的稳定和人民币币值的稳定，维护信贷市场的正常运行和金融市场的流动性，央行应当在经济增长和通货膨胀控制中寻找一个平衡点，也应加强对非常规货币政策的创新使用，长期稳定发展常备借贷便利政策，并注重非常规货币政策的推出时机。
[参考文献]
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非货币性资产交换是指交易双方主要以存货、固定资产、无形资产和长期股权投资等非货币性资产进行的交换。交换不涉及或只涉及少量的货币性资产(即补价)。非货币性资产交换与通常意义上的货币易相比，无论在会计确认、计量上，还是从报表列报与信息披露而言都有较大的区别。因此，有必要制定相关的会计准则对非货币性资产交换的会计核算和相关信息披露加以规范。1996年财政部了《企业会计准则―非货币易(征求意见稿)》并于1998年开始草拟该准则草案。经过充分的调查、论证和多次修改，1999年6月，我国首部《企业会计准则――非货币易》(以下简称“1999年原准则”)颁发，并于2000年1月1日起在所有企业实施。由于当时部分上市公司利用对换人资产公允价值的确定来操纵非货币易所产生的利润，财政部于2001年对1999年的准则进行了修订，颁布了《企业会计准则――非货币易(2001年修订)》(以下简称“2001年修订准则”)，要求一律以换出资产的账面价值计价，且不涉及补价的非货币易不确认损益；在涉及补价的非货币易中，收到补价一方确认的损益，也仅以收到的补价所含的损益为限。2006年财政部又在2001年修订准则的基础上，了《企业会计准则第7号――非货币性资产交换》(以下简称“2006年新准则”)并自2007年1月1日起暂时在上市公司正式实施。与1999年原准则和2001年修订准则相比，2006年新准则用“非货币性资产交换”名称取代“非货币易”名称，引入“商业实质”概念，重新明确了公允价值的地位和作用，保留了账面价值计价模式，恢复并发展了公允价值计量模式。
二、非货币性资产交换准则的规范研究述评
(一)2006年新准则颁发前研究述评 在2006年新准则颁发前，关于非货币易准则的研究文献主要分为以下类别：
(1)公允价值在非货币易准则中运用研究简述。对于公允价值计量属性在非货币易准则中运用的合理性与可能性研究文献中，有学者认为，1999年原准则首次明确了公允价值的确定方法，不但能够真实地反映非货币易的资产计价，而且也是我国会计准则与国际会计惯例接轨的具体体现。也有学者对于2001年修订准则有意回避公允价值存有异议，认为公允价值在我国会计中的运用是大势所趋，强调公允价值的适度使用。徐丽盈认为，鉴于公允价值在我国会计实务中曾一度被严重滥用，成为企业操纵损益工具的原因，修订后的非货币易准则规定换入资产的入账价值应以换出资产的账面价值作为入账基础，其目的在于避开公允价值的使用，避免了公允价值的主观性，选择了账面价值的相对客观性，是基于我国实际情况出发的不得已而为之的权宜之计，但是这种做法违背了经济交易的实质和原则。
(2)非货币易准则比较研究简述。对于非货币易准则进行比较研究文献中，邵毅平主要从准则涵盖范围、非货币易分类标准、会计处理等方面对我国修订前后的非货币易准则与美国的非货币易准则进行了比较分析，对我国有关部门淡化公允价值在2001年修订准则中应用的理由提出质疑。邵文引用国际会计准则委员会和美国财务会计准则委员会对公允价值计量属性研究的成果，认为即使不存在活跃市场，同样可以使用公允价值。为此，我国要正确认识公允价值，积极倡导和引导公允价值这一计量属性的正确使用，从而顺应会计准则国际化的潮流。程克群等也作了大致相同的比较分析，认为我国非货币易准则与美国的准则基本是一致的。但由于两国市场经济的发育程度不一致，在非货币易范围上，我国准则远比美国准则界定的要小，使得那些避开该准则，通过资产重组、债务重组来操纵利润的现象依然存在，理论的严密性有所欠缺，有待进一步规范。周丽等则借用霍夫斯特德的文化价值观和葛雷的会计亚文化价值观，从中美文化环境差异这一独特视角解读中美非货币易准则差异形成的原因。2004年美国财务会计准则委员会了并于2005年6月开始实施的财务会计准则公告第153号《非货币性资产交换》(FAS153)。贾博颖、付玉来分析了FAS153与我国2001年修订准则之间的差异，认为：由于我国市场还不健全，公允价值难以取得，故应谨慎运用。借鉴并结合我国具体国情，建议可对我国非货币易准则的交易计价原则作如下改进，将一项非货币易区分为具有商业实质的交易和不具有商业实质的交易分别进行处理。商业实质的具体判断标准可借鉴FAS153有关规定。
(3)从经济学等其他学科视角研究非货币易准则理论问题简述。有些学者独辟蹊径，从经济学、财务学以及盈余管理等视角探寻非货币易准则相关理论问题，为非货币性资产交换或非货币易准则研究提供了新的研究思路。胡志颖从经济学的角度分析了1999年原准则计价原则的合理性，认为待售资产是处于接近变现的企业与市场的临界之点的资产；非待售资产则是处于远离变现点的生产领域内的资产，生产领域之内的交换无异于企业内部的资产形态的转换，相当于企业家在企业之内的生产调度，不可能产生损益，所以用换出资产的账面价值对换人资产进行计量是合理的计量标准；非待售资产和待售资产之间的交换，资产的变现能力发生了变化，资产价值的实现阶段发生了变化，这相当于将该项交易置于市场中，以市场价值对换人资产进行计量则是合理的。黄学敏则结合公司理财和财务会计理论的观点，重新反思公允价值在新形势下的定位，探讨了如何正确认识公允价值的定义、作用及其所提供的会计信息的可靠性问题，对比分析了传统计量属性的内在逻辑关系；并且对我国会计准则今后如何运用公允价值提出自己的意见，并建议增加一张全面收益表作为过渡，指出公允价值的表内确认与计量是大势所趋。
(二)2006年新准则颁发后研究述评由于2006年新准则实施时间较短，关于非货币性资产交换准则的研究文献基本上都属规范研究，主要集中在以下方面：
(1)通过解读2006年新准则主要内容，研究新准则与旧准则的差异及其对企业权益、损益及资产结构等方面的影响。基本上都是从准则框架、非货币性资产交换的确认和计量及其披露等方面对新旧准则进行比较研究，认为与2001年修订准则相比，2006年新准则增加了公允价值计量模式。在以换出资产账面价值计量的条件下，2006年新准则不确认损益，而2001年修订准则规定收到补价一方应确认损益，且损益仅以收到的补价所含的损益为限。新旧准则采用不同的计量方法确认换人资产的成本与非货币性资产交换损益，从而对企业权益、损益及资产结构等方面造成了很大影响。在非货币性资产交换的会计处理上，有的学者从新旧准
则会计处理差异进行分析，将非货币性资产交换的会计处理分为具有商业实质的非货币性资产交换会计处理和不具有非货币性资产交换会计处理两类并辅之以例解。同时，在介绍非货币性资产交换准则变迁背景的基础上，通过图表和案例方式较为详细地解释了新旧准则的异同点，分析了新准则对企业会计的正面影响和负面影响。一方面，新准则对于确保我国会计准则顺应会计国际趋同和经济发展的需要，推动中国经济进一步市场化和国际化等均有重要的理论意义和现实意义；另一方面，会计准则的修改本身并不能完全消除企业的盈余管理。如新准则全面引入公允价值计量属性，并且给予公司更大的自根据对公司经济预期的改变来调整会计政策，这可能会带来新的盈余管理手段。另外，新准则对企业信息披露提出了更高的要求，这对于提高上市公司财务报告的使用价值，增强上市公司业绩的可预测性，促进资本市场的健康发展都具有十分重要的意义。但是由于新会计准则更强调公司的会计政策需要反映企业的经济实质，并赋予企业很大的调整会计政策的权力，这会在一定程度上加大投资者分析的难度。
(2)研究公允价值计量属性在2006年新准则的应用。王春雨、马娓娓认为新准则中公允价值的重新应用具有理论进步性和客观适用性，提高了财务信息的相关性，符合我国当前的市场经济环境。刘泉军、张政伟对公允价值在非货币性资产交换准则中的重新使用，认为与国际财务报告准则相比，我国企业会计准则体系在确定公允价值的应用范围时，更充分地考虑了我国的国情，作了审慎的改进。如在非货币交易中对于公允价值的运用，新准则规定了在非货币性资产交换时，公允价值与换出资产账面价值的差额计入当期损益的两个前提条件，即该项交换必须具有商业实质，并且换入资产或换出资产的公允价值能够可靠计量。新准则还规定在确定是否具有商业实质时，企业应当关注交易各方之间是否存在关联方关系，关联方关系的存在可能导致发生的非货币性资产交换不具有商业实质。这些前提条件，将有效制约以非货币性资产交换的方式操纵收益的行为。
(3)非货币性资产交换准则的理论基础进行研究。余玉苗、龚长艳在分析非货币性资产交换准则特征的基础上，从会计目标的演变出发，认为非货币性资产交换准则很好地融合了受托责任观和决策有用观，克服了两者的局限性；并运用“经济后果”学说对该准则制定的理论机理进行阐述，结合案例对如何合理地应用该准则进行了分析。刘朋从准则制定导向的角度观察，认为此次新准则的变化具有规则导向转向原则导向的特征。转向除了会计理论本身外，还包括国际上会计准则发展的趋势、我国资本市场发展的基本政策、上市公司操纵利润的现状以及注册会计师的技术和职业道德水准。李琳、胡静从高质量会计准则的衡量标准方面对我国非货币性资产交换准则的变迁过程作了评价，认为在与国际惯例趋同的必然趋势下，制定高质量的会计准则应以改善会计环境为切入点，在良好的会计环境中才能实现。魏舜芬从加强和完善我国会计准则和会计制度建设，以避免出现准则和制度的不稳定性和理论基础的不一致性出发，对我国新准则与国际会计准则、美国非货币易准则在主要方面进行比较分析。
三、非货币性资产交换准则的实证研究述评
(一)会计准则国际趋同成为趋势 自2001年4月国际会计准则委员会(IASC)改组为国际会计准则理事会(IASB)并宣称制定“全球会计准则”以来，会计准则国际趋同的步伐明显加快。会计准则的国际趋同是对会计国际协调的更恰当表述。然而，会计准则在体例和形式上的国际趋同并不等于会计准则在实质和实务上的国际趋同。趋同不是等同；趋同是进步和方向，是一种互动，更是一个过程。因此，无论从规范研究还是从实证研究视角来看，会计准则的国际协调乃至全球趋同是国内外会计界近年的热点问题。迄今为止，全世界已经有96个国家和地区不同程度采用国际财务报告准则。我国作为以国际财务报告准则为基础制定本国会计准则的国家，会计改革的进程迫切需要借助来自市场的实验数据准确把握我国会计准则国际协调的具体效果。科学客观地回答这一问题，对我国会计理论的创新和会计实务的发展具有十分重要的现实意义，也具有深远的历史意义。
(二)非货币会计准则效果研究缺乏从现有的文献资料可以看出，对非货币性资产交换会计准则制定及其效果进行的实证研究很少。有少许国内学者对非货币易制定及其效果进行过实证研究，取得了一些研究成果。但是这些研究成果只是一些大课题的“副产品”，是依附于会计准则国际化、协调化和趋同化及其效应研究而展开的，还没有形成气候。面对我国当前会计准则制定的困惑与矛盾，王建新从宏观和微观两个角度把准则制定与效果评价相结合，通过效果评价来反思和优化准则制定。首先，对基于国情准则修订的总体效果进行检验，然后以2001年修订的非货币易准则为例，从会计信息可靠性的角度进行定量研究，对其修订效果做出实证性的评价，藉此观察该准则修订的合理性。从总体情况和单项准则两个方面来寻找基于国情准则修订的经验证据。并认为，尽管大多数国际会计准则制定团体，如美国财务会计准则委员会(FASB)、国际会计准则理事会(IASB)等，更强调会计信息的相关性，但可靠性是相关性的基础，在我国目前会计信息失真较普遍的环境条件下，研究会计信息可靠性更具有现实意义。学术界对会计信息的失真问题也给予了极大的关注，但研究大多局限于如何规范会计行为，对会计管制的效果则缺乏定量研究，因此无法对会计信息失真的治理结果提供证据，由此也难以给政府管理机构提供具有说服力的政策建议。
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本文首先对货币有效性研究和协整研究进行文献回顾，梳理相关的理论基础，之后用TVP_VAR模型对中国宏观经济的数据与货币政策变量数据之间的关系进行实证研究，其中，本文所使用的时间序列模型叫TVP_VAR模型，其中系数和冲击的协方差矩阵都是时变的，时变系数能捕捉模型滞后结构的时变特性和可能的非线性特征。
二、文献梳理
从基本理论发展的脉络来看，我们将上世纪七八十年代做为从货币主义向新凯恩斯主义理论转变的分水岭时代。上世纪七八十年代以前，关于通货膨胀与经济增长问题的研究很多是以1956年弗里德曼提出“现代货币数量论”为基础的。货币与价格或者货币增长率与通货膨胀率也就是价格增长率之间的关系成为相关研究的焦点。但是，随着新凯恩斯主义黏性价格理论和动态随机一般均衡（DSGE）模型相结合在1983年的提出，说明随着学术探讨的深入，西方国家在1982年以后已经开始抛弃货币总量而选择更加贴近经济环境的利率作为货币政策工具之后，强调随着经济结构的复杂，货币总量已经不足以显现它在货币主义理论中的重要性，所以在宏观经济学分析框架的比重越来越不明显。直至到现在，人们认为的现代宏观分析的主流模型指的是包含真实经济产出、通货膨胀率和利率的分析而不是货币框架的模型。这个模型它又叫做现代宏观分析的“玩具模型”，玩具模型顾名思义，因为它模型系统相对简约，但又能相对全面地刻画经济环境中各种宏观经济指标的动态关系。随着中国对宏观经济数据的逐步积累和完善，国内学者通过对国外成熟理论研究的基础上，对货币政策调控这一问题进行了一系列经验研究。经过十几年的研究，我们仍旧停留于当前经济环境基础的假设或者没有足够估计当前金融创新加快的步伐，导致通货膨胀、经济增长与货币供应的相互影响机制不但没有变得日益清晰，反而越来越模糊，更没有形成广泛共识，这无疑给宏观决策带来了极大困扰。从已有文献来看，既有货币增长率显著驱动通货膨胀率的结论，又有货币增长率并非通货膨胀率显著驱动因素的结论。我们看到最近几年影子银行业务规模快速增长，互联网金融等新金融业态快速崛起，这些新金融的发展不仅扰乱了传统的货币供应量的定义和统计，也弱化了货币供应量的可控性和相关性，在这样的新常态新环境下，以货币供给量作为主要的货币政策变量的货币政策有效性值得进一步深入探索研究。
三、基于TVP-VAR模型的实证研究
本文选用的TVP-VAR模型，在这个模型中所有的参数和协方差都可以根据时间变化而不断地进行变化，通过这个模型便可以有效捕捉到我们要观测的经济变量间的相关关系的时变特征。设置检验变量（p，x，i），其中p代表的是通货膨胀率，根据文献，此处选用居民消费物价指数（CPI），x表示产出，由于我国国民生产总值缺乏月度数据，因此采用我国月度工业增长率来替代。i表示货币投放量，本文中采用广义货币量M2的同比增长率，同样是月度频率数据。
在对数据进行预处理中，本文首先采用Census X12方法对数据进行季节调整，使用对数化后变量。本文中的模型均要求所选取的经济变量平稳，则将各个经过季节调整和对数化后的变量进行单位根检验，不平稳变量进行一阶差分或者二阶差分后变为平稳。各原始数据来源于中国人民银行和国家统计局网站所公布的统计年鉴以及wind万得数据库。通过本文的目的是看出使用随机波动下的时变参数向量自回归模型（TVP-VAR）中通货膨胀和国民产出及货币投放量的时变关系。
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一、会计准则对非货币性
根据《企业会计准则第7号——非货币性资产交换》（以下简称非货币性资产交换准则）的规定，非货币性资产交换是指：交易双方主要以存货、固定资产、无形资产、和长期股权投资等非货币性资产进行的交换。该交换不涉及现金或只涉及少量的货币性资产（即补价）。货币性资产，是指企业将以固定或可确定金额的货币收取的资产，包括现金、银行存款、应收账款和应收票据以及准备持有至到期投资的债务投资等。货币性资产以外的资产
二、 “非货币性资产交换
非货币性资产交换的会计确认和计量取决于非货币性资产交换是否具有
非货币性资产交换同时满足该项交换具有商业实质、换入资产或换出资产的公允价值能够可靠计量两个条件的，应当以公允价值和应支付的相关税费作为换入资产的成本金融论文，公允价值与
1、不具有商业实质的非货币性
【例】甲乙均为增值税一般纳税人，甲以其产品M与乙的产品N交换。换入产品均以库存商品核算，并取得对方开具的增值税专用发票。M的账面价值35000元，不含税市
由于上述非货币性交易不具有商业实质，会计处理按照换出资产的账面价值计算，不确认损益中国学术期刊网。而根据《中华人民共和国增值税暂行条
借： 库存商品——N 35
应交税金——应交增值税（
贷：库存商品——M3500
应交税金——应交增值税（进
2、换入资产或换出资产的公允价值能可靠
【例】甲以其仓库与乙的办公楼交换。甲的仓库的账面原价为3800000元，已提折旧500000元，乙的办公楼账面原价为4500000元，已提折旧800000元，甲另支付现金100000元给乙，假定甲换出入的办公楼作为
由于换入换出资产的公允价值不能可靠计量金融论文，会计处理只能按账面价值计量，甲换入的
借：固定资产清理33000
累计折旧 500000
贷：固定资产 3800000
借：固定资产清理150
贷：银行存款10000
应交税金——应交营业税
借： 固定资产——办公楼 3
贷：固定资产清理3450
二、《企业所得税法》及其实施条例对
2007年12月11日颁布的《中华人民共和国企业所得税法实施条例》（以下简称实施条例）第二十五条规定，企业发生非货币性资产交换，以及将货物、财产、劳务用于捐赠、补偿
《企业所得税法》和实施条例对企业取得收入的形式和计量进行了界定：企业以货币形式和非货币形式从各种来源取得的收入，为收入总额。其中，企业取得收入的非货币形式，包括固定资产、生物资产、
三、准则与税法有关“非货币性
根据以上分析，非货币性资产交换准则中规定的具有商业实质且换入资产或换出资产的公允价值能够可靠计量的非货币性资产交换，换入资产成本采用公允价值计量和确认交换所产生的损益，这与《企业所得税法》及其实施条例的规定是一致的，如果企业按照非货币性资产交换准则的规定进行了相应的会计处理金融论文，则不需要进行纳税调整。而对于不具有商业实质或者换入资产或换出资产的公允价值不能可靠地计量的非货币性资产交换，由于换入资产成本采用账面价值计量和不确认交换所产生的损益，与《企业所得税法》及其实施条例的规定存在差异，相关的业务需要进行纳税调整。
资产交换”规定的差异
无形资产、股权投资、存货、不准备持有至到期的债券投资、劳务以及有关权益等。企业以非货币形式取得的收入、应当按照公允价值确定收入额，所谓公允价值，是指按照市场价格确定的价值。
、、赞助、集资、广告、样品、职工福利或者利润分配等用途的，应当视同销售货物、转让财产或者提供劳务、但国务院财政、税收主管部门另有规定的除外。
“非货币性资产交换”的规定
000元
450000元
50000元
0元
000元
元
元
00元
资产以换出资产的账面价值加上支付的补价作为入账价值。甲的会计处理如下：
办公用房，其换入和换出资产的公允价值均不能可靠计量，甲未对换出的固定资产计提减值准备，甲换出资产交纳相关税费为50000元，甲乙无关联关系。
地计量的非货币性交换的会计处理
项税） 8500元
00元
进项税）8500元
000元
例（2008年修订）》的规定金融论文，该交换应作为销售货物。其增值税销项税额应为8500元。则甲公司的会计处理如下：
场价为50000元中国学术期刊网。N的账面价值为61000元，已计提存货跌价准备11000元，市场价为50000元。假定上述交换不具有商业实质，
资产交换的会计处理
换出资产账面价值的差额计入当期损益。非货币性资产交换未能同时满足上述两个条件的，应当以换出资产的账面价值和应支付的相关税费作为换入资产的成本，不确认损益。
商业实质以及换入资产或换出资产的公允价值能否可靠计量。
”的会计处理
为非货币性资产。认定涉及少量货币性资产为货币性资产交换，通常以补价占整个资产交换金额的比例低于25%作为参考。支付的货币性资产占换入资产公允价值（或占换出资产公允价值与支付的货币性资产之和）的比例，或者收到的货币性资产占换出资产公允价值（或占换入资产公允价值与收到的货币性资产之和）的比例低于25%的，视为非货币性资产交；高于25%（含25%）的，则视为以货币性资产取得非货币性资产。
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货币中性是指货币供给的增长将导致价格水平的相同比例增长，对于实际产出水平没有产生影响;如果货币供应量的变化引起实际利率和实际产出水平等经济变量的调整和改变，那么货币是非中性的。对于货币是否中性一直以来是经济学中最有争议的理论之一，各个经济学派基于不同的假设条件和研究方法得出了完全不同的结论。
古典学派经济学家强调货币的供给变化不影响就业、产出等实际变量。古典学派货币中性论理论的典型代表是货币数量论，其最基本的观点是货币供应量变化将最终体现于一般价格水平的变化上，我们可以通过剑桥方程式M=KPY和费雪方程式MV二PY清楚地说明这一问题，这两个方程式表现了同一实质内容的关系:即国民收人水平((Y)与价格水平(P)、货币供应量(M)之间的数量关系，假定K(货币余额与名义国民收人或实际国民收人的比例系数)或V(货币流通速度)不变;货币供给M的变化将完全体现于价格P的变化上，所以货币是中性的。合理预期学派的货币中性理论完全是基于两个基本假设:理性预期和市场出清。由于人们的预期是合乎理性的，他们就会考虑到过去的失误并在必要的时候修改预期，以便在今后的行为决策中成功地消除那些引起预期失误的规律;而由于市场是出清的，产品市场和劳动市场都不会存在超额供给，从而构建了货币中性的理论基础。
与古典学派和合理预期学派经济学家不同，凯恩斯却认为，价格和工资缺乏弹性，经济不存在一个自动矫正机制，就可能出现非充分就业下的均衡，但这种均衡低于充分就业下的潜在产出均衡水平。只要存在未被利用的资源，那么总需求的扩大就会使产出增加，因此，凯恩斯主张实行扩张的财政政策和货币政策来扩大总需求，以此消除失业和经济危机，促进经济增长。新凯恩斯学派最重要的假设是市场非出清，在此假设的基础上提出了工会假说、隐性工资合同和效率工资说来论述工资的粘性，并从生产力闲置、需求非对称论、厂商信誉论、状态依赖规则和时间依赖规则等方面说明名义价格粘性和实际价格粘性，修改了凯恩斯的工资和价格刚性理论，构建了货币短期非中性的理论基础，新凯恩斯学派还根据局内人—局外人理论等证明了货币的长期非中性，从而构建了货币长期非中性的理论基础。
从实证分析的角度看，和理论分析总体上一致，对于货币供应量是否对实际经济的产出是否产生影响争议颇大。弗里德曼和许瓦茨(1963 )以及托宾(1970)通过实证研究发现，货币供应量的变化对短期产出的波动会产生影响。Barro(1978)的实证分析则表明:预期的货币增长对产出具有中性。随后，Mishkin则对Barro观点予以修正，他指出在实证分析的过程中，Ba二在建立季度模型滞后阶数上只选取了8阶滞后，而事实上长至17阶的滞后系数在统计上仍有意义，因此其结论的正确性值得怀疑，但以后又有人对Mishkin的结论予以重新估计，指出其结论并不具有稳健性，再一次得出了预期货币供给增长对产出具有中性的观点。1984年，Kor-mendi和Me加re通过对50个国家的实证研究以及Bos-then和Mills(1995)通过对美国的实证研究发现，货币供应量对实际产出不会产生长期的影响。1995年McCan-dies和Web在考察了110个国家30年期间的数据后，得出了货币增长与实际产出的增长率之间不相关的结论。
我国学者在运用西方分析方法，结合中国的实际对两者之间进行了实证分析，结果表明在我国经济转型过程中货币供应量与经济增长存在正相关关系。我国学者黄先开、邓述慧(2000)运用二步OSL方法，对中国是否存在货币政策的非对称性和预期到的货币冲击对产出有无影响做实证分析，其基本结论是:我国的货币作用机制与西方市场经济国家的情形具有较大的差别，不论是预期的货币供给冲击，还是非预期的货币供给冲击，对产出的影响均非中性，说明货币供给在推动我国经济的运行中仍起着关键性的作用。时静静建立分布滞后模型，分别选取货币供应量Ml，M2作为解释变量，分析动态的M1，M2分别对我国经济发展的影响，结论表明我国的GDP不但受即期的货币供应量水平的影响，而且还受前6-8年的货币供应量水平的影响。肖艳(2006)选用K阶VrUt模型，运用单位根检验、轨检验和Grange:因果关系检验分析方法，得出国家银行信贷规模、流通中的现金、狭义货币对国内生产总值具有一定的解释力。
二、模型和数据处理
(一)模型构建
单方程模型得出的结论对模型选择和函数形势非常敏感，相对于单方程而言，向量自回归(VAR)模型可能具有较高的可靠性(Gujarati， 199; Ended， 199)、尽管直接根据VAR模型作出正确的推断往往要求变量具有平稳性，然而当变量非平稳但具有协整关时，基于模型作出的因果检验也是可靠的。Vr1R模型可表示为:
其中，是方程的常数项系数，分别是白噪音误差项，k表示滞后阶数。
(二)变量选取以及样本数据说明
国内生产总值。GDP作为衡量经济增长的指标，也是衡量货币政策行为传导的重要宏观经济变量，具体检验货币政策对经济增长的影响。我们采用1980年到2007年的GDP年度发生数，数据来源《中国统计年鉴2008》。
货币供应量。按照我国对货币供应量的定义，货币应包括本币的相关项目。其中:MO=流通中现金，M1二货币+活期存款，M2=M1+准货币(定期存款+储蓄存款+其他存款)。鉴于我国金融市场还不够足够发达，金融债券和大额可转让订单市场还没有完善和成熟，故我们选取货币供应量M2为模型的主要解释变量，货币供应量M2(年末余额)样本区间为1980年到2007年，数据来源《中国统计年鉴2008》。
全社会固定资产投资额。本文采用的样本区间为1980年到2007年年度发生数，数据来源《中国统计年鉴2008》。
社会零售商品额。本文采用的样本区间为1980年到2007年年度发生数，数据来源《中国统计年鉴2008》
贸易出口总额。本文采用的样本区间为1980年到2007年年度发生数，数据来源《中国统计年鉴2008》。
(三)单位根检验
普通最小二乘法(OLS)估计的前提是变量序列是平稳过程的，但实际的经济序列却往往是非平稳的，若以平稳为假设前提进行估计，则所得到的估计结果就不具有现实意义了，这便是伪回归(Spurious IRegression问题)，故应先对经济序列进行平稳性检验，最常用的方法是增广的迪基一福勒检验(r1DF检验)，回归方程如下:
其中，c表示常数项，c表示时间趋势，为差分算子，表示纯白噪音随机干扰项。为了使模型的设定更合理并减少或消除潜在的异方差问题，对GDP， b12 ，全社会固定资产投资总额、社会零售商品总额和贸易出口总额5个时间序列变量分别取自然对数，分别以1喇p， Infai ， lutsc ， Inexp和Lung表示，其一阶差分分别用dlngdp ， dlnfai ， dlntsc ， dlnexp和dlmn2表示。原假设Ho:a=o，备选假设H，:a
由表1可知Ingdp， lnm2.lnfai ， lntsc和Inexp 5个序列变量都是I(1)变量，所以Inm2可能与Ligdp， lnfai， Intsc和Inexp之间分别存在协整关系。
(四)协整检验
检验变量之间是否存在协整关系的常用方法是恩格尔一格兰杰(Engel&-Granger，1987)两阶段法，但这种方法在处理有限样本时的估计具有偏差，因此本文将采用JJ检验法(Johansen， 1998; Juselius， 1990)对相关变量进行协整检验。JJ检验法是基于向量自回归模型(VAR)，利用一下回归方程:
来估计模型的长期均衡关系，以得出一个有效无偏的估计。该检验方法是首先计算回归方程在不存在协整关系、存在一个协整关系和存在两个协整关系等假设前提下的迹统计量，然后逐一与假设条件下的Johansen临界值比较，当回归方程的迹统计量大于Johansen临界值(这里我们选取5%显著性水平下的临界值) 时，拒绝其前提假设;反之，则接受其假设。利用Eviews5 .0对lnm2与lngdp，lnfai，lntsc和lnexp各变量之间分别进行协整检验结果如表2所示。
通过协整检验结果，我们可以看出Inm2与lnexp之间不存在长期协整关系，而lnm2与lngdp， lnfai和lntsc:之间在5%显著性水平下分别存在长期协整关系，且协整方程分别如下:
由协整方程可知，广义货币供应量的增长对GDP，固定资产投资额和社会零售商品额有长期的正的影响，当广义货币供应量增加1%时，能够使GDP、固定资产投资额和社会零售商品额分别上升大约0.760Ic ，0.79%和0.69%，这对经济的刺激作用是非常明显的，充分说明了货币非中性。从上述结论可以进一步看出，随着货币供应量的适度增加不仅能刺激经济总量增长，而且对固定资产投资额和社会零售商品额的增加有显著的正的影响，这有助于转变目前我国经济增长主要依赖出口的现状。
Grangei(1988)指出，若是变量之间存在协整关系，则这些变量至少存在一个方向的Granger因果关系，因此，本文下一步探讨lnm2与lngdp， lnfai和lntsc之间的因果关系。
(五)因果检验
本文是基于Vr1R模型进行Grange:因果检验，其原理是如果变量a有助于预测Y，即根据Y的过去值对Y进行自回归时，如果再加上X的过去值，能够显著地增强回归的解释能力，则称x是Y的Grange:原因，否则称为非Granger原因。其具体的操作是:在无约束条件下求出模型。
可利用F统计量对假设进行检验。由于Granger因果关系检验对滞后阶数非常敏感，因此对照估计模型得到的Vii:和SC信息准则(前面已经介绍)选择滞后2期对模型进行检验，利用Eviews5. 0得到的具体检验结果如下所示。
由Grange因果检验显示，广义货币供应量是国内生产总值、社会固定资产投资和社会商品零售的Grange原因，说明广义货币供应量的变动会在一定程度上引起三者的变动，而国内生产总值、社会固定资产投资和社会零售商品不是广义货币供应量的Grange:原因，意味着我国广义货币供应量具有弱外生性，由中国人民银行控制，不受实体经济要素的影响。
(六)脉冲响应函数
Granger因果检验仅仅明确了存在着从广义货币供应量到国内生产总值、社会固定资产投资和社会商品零售的单向因果关系，广义货币供应量发生冲击后将怎样对国内生产总值、社会固定资产投资和社会商品零售产生影响?在给出的VAR估计的基础上，本文将计算出Inm2对Ingdp， Infai和lntsc的脉冲响应函数。1抽n2对lngdp的脉冲响应如图1所示，从图1可以看出，当广义货币M2的冲击发生后，国内生产总值(GDP)有明显的正向反应，且这种正向反应逐步提高，在第S期达到最大值，此时M2提高一个百分点，GDP将上升0.072个百分点;随后，正向反应缓慢降低。由图可以看出，M2对GDP有长期的显著的促进作用。
Inm2对lifai的脉冲响应如图2所示，和图1类似，当广义货币M2的冲击发生后，FAI有明显的正向反应，且这种冲击力度逐渐加强，在第6期达到最大值，此时M2提高一个百分点，GDP将上升0.1个百分点;随后，冲击力度逐渐降低，当到达第10期时，一个百分点的M2冲击将导致FAI上升0.06个百分点。
lrun2对1的脉冲响应如图3所示，对广义货币M2的冲击FAI有明显的正向反应，M?的冲击力度逐渐加强，在第4期达到最大值，即M2提高一个百分点，GUP将上升0.078个百分点;随后，冲击力度逐渐降低，当到达第10期时，一个百分点的M2冲击将导致FAI上升0.以个百分点。
四、结论和政策建议
非常规货币论文篇12
一、引言
国际金融是一门研究关于货币与借贷资本跨国流动问题的学科。资本的跨国流动往往会引起不同币种货币的相互兑换，货币的兑换即汇率问题亦成了国际金融课程教学中的重中之重。套算汇率作为汇率问题中的一个知识点，涉及到以关键货币为媒介非关键货币之间买入价和卖出价的计算，因其理论的抽象性及现实问题的复杂性，常成为教学过程中的难点。现行教材在论述套算汇率知识点时，往往从纯数学的角度给出非关键货币之间的换算规则，缺乏其背后的理论解释支撑，因而难以为学生所理解和掌握。本文将在分析套算汇率的传统教学法及其存在的问题后，结合相应的理论解释给出一种图示求解套算汇率的简便方法，以期丰富现行的套算汇率教学方法。
二、套算汇率计算的传统教学方法
汇率即指货币间的兑换比率，是以一种货币所表示的另一种货币的相对价格。汇率的表达方式有两种，即直接标价法和间接标价法。直接标价法是以外币为商品，用本币对外币进行标价，即每单位外币价值多少数量本币；如在中国外汇市场上，1美元=6.5130人民币。间接标价法是以本币为商品，用外币对本币进行标价，即每单位本币价值多少数量外币；如在纽约外汇市场上，1美元=110.12日元。无论在哪种标价法中，等式左边的货币均可称为“单位货币”或“被报价货币”，等式右边的货币均可称为“标价货币”或“报价货币”。在外汇市场上，一国货币与关键货币之间的汇率称之为基础汇率。所谓关键货币是指一国在对外结算及外汇储备构成中使用量最多的可自由兑换货币，如美元。一国货币与非关键货币之间的汇率常通过以关键货币为中介套算而得出，即所谓的套算汇率。如1美元=110.12日元，1英镑=1.1201美元，则以美元为中介可换算英镑与日元之间的汇率，即1英镑=1.1201110.12日元=123.35日元。
在实际外汇业务中，银行在对外报价时往往会同时报出外汇买入价和卖出价，如1被报价货币=x/y报价货币。在直接标价法中，x是外汇买入价，y是外汇卖出价；而在间接标价法中，x是外汇卖出价，y是外汇买入价。在已知非关键货币与关键货币的买入价和卖出价后，若要套算非关键货币之间的买入价和卖出价，计算过程则较为复杂，也是教学过程中学生们较难掌握的知识点之一。现行教材在讲述这一知识点时，往往从纯数学的角度给出计算规则，大致如下：（1）在套算两种非关键货币之间买入价与卖出价时，若两种非关键货币与关键货币的标价方法均相同，则套算时将竖号左右的相应数字交叉相除。如1美元=110.12/110.22日元，1美元=1.1232/1.1242瑞士法郎，试求瑞士法郎与日元之间的汇率？根据计算规则，1瑞士法郎=（110.121.1242）/（110.221.1232）日元=97.95/98.13日元。（2）在套算两种非关键货币之间买入价与卖出价时，若两种非关键货币与关键货币的标价方法不相同，则套算时将竖号左右的相应数字同边相乘。如1美元=110.12/110.22日元，1英镑=1.1121/1.1132美元，试求英镑与日元之间的汇率？根据计算规则，1英镑=（1.1121110.12）/（1.1131110.22）日元=122.46/122.69日元。
三、对传统套算汇率教学方法的评价
根据传统套算汇率教学方法，在计算非关键货币间的套算汇率时，其优势是只需依据相应的计算规则，便能快速获得计算结果。不足之处在于学生对计算规则的掌握重在记忆而忽视了对规则自身的理解，导致了在应用规则时生搬硬套而经常出现错误。例如在标价方法相同时，为什么要采取交叉相除而不是同边相乘，且在采取交叉相除时谁为被除数谁为除数，这些都是实际教学过程中令学生们觉得费解的地方。另外，标价方法是相对的，同一种汇率的表示形式，在不同的外汇市场上却又成了另一种标价方法。如在纽约外汇市场上1英镑=1.1201美元是直接标价法，而在伦敦外汇市场上这种表示形式却是间接标价法。因此依据非关键货币与关键货币的汇率表示方法，应用计算规则去套算非关键货币间的汇率，上述汇率表示方法的环境依赖性也是学生们难以掌握套算汇率计算的一个基本因素。
四、一种图解套算汇率计算的简便方法
在教学过程中，为掌握套算汇率的求解过程，有必要重新审视银行的报价方法。对于1被报价货币=x/y报价货币而言，无论在直接标价法下还是间接标价法下，x都是银行买进1单位被报价货币的报价货币价格，y都银行卖出1单位被报价货币的报价货币价格。如对于1英镑=1.1121/1.1132美元，无论是在何种外汇市场条件下亦或何种标价方法下，1.1121均是指银行买进1单位英镑所需向客户支付的美元价格，1.1132均是指银行卖出1单位英镑所需向客户收取的美元价格。
假设被报价货币和报价货币均为非关键货币，若要针对关键货币套算被报价货币相对于报价货币的银行买入价x和卖出价y，则被报价货币买入价x和卖出价y可分别计算如下：
被报价货币买入价x：指银行买入被报价货币卖出报价货币。该过程可图解拆分为两个子过程（图1）。
被报价货币卖出价y：指银行卖出被报价货币买入报价货币。该过程可图解拆分为两个子过程（图2）。
例1：1美元=110.12/110.22日元，1美元=1.1232/1.1242瑞士法郎，试求瑞士法郎相对日元的买入价和卖出价？
分析：在计算瑞士法郎相对于日元的买入价时，根据图3对该过程的拆分，在子过程1中1瑞士法郎=（11.1242）美元，在子过程2中1美元=110.12日元，因此瑞士法郎相对于日元的买入价为：1瑞士法郎=（11.1242）美元=（11.1242）110.12日元=97.95日元。
在计算瑞士法郎相对于日元的卖出价时，根据图4对该过程的拆分，在子过程1中1瑞士法郎=（11.1232）美元，在子过程2中1美元=110.22日元，因此瑞士法郎相对于日元的卖出价为：1瑞士法郎=（11.1232）美元=（11.1232）110.22日元=98.13日元。
在上例中，计算套算汇率时，只需清楚双向报价中竖号左边数是对银行而言被报价货币买入价报价货币卖出价，竖号右边数是被报价货币卖出价报价货币买入价，而无需区分该报价时采用的何种标价法；计算过程采用作图的方式拆分成两个子过程进行演算，便能快速获得所需套算汇率结果，该教学方法简单、易理解且不易出错。
五、总结
套算汇率是国际金融课程教学中较难被学生掌握的知识点。本文在分析传统套算汇率教学优缺点的基础上，对银行在双向报价过程的买入价和卖出价概念进行了重新审视；提出了一种图解套算汇率计算的简便方法，并结合例题进行了演算。实践证明该教学方法简单、易于理解，学生们能迅速掌握该方法且不易遗忘，是一种在教学过程值得借鉴的可行方法。
参考文献：
[1]杨长江，姜波克.国际金融学[M].北京：高等教育出版社，2011.
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近年来主要发达国家的中央银行为了经济平稳增长都展现出了保持低通货膨胀的强烈愿望，尽管从目前经济状况看低通货膨胀有很多好处，但是很难被预测，经济一旦出现负向冲击，将会使得利率逼近零利率的边界。在通货紧缩的环境中，尽管名义利率接近于零，但实际利息率非常高，从而导致传统货币政策传导机制失灵，这将阻碍经济的健康发展。
2008年美国金融危机导致金融系统的传导机制受到破坏，产生了巨大的损失，影响了流动性及银行和借款者的偿付能力。为了应对金融危机，尽管美联储将美国联邦基金利率（短期名义利率）降低到接近于零的水平，但实际利率依然高企。传统货币政策不能修复金融市场的信贷功能，无法阻止金融危机的进一步恶化和蔓延，因此丧失了刺激经济的能力。为此，美国等发达国家以及发展中国家相继实施了非常规货币政策，通过大规模资产购买的方式对通货膨胀和失业率等货币政策最终目标进行直接干预。实践表明，这一系列非常规货币政策缓解了金融市场恐慌，减轻了金融机构资产负债表收缩的压力，重塑了银行系统的信贷渠道，最终避免实体经济部门陷入衰退。
当前我国央行也面临同样问题：一方面伴随着中国互联网金融、影子银行的快速发展，从货币政策中介目标到最终目标的传导途径越来越复杂、不易辨析；另一方面随着我国利率市场化和汇率形成机制改革的不断深入，货币政策的传导机制也必将发生改变，因此央行难以制定理想的货币政策中介目标（利率、汇率等）达到预期的政策调控效果。当前我国经济下行压力增大，物价水平持续走低。2015年以来央行连续五次降息降准，5年期以上贷款利率也创下十年来的新低，然而经济形势依然严峻。为此，系统研究在零利率边界约束下非常规货币政策的传导机制，将有助于我国货币政策当局在面临经济负向冲击、通货紧缩及零利率边界的约束下，研究制定适合我国国情的非常规货币政策手段。
本文将非常规货币政策分为三类：货币政策沟通、扩大中央银行资产负债表规模、改变中央银行资产负债表结构。在此基础上，作者力图对每一种非常规货币政策的传导机理进行细分和深入研究。
二、货币政策沟通
在现代经济和发达的金融体制下，公众对于利率未来发展的预期在很大程度上影响经济和金融的运行。当公众不了解中央银行的反应函数，但又必须对其进行估计时，就无法保证经济将会收敛到理性预期均衡状态上，这是因为公众的学习过程本身影响了经济行为。由于学习对经济的反馈效应可能导致不稳定的或不确定的结果，与其完全依赖于中央银行做出完全正确的决定，还不如对于经济政策和行为做出解释。中央银行有效的沟通对金融市场和政策预测准确度均有影响，可以帮助央行更好地实现宏观调控目标。
（一）通货膨胀预期机制
货币政策目标经历了一个从单目标（充分就业）到多目标（经济增长、物价稳定、充分就业和国际收支平衡），再到单目标（稳定物价）的发展过程。20世纪90年代以来，稳定物价成为货币政策的唯一目标，不少西方国家的中央银行都制定了货币政策的通货膨胀目标。其理论含义为：中央银行对通货膨胀的未来走向做出预测，并将此预测与通货膨胀目标（或目标区）相比较，然后根据二者之间的差距来决定货币政策工具的运用。如果通货膨胀预期结果高于目标或目标区上限，可实行收缩性货币政策；如果通货膨胀预期结果低于目标或目标区下限，可实行扩张性货币政策；如果通货膨胀预期结果在目标区范围内或非常接近目标，货币政策则可以保持不变。
金融市场参与者通过中央银行沟通行为（公开宣布通货膨胀目标）做出相应的判断和投资决策。不同学者分别采用泰勒规则及有关指数等进行了研究，发现美联储公布的货币政策倾向能够增强对于货币政策变动的预测，结果表明，央行的货币政策沟通提高了政策的可预测性（降低了预测误差），即实现了通货膨胀的“锚定”。也有学者通过金融市场工具的提前反应行为研究发现，自从美联储1994年2月开始即时公布联邦基金利率目标后，未被市场预期到的货币政策变动的平均幅度降低了。金融市场以及私人部门对于联邦基金利率的预测能力提高了，其预测误差降低了并且更加趋同，金融市场行为与FOMC（Federal Open Market Committee）意图更好地协调同步。而与此同时私人部门对于GDP和通货膨胀的预测并没有出现同样变化，究其原因，除了美联储利率变动的渐进特性外，美联储的信息沟通亦是极为重要的原因。
（二）长期利率预期机制
在利率方面，Guthrie，G和Wright，J率先提出与公开市场操作相对应的“告示操作”概念，并且通过对新西兰相关数据的分析发现，新西兰“告示操作”对各个期限的利率都有着可观且持续的影响，其效果甚至优于公开市场操作。Jorda，O等考察了美联储的例子，同样发现美联储1994年2月开始公布联邦基金利率目标后，可以用较小规模（相较于公布目标前）的公开市场操作来实现这一目标。Bernanke，B S等采用事件法研究，得出FOMC政策声明对金融市场的未来货币政策预期有重要影响，表明央行可以采用政策沟通影响长期资产价格和利率。
中央银行通过传统货币政策工具能够直接控制的短期基准利率通常不是经济主体进行决策的依据，真正影响投资和消费等支出决策的是金融市场上的长期利率或其他资产价格。长期利率在很大程度上取决于未来货币政策的预期，而当前的基准利率几乎无关紧要。特别是在基准利率降到零的极端情况下，长期利率完全取决于经济主体对未来货币政策的预期。根据标准的利率期限结构的预期理论，长期利率还受到未来短期利率的预期值影响，当经济主体预期未来政策利率上升时，长期利率也将上升，在名义价格缓慢调整的条件下，长期实际利率也将上升。企业发现其实际借款成本上升，就会减少投资支出。家庭同样也面临着实际借款成本上升的问题，由此会减少消费和房屋以及其他耐用品的支出，于是宏观经济结果发生变化。所以，政策利率变动的有效性基本上取决于中央银行对市场关于未来长期利率预期的影响。给定货币政策传导中的时滞，引导公众形成合理预期能够促进货币政策意图更快地转化为投资和消费决策，加速必要的经济调整。当然，经济主体对未来货币政策的预期也会影响资产价格、汇率等变量的变化，这些变化传导到实体经济后，同样引起宏观经济的改变。
（三）货币政策可信度机制
货币政策动态不一致性理论认为，在政府干预下，中央银行有违背稳定物价的承诺，实施带有通货膨胀倾向货币政策的动机。为了防止货币政策动态不一致性问题的出现，需要通过制度设计来增强中央银行的责任心和诚信保证，约束其履行稳定物价的承诺。一般来说，货币政策的可信度越大，该政策对公众预期形成和决策行为的引导作用越强，政策效应就越好；反之，政策的可信度越小，其政策效应就越差。Eggertsson，G B研究认为，零利率约束下如果央行将长期保持低利率的货币政策的声明可信，而且事先没有被公众预期到，那么将有效降低长期利率，支撑其他资产价格和刺激总需求，而且短期名义利率长期保持低水平的声明可以阻止通货膨胀下降的预期。
中央银行的信息沟通是决定货币政策可信度的重要因素之一。由于中央银行不能完全预料到未来的意外冲击，因此事先宣布的通货膨胀率与事后的实际结果不会完全一致。如果这些情况不能及时全面与公众进行沟通，公众就无法判断调控效果与承诺目标的偏离是由于中央银行的短期行为或控制不当造成的，还是由未预料到的需求与供给冲击造成的，这样就会对货币政策的可信度造成损害。如果中央银行采取了有效的信息沟通，使公众对货币政策了解得更加全面、详细与准确，那么公众不仅可以了解中央银行的政策目标，还可以了解中央银行将通过什么手段与措施去实现其目标，对正在实行的措施和效果与所宣布的目标偏离的原因有一个全面和正确的理解，这样便可以增强公众对中央银行的信任，提高货币政策的可信度。
三、扩大中央银行资产负债表规模
（一）信号机制
美国量化宽松政策主要通过美联储大规模资产购买（Large-Scale Asset Pur-chase，ISAP）方式实施。每当美联储发表LSAP公告时，都会产生信号效应，即市场参与者就此捕捉到央行对未来经济发展态势的判断。因此，LSAP公告传递了未来政策利率走势的信息，使投资者意识到长期内短期利率将维持在较低水平。信号渠道通过改变投资者对未来的预期导致他们投资行为的改变，其对投资的影响具有双重作用。
首先，信号机制可能导致投资者避险情绪增加。例如，2008年11月25日的LSAP公告及2008年12月6日FOMC将政策利率降低到接近0的水平，预示着它希望超低水平的联邦基金利率保持一段时间。2009年3月18日FOMC改变其措辞，预示着它希望延期超低水平的联邦基金利率。因此，美国中央银行购买计划的宣布让投资者感到经济状况比其预期的更糟糕，或公告加剧了投资者风险规避情绪导致投资者降低其收益率增加对黄金和美国国债等更安全资产的需求。
其次，信号机制导致投资者增加投资和消费支出。ISAP的宣布意味着中央银行向公众传递将保持未来短期无风险利率低水平的信号，进而将降低长期利率，低利率将导致通胀和弱势美元。根据长期利率预期机制，低利率将有助于企业和个人增加投资和消费支出。
（二）流动性机制
LSAP的实施提供了对流动性较低的资产持续的购买需求，因此美联储QE货币政策可以给市场参与者提供保证，即他们可以把资产出售给美联储。在美联储的LSAP持续购买需求下，市场交易者和投资者可能更愿意积极持有美联储购买的债券，流动性和交易量都会由此得到提高。
资产价格和流动性之间存在着密切关系，许多研究均表明过度的流动性会导致资产价格的升高。张旭实证检验了市场流动性和资产价格的关系，结果发现市场流动性与资产价格之间有显著的正相关关系，市场流动性增加是资产价格上涨的一个主要根源。Belke，A等对主要OECD国家采用VAR方法进行分析，得出全球流动性扩张导致资产价格上涨速度高于商品价格上涨速度是由于商品的弹性不同。Brana，S等同样也发现流动性增加将提高资产价格。美国QE期间LSAP的实施增加了金融市场中的资产流动性，使得投资者持币的机会成本减小，降低了投资者因为购买资产而在将来更难出售的风险，进而降低了流动性溢价，推高金融资产的价格。根据托宾Q理论，金融资产价格上升，托宾Q值上升，企业投资扩张，从而国民收入也扩张。
（三）财政效应机制
如果基础货币增加和公开市场操作不会影响未来执行的货币政策和财政政策预期，那么财政渠道传导机制存在。财政渠道作用机制如下：私人部门认为量化宽松货币政策的执行需要通过大量购买国债增加货币供应量，国债不断发行缓解了财政部门的预算约束，通胀预期减轻了政府的债务负担，私人部门预期政府将下调税负，因此消费和支出增加。财政传导机制建立在市场预期量化宽松货币政策执行时间较长，且央行可以忍受一定程度通胀水平的基础上，如果人们在政策执行初期便预期到政策的退出，那么财政渠道传导效果将受到影响。因此，只有当央行具备一定通胀耐受程度的前提下，财政渠道传导机制才能显著地发挥作用。
此外，市场对ISAP的反应不仅仅依赖其政策本身，而且还依赖于投资者对经济和金融市场状况的判断及解读，在不同的经济环境下可能导致的结果不尽相同。美联储早期实施的ISAP是在金融危机非常严重的情况下和经济状况不确定的时期实施的，因此美联储的LSAP的实施可能传递其认为经济状况比预期差的信号，投资者感觉经济状况比预期的更糟或增加了风险，从而调低收益率，增加对国债和黄金的需求。而之后美国经济转好，金融危机减轻和新兴市场经济增长加快时期，ISAP降低了市场风险，增强了人们对经济好转的信心，投资者对国债和黄金需求则会下降，增加对实体经济的投资支出。
四、调整中央银行资产负债表结构
（一）资产供给数量机制
货币和债券的本质区别为货币的利率是由法律和传统外生决定的，而债券的回报率是由市场决定内生的。如果货币与债券这两种资产的角色在这一点上发生转换，那么改变他们的供给将会产生经济影响，这就是货币的特殊性质，这一性质对任何其他固定利率的资产同样适用。当一种资产的供给增加，那么这种资产及其他资产的利率结构必须改变，以吸引公众持有新的供给。如果不存在金融市场摩擦，那么改变美国国内资产的相对供给数量不太可能对其溢价及整体收益率产生影响。因此，试图对长期债券收益率采取最高限价的措施，只有在目标收益率与投资者预期未来政策收益率一致时才可能有效。如果投资者怀疑利率不可能保持低利率，按照这种观点预测，中央银行将买入全部或绝大部分债券。进一步讲，即使是大规模购买债券，比如购买长期国债可以影响其收益率。那么这个债券的收益率将与其余国债和私人部门的债期限结构分离，因此降低了该政策的经济影响。因此通过大规模的调整某种资产，只能导致其自身利率上升或下降。
然而资产之间的不完全替代关系已被大量研究所证明。因为货币资产的利率是外生固定的，那么用其去交换其他资产时则必须通过整体调整降低其他资产利率或提高其他资产价格。美联储通过在公开市场买人和卖出不同期限和其他性质的证券，可以实质上影响这些证券的相对供给。在存在交易成本和金融资产不完全替代条件下，美联储的购买行动能够影响期限、风险和流动l生溢价，以及总的收益率。因此，货币政策可以通过公开市场操作改变债券市场结构的方式影响资产价格和收益率。此外，狭义的资产结构调整要求央行卖出的债券数量等于买入的目标债券数量，而如果资产购买计划改变了央行的资产负债表规模和结构，那么其也包含量化宽松的因素。中央银行通过资产购买计划可以有效影响长期债券利率，而盯住长期利率的承诺可能也有助于公众相信中央银行有意将长期保持短期利率低水平，因此这样的政策也包含预期管理的成分。
（二）资产组合平衡机制
美联储调整国债的货币政策影响依赖于公众持有债务的组成形式，而不依赖于政府债券的初始发行的构成形式。作为资产的管理者，人们决定如何分布其所有的资产和负债以及净值。基于对未来预期、风险估计和对风险的态度等原因，公众、银行和其他部门的投资组合偏好即资产需求函数可能发生改变。美国大规模LASP的实施，增加了投资者对未来通货膨胀的担忧。通货膨胀预期作为货币真实回报率的组成部分，是影响投资组合的重要构成因素。投资者通过变动包含黄金、股票和债券的投资组合，降低总投资风险提高投资效率。
资产组合渠道也存在信号机制，这是由于央行资产购买行为不仅改变了其资产组合，而且令公众强化量化宽松货币政策将保持实施的预期，因为如果退出量化宽松货币政策，相关资产价格下行会给央行自身资产安全带来损失。因此，资产组合效应不仅能对相关资产提供价格支撑，缓解相应的金融机构资产负债表收缩，而且可以增强公众对量化宽松政策的可信度。
五、结论
本文重点梳理了有关非常规货币政策传导机制的文献，得出以下结论：
