货币基金收益论文例1

一、风险调整收益指标相关理论

目前公认的三大风险调整收益指标陆续被提出。Treynor（1965）提出了特雷诺指标，提倡用单位系统风险的超额收益来评价基金绩效；Sharpe（1966）提出了夏普指标，旨在用单位标准差作为衡量超额收益率的指标；Jensen（1968）提出用资本市场线预期值和实际收益之间的偏差来评估基金业绩，后被称作詹森指数。

本文将在三大风险调整收益指标的基础上，对三大风险调整收益指标公式及运用手法进行分步和结合，提出风险调整收益综合指标，进行对货币市场基金绩效进行实证研究。

二、研究思路

为数据数量的充分性，我们选择了中国2007年前成立的货币市场基金（共计44只）自2007年1季度至2012年4季度的季度收益率作为本次实证研究的样本。同时，我们选择了1年期定期储蓄存款利率作为无风险利率。最后，选择SHIBOR作为货币市场基准组合收益率。而后进行加权投资组合构造，并以2013年1季度至2014年1季度的季度收益率作为观察期，观察组合表现。

本文在根据风险调整收益指标对货币基金进行甄选后，在构造组合时，采取加权形式对于资产组合进行构造。即对于货币市场基金进行组合投资，并且在构造组合时，根据指标的“看好”程度赋予单个基金不同权重，越看好的基金权数越重。权数的具体公式为。

本文中相关数值表示如下：表示有关货币基金的指标；"表示市场基准组合的指标；表示无风险利率；表示样本期，表示观察期；表示货币基金在时期的年化收益率（基金净值增长率）；表示货币基金收益率和市场基准组合收益率的贝塔值；表示货币基金的特雷诺指标；表示货币基金的夏普指标；表示货币基金的詹森指标；表示加权投资组合权数的转置矩阵，=，其中n为甄选出的基金数量。

三、研究结果

根据研究思路，甄选出前10名基金的相关指标、组合权数和观察期内组合收益情况归纳如下表：

四、研究结论和评价

从研究结果中，我们可以得出以下结论：

（1）根据研究原理所构造的加权投资组合和平均投资组合的收益率，都高于一年期无风险利率，符合风险溢价原理。

（2）对于甄选出来的基金，加权投资组合的收益高于平均投资组合的收益，说明，使用风险调整收益指标并进行加权投资的效果，优于仅使用指标甄选进行无差异平均投资的效果。

货币基金收益论文例2

从20世纪70年代以后，布莱克(1970)、法马(1980)和霍尔(1982)为代表的货币理论家在类似于瓦尔拉斯拍卖者的定价机制的基础上，提出以“精密的物物交换”来取代货币而实现一般均衡。霍尔(1982)将其称之为“新货币经济学”。新货币经济学遵循希克斯的传统将货币理论与价值理论结合起来，在理论上彻底、全面地摒弃了传统货币理论。更为重要的是，上个世纪末信息技术的飞速发展、电子货币的出现，使得新货币经济学的思想实验的现实可行性不断增加，这推动货币理论创新的发展，也对传统货币理论提出了挑战。

一、新货币经济学

新货币经济学认为，现有的货币、金融体系并非是自然演进的，而是法律限制或政府管制的必然结果。在自由放任的竞争性市场条件下，不一定存在集记账功能和交换手段两大职能于一身的货币，货币现有的两大职能将由不同的物质分别承担，市场中以货币为媒介的交换最终将被“精密的物物交换”所取代。在新货币经济学的框架下，不存在相对价格与物价水平决定相分离的问题，而是通过取消货币而达成改造后的货币理论与传统的价值理论相统一。鉴于新货币经济学提出了取消货币的观点，它又被称作“没有货币的金融学”(史密森，2003)。

新货币经济学认为，支持货币职能分离和交易媒介取得货币收益的交换技术降低了多种交易媒介共存的成本。这种交换技术使人们很容易决定了从一个账户到另外一个账户以完成交易所需持有的股票的数量。另外，交易者可以接收多种不同的交易媒介来支付他们的商品需求，并且通讯和信息技术消除了不同交易媒介之间进行价格计算的成本。

多种交易媒介并不会在每次交易完成的过程中由于讨价还价和谈判而增加成本。在标价时，售卖者只要求一定数量的记账媒介价值，而不是任何一种特殊资产。如果卖者不希望收取购买者所使用的交易媒介，他们可以指示其账户银行将他们收到的交易媒介立刻全部转换为他们希望持有的资产。在一些交易中，售卖者们可能完全拒绝收取某种交易媒介，但是消费者可以通过联系他们的共同基金将其转换为被要求的资产，把它作为一个附加的过程。

多种交易媒介共存是竞争市场的自然结果。当个人自由选择交易媒介的时候，就可以看到竞争、试验和创新。即使一种商品或资产的股票具有流动性或使之“货币化”，市场参与者还会存在动机去增加竞争性商品和资产的流动性。交易媒介将伴随着市场条件指导原则，根据流动性、收益和资产安全性等方面的变化而进入或离开市场。除这些一般特征之外，多种交易媒介还受来自于需求方面特殊因素的影响，这包括证券组合多样化、额外流动性的价值、人自身条件的异质性和流动性前后的依赖特征。一个人可能持有多种交易媒介，而且不同的个人可能持有不同交易媒介的联合体。

考文和克罗茨内(1994)根据上面的分析，归纳了不同制度安排下可能出现的交易媒介的各种不同类型。他们认为，各种不同的制度安排，随着交易技术的发展，将使交易媒介呈现出不同的发展阶段。现阶段的交易媒介是以政府的法定货币(纸币)为主。然后，将是货币和金融资产共存，一同作为交易媒介，但这只是一个过渡阶段。交易媒介最终将发展为由各个私人机构发行的金融资产为主，政府发行的法定货币消失。

二、新货币经济学与货币数量论

法马(1980，1983)和胡佛(1988)就货币和金融资产共同作为交易媒介的条件下，价格水平是否惟一地和货币供给保持一定的比例关系进行讨论。法马认为，金融资产的交易媒介是对实际资产的要求，这种情况下莫迪尼亚尼一米勒定理(MM定理)是有效的。当人简单地将一系列实际资产用来交换其他一系列实际资产，这种资产的交易只是一种物物交换的高级形式。资产交易可能影响相对价格，但一般不会对绝对价格水平产生影响。所以，法马认为，由于私人金融中介不会影响价格水平，所以货币的供给和需求是惟一有效的因素。货币根据记账媒介而具有固定的名义价值，提供了流动性补偿，并且受到了名义供给的控制。对法马来说，当货币供给由政府定义的时候，货币数量论是有效的，价格水平的控制问题只是对流通中货币数量的控制。然而，胡佛则持相反观点。他认为，由于一种“最终清偿媒介”的必要性，所以金融资产影响了价格水平。对胡佛来说，交易中的金融资产是对货币或一些其他清偿媒介的要求权，它和交易中使用的货币一样最终影响了价格水平。持有金融资产可以获得一些交易能力的货币补偿，并且这些资产是可以偿还的或者获得股息和利息。而法马则认为，这些资产没有交易能力补偿。

考文和克罗茨内(1994)继续了这方面的讨论。他们认为，金融资产是完成某种交易过程的便捷工具，同时有利于获得了流动性报酬。如果金融资产提供了一种交易能力报酬，金融资产的名义数量影响了一般价格水平。金融资产通过作为交易媒介而获得流动性报酬使之具有了“货币”因素。所以考文和克罗茨内赞成胡佛结论的同时又阐明了自己的观点，提出了价格水平和金融资产之间关系的不同机制。考文和克罗茨内假设，在一个初始均衡位置，商业票据的供给受媒介成本和对各种资产服务需求的影响。当发行可交易债券的成本降低时，企业就通过发行这种债券来为自己融资。这些债券与支出高昂、缺乏流动性的债权相比具有很大的优势。商业票据数量增加，相对非流动性投资工具(如风险资本)的数量将会下降。价格向上的压力导致了商业票据供给量的增加。同时，商业票据将存在一个真实余额影响。

由于商业票据供给的变化必须伴随着实际经济和实际混合投资的变化而变化，所以价格的增加并不需要商业票据供给按同比例直接增加。货币和真实要素的综合暗示了货币中性论将不成立。虽然如此，商品价格上升形成了一种机制，这种机制恢复了持有商业票据的实际价值和在商品上支出这些商业票据的实际价值之间的投资组合均衡。

商业票据和一般的金融资产的边际流动性报酬可能很小，但是金融资产的任何报酬的存在都会对价格水平产生向上的压力，甚至一个很小的流动性报酬就可能使价格上升，这个价格上升足以恢复资产组合均衡和边际等值替代。然而，在相似的领域中，传统的数量论对于货币交易能力收益的大小却没有特殊要求。通货膨胀压力与交易速度和交易媒介资产流动性之间是正相关的，这种交易媒介资产处于货币供给的现代迪维西亚指数(Divisiaindics)所代表的习惯之中。如果那些资产存在不同的流动性报酬，那么高流动性资产对价格的影响要比低流动性资产的影响大得多。

虽然金融资产交易媒介的数量影响了价格水平，但是货币数量论在新货币经济学描述的世界中是不成立的。考文和克罗茨内(1994)考虑了可能会构成货币数量论相关联的三个命题——“货币”供给(这里的货币按新货币经济学术语来说就是交易媒介)的长期中性、交易媒介名义供给的变化使价格水平发生同比例的变化、货币需求相对稳定。他们经过讨论后认为，这三个命题都是不成立的。更一般地说，过去用于理解货币数量的思想试验已不再适用。由于使用了金融资产作为交易媒介，所以我们不能定义交易媒介数量的垂直下降，而只能定义货币数量的垂直下落。交易工具的增加促使了金融资产交易媒介的名义数量增加，同时导致交易工具数量增加的因素，诸如交易工具的低成本和由此导致发行债券数量的增加，都必然地对真实变量产生影响。从原则上讲，不能外生地增加金融资产交易媒介的数量或者使实际变量定位常数，这消除了货币数量论成立的条件，也就使货币数量论变得无效。

三、新货币经济学与弗里德曼定律

弗里德曼(1969)有关“最优货币量”的学说是现代货币理论中最著名的命题之一。根据这一学说，最优的货币政策是保持一个稳定的货币供给紧缩比率，而这个比率要足以使名义利息率降至为零(Woodford，1990)。新货币经济学认为，弗里德曼的“最优货币量”学说对于政府货币来说，是通过使每种工具所支付的收益相等来消除货币和债券之间的差别的一个可供选择的尝试。弗里德曼自己在由政府还是私人提供货币的问题上犹豫不决，这一观点在弗里德曼的文献(弗里德曼，1969；弗里德曼和施瓦茨，1986)中表现出来。新货币经济学认为，只有私人之间的竞争才能得到货币最优数量的结论。

由于最优数量的目标是尝试消除货币和债券之间的差别，所以最优数量经济使实际和货币两个部分实现了一体化。然而，弗里德曼的政府最优数量公式在完成货币和实际部分相结合的过程中成本很高。在私人供给金融资产交易媒介的情况下，经过对货币和实际部分的准确结合消除了货币和债券之间的差别，这里交易媒介的发行者——私人企业拥有经济中的资本品。由于政府政策的弗里德曼法则是以政府的货币作为统治地位的交易媒介为基础的，所以这就要求政府控制经济的实际部分。

最优数量的政府形式特殊地位导致了货币的垄断状态，并且要求价格使货币供给下降到无风险债券的真实收益率水平。最优货币数量最终原则是获得一个价格紧缩率，使名义利息率等于零(弗里德曼，1969)。一旦这个原则被实现，货币将提供一个零边际交易能力收益。根据弗里德曼的观点，真实利息率的紧缩将导致实际余额增加，直到货币的边际流动性收益为零时停止。此外，由于假定货币余额的社会成本为零，所以也可以得到同样的结果。如果在零名义利息率的情况下，货币收益和产生利息的资产的收益不相等，社会就会存在福利损失；名义利率为正时，个人在节约货币余额时将会发生携带成本。

新货币经济学在流动性饱和是可行的假设基础上分析后认为，政府紧缩真实利息率要求政府承认全部私人资本品的所有权(考文和克罗茨内，1994)。如果流动性饱和是可行的，实际余额将增加到资本的边际流动性收益等于零时的那一点，并且私人部门对持有货币还是资本都已经漠不关心。在这均衡点，政府必须成为经济中资本存量的剩余债权人。流动性饱和暗示了没有个人将金融资本转化为货币过程中发生携带成本，这样在流动性饱和的均衡点也就没有个人持有资本。如果法币代表了私人持有的财富的全部，同时政府占有基本的资本，私人财富的携带成本就可以避免。政府作为一般剩余债权人，以税收的形式拿走资本品，再通过通货紧缩的形式归还给个人。实际上，弗里德曼的最优数量法则导致下面的命题：如果政府在将资本转换为流动性资产的过程中，比私人能花费更低的成本，政府将会自己占有资本并且监督资本转化为流动性的形式(考文和克罗茨内，1994)。因为如果流动性饱和存在，掌握在私人手中的资本品不可能转化为消费机会，所以存在资本的政府所有权是必须的。事实上，资金紧缩也要求政府成为全部资本品的剩余债权人。这就要求政府将私人收益的一部分国有化。但是政府不可能每期都国有化资本品，同时也不能期期都将资本品卖给私人，并且退出作为资本品来进行支付的资本。

如果在真实收益率处发生紧缩，最优数量规则的政府版本和经济分权是不一致的。新货币经济学认为，如果政府拥有全部资本资产的所有权的成本是高昂的，虽然紧缩的瞬时管理成本为零，但创造实际余额的成本不是零。如果保护分权经济，政府就不应该在真实利息率处采取通货紧缩。若资本品是由占优势的交易媒介资产组合而成，私人竞争将产生一个最优的数量结果，而且经济分权不必消失。交易媒介发行者用由实际资产支持的金融要求权支付货币收益，从而代替了政府的通货紧缩。与紧缩的零边际成本相比较，交易媒介发行的零边际成本暗示了依据实际资产发行的流动性要求权是无成本的，并且交易媒介持有者喜欢产生零成本的边际流动。所有的资本品拥有者成为交易媒介的发行人，所有的商业企业成为发行工业企业，最终形成了真实票据学说的一种极端形式(考文和克罗茨内，1994)。

四、新货币经济学与凯恩斯货币理论

新货币经济学认为，在所有的交易媒介产生弹性的货币收益的情况下，流动性偏好理论是不适用的。在凯恩斯的货币理论中，流动偏好是其基本概念。它的含义是，人们为持有现金而不愿意持有股票和债券等能生息但较难变现的资产所产生的货币需求，是一个心理法则。凯恩斯指出，货币可以充当流通手段用于现期交易，也可以作为贮藏手段。由于交易动机、谨慎动机和投机动机三种动机的存在，所以人们在即使货币作为贮藏手段是不能生息的情况下，都愿意持有现金，而不愿意购买债券或其他金融资产。而在金融资产作为交易媒介的经济条件下，交易媒介的收益率就是金融资产的收益率。流动性需求的变化影响了利息率在不同金融资产之间的分配，但是不同利息率之间的差额对一般利息率变化的影响却不明显(考文和克罗茨内，1994)。例如，流动性需求的表面变化将会增加相对流动性资产和非流动资产之间利率的差额，而不是体现所有利息率沿一个方向移动。

凯恩斯从流动性偏好心理法则出发，认为利息不是储蓄的报酬，而是在特定时期内放弃流动性的报酬。一项资产，如果其名义价值不变，而且能够直接用作支付手段，则称这项资产具有流动性。货币是最具有流动性的资产，它不存在货币受益，但是它提供了一个等于短期利率的流动性报酬(考文和克罗茨内，1994)，流动性报酬增加暗示了利率的增加。因此，凯恩斯指出，利息率是一种比例，其分母是一特定量的货币，其分子是在一定时期中，放弃这些货币控制权换取债券所能得到的报酬。他甚至认为货币的利息率是产生一切的根源，并且阻止了产生利润的资产投资。

凯恩斯集中地讨论了资本真实利息率下降以及货币流动性报酬存在的情况下，均衡调节受到阻碍的情形。假设存在一个粘性的货币利息率。由于货币资产的利息率下降得最慢，资本真实利息率的下降使货币利息率和非货币资产利息率之间产生了矛盾，导致个人抛出资本而持有货币。如果货币的边际流动性收益对持有的真实余额变化反应迟钝，原有的均衡将不再恢复。货币利息率下降得最慢，这暗示持有货币的利息率将高于持有资本的利息率。进一步说，持有货币的利息率粘性表明了贷款的名义利息率也是粘性的。真实利息率将高于资本的边际效率。除非向下调节真实余额的收益率，调解了真实余额的收益率也就调节了真实利息率，即最终使资本的边际效率大于真实利息率，否则新的投资将不会发生。由于上述原因，资本边际效率的负面冲击将降低资本投资。除非利息率同步下降，那么就会到达生产这些资本不再有利可图之点，这一点就是流动性陷阱。当没有任何一种资产的资本边际效率大到足够等于利息率时，资本资产的进一步生产将会停止(凯恩斯，1936)。然而，货币流动性报酬缓慢下降阻止了贷款利息率的降低。凯恩斯也承认，由于未来的不确定性，所以在那点人们的流动性偏好增加了，但是资本边际效率的下降是其存在的主要原因。

新货币经济学认为，如果交易媒介产生弹性的货币收益，前面所讨论的凯恩斯问题将不会发生。此外，资本收益率变化也导致了交易媒介的货币收益率发生变化。所有资产货币收益的存在给了价格系统额外的自由度。竞争性收益最大化中介能够调节货币收益使交易媒介的货币收益率与经济中其他领域中的收益率保持一致。如果所有的交易媒介都产生弹性的货币收益，产生货币收益的交易媒介的实际收益率由于费雪效应将保持不变，从而避免了通货膨胀和通货紧缩的影响。实际收益的相等暗示名义利率的变化消除了预期通货膨胀和通货紧缩的变化。但由于不产生利率的货币存在，蒙代尔一托宾效应部分地抵消了费雪效应，从而影响了真实收益率。预期通货膨胀暗示资本将代替真实货币余额，相反，预期通货紧缩将暗示真实货币余额替代资本。由于金融资产的存在，交易媒介支付的名义利率反映了预期通货膨胀或紧缩律的变化，同时费雪效应的蒙代尔一托宾批判也不再成立。

此外，新货币经济学还指出，在金融资产交易媒介使用的条件下，由于JS-LM分析遇到了与数量理论同样的问题，所以IS-LM分析也将不成立(考文和克罗茨内，1994)。金融资产的交易媒介造成了货币和实际部分的一体化，使得IS-LM分析中“商品市场”的超额需求独立地定义“货币市场”的超额需求的情况将不复存在，LM曲线也就没有存在的可能性。LM的消失导致了IS-LM分析的不存在。

五、结论

新货币经济学扩大了交易媒介的范围，指出随着交易技术的发展和市场自由竞争的结果，传统的国家法定纸币不再是惟一的交易媒介，并且最终被产生货币收益的由私人部门发行的金融资产所取代。新货币经济学认为，

在货币和金融资产或单独的金融资产作为交易媒介的经济条件下，传统的货币数量理论和正统经济分析所使用的IS-LM方法都将不再适用；同时弗里德曼的最优货币量理论的实现可能性得到了肯定；此外，新货币经济学的观点还补充了凯恩斯理论中存在的不足，解决了流动性陷阱的问题。20世纪末期电子信息技术的发展，使新货币经济学这一古老而又新颖的学派，受到越来越多的经济学家重视。史密森(2003)就指出，新货币经济学和后凯恩斯货币内生论是当代最具有革命性的两个货币经济学流派。

[参考文献]

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[4]陈岱孙，商德文．近现代货币与金融理论研究[M]．北京：商务印书馆．1997．

货币基金收益论文例3

误区一：

发货币基金是为了冲规模

乍看上去，不管在资本市场历史悠久的美国，还是只有短短二十年的中国，规模对于资产管理行业的诱惑，绝不亚于LV对女人的诱惑。资产规模的大小其实质是用硬邦邦的数字告诉外界，一个公司的影响力和市场认可度有多大。因此，追求规模是资产管理行业的天性。

其次，2008～2010年的三年间，寻找帮忙资金申购流动性好的货币基金，以达到年初董事会对管理层下达的规模考核，的确是很多基金公司最真实的动机和惯用的伎俩（目前也不排除还有公司或多或少抱有这种短视、肤浅的动机）。

然而，货币基金在整个金融体系的地位以及对公募基金竞争格局的影响绝不是一朵浪花般渺小易逝，它很可能是海啸。

正如上期我们说到的，看待货币基金要把它置于利率市场化的大背景下，正是其在收益和流动性方面的优势，使其成为“储蓄搬家”的最大去处；其所体现的基础客户储备功能，也对公募基金行业起着不可替代的战略作用，同时，也是当前公募与券商、信托、保险等机构竞争中最有实力的产品。

除此之外，不论是低利率环境还是高通胀环境下，投资者都对保值增值产品具有迫切的需求，而放眼理财市场，兼具流动性、稳定收益性、便捷性于一体的产品，货币基金是无二选择，这是刚性需求。

误区二：

货币基金具有长期配置价值

常常有投资者把货币基金和债券型和股票型基金混为一谈，如果说它们是公募行业三胞胎的话，那么货币基金是变异了的品种。

货币基金最核心的定位是现金管理工具，请注意“现金”二字，它第一位的要求是流动性，其次才是收益性，因此其长期配置功能是三者中最差的。

但其最大的魅力就是，你可以用0费用把账户里用于日常开销的活期存款申购货币基金，等到需要支付时，可以用货币基金直接支付，或即时取现，而且在手机上都能方便实现。而投资者获得的是超过2%以上的年化收益率（去年货币基金最低的年化收益率为2.3%，最高为4.65%），远高于0.35%的活期存款利率。

在很多国家，货币市场基金成为许多机构和个人在股票市场低迷时的蓄水池和避风港，被称为“准储蓄”。比如在美国，私人持有的货币市场共同基金计入M2，法人持有的被纳入M3进行监控。

误区三：

货币基金收益越高越好

货币基金没有好坏之分，高收益是以牺牲流动性换来的，因此久期长的产品收益率也一般会高于久期短的。

比如，以Wind资讯统计的业绩回报排名看，2012年货币基金第一名长信利息收益B的全年回报率为4.65%，其基金契约约定的投资组合平均久期不超过180天（证监会所允许的货币基金最高久期），而倒数第五名的上投摩根货币A收益率为2.71%，其平均久期为120天。

这两只产品孰好孰坏？表面上看，自然是高收益的好，但一旦发生大规模赎回，基金经理就要抛售资产，此时流动性差（即久期长）的产品就会面临高得多的抛售未到期资产的风险，从而使净值大跌。

因而，对于想获取更高收益的投资者而言，前者是好产品；但对于强调流动性和安全性的投资者而言，后者就是好产品了。笔者了解到，上投摩根货币的主要持有者是机构客户，他们更强调低风险。2012年半年报，前者机构客户占比78.7%，后者机构客户占比99.5%。

误区四：

货币基金风险高于银行理财产品

现在还没有足够的证据表明这一点。因为银行理财产品的资金投向、比例以及备受质疑的“资金池”运作模式，均没有明确的公开信息，监管层也没有非常完善的监控机制。值得警示的是，银行理财产品到期后无法返还本金和利息的案例已经出现。

货币基金收益论文例4

[中图分类号]F832 [文献标识码] A [文章编号]1673-0461（2016）07-0084-10

一、引 言

国内最早的货币市场基金是2003年由景顺长城基金公司发行的景顺货币和由华安基金设立的华安现金富利，但随后发展速度一直缓慢，到2012年3月底货币型基金产品数量仅50只，总份额不足3 000亿份。然而在2010年9月至2012年3月间我国月度CPI数据显著高于一年期定期存款利率背景下，高通货膨胀率和相对宽松的货币政策环境催生了货币市场基金的主动性创新，比如为应付银行理财产品竞争推出的赎回受限的短期理财型货基；为盘活投资者证券账户中的闲置资金，推出的现金宝业务及交易更加便利的货币型EFT基金；为突破银行理财产品和货币型基金高申购门槛限制，互联网巨头联合基金公司推出了互联网平台货基等，自此我国的货币市场基金规模开始出现快速增长。特别是2013年6月余额宝上线后，货币市场基金的规模更是出现井喷式增长，截止2015年3月底，我国货币型基金的市场份额已超过2万亿份，资产净值约占所有公募基金的46.18%，这表明货币型基金已经成为我国金融市场上一只不可忽视的力量（图1描述了我国货币型基金近年来的发展变化趋势）。特别是以余额宝为代表的互联网金融产品，集高流动性、高收益、高便利性及低门槛等优势于一体，极大的加速了我国利率市场化的进程，利率管制下形成的货币市场正面临着一场颠覆性的变革。从理论上分析，这些以互联网为平台，依托嵌入的货币型基金为载体的金融产品，正在对传统的金融行业造成持久性冲击，迫使商业银行积极调整战略模式和盈利结构，这对我国金融体系的变革和完善具有极大的助推作用。

但这些互联网金融产品对货币市场产生影响的运作机理如何？是否具备获取低风险、高收益的持续性？是否对我国货币市场的定价效率产生了实质的显著影响？本文将系统性的展开相关分析。

二、互联网金融产品对货币市场冲击的分析

收益性、风险性和流动性是金融产品的三大基本属性，金融产品的流动性越差，风险就相对越高，投资者所要求的期望收益率就越高。通常货币市场上交易的金融产品具有期限短、风险低和流动性强的特征，但在利率管制环境下，大额存单和活期储蓄存款之间的利差较大，这种因资金规模而引致的参与限制不仅是货币市场定价效率不高的表现，也意味着货币市场存在着无风险套利的机会，这也为货币型基金通过产品创新突破利率管制培育了土壤。特别是借助于互联网平台的创新型货币基金更是突破金融机构实体运营下金融监管的壁垒，通过汇集小额分散账户的资金、积少成多，形成较大的资产池，从而具备参与货币市场定价的能力，且由于该类基金资金来源的集中度低，规模相对稳定，呈现出明显的长尾效应。互联网货币基金现阶段的运作成功不仅助推了货币型基金产品的进一步创新，而且对传统的货币型基金经营理念及货币市场定价效率也产生了一定的影响。

（一）互联网金融产品影响货币市场的运作机理

以余额宝为代表的互联网金融产品，绕开了现有金融体制框架的约束，打破了传统以银行为主体的现金管理格局，成为推动我国金融市场利率市场化改革的“鲶鱼”和搅局者，迫使商业银行改变以往以存贷差为主的盈利模式，极大的盘活了经济体系中不同用途的闲置资金。就现阶段而言：对于投资者，购买互联网现金理财产品，相当于每天可获得额外收入；对于基金管理人，创新开设不同细分市场的互联网现金理财产品，满足不同客户群体的需求，在参与货币市场投资的同时，随着基金规模的扩大和议价能力的增强，能形成基金运作的良性正循环效应，从而获得较高的管理费用。这意味着，互联网金融产品对投资者和基金管理人而言能够实现“双赢”，但对于占据金融体系主导地位以经营货币为主的商业银行而言，互联网金融产品极大的分割了以往由商业银行因特许权经营获得的垄断利润。事实上，在余额宝等互联网产品推出前，在2011年就有证券公司推出客户保证金现金管理产品，如信达证券推出的现金宝业务，就是利用客户的证券账户中的闲置资金来进行的一种现金理财产品。而余额宝借助互联网平台，却颠覆性的突破了资金来源渠道的约束，正因为如此，以余额宝为主体的天弘基金增利宝基金产品的资产规模在不到两年的时间内迅速超越8 000亿份，使得天弘基金一举成为国内管理资金规模最大的公司。

然而货币市场上交易的金融产品类型决定了依托货币市场所创新的基金产品必然受到货币市场自身的约束。以金融市场发展比较成熟的美国市场为例，美国自20世纪70年代推出货币型基金后，在80年代末实现利率的市场化，但同期美国的货币市场基金一直高速发展，在2008年最高达到3.8万亿美元的峰值，受次贷危机和美国近年持续低利率政策的影响，货币型基金的规模出现了大幅缩水。而在1997年，Ebay公司旗下的全球最大的网上支付公司Paypal于1999年推出了一款与电子商务平台深度融合的货币型基金“PAPXX”，将在线支付和金融业务有机结合，目前的余额宝运作模式与其极为类似，该基金在1999～2008年间深受投资者喜爱，但伴随着次贷危机后的持续低利率，该基金也最终于2011年6月宣布中止。美国的经验启发我们，货币市场基金的发展并不会像股票型基金和债券型基金一样呈线性增长的态势，货币市场基金的收益率及规模均与存款的利差正相关，而且即使在利率市场化的货币市场上，货币型基金的成长空间仍然很大。然而，互联网金融产品依托互联网平台，具备不受空间，时间及客户群体的限制、参与便捷、进入细分子行业的壁垒较低等天然优势，但这也决定了互联网金融产品子市场的市场结构从寡头垄断到完全竞争的速度会较快，未来不同互联网产品竞争的关键可能主要在于客户资源拥有量之间的竞争，尽管目前余额宝的份额一枝独秀，但腾讯、东方财富网、百度等相关细分互联网巨头或平台推出的金融理财产品也在快速发展，市场竞争格局进一步加剧。表1梳理了我国目前的货币型基金类型及不同产品类型的特点及比较分析，以帮助理解不同货币型基金的比较优势及劣势。

由表1可知，我国货币市场的金融创新比较多样化，但由于这些创新型的现金管理工具最终都需要在银行托管，对于商业银行而言，资金并未有本质的流出，即从市场整体看，存量的货币供求之间不存在着动态的缺口，但这些创新型货币基金大大加速货币的流通效率，同时存款的搬家及存款流转后使用成本的增加极大削弱了商业银行低成本使用活期存款的传统优势，一方面商业银行在利率非市场化阶段本身就面临着盈利结构调整下的短期盈利能力下滑的压力，另一方面互联网金融产品的负面冲击又加速了盈利能力下滑，特别是在宏观经济持续下滑、企业整体盈利能力下降偿付风险增加、资金加速外流背景下，对商业银行的影响是持久的，虽然商业银行也发行基于银行端的现金理财产品，但相对于起步较早的互联网金融平台，其整体在资金的灵活性、客户资源拥有量、收益率方面短期可能还存在着短板，这也迫使商业银行限制客户每日往理财通、余额宝等支付工具的转账额度以降低运营风险。

（二）互联网金融产品的盈利来源

互联网金融产品的低成本和易复制性会加剧货币市场基金的竞争，同样也受货币市场整体产品收益率的影响，与股票、债券等市场不同，货币市场的收益率更多由外部流动性供求不平衡性和内部的流动性在不同金融机构和不同类型金融产品之间分配的集中度或分配的平衡性来共同决定。其中，外部的流动性供求一般与国家的经济发展环境、经济周期、执行的相关货币政策有关，属外部变量，并通过价格渠道在金融产品之间传导和市场渠道在不同金融机构和参与主体之间产生作用，最终以货币市场利率的形式反映出来，就是我们通常看到的Shibor利率，反映了货币市场整体的资金供求状况。而Shibor利率虽然在一定程度上反映了货币市场整体的的资金供求，但由于是通过大商业银行报价形成的，且Shibor利率的确定过程中大的金融机构拥有更多的发言权和定价权，因此每日的Shibor利率并不一定是有效的。而互联网金融产品的灵活性可以在一定程度上满足小的金融机构的短期流动性需求，在参与同业拆借的活动中，只要其拆借利率低于大商业银行的拆出利率，市场一定有需求，因此其有提高同业拆借利率的市场化合理定价的作用。因此互联网金融产品依托背后的货币基金载体，从理论上讲有助于形成较为合理的Shibor市场基准利率。事实上，创新型的货币基金以高回报率吸引投资者的同时，自身也隐含着风险，因为金融市场上高收益与高风险相依是不变的定价原则，正是互联网金融突破了传统监管的约束限制，利用诸如“协议存款”、“质押回购”杠杆交易等方式，在我国高储蓄率、缺乏投资渠道、年轻人消费观念转变、利率管制等多因素的共同作用下，基于市场非有效而“创造”出来的较高回报率，一旦遭遇系统性金融危机或利率步入下行通道，货币型基金也往往不能保本，美国次贷危机后就存在着很多货币型基金的价值低于面值而不得不面临强制赎回的结局。

三、文献评述

以互联网为代表的现代信息科技，在社交网络、移动支付、云计算等诸多方面的渗透应用彻底改变了人们的思维模式和传统的经济金融运营模式。谢平、邹传伟（2012）在国内相对较早的对互联网金融模式进行了研究，他们认为互联网金融可能是既不同于商业银行间接融资、也不同于资本市场直接融资的第三种金融融资模式，并从互联网金融模式的支付方式、信息处理和资源配置方面进行了探讨；黄海龙（2013）认为互联网金融是互联网和金融相结合的新型金融模式，其中电商金融是所有互联网金融模式中对经济和金融的影响力最大的，他探讨了电商金融的乘数效应和对金融脱媒的影响；贾甫、冯科（2014）认为金融互联网是传统金融技术的升级，互联网金融是基于互联网技术的金融创新和金融重塑的新金融范式，他们从交易成本和风险分散的角度分析了直接融资和间接融资的内生性差异，并从风险控制角度，探讨了金融互联网与互联网金融之间的替代和融合模式；戴国强、方鹏飞（2014）从影子银行、互联网金融的视角，利用模型分析和数值模拟研究了利率市场化进程中商业银行的风险演变，研究结果表明：互联网金融增加银行风险，而影子银行对银行风险的影响随影子银行的规模增加由正向变为负向，在存款利率管制下影响银行降低经济中的融资成本，而互联网金融增加了融资成本；孙一铭（2014）则相对较系统的介绍了美国利率市场与货币市场基金的发展历史，对我国互联网金融和利率市场化的发展提出了相关的借鉴建议；曹凤岐（2015）认为以互联网支付、P2P网络借贷、第三方支付和众筹融资为代表的互联网金融是金融模式、金融理念、金融运营方法的创新，与谢平、邹传伟（2012）的观点类似，他也认为随着互联网金融的发展，未来将出现一种不同于传统间接融资和直接融资的具有革命性的新型金融，并对传统金融带来新的挑战、竞争和合作，还建议商业银行要利用自身的客户、网络、信息及征信体系完善的比较优势，大力发展互联网金融，尽快转型，此举也将极大促进金融机构的综合发展，推动传统金融企业的市场化。杜昕诺等（2014）也从互联网金融的收益来源，相对传统金融行业的比较优势等角度出发，阐释了余额宝“低门槛、高收益、平民化”的特点以及对传统金融行业的巨大冲击。以上这些学者的研究，均透射出互联网金融将会对传统金融业产生深远的影响，但互联网金融对利率的市场化形成真的产生影响吗？本文拟对我国货币型基金与市场化利率之间的影响作用进行实证分析，以正确认识互联网金融对利率市场化的实际影响。

四、实证分析

（一）实证分析思路

本文主要从货币型基金的7日年化收益率与上海银行间同业拆借利率（Shibor）的隔夜利率作为分析对象，考察两者之间的关系。其中货币型基金拆分为两大类：一类是互联网货币型基金（Internet Money Fund，简记IF）；一类为非互联网金融的货币型基金，我们简称为普通货币型基金（Common Money Fund，简记CF），严格意义上讲，该类基金已不再单单是传统的货币型基金，也包括了表1中一些创新的货币型基金，随着互联网金融的渗透，这两类基金之间的界限越来越模糊。由于互联网货币型基金普遍被认为是以余额宝的推出（2013年6月7日）作为分界岭的，但后来一些互联网平台的现金理财工具也委托传统的货币型基金进行现金管理，在最后分类时我们也将其划归为互联网货币型基金，因此2013年6月7日之前的互联网货币基金实质上也应属于普通货币型基金，但这些货币型基金能在后来受托管理互联网平台的现金理财工具而转型为互联网货币型基金应该与其历史的收益率表现有一定关系。由于货币型基金主要投资于货币市场工具，目前国内货币市场基准利率一般认为是上海银行间同业拆借利率①，Shibor的高低反映了报价行对货币市场利率变化的预期及对不同期限货币工具收益性的判断，货币型基金的投资收益率理论上应受到Shibor的影响。本文首先考察互联网货基和普通货基的收益率差异，分析判断互联网货基是否能获得比普通货基显著的高收益；其次考察互联网货基与Shibor之间的相关性，初步判断互联网金融产品推出后是否对Shibor产生了影响作用；最后利用Granger因果关系检验和脉冲响应分析考察互联网货基、普通货基及Shibor之间的信息流传递效应。

（二）假设

基于对互联网货币型基金的运作机理和投资策略的认识，结合银行间同业拆借利率反映市场短期流动性需求的原理，我们做出两个假设：

假设1：互联网货币型基金的收益率显著高于普通货币型基金，且在一定程度上会影响普通货币型基金的投资战略和资产配置策略。由于互联网货币型基金相对于普通货币型基金，投资更加灵活，在议价能力方面相对较强，更善于获取套利机会，因此其回报率相对于普通货币型基金的收益一般偏高。同时互联网货币型基金有机融合了在线支付、网络交互和金融业务等功能，在扩大用户数量的同时更增强了客户黏性，且由于单个客户的金额较小且相对分散而使得该类基金流动性管理的风险相对较低，其持续相对较高的回报率会引导普通货币型基金改变投资策略以缩小两者的收益率差距。

假设2：银行间同业拆借利率及其变化与互联网货币型基金的收益率之间短期可能不存在相互信息流传递效应。主要原因在于，银行间同业拆借利率反映的是金融机构之间的资金供求信息，作为货币市场的准基准利率，同业拆借利率越高，表明流动性的需求越大，货币市场整体提供给投资者的回报率应当越高，货币型基金的收益率也越高，因此从理论上讲，银行间同业拆借利率与互联网货币型基金的收益率之间应当是正相关的。同时，当同业拆借利率较高时，表明银行间资金紧张，由于大的商业银行在同业拆借市场上具有的信息优势和规模优势在互联网货币型基金出现后极大削弱，这使得互联网货币型基金的收益率受短期同业拆借利率的影响不大。而银行间同业拆借利率的决定机制及互联网货币型基金较小的规模也使得互联网货币型基金的收益率信息流对同业拆借利率可能不产生影响作用。

（三）实证分析

1.样本的选取和描述性统计

本文选取2012年1月2日至2014年12月31日为研究样本区间，并以互联网货币型基金代表“余额宝”的推出时间2013年6月7日为界划分为两个区间，分别考察互联网货币型基金推出前后货币型基金与银行间同业拆借利率之间的关系。

首先，我们利用配对样本T检验比较在整体样本区间和两个子区间内互联网货币型基金与普通货币型基金同期7日年化收益率的差异。分别用RIF、RCF表示互联网货币型基金和普通货币型基金的7日年化收益率（数据来源于wind资讯数据库）。在计算时，我们对不同的互联网货币型基金（共94只）和不同的普通货币型基金（共345只）的每个交易日的7日年化收益率进行简均，计算得到互联网货币型基金和普通货币型基金的7日年化收益率，并利用SPSS软件，样本均值配对T检验，对两组序列的均值进行比较，比较结果如表2所示。

由表2可知，互联网货币型基金与普通货币型基金的7日年化收益率无论在整个区间还是分区间，都存在着显著的差异，前者要高于后者0.144%且比较稳定，这意味购入互联网货币型基金长期能获得高于普通货币型基金的收益。从收益率的配对检验结果看，在区间Ⅰ，无论是互联网概念的货币型基金还是普通货币型基金，7日年化收益率均低于区间Ⅱ的7日年化收益率水平，且两者的相关系数在样本区间Ⅰ的水平要高于区间Ⅱ，这意味着以余额宝为代表的互联网货币基金推出前，这些未作为互联网货币型基金载体的传统货币型基金的7日年化收益率与普通货币型基金的7日年化收益率之间高度相关，但差异显著存在，且其与普通货币型基金的同步变化性下降，这可能与互联网货币型基金的灵活投资操作风格有关，但事实上，从统计结果分析，互联网货币型基金并未取得显著的收益率提升，相反两个区间的年化收益率均值差从0.1443%下降到0.1438%，有缩减的趋势。这表明两个方面的问题：一是这些对接传统货币型基金的互联网概念基金，在选择货币型基金时可能就是基于历史的收益率数据；二是即使对接了互联网概念，这些互联网概念的货币型基金并未获得相对普通货币型基金的明显优势。导致这种结果的原因可能在于：一是互联网概念的货币基金引导了传统货币基金的投资行为和策略；二是互联网概念的货币型基金只是一个概念，并不会对市场产生真正实质性的冲击影响，只是货币型基金的一个投资策略替代而已，这就检验了假设1的合理性。

既然货币型基金的主要投资品种集中于货币市场，那么其7日年化收益率水平就与货币市场的基准利率之间有着某种内在的天然联系。考虑到互联网货币型基金与普通货币型基金的高相关性，本文仅显示互联网货币型基金的7日年化收益率与银行间同业拆借利率之间在样本区间内的变化趋势及两者的相关系数变化，结果如图2所示，其中两者的相关系数采用50个交易日的移动窗口进行计算得到。

由图2可知，在2013年6月7日前，银行间同业拆借利率呈现着周期性的高低替换，尽管互联网货币型基金的7日年化收益率高于银行间同业拆借利率，但并不稳定，同业拆借利率波动幅度比较大，在某些时点甚至高于互联网货币型基金的收益率。甚至在余额宝推出后的较短一段时期内，银行间同业拆借利率一度高达10%以上，可见互联网货币型基金推出之初对银行等金融机构的流动性冲击影响较大。但随后金融创新的渗透和市场对互联网概念货基认识的普及，两者之间的价差保持相对稳定，同时银行间同业拆借利率的波动幅度也大幅减少。产生这种结果的原因可能在于互联网概念的货币型基金以其充裕的流动性参与了货币市场上的定价，即互联网金融的推出弱化了大银行在同业拆借市场上的规模和信息优势，因为这些互联网金融产品的高流动性可以满足在同业拆借市场有拆入资金需求的金融机构，这也促成了报价银行的报价时的理。同时从两者的相关系数分析，相关性正负交替，呈现一定的弱周期性，这可能与我国目前的金融监管制度有一定的关系，也预示可以利用相关性的交替来构建货币市场的套利组合，本文不对该问题进行深入的探讨。

2.货币型基金与上海银行间同业拆借利率之间信息流动性实证分析

我们主要采用Granger因果关系检验来分析互联网货币型基金、普通货币型基金和同业拆借利率之间的信息流相互作用情况。

首先，我们对互联网货币型基金的7日年化收益率（RIF）、普通货币型基金的7日年化收益率（RCF）和同业拆借利率（Shibor）三组时间序列在整体区间和不同子区间的平稳性进行检验。利用ADF单位根检验的结果如表3所示。

由表3可知，在整个样本区间及两个子区间，c都是平稳序列。但RIF、RCF的原序列在整个区间和区间Ⅰ均存在单位根，一阶差分后均为平稳序列；在区间Ⅱ，RIF、RCF的原序列及一阶差分？驻RIF、？驻RCF均为平稳序列。这意味着，作为货币市场基准的Shibor，在样本区间内并未呈现明显的趋势性的变化，即Shibor的变化相对比较稳定。而货币型基金的7日年化收益率在2013年6月7日后，变化也相对比较稳定，这意味着序列的变化不具有可预期性，即互联网基金推出后强化了货币市场上的定价效率。

其次，我们利用Granger因果关系检验考虑互联网货币型基金、普通货币型基金和同业拆借利率之间的信息流传递效应，由于Granger因果关系检验要求序列均为平稳序列，因此，我们在整样本区间及两个分区间主要考虑货币型基金7日年化收益率的变化？驻RIF、？驻RCF与Shibor的变化之间的关系；而在区间Ⅱ，考虑到三组原序列均不存在单位根，则对原序列RIF、RCF、Shibor直接进行Granger关系检验，检验结果如表4所示。

由表4的Granger因果关系检验结果可知，RIF、RCF、？驻RIF、？驻RCF的历史信息不会对产生影响作用，但Shibor会对货币市场的收益率或收益率的变化产生作用。产生这种结果的原因在于一定程度上Shibor利率的外生性，即Shibor利率是由大的商业银行根据流动性需求给出的报价，尽管货币市场上不同金融产品的收益率发生变化，但对Shibor利率或基准利率并不会产生影响，这意味着互联网货币型基金或普通货币型基金对货币市场的定价效率影响还十分有效。但从统计意义上看，互联网货币型基金和普通货币型基金的收益率对货币市场基准利率Shibor没有显著的信息流传导效应，但Shibor会影响到普通货币型基金的收益率。造成这种结果的原因也比较容易解释，普通货币型基金投资的品种主要基于货币市场的金融工具，这些金融工具的定价不可避免的受到货币市场基准利率的影响，进而影响到普通货币型基金的收益率；而互联网货币型基金投资的品种往往是具有一定议价能力的协议存款或质押式回购，受货币市场基准利率的影响相对较小。但从统计的结果看，普通货币型基金与互联网货币型基金的收益率及其变化之间存在着双向的Granger因果关系，这个也相对容易解释，因为同样的货币型基金均立足于货币市场，只是投资策略和投资的品种可能存在差异，信息流相互影响是合理的，且货币型基金的相对高流动性及不同货币型基金界限之间的逐渐模糊，使得两者之间的信息传递效率相对较高。这也验证了假设2的合理性。

进一步的，我们考察互联网货币型基金的收益率对普通货币型基金和的冲击效应。考虑到互联网金融在2013年6月13日实质性推出，我们选取区间II作为研究区间。图3所示的为互联网货币型基金收益率及其变化（RIF、？驻RIF）对普通货币型基金的收益率及其变化（RCF、？驻RCF）、Shibor及其变化（Shibor、？驻Shibor）的响应函数分布。

由图3可知，互联网货币型基金收益率的一个正的方差新息（Innovation）对普通货币型基金的收益率作用呈正的倒“V”型（图3a-1），表明互联网货币型基金收益率的提高短期会带来普通货币型基金的收益率上升而后趋于下降至平缓，产生这种结果的原因可能在于互联网货币型基金的短期逐利的投资行为更易捕捉货币市场的套利机会，这可能会吸引原本以长期资产配置为策略的普通货币型基金的投资行为，进而产生货币市场产品前的供求失衡而达以动态定价的再平衡；而互联网货币型基金收益率的一个正的方差新息对的作用呈负向作用，且长期趋于稳定（图3a-2），这表明当互联网货币型基金收益率增加时，往往意味着货币市场定价效率的失衡，大商业银行对通过调整报价来降低利率的水平，以引导货币市场定价效率的提高。而互联网货币型基金收益率的变化值的变化对普通货币型基金的收益率变化呈下降趋势（图3b-1）、对Shibor的变化则没有明显的影响（图3b-2），这也从侧面说明了互联网货币型基金的收益率对Shibor利率影响有限的事实。

五、结论及建议

互联网在金融领域的渗透，极大的颠覆了传统的金融市场运作模式和商业银行的盈利结构，提高了金融市场的定价效率，也将有助于推进我国利率市场化的进程。本文以互联网货币型基金作为研究的切入点，考虑了互联网货币型基金和普通货币型基金及市场准基准利率Shibor之间的相关性及信息流传递效应，研究结果表明：

第一，互联网货币型基金相对于普通货币型基金具有显著的正收益。这意味着我国货币市场整体还未达到有效市场，尽管存在着价差空间，但不一定能获得套利的机会，原因在于无论是在整体区间、还是互联网金融产品推出前后的子区间②，该价差相对稳定在0.144%的水平，而产生这种价差的原因可能不是运作模式的原因，而可能是源于基金管理人的管理能力差异，因此互联网平台本身所具备的高收益率可能并不存在，因此我们不易夸大互联网金融高收益率的神话。

第二，在互联网金融冲击下，货币市场准基准利率Shibor具有一定的稳定性和独立性。互联网金融的确能在一定程度上分流目前商业银行的部分存款和理财产品，但仅限于直接影响商业银行的盈利结构和盈利模式，而这种利存贷差的客观存在是以我国的利率管制为前提的，我国早就在银行间市场推出的Shibor作为准基准利率还是能在一定程度上衡量并调整基准利率的。在以余额宝为代表的互联网货基推出后，Shibor利率基本与互联网金融货基的收益率之间保持在一个稳定的利差水平，而产生这种价差的原因主要就是缘于互联网货基的期限与隔夜Shibor之间期限的不匹配，因此Shibor利率基本上受到互联网货基的冲击较少，这也保证了我国利率市场化的有序推进。

第三，互联网货基的出现会加速利率的市场化，但对货币市场基准利率的定价冲击较少。换言之，互联网货基仍然是货币市场的从属品，其之所以能获得较高收益主要根源在于在无形交易的货币市场上，且由于利率管制而导致的货币市场利率定价不高所产生的结果，很难具有持续性。事实上，如果将互联网货基的规模与银行业内的个人存款相比仍然比例较小，银行通过创新开发出新的现金管理工具，与这些互联网货基相比，商业银行的高信用和积累的渠道资源仍然是其他金融机构或准金融机构所不具备的优势，而且互联网货基主要吸引的是小额的、分散的活期资金，对于商业银行的定期存款影响相对有限，但对于银行而言，互联网货基协议存款给商业银行带来的成本显然远高于活期存款的成本，这将瓜分商业银行的制度红利。

国外的经验表明，即使在利率市场化的背景下，货币市场基金仍然具有比较好的发展空间，互联网货基的出现，是金融业的经营理念是一种颠覆性创新，其依托于互联网支付终端的分散的客户资源，将海量的用户作为潜在的客户资源，使得开展金融业务时的长尾效应达到极致，倒逼利率市场化和存贷款“价格双轨制”的改革，也对我国长期依靠政策红利运营的商业银行带来了挑战，从长期来看是利于货币市场发展的，但互联网货基根植于货币市场，其未来的发展规模和盈利能力仍然会受到存款利率差的影响，并不会对货币市场的基准利率起到决定性作用。在未来我国货币市场发展的过程中，监管部门应积极应对互联网金融给货币市场带来的冲击，借鉴国外的成功经验，多样化货币市场的参与主体，推动我国货币市场的国际化和开放性，创新多样化的货币市场工具，满足不同参与主体的交易需求；同时，也要强化对互联网货基的监管，在投资组合的资产质量方面、分散化方面及到期时间方面给予一定的窗口指导，以规范互联网货基的运作，增强互联网货基的风险管理意识。

[注 释]

① 关于Shibor作为中国基准利率的有效性论述比较多，较为全面的阐述见“王晋忠、赵杰强、王茜.Shibor作为中国基准利率有效性的市场属性分析[J].经济理论与经济管理.2014年第2期”。上海银行间同业拆借（又称拆放）利率由信用等级较高的银行组成报价团自主报出的人民币同业拆出利率计算确定的算术平均利率，是单利、无担保、批发性利率。目前报价银行团现由18家商业银行组成，对社会公布的Shibor品种包括隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年。具体可参阅http：///。

② 子区间I的互联网金融货币型基金样本是在普通货币型基金基础上接受互联网平台的委托转型的概念，在互联网金融概念提出前，也是以普通货币型基金作为载体的。

[参考文献]

[1] 曹凤岐.互联网金融对传统金融的挑战[J].金融论坛，2015（1）.

[2] 戴国强，方鹏飞.利率市场化与银行风险――基于影子银行与互联网金融视角的研究[J].金融论坛，2014（8）.

[3] 杜昕诺，于三红，韩佳亮.“余额宝”：互联网金融对传统金融业的冲击[J].经营与管理，2014（4）.

[4] 黄海龙.基于以电商平台为核心的互联网金融研究[J].上海金融，2013（8）.

[5] 贾甫，冯科.当金融互联网遇上互联网金融：替代还是融合[J].上海金融，2014（2）.

[6] 孙一铭.利率市场化视角下的互联网金融――来自美国货币基金发展的启示[J].上海金融，2014（6）.

[7] 王晋忠，赵杰强，王茜.Shibor作为中国基准利率有效性的市场属性分析[J].经济理论与经济管理，2014（2）.

[8] 吴威，王骥卓，朱元盛.以余额宝为例探索新型基金产品模式及影响[J].经营管理者，2014（7）.

货币基金收益论文例5

中图分类号：F822文献标识码：A文章编号：10084096（2012）06002707

一、引言

自2005年7月人民币汇率制度改革以来，人民币汇率更富弹性，市场机制在人民币汇率的形成过程中起着越来越重要的作用，为人民币走向国际化提供了必要条件。2008年金融危机爆发后，美国和欧洲的公共财政和债务问题使得美元和欧元的国际货币地位遭到削弱，在短时间内难以扭转，人民币的强势地位将伴随着中国经济实力的相对增长而加强。金融危机爆发后，中国与周边国家签署了5　800亿元的货币互换协议，人民币国际化开启破冰之旅。目前，中国与其他国家和地区签订的货币互换协议金额已超过8　000亿元，人民币国际化进程加快。2009年以来，中国启动了一系列促进人民币国际化的举措并已取得明显效果：截至2011年9月初，跨境贸易人民币结算额已突破16万亿元，人民币跨境投融资稳步实施；10月，央行了《外商直接投资人民币结算业务管理办法》，这是中国在资本项目开放上迈出的重要一步，进一步拓宽了人民币回流渠道，人民币国际化进程逐步深入。人民币国际化意味着人民币在世界范围内充当交易媒介和价值储备，导致人民币的外部需求增加，从而对人民币汇率造成直接影响。

以往国内外学者对人民币汇率问题的研究主要以现代均衡汇率理论在中国的应用为基础。王维国和黄万阳［1］、施建淮和余海丰［2］、Coudert　和　Couharde［3］、Funke　和Rahn［4］等人的研究均是利用BEER、ERER或FEER方法对人民币汇率进行分析。Frankel［5］和Chang［6］则使用购买力平价或其修正形式对人民币汇率进行考察。该阶段的研究主要以影响汇率的长期因素作为解释变量，缺乏对短期因素的考察，主要以产品市场均衡为出发点，缺乏对货币市场和资本市场的考察，同时也较少结合中国的实际体制转型、外汇管制等实际情况。

近年来的研究则突出了同中国实际的结合，立足于对传统模型的修正和拓展，更多地将影响汇率的短期因素、体制因素纳入模型，综合考虑了产品市场和资产市场，其结论也说法不一。张静和汪寿阳［7］在张晓朴模型的基础上引入了资本管制变量。孙茂辉［8］根据自然均衡汇率理论结合中国宏观经济特点，构造了包括消费、投资、利率和贸易收支的动态人民币均衡汇率结构方程，利用全息极大似然法对联立方程进行估计。研究结果表明，人民币汇率存在低估，但失调程度有收敛的趋势。谷宇等　［9］考虑国际资本流动和体制转型因素，建立了修正的BEER模型并对人民币汇率进行估算。研究结果表明，人民币实际有效汇率基本处于均衡水平，未出现严重偏离。赵志君和陈增敬［10］认为新兴市场经济体人均收入增速较快，投资快速增长，容易引起国外投资者关注，从而引发资本流入。文中从微观层面入手，引入消费者偏好和效用函数，建立了包括汇率、利率、价格和经济增长率在内的大国汇率一般均衡模型，把研究纳入到国内外产品市场和国际收支平衡的框架下。研究结果表明，人民币汇率先后经历了从低估到高估的阶段。王爱俭和林楠［11］拓展了汇率超调模型，将汇率问题放在实体经济和虚拟经济下同时考察，在货币供需中引入可交易金融资产，用宏观杠杆替代微观货币需求，实现了宏观和微观相结合。研究结果表明，人民币汇率存在一定程度失调但不严重。近年的研究主要以中国双顺差和外汇储备快速增长为背景，但以人民币国际化为背景研究人民币汇率的文献较少，多见于人民币国际化或者人民币汇率的一个方面。将两者结合的代表性研究主要有，李稻葵和刘霖林［16］对人民币国际化的影响因素和人民币国际化的程度进行了分析和测算，侧重于汇率的变动对人民币国际化的影响。徐奇渊和刘力臻［17］从短期和长期考察了人民币国际化进程中的汇率变化。

本文从以下两个方面入手来分析人民币国际化进程中人民币汇率的影响因素：一是从货币替代以及货币与资产之间的替代方面入手，从综合产品市场、货币市场和资本市场考察人民币汇率。二是从资本账户管制方面入手，找出影响人民币汇率的成本因素和风险因素。在此基础上，结合经济基本面因素建立符合中国实际的汇率决定模型并对人民币的失调程度进行测算。

二、理论模型

货币主义理论认为，汇率是两国货币的相对价格，汇率是由货币的供需对比决定的。一国货币的国际化势必对本国货币以及本币计价资产的需求产生影响，进而对汇率产生影响。本文以建立货币需求函数为出发点，在货币需求函数中引入修正的无抛补利率平价条件进行拓展分析。

1基本模型

随着人民币国际化进程的逐步深入和资本账户管制的逐步放松，货币自由兑换的限制将逐步取消，货币之间的替代性将更加明显。伴随着人民币升值预期，大量外币资金涌入中国的产品市场、货币市场和证券市场，使得货币与资产之间的替代作用也逐步显现。但持有非国际化货币要承担一定的福利损失，因此，在人民币国际化的起步阶段，国外居民的外币需求是相对稳定的。同时，中国资本账户管制的特点之一是宽进严出，外币“走进来”相对容易，而人民币“走出去”还受到各种限制。对人民币汇率造成较大影响的是国内外居民对人民币的需求变化，而不是对外币的需求变化。综合以上因素，本文只建立人民币的货币需求函数进行分析，结合弗里德曼关于货币需求的论述，将模型设定为M/P=L（Y，r，r*，re，rf，S）。其中，M为货币需求量；P为物价水平；r为货币收益率；re为股票收益率；rf为其他非货币资产收益率；考虑到近年来房地产价格上涨，可能成为套利资金追逐的对象，加上中国金融市场还不够发达，房地产仍是中国居民的主要投资渠道之一，本文将rf取为房地产收益率；S为影响货币需求的制度因素；*代表国外变量。具体可写为：

2资产组合收益率平价模型的建立

一方面，从式（1）可知，在人民币国际化的起步阶段，不仅两国利差可能对人民币汇率产生影响，国内人民币与其他资产的收益率差异也可能对人民币汇率产生影响。而传统的利率平价理论认为，在两国利率存在差异的情况下，理性经济人会根据预期汇率的变动将资金投入高利率国家以获得更高的利润。该理论只考虑了货币市场上的情况，并未将产品市场和资本市场纳入分析，因此是不完整的，它忽视了两种可能性：一是一国利率较高，但资产收益率更高，因此套利资金将从该国货币市场转向产品市场和资本市场，利率对汇率的影响也将发生变化。二是一国利率很低，但资产价格很高且资产收益率大于利率，那么即使两国间的利差为零，套利资金仍将流入该国以追逐高额资产回报率。另一方面，无套利成本和风险中性是该理论的两个重要假设前提。然而，现实中无论是运用借入资金还是自有资金进行套利都存在成本，而且在人民币还未实现国际化的条件下，由于中国一直存在严格的资本账户管制，交易成本的存在也是中国预防汇率攻击的一道重要防线，加上国际金融危机的影响，投资者可能是风险厌恶的，从而传统的利率平价理论不成立。因此需要对原有理论进行修正，构建符合中国实际的资产收益率平价模型。本文建模的理论假设如下：

假设1：由于中国存在资本账户管制，套利资金进入和流出都受到一定管制，因此套利资金中只有部分流动是合理的。因此设ω1为可通过资本账户流入中国的套利资金占全部套利资金的比重，ω2为套利结束后可流出的套利资金占已流入套利资金的比重。

假设2：套利者的行为是短期的，在一个套利周期结束后迅速转移资金。

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一、引言

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一、文献综述

通货膨胀作为一种货币现象，其成因于货币供给量与货币需求量之间的缺口。现有研究国债规模与通货膨胀的文献集中讨论国债规模对货币供应量的扩张效应，具体而言有以下三种思路。

第一种思路是货币融资和国债融资之间的替代关系，即当政府难以通过国债融资的时候政府往往会选择货币融资，这种货币融资既可以是货币的财政发行，也可以是财政向央行的借款或透支，还可以是央行在一级市场对国债的购买，这方面代表性文献譬如萨金特（1982）、马拴友等（2006）。

第二种思路是从国债应债来源的角度来考察国债发行与资金运用对基础货币以及货币供应量的影响，而货币供应量的扩张将有可能导致通货膨胀，这方面的文献比如高培勇、宋永明（2004），刘华（2004），类承曜（2002）。

第三种思路是把国债作为弥补财政赤字的重要手段讨论赤字规模与通货膨胀率水平之间的关系，这方面的论述比如斯蒂格利茨（1997）。

从国债发行对通货膨胀影响的观点的角度来看目前文献主要有以下几种观点：Barro（1976）在讨论通货膨胀问题时指出，一旦政府债务存量的增长率超过了产出增长率，持续发行债券就会通过货币化的形式引起通货膨胀。Smith（1982）比较了使用债券和发行货币手段进行融资的后果，发现零通货膨胀率的稳定态势很难实现。阎坤（2002）认为，由于中国中央银行可以在公开市场业务中收购国债，加之过大的外汇储备，从而形成巨大的货币扩张压力。当国债达到一定规模后，政府信用就会有所动摇，一旦政府通过国债实现不了预期的效果就只有靠铸币税（货币发行）来筹集资金，最终无疑会导致恶性通货膨胀。也有不少学者认为国债发行不是导致通货膨胀的主要原因。Friedman（1982）认为，在货币供应量增速极低时，较小规模的国债可以把货币供应量增速提升到需要的水平，缓解了经济总量的衰退，而不会导致货币发行的过量导致通货膨胀。因此，国债发行与通货膨胀之间是一种松散的关系。Darby（1984）认为，只要国债发行能够与货币增长率在一定范围内保持协调，那么国债发行即使有货币化的倾向也不会引起通货膨胀。

从以上讨论不难看出，研究者以不同的国家、不同的经济体制作为研究对象，运用不同的研究方法可能得出完全不同的结论。我们不能简单的认为国债发行就会造成货币供应增加进而引发通货膨胀。要找出国债发行与通货膨胀之间的关系，有必要对二者进行量化分析，寻找出二者间数量的因果关系，才能对两者进行客观的评价。

二、基于国债资金运用效率视角分析国债发行对于通胀率的影响

在这里我们首先要明确一下本文对通货膨胀成因的看法。在经济学理论当中，通货膨胀的成因主要有以下几种，有需求拉动的通货膨胀，成本推动的通货膨胀，通货膨胀螺旋，结构性通货膨胀以及作为货币现象的通货膨胀。实际上无论是前面哪一种理论，其通货膨胀的最终表现也必定是价格的上涨，而价格的上涨显然是由于在某几种商品上相对过多的货币追逐了相对少量的商品所导致的，所以本人认为，通货膨胀实际上从表象上来讲，就是一种货币现象，并且本文的论述也同样基于此理论。

总体而言，政府发行国债的目的主要有两个方面，第一个方面是为了回收货币市场上过量的流动性，第二个方面就是为了通过发行国债筹集资金进行投资从而刺激经济增长。实际上无论是哪个目的，国债所回收的资金最终都是要进行投资。

我们假设一个极端的情况，假设政府在发行国债之前就已经确定好所筹集的资金的投资项目为A，在当前经济环境下，A项目所在行业的投资回报率为10%，而政府投资的这个A项目由于资质较好，投资回报率为100%，显然，如果政府筹集的资金投放到了A项目上，其资金的产出效率超出了该行业所要求的必要报酬率，那么表现在实务商品上就是，相对过多的产品和相对过少货币，因此，不但会使整体通货膨胀率提高，反而会使得通货膨胀率下降。

从以上例子我们可以看出，在探讨国债的发行规模的时候资金所投放的项目的内部收益率和该项目所在行业的必要报酬率是必须需要考虑的一个因素，因为这一因素也同样关系到发行国债以后是否会对通货膨胀有推动作用。

依照本理论，如果想测度本次国债发行规模是否会对通货膨胀产生影响，就必须要知道所募集的资金的投资项目的具体情况。这一评价方法从理论上讲实际上是一个辅助的判定标准，就是说，该方法并不能够计算本次发行国债的具体规模，而只是在国债发行规模和资金使用用途确定的情况下判定是否会导致通货膨胀。如果会导致通货膨胀，并且其增长的幅度超过了当局的容忍范围，那么就需要调整资金的使用流向，让资金尽可能投放到那些内部收益率更高的，或者是超过该行业必要报酬率更多的项目上去，这样就可以拉低通货膨胀率，甚至是不产生通货膨胀。

前面所举例子是以发行国债仅投放到一个项目上为例进行说明的，而发行国债所募集资金实际上不可能仅投放到一个项目上，那么这时如何测度其对通货膨胀的影响呢？我们可以首先计算出投资的项目各所在行业的一个加权平均行业收益率，然后再根据各项目自身的内部收益率计算加权平均内部收益率，如果前者大于后者，就会导致通货膨胀，反之则不会。

当前中国货币超发现象严重，2011年1月份CPI已经达到了4.9%，究其原因，主要就是因为货币投放的产出效率要低于货币所要求的必要报酬率，因此导致实物产出相对较少，货币发行相对较多，引发通胀。因此未来解决通胀问题，一方面要收紧流动性，减少货币投放，另一方面就必须要加大投资项目的审查力度，让货币尽量投放到那些产出价值高的项目上去。

三、政策建议

国债的发行除了需要保证适当的规模之外，其募集资金的投资项目也同样需要得到重点的关注，只有当所投资项目的加权平均内部收益率超过了项目所在行业的加权平均必要报酬率的时候才不会导致通货膨胀，否则随着国债发行规模的日益扩大，必将导致通货膨胀现象的出现。

参考文献

[1]Stanley Fisher.The economics of government budget constraint[J].The World Bank Observer，2005.

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一、引言

中国股票市场自20世纪90年代初建立以来,至今已有近二十年的发展历程,居民金融资产结构中股票持有份额持续增加。截止2009年12月,我国股市成交数量5110700.53亿股,成交金额535986.77亿元,仅从数值就可看出其对经济生活的影响已经越来越重要。正如商品交易需要交换媒介一样,股票市场的交易同样需要货币作为媒介,因而股票市场的发展也对货币需求产生一定影响。

随着金融创新及以股票为代表的虚拟经济的飞速发展,经济运行的机制和环境都明显地发生了变化,并且也影响到企业和居民的金融资产数量和结构以及其投资行为、储蓄行为和消费行为的变化。这些变化使得传统的货币需求函数已经不足以解释当今货币需求。中央银行在制定货币政策时如果不考虑股票市场对货币需求产生的影响,有可能会降低货币政策传导中介目标的有效性。因此,正确认识中国股票市场对货币需求的影响以及它们之间的变化规律,对于股市的未来发展以及货币政策的实施等都有着极为重要的理论意义和实际价值。

基于上述思路,本文结构安排如下:第二部分对相关文献进行简单回顾;第三部分对变量和数据进行说明;在第四部分将采用2003.01―2008.12的月度数据,利用Johansen协整系统和VECM误差修正模型,研究股票市场发展对货币需求总量的影响;第五部分对实证检验结果进行分析。

二、文献综述

Keynes(1936)提出流动性偏好理论,认为公众对货币流动性的偏好源于三大动机,其中基于交易动机和预防动机的流动性偏好与人们的收入水平同向变动,而基于投机动机的流动性偏好与利率反向变动。Keynes将利率与货币需求联系在一起,他认为证券价格变化对货币余额的影响只是利率影响货币的传导渠道,证券价格并不是独立对货币余额产生影响的。战后至70年代流动性偏好理论成为货币理论发展的主流,其中Keynes的投机需求理论由Tobin加以发展,Tobin将资产选择理论应用于货币需求理论,他提出将收益与风险结合起来分析货币需求。假设资产的保存形式有货币和债券,那么经济主体持有债券和货币的比例取决于其对风险和收益的效用评价,通过效用最大化求解,可以证明投机性货币需求与利率存在反向关系。Tobin的分析还表明,货币需求不仅依赖于利率的高低及各种金融资产收益率的高低,而且依赖于包括实物资产和金融资产在内的相对收益率以及造成这些收益率预期不确定性的相对风险。

Field(1984)把股票市场交易额变量引入货币需求函数,发现1919-1929年美国股票市场交易量急剧扩张,增加了对货币的交易性需求。其研究结果表明,若没有1925年后股票交易的大幅增长,M1的交易需求量将比其达到的水平低17%[4]。Palley(1995)的研究结果显示1975-1991年,纽约证交所的股票交易额对美国狭义货币需求的影响是正向的,而对广义货币需求影响是负向的,并且发现引入了股票市场变量可以提高货币需求函数的预测能力[5]。Country(1996)运用协整方法对美国和加拿大进行分析,得出股票价格在实际M1和M2的需求函数中具有显著的影响作用。并且在实证研究中发现,股票市场在发展的不同阶段对货币需求有不同程度的影响。以美国为例,1959-1984年美国股票市场对广义货币需求几乎没有影响,但在1985年以后尤其是20世纪90年代以来,股票市场的发展对货币需求的影响呈现出不可忽视的作用[6]。John Thornton(1998)就德国股票价格和长期货币需求进行分析结果显示,在1960-1989年实际股票价格在长期实际M1需求函数中具有显著影响[7]。在此之后,Carpenter&J.Lange(2002)利用协整与误差修正模型对美国1995-2002年的季度货币需求函数进行了估计,结果发现股票市场波动性的上升倾向于增加均衡时的M2余额,短期动态模型的结果表明股票市场预期收益的增加将减缓M2的增长率[8]。

国内学者谢富春和戴春平(2000)利用1994年第一季度到1999年第二季度的22组数据,采取对数线性方程对以股票市值为股市代表变量的货币需求函数进行估计时发现,市值同M1、M2和准货币的名义余额有显著的正相关关系[9]。王志强和段渝(2001)运用计量经济模型研究了1991年到1998年末的季度数据,实证分析结果表明股价指数与狭义货币需求之间存在长期稳定的正相关关系[10]。石建民(2001)认为只要股票市场的投机性资金有长期性,其作用就和交易性资金没什么区别,并且为证明我国股票交易是否开始对货币产生交易性需求,对1993第一季度到2003年第三季度数据进行了实证检验,结果发现股票市场交易额增长率与M1、M2余额增长率正相关[11]。高莉和樊卫东(2001)统计了1992-2000年的年度数据,发现股票市场对货币需求影响较为微弱,但是两者存在显著的的正相关关系[12]。姜波克和陈华(2003)利用证券收益率期望值和方差与货币需求实际余额显著正相关[13]。以上的研究结论看,我国股票市场的产生和发展增加了对货币的需求。

也有部分学者认为股票市场的发展降低了货币需求。魏永芬(2002)认为我国股市的活跃和股指的攀升,产生了极强的资产替代效应,即股票的预期收益率高于货币资产的收益率时,会引起经济主体资产组合中股票份额的上升和货币资产份额的下降,从而降低了货币需求[14]。易行健(2004)对包含股票市场交易额的货币需求函数进行估计,其采用1994--2002年的季度数据,利用Johnansen协整方法验证股票市场对货币需求的影响,结果发现股票市场的发展与扩张减少了对狭义货币和广义货币的货币需求[15]。

本文将在国内外实证研究基础上,在经验实证模型中增加股票市场收益率变量,通过数据资料的单位根、协整检验和误差修正模型等方法主要分析:股票市值对货币需求的影响,以及引入股票市场收益率来考察股票市场的替代效应对货币需求的影响。

三、变量及数据说明

1.变量选取说明

在经典的理论分析中,一般一个国家或地区的货币需求量主要取决于规模变量和机会成本变量以及制度变量。由于在样本区间内我国的金融自由化仍处于较低水平,其对货币需求的影响无法获得统计数据,在此本文忽略制度因素的影响。因此根据本文的研究目的和数据的可获得性的综合考虑,选择以下变量建立经验货币需求模型:

(1)规模变量

规模变量常被用来衡量经济交易活动,本文共选取两个作为代表。其一、本文选取月度工业增加值PY作为名义收入的代表变量,从理论上讲其对货币需求的影响是正向的。其二、本文从投机动机出发,将股票市场对货币需求的影响加入资产组合的框架中,采取沪、深两市总市值SV,沪、深两市A股综合指数的月收益率VSH和VZS作为我国股票市场的代表变量,其对货币需求的影响是不确定的,需要实证验证。

(2)机会成本变量

货币需求的机会成本变量是指人们因持有了货币而放弃其他资产所获得收益。在我国虽然债券和股票在居民的资产组合中呈上升趋势,但现金和银行存款仍为主要金融资产形式。本文仅以一年定期存款利率R作为机会成本代表变量。

(3)货币口径

各国对货币口径的定义存在着差别,但货币一般被分为狭义货币M1和广义货币M2两类。狭义货币M1是指流通中的现金加活期存款,主要满足日常的交易媒介功能。广义货币M2是指M1加上定期存款、储蓄存款、其他存款和证券公司客户保证金,包括更为广泛、流动性较差的资产。本文同时选取狭义货币M1和广义货币M2两个指标。

2.数据来源说明

本文选取2000年1月至2008年12月的月度数据,来源于中国人民银行网站数据统计年鉴,中国证监会网站,国家统计局网站。模型中包括的解释变量名义收入、股票市值、股指收益率及利率,并对变量的观测值取自然对数值。沪、深两市相应的月度股指收益率,由沪、深两市的A股综合股价指数取自然对数后进行一阶差分后而得到。

由此,本文采取如下形式多元线性回归模型:

Md=f(PY,SV,VSH,VSZ,R)

3.数据的描述性分析

分别对序列进行描述性统计分析和序列分布正态性检验的Jarque-Bera检验,从表1结果可以看出,在样本期,除深圳股票市场股指收益率序列以外,其他变量序列均可通过检验,股票市值、沪、深两市股指收益率及利率序列的峰度值偏高,但Jarque-Bera检验值并不算很大,各变量序列基本呈现分布的正态性。

四、实证检验及结果

1.单位根检验

考虑到大多数时间序列变量有时间趋势,即时间序列的统计规律会随着时间的位移而发生变化。当序列的随机过程是非平稳时的时候,在对具有时间趋势的变量做回归时存在“伪回归”的可能。因此在讨论经济变量是否为有意义的经济关系之前,必须对经济变量的时间序列平稳进行检验。

本文采用ADF检验方法对各变量进行检验,滞后期的选取根据SC(Schwarz Criterion)值的最小准则。首先检验含截距项和趋势项是否显著;如果不显著,再接着进行不含趋势项的检验;若再不显著则进行不含截距项和趋势项的检验。从表2的检验结果可知,各变量的水平序列均可以拒绝有单位根的假设,即具有I(0)的单整性质。根据协整检验规则,只有当各变量具有同阶单整时,才可进行协整分析,因此它们满足构造协整方程的必要条件。

2.Johansen协整检验。

本文采用Johansen协整分析的非限定性秩检验方法(unrestricted

co-integration)检验各层次货币需求,同其相关经济变量之间是否有协整关系。若存在协整关系,说明它们之间呈现稳定的某种线性组合。检验依据为迹统计量同临界值相比较而得,结果见下表:

从式(1)和式(2)所表示的长期关系来看,名义收入PY对M1和M2影响具有统计意义上的显著性,且系数值均为正,说明货币需求随名义收入的提高而上升,但弹性系数值均小于利率的系数值;利率对货币需求的弹性系数均为负,其中R对M1影响不显著,但对M2影响显著,且绝对值大于1,说明比较富有弹性,从以上来看,中国货币需求基本符合凯恩斯的货币需求理论;股票市场市值变量对M1和M2具有显著性影响,且股票市值对货币需求呈现正向影响,但弹性系数值均比较小,说明股票市场对货币需求的正向影响在样本期并不明显;并且从方程中不难发现,沪市股指收益率与名义收入的系数符号相同,呈现同向变化关系,说明可能存在股票价格上升促进名义收入的增加,导致货币需求上升的财富效应,深市股指收益率与利率系数的符号相同,与货币需求呈现反向变化关系,说明可能存在股票市场收益增加,使得股票的吸引力增加,人们会增加持有股票,减少货币持有的替代效应。

3.VECM误差修正模型

Johansen检验是建立在向量误差修正模型(VECM)的基础上,而VECM是由自回归VAR(k)模型转化而来的。Engle-Granger(1998)证明只要变量间存在协整关系,将协整关系式滞后一期形成误差修正项ECMt-1,再将其纳入VAR短期动态模型中,即是VECM模型。因此该模型一般被认为是含有协整约束的VAR模型,其兼备了长期均衡关系和短期动态调整。建立VAR的关键在于合理选择滞后期,这样可以使模型有效的前提下,保证残差达到白噪声。本文的VAR模型从滞后1期开始,最终在滞后3期使模型通过序列相关检验,并使残差达到白噪声,检验结果如表4。

从表4可以看出,M1的动态调整与滞后1期到3期的名义收入有显著关系;而所有股票市场变量滞后期数内均对M1影响不显著;而利率仅在滞后3期才对M1有显著影响。对于广义货币需求M2而言,其变动仅与滞后3期的名义收入有显著关系;市值SV、股指收益率VSH、VSZ和利率R在滞后期数内均对M2无显著影响。因此,从货币余额M1和M2的VECM模型可以看出,各层次货币需求的动态调整主要受到名义收入的影响,股票市场变量与其无显著相关关系。

为了保证模型的有效性,本文还将对协整后所形成的残差序列Et1、Et2进行拉格朗日检验(LMTest)和White检验。从表4的检验结果可以看出,残差序列Et1、Et2相对应的两种检验结果的P值显著,均能通过检验,反映了模型的修正机制有效。

五、结论

本文在借鉴国内外已有的分析框架基础上,构造了一个包含股票市场变量的货币需求函数,并运用Johansen协整系统和误差修正模型VECM对我国股票市场对货币需求的影响进行了检验,上述实证检验结果表明:

1.名义收入YP在长短期关系中均对货币需求表现出显著影响,并且相比其他解释变量,YP对M1、M2的弹性系数值较大,这符合货币需求主要取决于收入的一般理论。在协整方程中可以看出YP同M1、M2正相关,其中YP对M2的弹性值大于其对M1的弹性值。就一国的实际情况来看,考虑到金融体系的发达程度和居民的储蓄、消费方式等原因,一般发展中国家居民对现金的需求比发达国家居民大;并且出于短期融资难易程度等因素影响,一般企业也多持有现金和活期存款,因此我国M1层次的收入弹性就显著。另外,在国内金融资产还比较单一,居民投资渠道有限的情况下,在居民中一般存在较高的储蓄率,加上M1层次的高收入弹性,综合导致了M2层次的收入弹性非常显著。

2.从我国股票市场对货币需求效应的大小来看,在短期动态过程中股票市场变量对狭义和广义货币需求影响均不显著;而在长期中其对货币需求有显著影响,但市值和沪深两市的股指收益率对M1和M2的弹性系数均偏小,这说明我国股票市场对货币需求影响有限。从国内实际情况来看,在上证综指由2001年1月由1535一路攀升至2007年10月的5954.77的时候,居民消费价格指数CPI并无明显变化,因此可以看出即使在股票价格的上升、居民名义收入增加的条件下,我国居民也较少进行投资消费。这是因为我国股市的投资者一般具有较高的风险偏好,在股票预期收益率上升,风险不断增加时,大多数人不会通过增加相对安全资产的比重来对冲风险,反而会减少国债或现金等无风险资产的持有,并且将资金继续投入股市希望财富进一步增长。因此,我国股票市场对货币需求的财富效应不明显但负向的替代效应显著。就交易效应来看,随着股票收益率提高,现金、居民储蓄存款和企业存款就会转移到证券保证金账户,其对货币需求是正向影响。股票市场的变动对货币需求的净影响应当是这三种效应的综合作用,从本文实证结果来看,短期内我国的股票市场对货币需求基本没有影响,而在长期我国股票市场对货币需求是有显著影响的。综合以上分析,本文的初步结论是:我国股票市场已有统计意义的显著性,只是现阶段这种影响还不明显。

3.在长期关系方程中利率R对货币需求的弹性系数为负,其对M2影响显著且绝对值大于1。作为货币政策的重要工具,我国央行主要通过公开市场操作来调整官方利率,利率变动通过改变金融市场上和各种金融工具的相对价格水平来影响资金供求,还可以改变投资者对经济的未来预期从而反应到股票的即期价格中。然而在短期内这种影响效应不明显,这可能与我国利率未实行市场化,不能反应实际的货币需求有关。

综上所述,我国在制定货币政策时应当关注股票市场,但暂时没有必要将股票市场作为货币政策的调控目标。我国还应继续完善股票市场的建设,加快利率自由化进程,力争在不远的将来有足够的货币供给调控能力,并且可以抑制股市的大幅度起落,从而保障经济的平稳运行和发展。

参考文献

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[12]高莉,樊卫东.中国股票市场与货币政策新挑战[J].金融研究,2001,12:29-42.

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[16]中国人民银行研究据课题组.中国股票市场发展与政策完善[J].金融研究,2002,4.

货币基金收益论文例9

一、文献综述

（一）概念

汇率风险概念始于Rita M Rodriguez的“汇率变动的潜在影响（收益或损失）”。Michael Adler和Bernard Dumas从敏感性角度定义为“资产负债或营业收入的真实国内货币值对汇率非预期变化的敏感性”。Crouhy（2001）从汇率和利率关系角度定义为“因汇率和国际间利率变动不一致导致的各种敞口”。我国刘舒年首先定义汇率风险为“资产与负债因汇率波动而引起价值上涨或下降的风险”，包括“经营活动中的交易风险，经营活动结果中的会计风险，预期经营收益中的经济风险”。王茂昌、邵文力、施锐利将此扩展为“以外币计价的资产与负债因汇率波动而引起价值上涨或下降所造成损益的可能性”。

（二）原因

吴念鲁最早提出汇率风险源自“因各国货币不同且货币间汇率波动导致的支付结算风险”，表现为交易风险、经济风险、储备风险、会计风险；我国的主要汇率风险源自对外贸易、国家外汇储备、对外债务、会计折算。唐建宇指出汇率风险来自“国际货币汇价多态化巨幅波动、国内汇率预测和风险意识不足、国际收支宏观管理不善造成的对外经贸活动的损失”。王仲兵认为汇率风险来自我国外币之间的、外币与人民币之间的外汇交易。安增军、杨继国基于亚洲金融危机有关研究指出汇率风险源于汇率制度安排；浮动汇率制下汇率的波动是汇率风险的显现与释放过程；固定汇率制下汇率风险在短期内隐蔽，随着风险的不断积累，在长期内以金融危机的形式集中爆发。

（三）会计

Brian Kettell提出汇率风险的会计内涵是“产生于货币币值波动的现金流动变化性”，计量内容是“在未来某时点按现付或预定汇率不同的汇率兑换货币的风险”；汇率风险的会计计量问题在于会计处理反映汇率变化对企业的现期影响，而非远期影响。他把现金流动分为契约型和非契约型，契约型现金流动的汇率风险在于债权债务及款项收付中资金流动与汇率波动方向，非契约型现金流动的汇率风险在于出口收入和进口成本与汇率波动的关系。根据购买力平价理论和费雪效应，利率与汇率、价格与汇率的长期一致性使上述现金流动在长期内不受汇率风险的影响，但如何运用会计处理反映短期汇率风险存在困难。我国黄良瑜指出提前确认未实现汇兑损益对汇率风险反映存在问题：未实现汇兑损益的提前确认导致所得税提前缴纳、利润提前分配、经营资金短缺和波动，忽视汇率风险中的交易风险；汇率逆转导致企业经营成果虚假反映，与谨慎性原则矛盾，忽视汇率风险中的折算风险。姜佳秀子（2012）提出基于企业社会责任理论（包括利润最大化理论、利害相关者理论、三重底线理论）与会计谨慎性原则对汇率风险实施会计管理，方法包括修正当期确认法、全面收益表补充列示法等。

二、汇率风险会计准则概念框架现状

我国《企业会计准则第19号――外币折算》（以下简称“19号准则”）中外币交易会计处理逻辑是区分货币性项目与非货币性项目。货币性项目是会计主体“持有的货币和将以固定或可确定金额的货币收取的资产或者偿付的负债”，主要是货币资金、应收款项、应付款项、各种借款、债务证券等；非货币性项目是“货币性项目以外的项目”，可以是存货、固定资产、无形资产、长期待摊费用、长期股权投资等。针对货币性项目，资产负债表日与初始确认或后续计量时点汇率的差异计入汇兑损益。针对非货币性项目，历史成本计量的项目不计量汇率变动；以存货汇率减值方向的变动，同时计提存货跌价准备和资产减值损失；公允价值计量的项目根据汇兑差额调整自身金额与公允价值变动损益。我国《企业会计准则第37号――金融工具列报》（以下简称“37号准则”）中汇率风险的认定是以区分金融与非金融因素为基础的，定义“汇率风险”为“公允价值或未来现金流量因外汇汇率变动而发生波动的风险”。19号准则未提及汇率风险，因此把37号准则运用于19号准则时，非金融工具会被认为不存在汇率风险。我国《企业会计准则第22号――金融工具确认和计量》定义金融工具为“形成一个企业的金融资产，并形成其他单位的金融负债或权益工具的合同”。部分货币性项目不满足该金融工具定义，虽以资产负债表日汇率计量，但不能认定为存在汇率风险。现有概念框架导致会计准则在以下方面难以协调。

（一）风险反映

现有会计准则的显著缺陷是无法有效反映长期项目的风险。以历史汇率计量的长期外币非货币性项目时间跨度较长，历史汇率无法有效反映其风险水平；资产负债表日汇率至少反映截止会计期末的部分公允价值信息，而历史汇率几乎不包含公允价值信息。以资产负债表日汇率计量的长期外币货币性项目仅能反映已发生的汇率风险，长期汇率风险对货币性项目预期现金流量的折现金额没有在会计计量中体现；当汇率极端异常变化时，该处理也错误反映短期汇率风险。长期汇率风险反映缺失影响未来某时点会计主体的实际现金流动金额，无法反映长期货币性项目的经济实质；以外币长期借款为例，长期借款会计计量关键点即对实际归还款项这一经济实质的反映，按资产负债表日汇率折算的会计处理忽略了资产负债表日至未来还款日的汇率风险，无法反映实际归还款项。

（二）变动计量

货币性项目的未实现汇兑差额已提前确认为汇兑损益，如汇率大幅逆转，已确认为汇兑损益的未实现汇兑差额无法实现，既导致汇兑损益不真实可靠，又不符合谨慎性原则。同时，19号准则以货币性作为汇率变动损益化标准的逻辑存在诸多特例：构成对境外净投资的货币性项目与可供出售外币非货币性项目的汇兑差额计入其他综合收益。由于外币折算目标及处理原则的缺乏，汇兑差额的损益化和权益化处理有所矛盾，未按统一的逻辑进行规范。

（三）折算主体

19号准则定义外币折算主体为采用不同于会计报告主体记账本位币的境内外“子公司、合营企业、联营企业、分支机构”。随着“一带一路”战略的实施，我国企业走出去的步伐日益加快，境外经营方式不断丰富。在产品进出口、国际技术转让、国际租赁、国际工程承包、国际劳务合作、国际基金投资等经济活动中，折算主体的形式已不再局限于19号准则的定义，譬如，境外代购人、出口产品售后服务团队、境外技术转让的工程师团队、湿租的机组、境外承包工程的施工队、劳务输出的医护团队、国际基金投资的经纪商。原有的折算主体定义没有涵盖所有面临汇率风险的经营主体。

（四）汇率选择

19号准则可选择的汇率包括即期汇率和“按照系统合理的方法确定的、与交易发生日即期汇率近似的汇率”，没有明确可以使用方法的具体内容。实践中汇率选择多样：按汇率制定机构，可分为外汇管理局汇率（折算率、中间价）、商业银行汇率（汇买/卖价、钞买/卖价、折算价）、集团公司汇率（集团公司的集团内使用汇率）、银行间外汇市场汇率（询价、竞价）；按汇率选取时间，可分为期初汇率、期末汇率、当期平均汇率。虽然平均汇率被广泛运用，但准则未明确汇率的平均方法。汇率选择的关键因素是如何使被选择汇率体现汇率风险。

三、改进建议

本文概念框架改进的逻辑是流动性标准与谨慎性原则：以流动性标准区分长短期汇率风险，以谨慎性原则判断风险损益结果。针对上述问题，本文提出流动性标准、谨慎性原则及全面收益观的改进建议，见下表。

（一）流动性标准

约翰・梅纳德・凯恩斯于1936年在《就业、利息和货币通论》最早提出了流动性的概念。财务流动性指资产和负债的形态持续一年以下，是企业资产经正常程序无重大损失地转换为现金并以之履行有关契约的过程和能力。流动性标准基于会计分期假设，1年以内为流动性项目，1年以上为非流动性项目。汇率风险按期限存在长短之分，流动性项目面临短期汇率风险，非流动性项目面临更多的长期风险。本文尝试运用流动性标准替代现有的货币性标准，即流动性项目变动在汇兑损益中作损益化处理，非流动性项目在其他综合收益中作权益化处理。

（二）谨慎性原则

谨慎性原则要求不高估资产和收入、不低估负债和成本，因此汇兑损失宜损益化、汇兑收益需再考量。流动性项目的收益需再考量汇率的短期变动可能，尤其是短期内汇率逆转的可能性；基于可能性的判断对未实现汇兑收益进行损益确认。非流动性项目的收益需再考量汇率的长期波动趋势，预测并判断收益的可实现性，评估可实现金额；基于可能性与金额的估计对未实现汇兑收益进行权益确认。

（三）全面收益观

美国财务会计准则委员会于1980年在第3号财务会计概念公告中最早提出了全面收益观的概念。全面收益观下外币折算需全面披露已实现和未实现的损益与权益金额，说明汇兑损益与其他综合收益中汇兑差额的实现方式与金额。全面收益观要求按实现原则确认收入，慎重确认仅可能但尚未实现的汇兑损益。高流动性的外币项目因期限较短，汇兑损益可实现性较高，宜损益化；反之，低流动性项目可先权益化反映其变动，不宜立即损益化。

货币基金收益论文例10

关键词：货币政策 黄金价格 markov -var模型 脉冲响应

引言

20世纪70年代以前，由于黄金价格基本由各国政府或央行决定，金价相对比较稳定。但自从布雷顿森林体系解体之后，黄金价格开始市场化，不再与美元直接挂钩，也致使影响黄金价格变动的因素越来越多，其价格波动性明显增大。而世界各地的中央银行是黄金市场的主要参与者，且目前全球黄金白银的定价中心仍然是在欧洲和北美，黄金的价格也还是以美元标价。也就是说西方重要国家特别是美国的货币政策仍对金价有着举足轻重的影响。美国自2000年的科技股泡沫破灭之后，美国政府实行长期的扩张性货币政策，连续13次降息。面对最近一次的金融危机，各国央行也采取了一系列前所未有的政策去共同抵御全球经济衰退的风险。黄金又是在危机中保值的有效手段，在此背景下货币政策与黄金价格的关系成为当前货币金融理论研究中最前沿的问题之一，尤其是2008年全球金融危机的爆发，黄金价格的波动和货币政策对黄金市场的调控效力成为国内外经济理论界和政府相关部门关注的焦点。

对此很多国内外文献基本都是从几个重要的货币政策指标（如美元利率、美元汇率、cpi等）的角度对黄金价格的影响做分析研究，且基本都是采用的线性模型。但由于金价波动的无规律性，采用线性模型有很大的局限性，且不同的货币政策对黄金价格波动的不同阶段的影响程度也不同。对此，本文采用markov（马尔科夫）区制转换var模型将这种机制的转换作为一个内生变量，在模型的估计中用一个统一的模型来拟合，使得拟合结果更符合实情。而markov模型就是解决此类随机过程的一种重要的数学模型。markov模型的研究对象的状态s（t）是不确定的，它可能取k种状态：si（i=1，2，...，k）之一，有时甚至可取无穷多种状态的模型。在建模时，时间变量也被离散化，我们希望通过建立两个相邻时刻研究对象取各种状态的概率之间的联系来研究其变化规律，故马氏链研究的也是一类状态转移问题。

理论基础

（一）黄金定价理论模型

根据商品定价理论，我们用传统的供求规律理论从黄金的供给和需求两个方面来研究黄金的定价机制。

1.首先从黄金的供给来看，黄金的供给主要来自矿产金、再生金以及各国的央行官方售金。这里我们用qsg，qsm，qsr，qsof分别表示黄金供给量、矿产金供给量、再生金供给量以及官方售金供给量。则有关系式：

qsg=qsm +qsr+qsof （1）

2.需求方面，黄金的需求主要有制造需求和投资需求构成。制造需求可分为首饰制造需求、工业需求，它们的需求主要受当前黄金价格的影响。投资需求主要可以分为资产配置需求、避难需求以及对冲宏观经济风险需求，它是构成需求波动的主要部分。这里我们用qdm，qdi分别表示黄金的制造需求和投资需求。则有关系式：

qsg=qdm+qdi （2）

当黄金市场的总供给等于总需求时，黄金的价格也就达到了均衡。而货币政策基本都是通过影响黄金的需求，特别是投资需求来影响黄金价格。首先，通过黄金价格定价的供需模型看，利率是影响资金成本并改变对黄金的投资需求的重要因素，且对金价有重要影响的是扣除通胀后的实际利率水平，扣除通货膨胀后的实际利率是持有黄金的机会成本，实际利率为负的时期人们更愿意持有黄金。其次，对于货币供应量的变化，会使得美元欧元以及英镑等法定货币贬值在未来有巨大不确定性，可能会导致全球投资者继续增持黄金以对抗货币的贬值风险，所以货币供应量也是从黄金的投资需求方面影响着黄金价格。最后，世界黄金市场一般都以美元标价，美元贬值往往与通货膨胀有关，而黄金价值含量较高，在美元贬值和通货膨胀加剧时往往会刺激对黄金保值和投机性需求上升，所以美元汇率也是货币政策影响金价的一个重要金融工具和指标。美元指数又是综合反映美元在国际外汇市场的汇率情况的指标，用来衡量美元对一揽子货币的汇率变化程度。因此本文选取广义货币供应量（m2）、联邦基金利率以及美元指数作为货币政策的重要指标来反映货币政策对金价的影响。

（二）markov模型

1.马尔可夫行（无后效性）。过程（或系统）在时刻t0所处的状态为已知的条件下，过程在时刻t>t0所处在状态的条件分布与过程在时刻t0之前所处的状态无关。

2.马氏过程。设{x（t），t∈t}对任意n个不同的t1，t2，...，tn∈t且t1

p（x（tn））≤xn|x（tn-1）=xn-1，…，x（t1）=x1）=p（x（tn））≤xn|x（tn-1）=xn-1），则称x（t）为马尔可夫（markov）过程，简称马氏过程。

3.markov链。设随机过程{x（t），t∈t}，其中时间t={0，1，...}，状态空间i={0，1，2，...}，若对任一时间n，以及任意状态i0，i1，…in-1，i，j，有：

p{（x（n+1））=j|x（n）=i，x（n-1）=in-1，…，

x（1）=i1，x（0）=i0}=p{（x（n+1）=j|x（n）=i}，

则称{x（t），t∈t}为袷马尔可夫链（或马氏链），简记为{xn，n 0}。

（注：马氏链由p{x0=i0}和条件概率p{xn=in|xn-1=in-1}决定）  

4.一步转移概率。马氏链在时刻n处于状态i的条件下，到时刻n+1转移状态j的条件概率， 即p{（xn+1=j|xn=i}称为在时刻n的一步转移概率，记作pij（n）一步转移概率满足：（1）pij（n）≥0，i，j∈i

（2） pij（n）=1，i∈i

由于概率是非负的，且过程从一状态出发，经过一步转移后，比到达状态空间中的某个状态。

（三）var模型

var模型即向量自回归模型。这种模型采用多方程联立的形势，它不以经济理论为基础，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。var模型是最回归模型的联立形式，所以称向量自回归模型。假设y1t，y2t之间存在关系，如果分别建立两个自回归模型y1t=f （ y1，t-1，y1，t-2，…），y2t=f&

nbsp;（ y2，t-1，y2，t-2，…），则无法捕捉两个变量之间的关系。var模型的结构与两个参数有关。一个是所含变量个数n，一个是最大滞后阶数k。

（四）滞后 p 阶的ms-var（p）模型

这是一种基于马尔可夫区制转换（markov-switching）的向量自回归模型（var），它允许回归参数依赖于一个不可观测的区制变量而时变，且此不可观测的区制变量遵行markov-switching（ms）过程。

对一个k维时间序列构成向量yt=（y1t，y2t，…，ykt ），则其滞后p阶的ms-var（p）表达式如下：

yt= v +a1 yt-1+…+ap yt-p+μt （3）

其中，μt i.i.d.n（0，σ（st）），st表示不可观察的区制变量。

假设不可观察区制的已实现值st∈{1，2，...，m}是一个离散时间和离散状态的马尔可夫链，则其从区制i到区制j的转移概率为：

pij=pr（st+1=j|st=i）， pij=1 （4）

对于（3）式中，若误差项服从正态分布，则方程（3）为稳态高斯var（p）模型的截距形式，它可以写成如下的均值调整形式：

yt-μt=a1（ yt-1-μ）+…+ap（ yt-p-μ）+μt （5）

其中，μt nid（0，σ（st）），且有

（6）

在模型（5）刻画均值的过程中，若区制发生一个当即的一次性跳跃，则模型也会随之变化。但是在某些情形下，当模型从一个区制转移到另一个区制时，假设均值平滑地到达另一个行的水平是不合理的。此时则要使用以下的截距项区制依赖模型：

yt= v +a1 yt-1+…+ap yt-p+μt （7）

与线性 var 模型不同的是，ms-var（p）模型的均值调整的（5）式和其截距调整的（7）式并不是等价的。它们刻画了可观测变量在区制变化后的不同动态调整模型。因此，我们可以使用markov区制转换模型的极大似然估计（ml）算法来估计模型的均值调整式和截距调整式，并通过估计区制变量st的价值概率来划分区制变量的主要状态。

实证分析

（一）变量选取和数据处理

本文选取黄金价格（伦敦黄金现货下午定盘价）、货币供应量（m2）、美元有效联邦基金利率以及美元指数作为变量，选取三者自1996年1月到2011年12月的168个月度数据作为研究样本（所有数据均来自于世界黄金协会（wgc）官方网站，国际货币基金组织（imf）统计年鉴）。首先对所有的数据采用census-x12的方法进行季节性调整，然后为了消除时间序列中可能存在的异方差性均对各变量进行对数化处理再对其进行一阶差分。则dlngp表示黄金价格收益率，dlnm2表示货币供应量的对数增长率，dlnffr代表联邦基金利率的对数增长率，dlnusdx代表美元指数的对数增长率。最后运用guass软件对数据进行ms-var分析。

（二） 平稳性检验

在此我们采用adf法，通过增加变量的滞后项来消除残差项的自相关，进行单位根检验判断是否平稳。

由表1可以看出，货币供应量的对数，联邦基金利率的对数，美元指数的对数以及黄金价格的对数的一阶差分均是平稳，也就是说货币供应量的对数增长率，联邦基金利率的对数增长率，美元指数的对数增长率以及黄金价格的收益率均是平稳的。

（三） ms-var模型的选择

构建包含货币供给的对数增长率（dlnm2）、联邦基金利率的对数增长率（dlnffr）、美元指数的对数增长率（dlnusdx）以及黄金价格的收益率（dlngp）的ms-var模型。黄金价格的变动存在大幅上涨期和大幅下跌期，本文选择两个状态，即两种区制。则本文建立两个区制的ms-var模型，分别建立均值调整和截距依赖的模型，同时考虑模型方差受区制变量s（t）的影响。通过aic、hq、sc 和对数似然值选择最优模型。从aic、hq、sc 和对数似然值规则来看，msih（2）-var（3）的拟合效果最优。限于篇幅，只列出了滞后3阶、两个区制的各马尔可夫模型的aic、hq、sc 和对数似然值指标（见表2）及最优模型的实证结果（见表3）。通过比较个模型的指标值，我们可以看出最优的模型为msih（2）-var（3）。

表4的数据表明，处于状态1即金价上涨期时的概率为0.9324，处于状态2即金价下跌期时的概率为0.2195；由状态1转移到状态2的概率为0.0294，由状态2转移到状态1的概率为0.0179。这说明1996年以来，黄金价格处于上涨期的持续时间较长，且当月大幅上涨而下月大幅下跌以及当月大幅下跌而下月大幅上涨的可能性均很小，图1为两个区制下的概率估计。

（四） 脉冲响应分析

分别给货币供给增速、联邦基金利率变动、美元指数变动一个正的冲击，分析黄金价格收益率的响应，并做比较分析。根据分析的结果得出：

给定货币供给增速一个正冲击，得出在区制1下，黄金价格收益率会立即上升，且在滞后6-9个月的累计响应达到最大4%左右。在区制2 下，货币供给增速对金价收益率的影响相对较小，要在2个月后才会有正的响应。即货币供给增速对金价收益率有正向影响，且在金价大幅下跌时的刺激作用比金价大幅上涨时的刺激作用明显。

给定联邦基金利率的变化率一个正的冲击，可以得出在两个区制下，黄金价格收益率的响应特别是当期的响应均很小，几乎接近于0。在区制1下，联邦基金利率表现出对金价的正向响应，但此累积响应保持在一个很小的正数水平。在区制2下，在当期金价收益率上涨了0.029，但在17个月后响应开始变成负的，但仍然维持在一个很小的水平。

给定美元指数的变化率一个正冲击，在两种区制下黄金价格的收益率都会出现负向响应，但响应程度及滞后时间有一定的差别。在区制1下，2个月后会出现负向响应，金价的收益率会持续下跌1.26，直到第10个月开始收敛。在区制2下，当期的金价收益率便会下跌2.09，之后的下跌更为明显，直到第16个月开始收敛。可以看出黄金价格的收益率在两种区制下的响应程度和收敛速度在区制2下要比区制1下明显。

结论

本文采用非线性的markov区制转换var模型，分析了1996年美国经济成功实现经济软着陆以来，货币政策与黄金价格之间的动态关系。实证分析结论表明，系统存在两个区制，区制1为黄金价格处在大幅下跌期，且货币政策处在相当宽松的状态；区制2为黄金价格处在大幅上涨期，且货币政策处在一般宽松的状态。随后，利用区制的脉冲响应分析法得出：在两种区制状态下货币政策工具对黄金价格均存在一定影响，但影响的效果有所不

同。

总体上讲，货币供应量对黄金价格有正向的影响关系，但在不同区制下的影响效力有所不同，主要表现在影响时间上。在金价大幅下跌期，货币供给增速的变化会立即影响到金价收益率，且影响可持续9个月左右；而在金价上涨期，货币供给增速的变化对金价收益率的影响要在滞后2 月才有所表现。

美元利率对于黄金价格的影响在不同区制下的表现却相反，主要表现在影响方向上。在金价大幅下跌期，美元利率的增速会小幅度刺激金价收益率的增长；但在金价高涨期，美元利率增速的增加反而是降低了金价的收益率。这说明黄金价格与联邦基金利率的关系较为复杂，长期看来却呈反向关系。 美元指数对黄金价格有负向的影响关系，但在不同区制下对金价的影响效力也有所不同。在两区制下，主要表现在影响程度上。美元指数的提高会使金价的收益率下降，但相比较而言，美元指数对黄金价格的抑制作用在金价大幅上涨时更加明显。

总体来说，货币政策对于黄金价格的影响在金价的上涨期和下跌期的作用效果和响应时间是有所不同的。我们可以在金价变动的不同时期，通过分析货币政策的变动来做相应投资分析。

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