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政策影响范文10篇

时间：2023-04-09 15:50:41

政策影响

政策影响范文篇1

“热钱”流入降低了货币政策的独立性与主动性

首先，热钱流动与货币政策方向和目标往往不一致。当一国中央银行为抑制通货膨胀而提高利率时，热钱会大量涌入，迫使该国被动增加货币投放，抵消了相关货币政策的效应。而当国内经济形势低迷或恶化，中央银行采取放松银根、降低利率的政策，热钱又会转换成外币迅速撤离，使增加货币供应量的政策操作效应减弱。同时本币面临更大贬值压力，资本市场的资产价格进一步下跌，降低公众对经济前景的预期，一定程度上抵消了扩张性货币政策的成效。不过，在实现资本自由流动和浮动汇率的国家，当国际收支经常项目出现较大逆差时，中央银行有时会调节短期利率吸引包括热钱在内的国际短期资本流入，以弥补经常项目逆差，促进实现外部均衡，因而具有较强的货币政策主动性。而我国中央银行对利率的调控完全是针对经济内部失衡或为改变国有企业利息负担，因此由利率调整所引起的热钱流动与货币政策的方向和内部平衡目标通常不一致。如1993年下半年以后，央行为抑制通货膨胀而采取紧缩性货币政策，将一年期存贷款利率提到10.98%的高位，一部分“热钱”伺机而入，混入我国套取利差、汇差。在维持人民币汇率稳定和实行强制结售汇制前提下，央行被迫扩大人民币投放，从而削弱了适度从紧的货币政策的力度。再如2002年，我国结售汇顺差达648亿美元，上升48.5%，如此大的顺差进一步增加了央行在货币投放方面的压力和经济通货膨胀的压力。

其次，热钱的隐蔽性使外汇指定银行和中央银行难以区分所结售外汇的性质，因而加大了央行运用货币政策工具进行调控的难度。当中央银行的调控措施经过一段时滞产生效果时，具有高度流动性和不稳定性的热钱很可能因国际金融环境的变化等因素又突然调转方向，使货币政策失效甚至适得其反。

“热钱”流入使利率政策与汇率政策产生一定的冲突

在实行资本自由流动和浮动汇率制度的国家，利率和汇率有着极为密切的联系。通常，当一国利率水平高于别国时，会吸引外国资本包括热钱流入，使外汇供过于求，本币升值；反之，则使本币贬值，因而其利率政策与汇率政策之间没有冲突。在对经常项目与资本项目都实施严格管制和实施固定汇率制的国家，利率与汇率之间的联系可以被割断，即使国内外利差较大，利率政策与汇率稳定政策也可以相对独立地实施，彼此没有冲突，我国在1994年以前基本上属于这种情况。90年代中期以后，我国的经常项目和部分资本项目已经放开。由于利率的市场化程度较低，无法通过市场供求及时进行调整，国内外容易形成较大的利差，同时，政府对汇率的隐性和显性担保，使人民币汇率保持较强的稳定性，汇率风险小，以套利为目的的国际热钱出入我国几乎不需要承担汇率风险，必然想方设法绕过或突破资本管制，从而引起利率政策与汇率政策的冲突。如1998年以来，我国中央银行一方面要维持汇率稳定，一方面为治理国内通货紧缩而连续降息。由于中美经济周期不一致，人民币利率与美元利率出现倒挂：人民币一年期定期居民储蓄利率从1996年10月23日以前的7.47%逐步下调，到1999年6月10日下调到2.25%，而同期美国经济过热，1999年6月份以来，美联储连续六次加息，联邦基金市场利率由1998年的4.75%上升到2000年年中的6.5%.本外币利率倒挂以及对人民币贬值预期的加剧使得在90年代中期流入我国的热钱大量抽逃，使汇率稳定政策受到较大的冲击。2002年结售汇出现大量顺差，已给我们敲响了警钟，目前我国已出现了外汇流入大于外汇流出的逆转，我们必须对此提高警惕，给予密切关注。

热钱”流入削弱货币政策中介目标与最终目标的相关性

当热钱流入我国以后，如果央行对由此形成的外汇占款不作反应，则会导致超额货币供给，形成通货膨胀隐患或加剧已有的通货膨胀压力，影响币值稳定目标的实现。所以，央行一般会通过“对冲”操作，减少或收回对商业银行的再贷款，或通过人民币公开市场业务回笼基础货币。此时，虽然基础货币和货币供给总量保持基本不变，但基础货币投放渠道与货币供给结构却发生了显著的改变，从而使货币供给量这一中介目标与国民生产总值、物价等变量的相关性减弱，也会影响币值稳定以及经济增长目标的实现。这是因为，热钱混入经常项目下或通过其他渠道流入与外贸企业出口真实结汇所引起的基础货币投放截然不同。在后一种情况中，外汇占款直接流向了有外汇收入的涉外企业。同时，在当前银行业和证券业分业经营、分业管理的体制下，商业银行的资产结构仍然以企业贷款为主，央行的“对冲”操作将使商业银行投放到内向型企业的信贷资金相应减少。货币资金虽然在不同类型的企业之间进行了重新分配，但仍然在实体经济部门之间和生产要素市场、商品市场运动，满足企业生产流通需求，因而并没有发生质的变化。而在前一种情况下，一方面，与热钱相对应的外汇占款所形成的货币供给直接流向股市、房地产或外汇等市场，转化为虚拟资本，纯粹是为了满足投机需求，若数额较大，还可能推动资本市场泡沫的膨胀，而另一方面，中央银行再贷款的减少会压缩投入到实际经济部门的货币供给，使企业的生产资金不足。此外，当热钱的流入达到相当的规模时，央行还可以通过提高商业银行的法定存款准备金率、降低货币乘数来抵消热钱流入导致的超额货币供给。这种方式同样是减少了商业银行对企业的贷款，与前述对冲操作对货币供给结构的影响是基本相同的，即货币供给结构也将发生质的变化，造成货币供给总量充足与企业资金紧张并存，只是法定准备金率具有的猛烈性可能对实体经济造成更大的冲击。

据人民银行的统计，2003年上半年，我国中央银行通过外汇公开市场业务投放基础货币3876亿元，其中不乏流入我国热钱混入，到6月末，我国广义货币和狭义货币的增长幅度比GDP和居民消费物价增幅之和高12个百分点。总体看，货币供应量增长已处于较高水平。造成上半年货币供应量增长严重偏离GDP增长的原因虽然较多，有相当数量热钱流入无疑是一个重要因素。

政策影响范文篇2

一、税收政策对保险政策的影响。

税收政策是国家财政为实现财政收入，调节经济而制定的税收行为规范。税收政策对保险政策的影响体现在国家对保险业的税收政策上。国家对保险业的税收政策是指国家对保险的税率、税种以及税收分配等设定行为规范，以实现税收征收和合理的分配。国家对保险业的税收政策是否合理和完善，关系着保险政策的实现以及保险业的发展。

我国长期以来对保险实行的是严格的税收政策，并且税收制度不尽合理和完善。

1．长期的高税率和不合理的保险调节税的设置（1994年以后取消调节税），削弱了保险公司的积累能力。保险公积金是按税后利润的一定比例计提的，税率的高低、税种的多寡对税后利润的影响是显而易见的。较高的税率和不合理的调节税的设置必然减少保险公司的税后利润，保险公积金的积累也就自然减少。由于保险公积金是保险偿付能力的重要组成部分，因此，长此以往必然会影响到保险公司的偿付能力。这有碍培育保险市场主体，稳定保险市场的保险政策目标的实现。

2．不公平的所得税率政策，破坏了保险市场秩序的重要基础——公平竞争。1997年以前，原中保集团公司的所得税率高于国内其他股份保险公司。外资保险公司的所得税率一直低于内资保险公司。这种不公平的所得税率政策导致保险市场各竞争主体竞争起点的悬殊。竞争的不公平影响了建立规范有序的保险市场的保险政策目标的实现。

3．实行统一的营业税率不利于保险产业发展政策的完善。我国现行营业税除寿险、农险免税外，其他一切险种都不分税种实行统一的8％比例税率，难以体现国家对各险种的政策导向，使保险产业发展政策难以配合国家经济发展计划，适应国家经济发展方向的需要。

4．不尽合理和完善的保险税收分配制度，影响了地方政府对保险业支持的积极性。我国保险营业税和涉外保险业务的所得税一直归地方财政支配。（1997年后提高的3％征收的营业税归中央政府）国内保险业务所得税的分配如上所述经历了一个变化过程，但总的来讲，现行保险税收分配制度难于体现保险公司对地方财政的贡献，因而影响地方政府对保险业的支持，也在一定程度上削弱了保险公司对地方财政的影响，而且现行分配制度上兼顾了中央财政与省级地方财政之间的利益，并没有兼顾到省级以下各级财政的分配关系。

二、建立合理完善的保险税收制度。

由前所述，恢复国内保险业务以来，财政与保险的关系逐步理顺，保险税收制度逐步建立和完善，保险税收政策也逐渐宽松，但总的来讲，保险税制仍不完善，保险税收政策仍然严格，制约了保险政策的实施以及政策目标的实现。为充分发挥保险税收政策对保险的促进作用，国家财政应对保险施行宽松的税收政策，建立合理、完善的保险税收制度。

1．降低保险税率，取消外国保险公司的“超国民待遇”。考虑到保险业在国民经济中的特殊地位以及我国保险业发展水平还很低，还不足以为社会提供较好的保障的实际情况，我国保险税率应适当降低。另外，为增强民族保险公司的市场竞争能力，国家应取消外资保险公司的优惠税收政策，对外资保险公司在税收上实行国民待遇。

政策影响范文篇3

一、税收政策对保险政策的影响。

我国长期以来对保险实行的是严格的税收政策，并且税收制度不尽合理和完善。

5．缺乏居民个人购买保险的税收优惠政策，影响了保险需求的有效扩大。我国目前只对法定社会保险费实行免税，而对个人自愿购买寿险则没有相应的税收优惠政策，未能为引导人们将储蓄和投资中具有保险因素的部分转向保险市场提供相应的政策环境。

二、建立合理完善的保险税收制度。

政策影响范文篇4

传统的贸易理论分析其实是把贸易政策当成了国家追求福利最大化的工具，是外生的，而新政治经济学在分析贸易理论时，考虑到公众等方面的因素，其实根本上来说是内生的。因此我们在做政治经济学分析的时候要考虑到公共选择，也就是要从政府自身的目标，利益集团等方面着手。中国从改革开放以来，经济发展迅速，公共的利益表达相对于以前更加突出，但是我国的政治体制一直是中国共产党领导的民主集中制，和西方国家的分权制是不一样的。贸易政治决策主要是以中央政府为主。在发达国家各种利益集团游说要进行注册登记，是合法的行为，是一个很庞大的团体，对政策的制定实施很有影响力。虽然有各种利益团体存在，利益表达并不是非常明显，主要通过地方政府和中央之间进行联系。相对来说中央政府在服务贸易的决策过程中起到主导作用。关于政治决策对贸易政策影响的模型有阿兰•希尔曼（ALHillman）构建了政治支持模型，以斯蒂格勒（Stigler）与皮斯曼（Peltzman）提出的经济管制理论为基础，将关税税率视为政府在政策抉择上的最优化问题。政府需选定一个均衡关税水平，使来自于利益集团与消费者的总体政治支持最大化[1]。芬德利（Findlay）与威尔士（Wellisz）提出游说支出模型，构造了一个对立利益集团之间的游说竞争模型。格罗斯曼（Grossman）与赫尔普曼（Helpman）提出了影响当权政府的政治捐献模型——“保护待售”模型，认为利益集团的政治捐献应集中于已胜出的当权政府，其目的与动机便是通过捐献直接影响当权政府的贸易政策，政府为实现其自身福利最大化，依赖于获得的总的捐助和选民的福利。许多经济学家基于上述模型对利益集团对政府政策制定的影响做了研究。格罗斯曼与赫尔普曼通过1995年的游说揭露法案第一个收集了关于利益集团联合游说花费的数据，建立数据系统来来记录美国行业部门政治性组织游说的程度。指出行业竞争越激烈，更倾向于一起游说。有更高集中度和产品差别的行业则倾向于独立游说。在最近文献中，特定利益集团也被用来加入模型中，作为一个影响因素使模型更全面。莫妮卡•兴法尔（MonicaSinghal）关于财政联邦主义提出了一个新的理性模型[2]，加入了特定利益集团的潜在作用来影响公共基金的分配。巴勃罗•斯皮勒和桑尼•廖）（PabloT.Spiller，SannyLiao（2006）在调查中提供一个框架来理解特定利益集团参加公共政策决定。发现立法者有重要政策制定角色的情况下更倾向于发展更多明显和直接的利益集团行为。竞争贡献，游说和诉讼之间的权衡也被体制环境的性质影响。强调公共机构环境的作用来理解利益集团策略。我国的许多经济学者运用了贸易政策的政治经济学分析对许多国际和国内发生的重大事件进行了合理和全面的分析。高建从小布什上台执政后美国现行贸易政策的特点入手，进行政治经济学分析，指出美国贸易政策带有重商主义，针对美国的贸易政策中国采取的相应对策，有很深刻的现实意义[3]。胡海波在《贸易政策的政治经济学分析》中综述了贸易政策决定的政治经济学模型，并对国内进行贸易政策政治经济学分析的文献进行概括[4],仝娜利用中点选民模型对产生保护贸易政治原因进行分析，并进行数学化推导[5]。

以上这些研究得出的结论基本符合现实情况，但是在模型设立上有很大缺陷，他们没有考虑到中国的政治制度和西方国家的分权制是不同的，他们把地方政府作为分析的目标，地方政府高度自治。而且把中国内部市场按地区划分，但是中国是一个民主集中制的国家，中央政府在政策决策过程中占的绝对重要的地位，因此本文选取变量的时候都是从中央政府的角度综合做出判断，并且在选取的也是按服务贸易部门来分类的，而不是按照地区来划分。

二、中国服务贸易政策的政治经济学分析

从国内外形势来看，政府的政策导向对于企业对外投资发展至关重要。根据中国的经济发展状况，下面分析影响我国政府制定服务贸易各部门开放度的具体影响因素，这里我们考虑比较重要的和服务贸易关系比较大的因素，按照服务贸易中政策决策过程中的影响方面来分析。

（一）国家自身利益，实现经济和产业发展

1.国内生产总值GDP。一国的经济发展水平首先体现在该国的GDP上，因此反过来说对GDP贡献度比较大的服务贸易部门开放度也会比较大，这是相互促进的。

2.服务贸易各部门发展。竞争力越高的部门，在国际中占据市场份额越大，其抗风险能力和开拓市场的能力都比较强，所以国家对这些部门开放度都比较高。

（二）各方利益集团的利益诉求

1.因为我国是民主集中制的国家，在研究服务贸易政策的政治经济学分析的时候，国家的目标和整个国家民族的利益会被放在第一位，并且占有比较重的比例，因此各种利益团体对我国服务贸易政策的影响并不是很大，主要考察国家层面上会考虑的对服务贸易整个产业来说比较有利的因素，进行实现国家经济发展，收支平衡，充分就业等目标[6]。

2.投资水平。一国的投资水平首先代表着一国的繁荣程度，而且里面也涉及到了外企在中国的利益，因此外商对各服务部门的投资数也是国家会考虑的因素，同GDP相似，投资水平和开放度之间也是相互作用的。

（三）国家经济安全因素

1.外汇储备。外汇储备对一国经济和社会活动的影响分为两方面。一定的外汇储备是一国进行经济调节、实现内外平衡的重要手段，国家利用外汇储备保持汇率稳定，一般说来，外汇储备的增加不仅可以增强宏观调控的能力，而且有利于维护国家和企业在国际上的信誉，外汇储备对维护一国金融和币值的稳定有重大的意义，因此国家出于安全考虑会控制外汇。

2.保护政治敏感行业中国对涉及健康，娱乐服务贸易领域，采取抵制开放，因为西方国家的企业进入本国的媒体、娱乐和等服务业后，会带来诸多社会文化、青少年价值观的形成等方面的影响，有可能损害本国利益，所以一定要保护，这些行业都是服务贸易的敏感行业。

三、中国服务贸易政策影响因素的实证分析

（一）服务贸易部门的选取和变量的设定

本文选取服务贸易开放度作为因变量来进行衡量，因为货物贸易的保护或者开放程度可以用关税来衡量，但是服务贸易有很多是不受关税限制的。所以现在通用的检验服务贸易壁垒的指标就是服务贸易的开放度。服务贸易开放也可称为服务贸易自由化，是一种服务贸易政策。服务贸易开放水平一般用服务贸易壁垒的削减程度来衡量。也就是说服务贸易壁垒水平较高，则开放水平较低。国外的研究成果主要分为频度指标法、数量指标法、价格指标法和财务指标法。由于本文探讨的是服务贸易而非整个服务产业，所以在定量分析上以有贸易的服务行业数据为基础的评价指标和中国服务贸易保护程度之间的关系进行检验。根据郭浑仪的研究可知中国对通讯，金融商务，旅游等都作出了减让承诺。所以本文选取了通信，旅游，金融，运输这几个比较有代表性的行业进行实证分析[7]。根据上面的理论分析，我们选取下面的变量作为因变量。1.国际服务贸易竞争力。这是一个比较宽泛的概念，一国国际服务贸易竞争力指的是一个国家在市场竞争的环境和条件下，与世界其他国家的竞争比较，其核心是国际服务贸易产业竞争力[8]。一个行业的竞争力与这个行业的开放水平应该是正相关的关系。服务贸易竞争力用cop表示。2.中国服务贸易对GDP的贡献率。它代表了我国服务贸易部门与经济增长之间的关系。如果撇开贸易结构问题，服务贸易对经济增长的推动作用也得到了大多数研究人员的肯定。胡日东利用中国1985年～2004年度数据进行回归分析，结论是长期服务贸易出口对经济增长具有推动作用，而进口则产生抑制作用，但二者净效应为正；而短期服务对经济增长的作用很小。潘爱民采用误差修正模型研究表明：服务贸易与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系；且服务贸易进口的短期波动对经济增长的短期变化比较明显。服务贸易对GDP的贡献率越大，国家出于对经济发展的考虑，应该对此行业的开放水平越高，所以二者之间应该是正相关的关系。这里用excontr表示[9]。3.中国服务贸易部分行业用汇集中度。一个行业的进口额与总服务贸易总进口额的比率即是用汇集中度。出于对国际收支平衡和节约外汇资源的考虑，国家会进行进口限制。所以用汇集中度和行业开放水平应该是负相关。用汇集中度用yhjzhd表示。4.中国服务贸易部分行业外商直接投资数。外商直接投资一定程度上有利于利用外资发展本国经济。所以国家应对外商直接投资多的行业提高开放水平。外商直接投资数与开放水平应该是正相关。这里用wsh表示。变量关系如下图

（二）研究方法

本文采用的是郭浑仪和盛斌通过利用国外学者的研究方法（赫克曼在1995年提出的“频度指标”），根据中国的入世协议书和相关附件，对中国入世服务贸易承诺减让表进行量化分析，并将结果进行国际横向比较，从中探究中国服务贸易壁垒的有效程度。以我国制造业为基准的，可以直接从Wind数据库中获得各行业的算术平均销售毛利率，用open表示。因为频度数据比较广泛的应用于某些研究估计数量或者价格的工具，也经常作为服务自由化分析的投入数据[10]。

（三）模型的建立和回归实证结果

政策影响范文篇5

由于美国次贷危机而爆发的2008年金融危机将全球各大经济体与新兴经济体卷入其中，造成全球经济衰退，各国央行不断降息，短期利率近零，美联储在雷曼兄弟倒闭后推出量化宽松货币政策，通过主要购入长期国债和其他方式向经济注入巨大流动性以应急日益崩溃的市场和各大企业，其关键是在于稳定银行体系，这种极端性政策通常是在利率无效时才推出。尽管早在2001年日本首次推出量化宽松政策后惨遭败局，在美作出这一决策后，日、英和其他主要经济体还是纷纷进入量化宽松，以此谋求金融市场稳定。这是经济危机历史上首次全球大规模采取量化宽松政策，但此政策很难把控，风险非常大，难免对全球经济金融产生深远影响并在各个层面引发恶性循环式的共振。

一般来说在正常情况下，央行降息会引发一系列资产替代，而导致证券收益率下降，而经济衰退时期就多可能出现短期利率近零，由于利率再无法下调，重复操作上述措施就可能失效，或形成瘫痪，陷入流动性陷阱。如今对于凯恩斯的这个理论存在一些争议，但无论是否有流动性陷阱，在低利率的情况下货币政策传导变得非常困难，因而量化宽松变成一个有效的措施。然而就其本质而言，量化宽松在很大程度上依赖于央行承担经济风险的程度，一旦经济无法复苏，央行承担的风险就很可能爆发，而最终由社会承担；假如经济得到复苏，其逆向操作在使市场正常化的过程中则会出现通货膨胀，引发新的恶性循环。

然而在第一次量化宽松过程中各央行背负了大量不良资产之后，经济虽然得到持续复苏，但形势疲弱，近两年来未摆脱短期利率近零状态，而通货膨胀问题仍然存在，美国在接受了这一事实和适应了这种“慢性病”后。奥巴马内阁出于一部分政治因素，提出第二次量化宽松政策，继续忽视通胀率和试图减轻对中国这个最大的债务对象的还贷压力。

二、二次量化宽松对美国和全球的影响

由于美国经济复苏缓慢乏力，就业增长迟缓，失业人口数字依然庞大，各种数据均不乐观，奥巴马内阁救援经济力不从心，中期选举失利，因而不难想象二次量化宽松这剂非常规激素被迫打入。新一轮的量化宽松通过将本来近零的基准利率再压零边，以大量买入国债和机构债券等中长期债券的方式来增加基础货币供应，向市场注入大量流动。美联储主席本，伯南克提出二次量化宽松政策不久后，G20(二十国集团会议)便在韩国举行，本次与会中有不少新兴经济体，白宫委托美联储在会上提出此政策，被“G19”联合围攻，各国央行纷纷表示担忧量化宽松既无担保又无助于应对美国以致全球的经济问题，而本，伯南克则声称-、此举是为拯救全球经济(并不只为了标治美国就业问题)。事实上此政策在美国金融投资界也引起很大轰动，美国多位来自各个金融与投资机构的投资家，基金会长，以及著名大学的经济学家联名写给伯南克一封关于反对量化宽松政策的公开信，而伯南克只是在华盛顿邮报上轻描淡写地表示：美联储并不能够独自解决所有危机。从美国方面对量化宽松的反应中可以看到，假如不印刷新货币，大量放债将会引发经济走向通货紧缩的边压中，而美国承诺的可承受的3％通胀率未必就能够使经济的多方面矛盾走向平衡。二次量化宽松不仅使美元再度贬值，还会让美联储地位和美元可信度走上危机边缘，同时界内巨大的争议还将带来偏见和误解，而导致未来经济市场的混乱和扭曲，即使美联储能够利用量化宽松政策解决一时需要，在量化宽松逆向操作中推出正常化政策时极有可能再次进入另一个恶性循环。

美元继续贬值必然伤害出口型经济体的复苏，这些国家尤其是一些高度依赖出口的新兴经济体为了稳定汇率将被迫跟随美元实行宽松货币政策。日本已作出反应调整日元汇率，而英国方面也表示不应为缓慢的经济增长而担心通胀，暗示英国央行可能再次跟随最化宽松政策，直接注入流动性，而澳大利亚央行则宣布停止加息行动，在这之前他们是最早退出货币宽松政策的国家。

新的问题总会不断出现，美国政府是否能保证实利主义不会引起一个“美元危机”?即使美国政府不担心再通胀问题，声称早巳做好准备并认为通胀率本该再提升，而简单化的分析逻辑(或者单纯是应急措施)必然忽略美国货币基础的结构性变革，尤其是货币乘数下降和新的经济衍生品监管制度的日益严格和变迁，现在为通胀下结论还太早。根据经济学家佛里德曼所说：通货膨胀是一种货币现象，过度发行货币必然是会导致通胀的。

三、量化宽松对中国经济的影响

中国在前段时间已和美国就人民币对美汇率的再次提升大干了一场，政府通过宏观调控挺住了汇率跟随，却迎来3000亿美元的量化宽松，可以说被动采取扩张性的货币政策已经无法避免，若不选择跟进，人民币很可能产生更大的升值压力，这意味着上半年与美国的周旋徒劳无功，并且，美国给予的3％通胀压力，中国每承担1％，都会损失数千亿外汇储备。尽管中国货币供应量充足，但假如经济复苏慢于货币增长，将有可能出现虚拟扩张或滞涨，其次量化宽松会带来中国海外资产风险系数的增加。为此中国必须通过扩大政府支出，增加赤字并降低贸易顺差的方式来应对这个危机，而如今在全球经济衰退的过程中，又需要实施积极财政政策来避免持续的巨大顺差。

政策影响范文篇6

一、财政政策调节投资总量的作用过程

从理论上说，当总需求不足时，一般采用扩张性财政政策。财政政策的运用可以从收入和支出入手，通过二者的共同作用有效地影响消费、投资，扩大总需求，以达到供求平衡。可见，财政政策对投资总量的调节是通过财政收入和支出两方面来实现的。收入方面对投资总量的调节主要是减税和税收优惠。通过减税和税收优惠可以增加个人可支配收入和企业利润，增强了他们的投资能力，扩大其投资需求，从而增加投资总量。支出方面对投资总量的影响首先表现为财政自身的投资支出，这项支出规模占总投资比重的大小决定了对投资总量的影响程度；其次财政投资的带动效应，通过财政投资带动其他投资主体的介入，进而引起其他经济主体的投资扩张来影响投资总量。可见，财政政策对投资总量的作用过程如下：政投资支出增加财政支出带动社会投资增加财政政策的运用投资总量的扩大减税和税收优惠社会投资能力增强，投资增加当然，确保财政政策能够有效地影响投资总量需要满足一系列的约束条件，一是启用扩张性财政政策进行大规模的财政投资要有充裕的财力作保障且只能在短期内使用，不能指望长期通过无节制发债、大规模减税、扩大赤字规模来保证国民经济的持续增长。中国和国际经验一再表明，持续较大规模的财政赤字是引发通货膨胀和造成本币币值不稳定的重要因素，我们应从中吸取教训。二是在国家财力有限、财政投资不足的情况下，如果财政投资带动社会投资效应不明显，财政政策对投资总量的影响效果必定大打折扣。当今各国财政支出主要集中于公共品的供给，财政直接投资的份额在全社会总投资的比重不可能占据主导地位，财政的直接投资关键在于带动社会投资，进而扩大有效需求，促进经济增长。三是财政投资扩张要避免对其他社会投资主体投资的“挤出效应”。

二、积极财政政策在影响投资总量中存在的问题

从1998年下半年我国开始实施积极财政政策，其主要内容是通过增发国债，扩大基础设施投资来拉动经济增长，确保了近两年经济增长速度不至于大幅下滑。但与此同时，财政投资扩张对投资总量的影响也存在着一些问题，主要表现为：

1.受国家财力约束，财政投资支出在总投资的比重过低，对投资总量影响作用甚微。改革开放以来，财政困境日益加重，满足了行政、科教等支出以后，直接用于建设的比重日益降低。近几年来，财政基本建设支出在财政支出的比例一直在10％左右徘徊，基本建设支出占全社会固定资产投资的只接近％。1994年、1995年、1996年、1997年分别为3.7%、3.9%、3.9%、4.0%？。1998年实施的积极财政政策，增发的1000亿元国债用于基础设施投资也只占全社会固定资产投资额的3.5％。可见，财政基本建设支出占全社会固定资产投资很低，即使在短期内可以通过增发国债、增收节支，增加一部分基建投资，但对投资总量的影响不会很大。

2.财政投资扩张未能有效调动非国有投资的积极性。1998年增发1000亿元国债增加基础设施投资，本不想财政包打天下，而是以此带动其他投资主体的介入，通过其他投资主体的扩张最终拉动经济增长。令人遗憾的是，财政投资扩张只带动了国有部门投资大幅增长，民间投资未作相应跟进。1998年国有经济固定资产投资增长率为19.6％，而城乡居民个人投资仅为6.1%，集体经济下降了3.5%？.从过去几年的状况看，在经济处于低谷时，国家启动经济，国有投资率先增长，非国有投资随后跟进，二者共同的投资扩张带动了经济的高速增长。比如1989年、1989年经济增长率分别为4.1％、3.8％，经济的低速增长迫使国家1991年下半年重新启动经济，国有投资率先增长，非国有投资随后跟进，1991年国有和非国有投资分别为14.8％、13.4％，1992年分别为32.8%、21.9%，1993年分别为17.5%、72.8%？。可见国有投资起着经济启动的先导作用，随后非国有投资大规模扩张，二者共同的合力作用推动那时的经济高速增长。反观1998年国家扩大财政投资启动经济时，只带动国有投资大幅增长，非国有投资没有明显跟进，在当前非国有投资占近“半壁江山”的格局中，单靠国有投资投资的增加来拉动经济的快速增长是不现实的，也正说明了财政投资率先扩张未能有效地带动社会投资，从而对投资总量的影响作用有限。

3.乘数效应递减导致利用投资扩张刺激经济的作用不明显。乘数效应说明了投资增加刺激国民经济增长的作用。当投资增加时，经济扩张，国民收入增量大于投资增量，投资刺激经济增长的倍数等于投资乘数；在投资减少时，经济收缩，国民收入减少量大于投资的减少量，投资减少导致经济收缩的倍数也等于乘数。具体表达式为：K＝1/（1-MPC）=1/MPS式中K表示乘数，MPC表示边际消费倾向，MPS表示边际储蓄倾向。乘数公式表明，投资乘数的大小与边际消费倾向或边际储蓄倾向有关。

从表1可以看出，90年代以来，投资乘数一直很低，最高的1996年也仅为1.70。也就是说，通过扩张性财政政策增加1000亿元投资，最高只能形成1700亿元需求，说明投资刺激经济增长的作用在一定程度上受到限制。因此，1998年积极财政政策依靠扩大投资来拉动经济增长，远远答不到人们原来乐观的设想。

4.公共投资对私人投资的挤出影响不可忽视。根据经济学中的“挤出效应”，如果政府靠借款支付公共投资，就会推动金融市场利率上升，通过发行债券形式筹集资金也会造成债券价格下跌，从而引起利率上升，进而使私人融资成本上升，导致私人投资萎缩。这样，公共投资扩张结果却引起整个社会投资支出的缩减。目前，我国公共投资扩张排挤私人投资的现象主要表现为：一方面政府庞大的投资计划需要银行信贷的支持，在银行资金有限、风险约束增强的情况下，银行“惜贷”势必压缩其他企业或私人投资信贷，部分企业或私人只能寻求较高利息的资金来源，从而增加资本成本，降低盈利能力和再投资能力，还有相当部分企业则由于项目收益水平较低既无缘在银行内也不可能在银行外获得融资；另一方面还表现在政府部门及其下属机构把某一产业领域作为本单位的势力范围和领地，通过行政手段限制其他投资主体的进入，即使进入也对其业务进行严格的限制。这种行政性垄断排挤了其他投资者的投资介入，减少了其他投资者的投资。同时，非国有经济原来准备对某一项目进行投资，后来因国家投资同样的项目，非国有经济的投资被“挤出”，这在中央加大公共交通建设和基础投资之后，地方项目准备不足，但又不愿意放弃中央的无偿投资，便把原来与外资和私人投资合作的项目改为中央投资项目。这时，财政投资只是取代了原有的非国有投资，形成“挤出效应“。近一年多来，中央银行存款准备金率下降、货币供应量一直增加，银行的贷款能力应该说大副增强，但企业实际投资并未同步前进，从中可以看出财政投资”挤出“了私人投资。

三、我国实施的财政政策对投资总量作用有限的因素分析

1.财力不足、财政风险加剧制约了财政投资的全面扩张。我国在改革开放以前，财政收入占国民收入的比例较高，财政分配是国民收入分配的主渠道和投资的主要来源。如今情况发生了相当大的变化，财政收入占GDP的比重仅为11％左右，无论与发达国家还是发展中国家相比都明显偏低，在安排了“吃饭”之后，能够用于经济建设的投资极其有限。在目前“两个比重”仍没有改观的背景下，无论是通过减税还是增发国债都面临着国家财政承受能力的制约。其一是扩大国债规模进行财政投资面临着当前财政债务依存率和国债偿债率都偏高即国家财政的债务承担能力不足的影响。国债的财政承受能力主要通过债务依存度和国债偿债率来反映。由于在中国国债的发行和偿还有中央政府承担，所以，中央财政债务依存度更能准确地反映国家财政的承受能力。从我国中央财政债务依存度来看，自1994年以来均超过50％，1997年高达57.77％，这意味着中央财政支出的一半以上是靠举债来维持的。同时，国债偿债率也相当高，1997年财政债务的还本付息的支出高达1959亿元，国债偿债率达23.3％？，换句话说，当年财政收入近1/4要用来偿债。由于国债与税收在性质上有根本的不同，即国债的有偿性，到期必须偿还，因此目前过量增加国债的发行规模会加大财政运行风险。

2.全面减税的空间有限。减税是世界各国通行的刺激投资需求、拉动经济增长的一项重要政策措施。从宏观税负国际间比较看，目前发达国家税收收入占GDP的比重基本上都在30％以上，有的高达50％。发展中国家一般也在20％－25％之间。相对宽裕的税收收入为其实施减税政策提供了财力支撑。改革开放以来，我国财政基本上走的是一条减税让利的路子，“两个比重”不断下降。近年来，工商税收收入占GDP的比重仅维持在11%左右，无论与发达国家还是与发展中国家相比，都明显偏低。在这种情况下，对于我们这样正在向工业化国家迈进、亟需资金积累的发展中国家来说采取减税来刺激经济投资需求、拉动经济增长是不现实的。

3.去年税收增收1000亿对企业增加投资的抑制作用不能忽视。通常来说，在其他条件不变时，增税是实行财政紧缩的重要措施之一，因而经济衰退的情况下，即使不能减税，至少也不应增税，从这个意义上说，1998年税收收入增加1000亿是与当前背景下实施积极财政政策意向背离的。虽然这些年来我国税收负担不是重而是轻的实证分析不时见诸报端，就现行税制规定的税负的确不重，但如果把各种税外收费纳入总体税负的计算范围，我国目前的总体税负约占25％（杨斌，1998年），这个比例与中等税负国家的基本水平持平，以致于企业负担过重的呼声不绝于耳。况且税收增收1000亿主要来自于效益较好的企业，在当前物价

连续下跌、经济景气预期看淡的情况下，这对效益好的企业无疑增加了额外负担。过重的企业负担意味着企业需求的萎缩，降低了企业的投资意愿，尤其对硬预算约束的非国有企业更是如此。

4.“不安全预期”增强了居民的储蓄倾向，造成了投资乘数的下降，弱化了政府投资的作用。随着社会主义市场经济的建立和发展，各种投资主体在投资方面的责任意识明显增强，投资需求有原来的政府扩张机制逐步转变为市场调节机制，由于目前国内外经济形势较为严峻，因此除政府外的其他投资主体的投资意愿均减弱，从而导致投资乘数下降。更为重要的是政府机构改革的逐步推进、人员分流和国有企业改革下岗人员的增加，迅速改变了广大消费者的收入预期；而住房、医疗、教育等体制改革又大大改变了广大消费者的支出预期。因此，未来收入和支出的不确定性的增强，形成了当前的“不安全预期”，造成居民储蓄倾向增强和消费预期降低，引起投资乘数偏低，政府投资扩张效应难以充分显现。

5.政府投资于产业链条较短的基础设施，引导社会投资的效果不明显。政府投资支出的增加，不仅会因投资拉动收入增长和消费增长而形成乘数效应，还有可能因投资于某一产业而引起关联投资，即投资的波及效应。投资的波及效应大小取决于产业链的长短。投资于产业链长的项目，虽然形成有效供给的时间跨度大，但在一定时序内，由投资波及效应所激发的投资需求乘数也相应较大，对于国民经济增长也相应较大。而投资于产业链条短的项目，则波及效应相对较小，就不可能激发更大的投资乘数。1998年和1999年实行扩张性财政政策的投资，主要用于水利工程设施、粮食仓库建设、公路交通等基础设施。这些投资的产业链条短、关联度小，所需要的投资品主要是钢材、木材、水泥，投入使用需要的相关零部件、配套件极其有限，只带动了相关部门和行业的投资。因此，它就不可能引起像前几年在发展轻纺工业、家电工业、汽车摩托车工业时所出现的波及效应。

四、当前我国的财政政策选择

为了充分发挥财政政策对投资总量的积极调节作用，缓解当前有效需求不足的状况，同时确保国民经济长期持续增长，建议当前财政政策实施主要采取以下措施：

1.财政支出政策的选择应遵循支持产业结构的调整和优化、促进产业升级为原则，在促进经济增长、扩大需求的同时，加快产业结构的升级换代，为经济的持续增长奠定基础。我们知道，总量和结构问题是经济生活中两个最基本的方面，经济增长表现为总量问题，但经济增长必须建立在经济结构合理和协调的基础上，否则，增长就失去了坚实的基础，经济的大起大落难以避免，我国几十年的经济发展实践也充分印证了这一点。当前的总需求不足、经济增长乏力，不简单地表现为总量问题，更为重要的是我国多年来盲目投资、重复建设，引起的供给不能有效地满足需求的结果。因此，财政投资的扩张如果不遵循优化产业结构的原则，很可能把本已不合理的经济结构复制并放大出来，反而加剧经济生活中的深层次矛盾。财政投资最能体现国家意志，它不仅可以直接集中社会资金进行重点配置来解决经济结构问题，而且能间接起到示范作用。1998年下半年开始实施的积极财政政策不是简单地缓解需求不足的制约，国家更注重了结构优化这一原则，加大了对农业、能源、交通、水利设施等基础产业和基础设施的投入，这对缓解我国多年来的基础设施“瓶颈”大有裨益。同时国家还应加大技术改造和高新技术企业、先进技术企业投入，增加产品的技术含量，促进产品的升级换代，提高产品的国际竞争力。

2.加快费改税步伐，增强国家财力，切实减轻企业负担，发挥企业的投资潜力。我国预算内财政收入占GDP的比重较低和企业实际负担并不轻并存局面的出现，其中主要原因是当前政府收支不规范、税外收费现象严重。因此，加快费改税步伐，将某些行政性收费和基金纳入规范的税收轨道，坚决取缔一些不合理的收费。这样既可以保证我国国家财政收入有所提高，强化财政投资的财力保障，另一方面又可减轻企业负担，增强企业的投资能力。

3.在全面减税不具备的情况下，可以尝试结构性减税和税制的完善来刺激企业的直接投资。虽说我国现阶段大规模减税既不可能，又不现实，但是，我们可以采取有选择的局部性减税措施。豁免中小企业的旧欠税款，采取加速折旧、投资抵免、给高新企业减税的方式，以刺激企业直接投资，刺激经济增长。我们可以在有条件的地方逐步实现增值税的转型，完善我国增值税制度；降低或取消固定资产投资方向调节税，确保税制不应成为企业投资的障碍。

政策影响范文篇7

关键词：货币政策；VAR模型；中美贸易

一、引言

21世纪以来，中美贸易顺差的不断扩大成为了众多学者所关注的焦点。目前国内外流行的一个主要观点是，中美顺差是由于中国通过货币政策将人民币汇率控制在很低的水平上引起的，也即中国货币政策是一个“以邻为壑”政策。Obstfeld和Rogoff（2005）等研究者认为，美元贬值或人民币升值可以通过支出转换效应促进美国出口和中国进口增加，从而减少中美贸易失衡程度。然而，实际情况是，在2005至2008年期间，中美贸易顺差并未随着人民币快速升值下降，顺差反而持续积累。2008年全球金融危机之后，随着美国量化宽松货币政策的推出，中美贸易失衡有所调整，中国对外贸易顺差也明显下降。我们不禁要问，美国宽松货币政策对美元指数的影响有多大?该政策在中美经贸往来中是否体现了“以邻为壑”?本文旨在探究中美货币政策对其双边贸易差额的影响，本文基于2000年1月至2018年6月的季度数据，选取中国货币供给的增长率、美国币供给的增长率、美国进出口价格指数、中国进出口价格指数等变量，利用eviews9.0软件，采用单位根检验、脉冲响应函数等计量分析方法，对中美货币政策对其双边贸易的动态影响进行实证研究。

二、模型构建与数据说明

（一）模型构建。VAR模型是研究中美货币政策对其贸易差额变动的常用模型，是一种运用非结构性方法来建立各个变量关系的模型，克服了传统模型在估计和推断上的复杂性。VAR（p）模型的数学表达式为：yt=a1yt-1+...+apyt-p+bxt+εt其中，yt、xt是内生变量，p是滞后阶数，εt是随机扰动项。如果模型中不含有外生变量，模型即为简化的VAR模型。本文采用时间序列计量分析模型对中美货币政策对其双边贸易动态影响进行实证研究，采用VAR模型通过单位根检验、脉冲响应函数计量学方法，从定量分析的角度来判别变量之间的关系，以达到有理、有据，定性与定量分析的统一。（二）数据说明。本文选取2000年1月至2018年6月的季度数据，变量选取了中国的货币供给增长率（M2c）、美国的货币供给增长率（M2u）、美国进口价格指数（IPIU）、美国出口价格指数（EPIU）、中国进口价格指数（IPIC）、中国出口价格（EPIC）以及中美贸易差额（TB）和中美双边实际汇率（ER）。中美双边实际汇率以双边名义汇率与中美消费者物价指数（CPI）之比的乘积来计算，公式为：ER=EER(P1/P)其中，EER是人民币兑美元的名义汇率。P1和P分别表示美国和中国的消费者物价指数（CPI）。（数据来源于wind宏观经济数据库。）结构向量自回归模型要求各个变量是平稳的随机过程，因此要对各个变量的平稳性进行检验。本文先对各变量进行季节性调整，即通过Eviews9.0软件用X-12法对各变量进行处理，以此来消除季节波动。同时对数据取自然对数，以此来消除数据异方差，从而使数据更趋于平稳。对于处理过的数据分别用LNM、LNTB、LNIPIC、LNEPIC、LNIPIU、LNEPIU、LNER表示对数中的中国的货币供应增长率、美国的货币供应增长率、中美贸易差额、中国进口价格指数、中国出口价格指数、美国进口价格指数、美国出口价格指数以及中美双边实际汇率。

三、货币政策的VAR贸易动态影响的实证分析

（一）单位根检验。建立VAR模型要求序列为平稳序列，使用平稳时间序列不会出现伪回归现象。因此，在构建VAR模型前，先对各变量进行单位根检验。本文采用ADF检验法对上述各变量进行平稳性检验，从而避免伪回归问题。检验的结果如表1所示。表1中结果显示，上述各变量的对数值在水平值下都不能拒绝原假设且存在单位根，表明原序列是非平稳的，而进一步进行一阶差分，从平稳性检验结果中可以看出各变量在5%的显著性水平下是平稳的时间序列，记为I（0），因此可以对其进行向量自回归分析。（二）脉冲响应分析。1.中国的货币政策对贸易动态影响分析。本节以中国货币供应增长率、美国进出口价格指数、中国进出口价格指数、中美双边实际汇率以及中美贸易差额这七个变量作为内生变量建立VAR模型，以此来对中国的货币政策对中美贸易的动态影响做实证研究，并运用脉冲响应分析的方法进一步探讨我国的货币政策对中美贸易动态影响的效果方向和程度。根据上述的ADF检验结果，可得知各变量之间是一阶单整的，在此基础上建立VAR模型。在进行脉冲响应分析之前，应先对VAR模型进行平稳性检验，检验结果如图1所示。由图可知，该VAR模型所有的根均在单位圆内，表明该VAR模型是一个稳定的系统，可以进一步做脉冲响应分析。脉冲响应函数所分析的是VAR模型中当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响。我国的货币政策对中美贸易的脉冲响应情况如图2所示。从图三中可以看出，我国货币政策的正向冲击并不会导致美国货币供应量的增加，但是美国的货币供给受到一个短期的负向冲击之后又逐渐地达到一个平稳状态；我国货币供应量的增加在第一期开始对美国的进出口价格指数的冲击从一个负向的冲击逐渐保持上升的趋势，表明美国与我国有着深厚的贸易伙伴关系；我国货币供应量的增加对本国的进出口价格指数一开始均呈现负的冲击，直到第4期开始呈现正的效应，到第8期达到顶峰，之后逐渐下降但保持在0或0以上的水平并渐趋平稳，表明我国货币供应量的增加对本国的进出口价格均呈现出短期的负效应和长期的正效应；再看货币供应量的增加对中美双边实际汇率的影响，货币供应量的增加对汇率产生负的冲击效应，从第一期开始逐渐下降，直到第12期才渐趋平稳，这表明我国货币供应量的增加并没有导致人民币汇率贬值，反而促进了人民币汇率的升值以及美元汇率的贬值。让人感到欣慰的是，我国货币供应量的增加对中美贸易差额的影响，货币供应量的增加在第1期产生负向的冲击效应，之后趋势逐渐上升，到第9期达到顶峰0.01%，第10期以后逐渐下降，从第11期开始一直保持在水平轴以下，说明我国的货币政策扩张将有利于中美贸易差额的调整。2.美国的货币政策对贸易动态影响的分析。那么美国的货币政策对中美贸易动态的影响是怎样的呢？同样，本节采用了VAR模型分析了美国货币政策对中美贸易动态的影响。美国的货币政策对中美贸易动态影响的脉冲响应分析如图3所示。从图3中可以看出，一个正向的美国货币供应量的增长冲击，使得中国的货币供给呈现出一个上升的趋势，在第4期达到峰值0.4%，之后逐渐下降到0.3%，并保持平稳的趋势。美国货币供应量的增加对美国进出口价格指数首先产生负向的冲击效应，之后再逐渐上升并达到平稳状态，说明其有利于美国进出口价格的调整；美国扩张性的货币政策对中国的进出口价格指数产生短期的负向冲击效应、长期的正向冲击效应，表明美国货币供应量的增加可以助推中国进出口价格指数的上涨；美国货币供给的冲击一开始对双边汇率产生一个正向的冲击，从第1期到第3期，美元兑人民币汇率升值0.01%，随后开始逐步下降产生负的冲击效应，在第12期达到-0.05%，这说明美国货币供给对人民币汇率产生一定的影响，贬值幅度在0.05%左右。在这些响应中，我们最关注的内容是美国货币政策对中美贸易差额的响应分析：美国货币供应量的增加对中美贸易余额产生负向的冲击效应，从第1期-0.01%开始逐渐下降，到第5期下降到-0.05%并基本处于稳态。

四、结论

本文基于VAR的经验证据表明，中美货币政策对其双边贸易的影响存在一定的差异。中国货币政策的扩张对其进出口价格指数存在着短期的负效应和长期的正效应，并促使了美元汇率的贬值以及人民币汇率的升值，虽然对汇率的影响是非常有限的，但是可以看到中美贸易差额最终是缩小了，这体现了货币政策扩张的有效性。美国货币政策的扩张有利于进出口价格的调整以及贸易条件的改善，并且在中短期内促使美元兑人民币贬值以及缩小了中美贸易的差额，但是从长期来看，对降低贸易差额的影响非常有限，在调整中美贸易差额的过程中，美国的货币政策及其汇率政策所能发挥的作用相对有限，原因在于中国的货币政策具有中和效应，那么除此之外，汇率传递也是一个重要因素。面对中美贸易失衡的问题，一方面，需要不断推进人民币汇率的市场决定机制以及资本账户的有序开放，改善汇率的波动区间，以减少汇率波动带来的不必要成本增加；另一方面，要坚持稳健货币政策的基调，确定名义汇率目标区间，从而间接干预和调控汇率，保持对外贸易的相对稳定以及提高社会福利，同时，减少通胀的波动性以提高经济增长和宏观经济调控能力。

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政策影响范文篇8

按资本流动期限可以将国际资本流动分为长期与短期资本流动，具体资本流动的差额可以表示为资本账户投资收益差额、资本和金融账户差额以及净误差与遗漏三项之和（参见表1）。其中，中国对外直接投资和外国在华直接投资构成中国的直接投资部分，中国对外证券投资和外国在华证券投资构成中国的证券资本流动部分。此外，国际资本流动还包括一些其他的地下资本流动，反映在净误差与遗漏中。中国宏观经济金融的运行在一定程度上会受到国际资本的冲击和影响，特别是伴随我国资本账户的逐渐开放，根据WTO的相关规定，将逐渐放松对外资进入中国市场的“限制”，国际资本进入我国的程度逐渐加深，这一定程度上会带来国际收支失衡压力。从图1可以看出，我国的外汇储备、外汇占款规模与资本流动差额的走势基本一致，大量的资本流入、持续巨额双顺差，导致外汇储备急剧增加，进而导致外汇占款激增。外汇占款从2000年底的14291．14亿元增加到2011年底的263161．15亿元。进入新世纪以后，我国的外汇储备也突飞猛增，2008年到2011年短短四年时间，我国的外汇储备达到近翻番的水平（见图2）。目前，我国外汇储备已经初步具备规模优势，国际支付能力与日俱增，但是如此规模的外汇储备也增加了中国人民银行实施货币政策的困境。因为我国外汇储备的增加，是以外汇占款为前提的，相当于向市场中投入了基础货币，从2008年以来我国的M2、外汇储备增长趋势来看，二者走势相近（见图2）。这种外汇储备的增长模式，会使我国货币政策的独立性受到影响，而且中央银行也将左右为难：如要维持人民币币值稳定，就需要被迫投放基础货币，但是这样就形同为市场注入流动性，可能引发通货膨胀，因而又需要收紧货币政策。这就需要进一步分析如何在国际资本流动的条件下保持我国货币政策的有效性，并根据资本的流动情况相机实行货币政策，以起到事半功倍的效果。

国际资本的不完全流动对中国货币政策独立性的影响

从上文的数据分析中可以发现，资本流动变化会对货币供给产生不可忽视的影响，其中外汇占款则是一个重要的中间变量。鉴于我国国际收支实践的具体情况，国际收支对货币供应量产生影响有两种渠道：一是货币需求渠道，这种需求也是部分社会总需求，最终的表现形式是外汇储备；另一种渠道是汇率的安排，通过汇率途径使外汇占款有所变动，对基础货币产生影响，导致货币供应量的变动。为了更好地诠释在国际资本流动条件下的我国货币政策效应及对策，以下选用蒙代尔－弗莱明（M－F）模型加以说明。（一）蒙代尔－弗莱明模型的基本框架①蒙代尔－弗莱明模型假定商品价格不变且产出完全由总需求决定。这两个假定表明M－F模型的分析和结论具有短期特征。用简单线性的形式表述，有如下方程。1．商品市场均衡（IS曲线）商品市场均衡是指国内总供给等于总需求，可以表示为：Y＝（A－βi）＋（γe－tY），其中b＞0，c＞0，0＜t＜1（1）式中左边表示总供给，右边表示总需求。其中，β、γ分别是利率和汇率对需求影响的系数，A是自发吸收余额，e是直接标价法下的汇率。所以右边第一部分表示国内吸收，第二部分表示净出口。在短期内，产出完全由总需求决定，所以（1）式可以改写成：i＝A＋γe－（1＋t）Yβ（2）式（2）表明，在一定的汇率水平上，利率i下降，则产出Y增加；本币贬值（e上升），则在一定的利率水平上铲除增加。2．货币市场均衡（LM曲线）货币市场均衡是指居民对货币的需求等于货币供给，可以表示为：MS＝p（δY－θi），k＞0，h＞0（3）式（3）左边是货币供给，右边是名义货币需求，p为物价水平，δ、θ分别是产出和利率对货币需求影响的系数。货币市场达到均衡的调整过程，就是在一定的收入水平下，通过利率的变化而使居民的货币需求等于外生的货币供给。因为商品价格不变，所以可将价格p一般化为1，改写式（3）得到：i＝δY－MSθ（4）式（4）表明，随着产出增加，利率会上升；随着本国货币供给的增加，利率下降。3．国际收支平衡（BP曲线）国际收支平衡表现为经常账户和资本账户之和的平衡。可以表示为：（ce－tY）＋ω（i－i＊）＝0（5）经常账户的收支由贸易决定，即净出口。资本账户的收支由国内外利率差异决定，国内利率i高于国际市场利率i＊时，就有资本流入。其中，ω由资本流动程度决定。当资本完全不流动时，ω＝0，BP是条垂直线；当资本完全流动时，ω→＋∞，BP是条水平线；当资本不完全流动时，ω＞0，BP是条斜率为正的直线。（二）蒙代尔－弗莱明模型对我国当前货币政策的分析通过前文关于我国当前宏观经济政策和资本流动情况的分析，当前我国为了抑制通货膨胀，正在施行提高利率的适度从紧的货币政策。以此为例，在蒙代尔－弗莱明模型的分析框架下本文对当前的货币政策实施效果加以讨论。由于我国资本流动仍受到一些管制，因此BP曲线的斜率较大，这里假设其斜率大于LM曲线斜率更符合我国的实际。在M－F理论框架下，当资本不完全流动，且处于浮动汇率制度下时，紧缩性的货币政策调节过程如图3（a）所示（由于我国资本管制较为严格，所以BP曲线斜率较大）。初始状态为A点，采取紧缩性货币政策之后，LM曲线左移至LM＇处，此时，LM＇曲线与IS曲线相交于B点，位于BP曲线左侧，导致贸易顺差。在浮动汇率制度下，贸易顺差将引起本币升值，根据公式（2）与（5），e下降，引起IS曲线与BP曲线左移，最终在LM＇曲线上相交，达到新的均衡点A＇。在这个过程中，货币政策是完全有效的，但是在理论模型中没有考虑资本流动等其他因素。在M－F理论模型的基础上，加入资本流动因素，并考虑我国当前所实行的内外政策，模型可以改进为如图3（b）所示。当政府采取紧缩性货币政策时，LM曲线左移至LM＇处，此时LM＇曲线与IS曲线相交于B点，此时，国际资本流动将基于以下几点因素对货币政策产生影响。第一，利差因素。利率由原来的i0处上升到达i′处，通过前文对资本流动要素分析的结果，我国与资本市场利差的加大将吸引大量的国际资本流入，而增加的国际资本流入又会增加我国货币的被动发放，这在之前的经验事实分析中已经加以验证。第二，升值预期因素。LM＇曲线与IS曲线相交于B点，位于BP曲线上方，相对于国际收支平衡的水平而言，产出偏低，利率偏高，所以带来了国际收支顺差，外汇市场外币需求小于供给，从而会加大人民币汇率的升值预期，因而会进一步吸引国际资本的流入。第三，汇率有限浮动因素。虽然我国已经加大了人民币汇率的波动弹性，但是如上一节中讨论的那样，我国为了保证货币政策的独立性，只达到了资本的有限流动和汇率的有限浮动，因此汇率的有限浮动也一定程度上制约了货币政策的效果。因此，在多种作用下，LM＇曲线向右移动，同时IS、BP曲线左移，最终IS＇曲线、BP＇曲线与M＇＇曲线相交于A＇点，此时，相对于原来的B点货币政策的效果大打折扣。通过上面的分析可以发现，国际资本流入削弱了紧缩性货币政策的效果，这主要是通过外汇占款影响货币供给实现的。从理论上说，如果一国实行的是浮动汇率制，汇率的波动就能够消除资本流动对于本国货币储备的影响；但是如果是固定汇率制度，国际流动资本就会对国内的外汇储备产生影响。我们国家自2005年开始，实施的是有管理的浮动汇率制，但是人民币汇率的实际情况是只在小范围内浮动，行政干预的痕迹仍旧浓重。在此背景下，如果有国际资本进入中国市场，中央银行为了稳定人民币汇率，就会进行必要的管控，购买国外货币而减少持有人民币，在增加外汇储备的同时也产生了大量的基础货币，货币供应量提高，货币政策的有效性受到质疑。

实证分析

上一部分我们利用M－F理论模型定性分析了资本流动对我国货币政策效果的影响，这其中一个重要的中间变量就是外汇占款。高增的外汇储备，使央行被动地放出巨额基础货币，从而造成了大量外汇占款，人民币的被动发放直接削弱了货币政策的独立性和有效性。因而通过外汇占款对我国货币发放的影响程度，可以反映我国国际资本流动对货币政策效果的影响。从2000年以来我国外汇占款和M2的增长情况来看（见图4），外汇占款占M2的比例逐年攀高，尤其2008年以来已经达到30％左右，其对M2的影响已经不可小觑。下面将利用计量经济模型对其进一步做定性分析。（一）模型变量选取及数据来源基于上文的分析，外汇储备是资本流动影响货币供给量的重要参数，而外汇占款更能直接反映资本流动对M2的影响，所以这里选择外汇占款（PFP）作为外汇储备的变量，数据来源于中国人民银行金融机构人民币信贷收支表。另外，选择货币供给量M2作为货币供给的变量，数据来源为中国人民银行网站。鉴于数据的可得性，样本空间选择2000年1月到2012年2月月度数据。（二）单位根检验及Granger非因果关系检验1．单位根检验从表1检验的结果可以看出，对于货币供给量M2和外汇占款PFP都是一阶平稳向量，而且对变量实施一阶差分后，结果显示为在99％的置信水平下，接受备择假设，拒绝了原假设，即M2与PFP都为I（1）变量。2．Granger非因果检验由于Granger非因果检验的前提是数列必须是平稳的，因此通过上边的平稳性检验，我们必须先对变量货币供给量M2和外汇占款PFP做一阶差分，即对M2增加值与PFP增加值做Granger检验，结果见表2。从Granger非因果检验的结果来看，与我们之前的理论分析结果大致相符。在10％的显著性水平下拒绝DPFP不是DM2的Granger原因的原假设，接受DM2不是DPFP的Granger原因的原假设，即说明外汇占款增长具有很强的解释货币供给量增长的能力，而相反，货币供给量增长却不具备解释外汇占款增长的能力。金融研究｜JINRONGYANJIU（三）VAR模型及相关分析1．VAR模型建立及单位根检验建立VAR模型前首先考虑滞后阶数k的选择问题，根据施瓦茨（SC）检验的结果，滞后2期为最优滞后期，所以选择最优滞后阶数为2。含有单位根的自回归过程对脉冲冲击具有长久记忆能力。同理，含有单位根的VAR模型也是非平稳过程，将对接下来要做的脉冲响应分析有不小的影响，因此，在此对VAR模型进行平稳性分析。检验结果如表3所示，没有特征根在单位圆之外，即特征值的模均小于1，则过程平稳。2．脉冲响应分析研究VAR模型的稳定性目的在于，当把一个脉动冲击施加在VAR模型中的一个方程的新息过程上时，随着时间的推移，旨在分析这个冲击是否会逐渐消失。如果是，则系统是稳定的。从上面的分析来看，该系统稳定，在此基础上，对模型进一步天津财经大学进行脉冲响应分析。脉冲响应是分析一个误差项发生变化，这里主要分析外汇占款增量DPFP对货币供给量增量DM2当前值和未来值所带来的冲击作用。将脉冲响应时间设定为20期。用残差协方差矩阵的Chol－esky因子的逆来正交化脉冲，结果如图5所示，横轴表示冲击作用的滞后期间数，纵轴表示货币供给增量DM2的响应，实线表示脉冲响应函数，代表了外汇占款增量对货币供给增量的冲击的反应，虚线表示正负两倍标准差偏离带。从图5可以看出，当在本期给外汇占款增量一个正冲击后，货币供给增量在第二个月小幅下降之后，将在第三个月产生最大的正向冲击，之后这种冲击波动逐渐呈波浪形减弱，并在1年半后逐渐接近零点。这表明，外汇占款增量对货币供给增量的正向冲击效果主要在短期显现，而之后这种影响逐渐减弱。3．方差分解为了进一步分析外汇占款增量DPFP在货币供给增量DM2被动增加方面的影响程度，即贡献率，这里将采用方差分解方法做进一步分析。图6中横轴表示之后期间数（单位：月度），纵轴表示DPFP对DM2变化的贡献率（单位：％）。从图可以看出，在第3个月DPFP对DM2的贡献率上升幅度最大，达到约4％，在之后的半年内贡献度逐渐上升，并在半年后稳定在8％左右。总体来看，外汇占款增量DPFP对货币供给增量DM2变动的贡献率将近达到8％，影响不容忽视，可以进一步为货币政策的实施提供一定的决策依据。（四）实证分析结论通过上述的实证分析，可以得到以下几点结论。第一，通过Granger非因果检验分析，外汇占款增量对货币供给增量的影响是显著的，即外汇占款是我国货币供应量变化的原因之一。通过外汇占款与货币供应量的因果性检验，证明了中国国际资本流动变化通过外汇占款对货币供给量的影响传递途径及其作用效力。第二，通过脉冲响应分析的结果，我们可以看到外汇占款增量对货币供给增量的正向冲击在第3个月达到最大，并随着时间推移逐渐减少并消失，这说明我国外汇占款对货币供应量的影响有一定的时滞，这里包括内部时滞与外部时滞。不过这种影响是收敛的，因此，其对货币供应量的影响主要体现在短期内。第三，方差分解的结果显示，国际资本流动所引起的外汇储备流动已成为我国基础货币变动的重要因素。但是从结果来看，外汇占款增量对货币供应增量的影响并不十分明显，这也使得基础货币呈现很强的内生性。

政策建议

政策影响范文篇9

关键词:货币政策;贸易收支;贸易顺差;最优跨时贸易

一、引言

自20世纪90年代中期以来,中国贸易收支一直保持顺差。中国贸易顺差问题成为国内乃至全球关注的焦点。巨额的贸易顺差不仅对我国经济发展产生负面影响,而且会引起越来越多的贸易纠纷,成为我国对外贸易发展的绊脚石。在世界经济陷入困境的2009年度,贸易保护更是集中爆发,仅美国和欧盟涉嫌中国制造的“双反”案件就高达101起,这在世界贸易史上实属罕见。

国内外学者对中国贸易顺差问题进行了大量研究,主要体现在以下两个方面:一是从Keynes的宏观经济模型出发,提出内需不足是中国贸易持续顺差的根本原因,认为中国应该放弃“出口导向”的发展战略,通过刺激内需改变经济发展对国外需求的过分依赖;二是遵循国际收支调节的弹性理论,提出人民币低估是中国长期保持顺差的主要原因,建议通过人民币升值调节贸易顺差。这两种观点都有合理性,但与现实似乎不太吻合。如果内需不足相对于外需充足,那么在全球经济危机背景下,为何外需不足我国贸易仍保持顺差?如果人民币升值可以调节,为何我国自2005年7月汇改以来,人民币适度升值后,对外贸易仍然是顺差?本文认为,中国贸易顺差短期内是国际货币政策造成的输入性顺差,长期是最优跨时贸易的结果。

近年来,作为世界货币符号的美元供给量超常增长,可能是短期中国贸易顺差的重要原因。长期,中国贸易顺差是平衡前期贸易逆差的跨时贸易结果,体现了国与国之间跨时贸易的互利性和互补性。

基于此,本文从消费者最优跨时条件出发,建立国际货币政策对贸易收支影响的短期和长期模型,在理论上说明国际货币政策对一国贸易收支可能产生的影响。然后使用该理论模型,从实证角度分析美国相对于中国的货币供给量变化对中国贸易顺差产生的影响。

二、文献综述

货币政策对贸易收支影响的传导机制一直是货币经济学研究的重要问题。西方经济学经典理论一般是将货币政策传导机制分为三类:利率渠道、信贷渠道和汇率渠道。由于汇率渠道从理论上直接解释了货币供给影响贸易收支的途径,因此,大多研究文献是从汇率渠道出发,研究货币供给影响贸易收支。

Obstfeld等(1995)将汇率因素纳入货币政策传导机制研究中,分析货币政策通过汇率变化对贸易收支的影响;Faust等(2002)研究了货币政策变动对汇率的影响问题。对于我国货币政策对贸易收支的研究,盛朝晖(2006)认为我国的货币政策汇率传导机制具有一定的被动性,贸易收支变化是汇率变动的格兰杰原因,而汇率变动不是贸易收支变动的格兰杰原因;赵进文等(2004)认为我国货币供给量对进出口影响显著,货币供应量直接作用于贸易收支平衡。Zhang等(2007)认为中国贸易失衡是实体冲击的结果,货币手段难以有效解决中国贸易失衡问题。Groenewold等(2007)、Zheng等(2006)都表明人民币币值调整对中美贸易失衡的作用不大。

从非货币因素考察中国贸易顺差成因的研究主要体现在以下四个方面:(1)加工贸易和外商直接投资的影响。卢锋(2006)认为贸易顺差的直接原因来自于加工贸易和外商直接投资的“结盟效应”,深刻根源则是产品内分工时代背景与改革开放进程的互动关系。余永定等(2006)强调中国的贸易顺差是中国长期推行吸引FDI的优惠政策,特别是加工贸易型FDI优惠政策的结果,并认为贸易顺差已经成为结构性问题,无法通过宏观政策在短期内加以纠正。张二震等(2009)认为产品内分工的快速发展是我国贸易顺差的重要背景,我国快速融入国际生产网络是贸易顺差快速增长的内在原因。(2)中国廉价资源和贸易政策共同作用的结果。王晋斌等(2007)指出中国贸易顺差是中国经济的资源禀赋和对外投资、贸易政策共同作用的结果,认为贸易顺差扩大是未来相当长时期内的基本态势,不存在任何低成本快速降低贸易顺差的短期措施。余芸春(2007)认为相对较低的资源价格是形成我国贸易顺差的主要原因,积极推动金融体制改革、完善要素市场是解决顺差的重要途径。(3)产能过剩和有效需求不足。张家胜等(2007)认为国内有效需求不足和国内投资过度扩张、贸易生产相对过剩与公共品供给不足以及国民储蓄超过国内投资是中国贸易收支顺差的直接原因,而人口红利、大规模的工业化与城市化、地方政府行为扭曲、金融抑制等因素决定了中国贸易顺差将在较长时期内存在。(4)从跨时贸易分析我国贸易顺差的成因。赵文军等(2008)认为中国实际资本存量高速增长和居民实际财富缓慢爬升是贸易顺差快速增加的主要原因。张碧琼(2009)认为中国与美国存在互利的跨期交易,美国逆差和中国顺差,表明中美之间存在顺逆差转换关系,体现了两国的跨期消费模式的互补性。

三、理论模型

本文的理论分析是基于Obstfeld等(1995)的理论模型。他们的分析是建立了一个价格事先确定的完全预期的两国一般均衡的货币模型,指出在价格完全弹性条件下,永久性的货币冲击不存在动态变化过程,世界经济立即调整到现存财富分配下的稳定状态。以中国贸易收支为研究对象,我们着重分析了两国货币政策、汇率、世界实际利率、产品价格等因素对贸易收支的短期影响过程。

假设世界上只存在两个国家:本国和外国,每个国家的人口假定为1。这个代表性的人口既是生产者也是消费者。作为消费者消费两国的所有商品,作为生产者均为垄断厂商。两国都只生产贸易品,不存在非贸易品,每种产品被指数化为z(z∈[0,1])。假定本国垄断厂商只生产[0,n](0

1.基于消费的购买力平价

假定不存在贸易障碍,每种商品的一价定律都是成立的。若使用ε表示名义汇率(以本币表示外币的价格),商品z的本币价格为p(z),外币价格为p*(z),则由一价定律知,p(z)=εp*(z),p*(z)=p(z)ε。本国和外国货币价格指数也满足一价定律,即P=εP*,P*=Pε。

2.生产者的行为

由于商品z只能由垄断厂商提供,所以生产者对于商品z面临的需求就是所有消费者对于商品z的需求之和。假定本国代表性消费者对于任意商品z的需求为c(z),总消费指数为C,收入约束为Z,代表性消费者的最优化行为满足下列条件:maxC=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1s..t∫10p(z)c(z)dz=Z求解这一最优化过程可知,本国和外国(外国同理,下同)代表性消费者对于商品z的需求分别为:c(z)=p(z)P-θC,c*(z)=p*(z)P*-θC*。商品z的需求曲线yd(z)为:yd(z)=p(z)P-θ×[C+C*]=p(z)P-θ×Cw(∵Cw=C+C*,ε=p(z)p*(z)=PP*)用y(z)和y*(z)表示本国生产者生产商品z的产出量,本国和外国总产出为:Y=∫n0y(z)dz,Y*=∫1ny*(z)dz3.消费者的预算约束假定两国唯一可以交易的资产是用复合消费品表示的无风险的Arrow-Debreu债券,那么本国代表性消费者在时期t的预算约束用实际项表示为:Bt+1+MtPt=(1+rt)Bt+Mt-1Pt+1Pt∫n0pt(z)yt(z)dz-Ct-τt其中,rt为t-1期到t期的债券实际利率;Bt为国内代表性消费者从t-1期到t期持有的债券,Bt+1为t期到t+1期持有的债券;Mt-1、Mt为t期初和t期末持有的货币余额;Pt为t期的货币价格指数;pt(z)为代表性生产者生产商品z在时期t的国内价格;yt(z)为商品z在时期t的产出量；∫n0pt(z)yt(z)dz表示生产者在时期t的生产性收入;Ct为代表性消费者在t期的综合消费额;τt表示政府在时期t的累进税(负的累进税表示转移性收入,本文的分析均假定τt<0)。

4.消费者跨时最优决策

假定本国代表性消费者在时期s的消费指数为Cs,实际货币余额为MsPs,生产中付出的劳动的偏好为k2Y2s,主观贴现率为β。国内消费者的跨期消费函数贴现到t期为Ut=∞s=tβs-tlogCs+χlogMsPs-k2Y2s。

那么,消费者跨时最优决策为:maxy(z),M,BUt=∞s=tβs-tlogCs+χlogMsPs-k2∫n0ys(z)dz2s..tBt+1+MtPt=(1+rt)Bt+Mt-1Pt+1Pt∫n0pt(z)yt(z)dz-Ct-τt其中:C=∫10c(z)θ-1θdzθθ-1(θ>1),P=∫10p(z)1-θdz11-θ,χ、k为常数。

Bt+1,Mt,yt(z)的一阶条件分别为:Ct+1=β(1+rt+1)Ct,MtPt=χCt1+it+1it+1,y1θt=1k(Cwt)1θ1Ct。定义为1+it+1=Pt+1Pt(1+rt+1),it+1为t期到t+1期本币的名义利率。均衡的横截性条件为limT→∞R,tt+TBt+T+1+Mt+TPt+T=0。同样,对于外国消费者能得到类似的条件。

5.约束条件的动态化

令^Xt=dXtXt,使用Aoki(1981)的方法可以求出约束条件的动态化方程为:^Bt+1=c1^Mt-^M*t-^et+1δ[^et+1-^et]+c2^Mt+1-^M*t+1-^et+1+1δ[^et+2-^et+1]+c3^Mt+c4^Mt-1+c5^pt(h)+c6^pt+1(h)+c7^rt+c8^rt+1+c9(-^τt)+c10^Bt假定a3γ1θ1-γ1>a4时,c1=-γ1(1-θγ1-γ2a2+a3(1-1δ×γ1θ1-γ1)+a4(1+1δ)<0c2=1δ×γ1(1-θ)γ1-γ2(a3γ1θ1-γ1-a4)>0,c3=-a2(1-b1)+a3γ1θ1-γ1-a4>0c4=a2b1>0,c5=[a2+a3+(a3+a4)(1+1δ)]>0,c6=-(a3γ1θ1-γ1+a4)1δ<0c7=a1δ1+δ>0,c8=-(a3γ1θ1-γ1+a4)11+δ<0,c9=(1-a1-a2-a3-a4)>0,c10=a1>0其中:γ1、γ2表示本国和外国产品在总产出中的比重(假定γ1<γ2);δ=r为长期不变的均衡世界实际利率;ai(i=1,2,3,4)、bi(i=1,2)分别表示各分量在总量中所占比重。

6.贸易收支动态化

(1)短期贸易收支动态化模型令Bt+1表示本国在第t期末的外汇资产净值,第t期的贸易收支余额定义为CAt=Bt+1-Bt。贸易收支的逐期变化率为CAt^=d^Bt+1-(d-1)^Bt。

令Et{^mt+1}=^Mt+1-^M*t+1-^et+1,^mt=^Mt-^M*t-^et,Et{^et+2}=^et+2,Et{^et+1}=^et+1,Et{^pt+1(h)}=^pt+1(h),Et{^rt+1}=^rt+1,则:CAt^=1Et{^mt+1}+2^mt+3^mt-1+1δEt{^et+2}+2δ-1δEt{^et+1}+3δ-2δ^et-3δ^et-1+4^Mt+5^Mt-1+6^Mt-2+7Et{^pt+1(h)}+8^pt(h)+9^pt-1(h)+10Et{^rt+1}+11^rt+12^rt-1+13c9(-^τt)+14(-^τt-1)+15^Bt+16^Bt-1(1)其中:1=dc2>0,2=dc1+(d-1)c2>0,3=-(d-1)c1<0,4=dc3<0,5=dc4+(d-1)c3>0,6=-(d-1)c4<0,7=dc6<0,8=dc5+(d-1)c6不能确定,9=-(d-1)c5<0,10=dc8<0,11=dc7+(d-1)c8不能确定,12=-(d-1)c7<0,13=dc9>0,14=-(d-1)c9<0,15=dc10>0,16=-(d-1)c10<0(2)长期贸易收支动态化模型在两个国家中,长期一国的消费应该等于其长期的实际收入;在不存在政府支出的条件下,一国的铸币税收入完全以转移支付的形式返还给公众,Ricardian等价定理恒成立。本国代表性的消费者的约束条件变为:B=(1+r)B+YP-C长期贸易收支动态化模型:^CAt=φ1^Ct+(1-φ1)(^Yt-^Pt)(2)综合上述影响贸易收支的短期和长期模型,可以得出如下主要性质性质Ⅰ:短期内,国际货币政策对本国贸易收支的影响取决于两国货币的相对供给量、相对供给量的预期以及前期的相对供给量,本国贸易顺差随着外国货币供给量相对增加而增加,随着预期本国货币供给量相对增加而增加,随着前期外国货币供给量的相对增加而减小。其最终作用的大小取决于这三种作用的总和,即1-2-3。当满足1-2-3>0时,,本国的贸易顺差是输入性的,它完全是外国货币供给量的相对扩张和本国消费者最优跨时消费的结果。

性质Ⅱ:短期内,如果仅考虑本国货币供给量的绝对扩张,那么本国货币供给量的增加将会减少贸易顺差,这与货币主义分析方法相同。

性质Ⅲ:短期内,汇率对本国贸易顺差的影响不很明确。虽然当期汇率下降(本币升值)会出现逆差,但预期的汇率下降却能导致贸易顺差。汇率对贸易收支影响的结果取决于它们之间作用的大小。

性质Ⅳ:一国的货币政策在长期内只会影响该国的消费价格指数,对贸易收支不会产生直接的影响,货币政策长期内无效。

四、对中国贸易顺差的实证研究

1.模型的选择和数据来源

根据短期贸易收支动态化模型(1),考虑计量分析的可行性,我们设定的短期模型为:^CAt=φ1Et{^mt+1}+φ2^mt+φ3^mt-1+φ4Et{^et+2}+φ5Et{^et+1}+φ6^et+φ7^Mt+φ8^Mt-1+φ9^Mt-2+φ10Et{^pt+1(h)}+φ11^pt(h)+φ12^rt+φ13(-^τt)+φ14^Bt+μt(μt~ⅡD(0,σ2))(3)由上述短期模型的分析,模型(3)的参数应该满足下列条件:φ1>0,φ2>0,φ3<0,φ4>0,φ5>0,φ6<0,φ7<0,φ8>0,φ9<0,φ10<0,φ13>0,φ14>0,φ11,φ12的符号不确定。

根据长期贸易收支动态方程(2),考虑到我国从1994年开始的持续贸易顺差,我们设定的长期模型为:^CAt=0+1(^Ct+^Pt-^Yt)+2D*(^Ct+^Pt-^Yt)+vt(vt~ⅡD(0,σ2))(4)其中:D为虚拟变量且D=0,1979—19931,1994—2008。当^Ct+^Pt>^Yt时,国内实际消费大于国内实际产出,贸易收支应该为逆差。针对中国贸易收支的实际情况,模型(4)的回归系数满足1>0,2<0。

由于贸易收支余额定义为CAt=Bt+1-Bt,而Bt+1表示本国在第t期末的外汇资产净值,所以我们选择进出口差额和国家外汇储备代替我国持有的外汇资产净值。中国货币供给量使用历年的M2,外国表1序列ADF检验结果变量名检验类型t-统计值5%临界值结论^Mt-^M*t-^et(c,0,4)-5.52957***-2.99806平稳^et(c,0,4)-3.99318***-2.97626平稳^Mt(c,0,5)-3.19786**-2.99806平稳^pt(h)(c,0,6)-4.73328***-2.99806平稳^rt(c,0,4)-4.45179***-2.99806平稳^τt(c,0,4)-4.74934***-2.99806平稳^Bt(c,0,4)-4.39488***-2.99806平稳^Ct+^Pt-^Yt(c,0,7)-5.12943***-2.97185平稳注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上通过检验。

货币供给量使用美国的同期货币供给量(M2)。本国产品价格指数使用我国工业品出厂价格指数。中国货币价格指数使用消费者价格指数CPI。由于模型假定τt为政府的铸币税收入,使用中国政府的财政赤字近似代替。数据分别来源于历年《中国统计年鉴》、美联储网站和EIU数据库。

2.变量的平稳性检验

用非平稳的时间序列建立回归模型会带来伪回归问题,导致用非平稳的时间序列建立的估计结果毫无意义,在进行时间序列回归分析前须对数据做平稳性检验。检验结果显示,这些变量都是平稳的(如表1所示)。

3.短期模型的回归分析

对于模型(3)的回归,本文采用逐步回归方法。考虑到我国自1994年以后贸易收支持续顺差的事实和模型(3)本身具有滞后项的特点,回归分析中使用的数据是1994—2008年的年度样本数据。短期模型的实证结果、显著性检验和变量的样本期均在表2中得以体现。

表2影响中国贸易收支顺差短期模型的回归结果(1994—2008)^CAt模型Ⅰ仅考虑中美两国相对货币供给量对中国贸易顺差的影响。当期美国货币供给量相对增加1%时,中国贸易顺差增加0.17个百分点;预期未来中国货币供给量相对增加1%,促进中国贸易顺差进一步扩大到0.58个百分点;前期美国货币供给量相对增加1%,本期中国贸易顺差将减少0.44个百分点,起到平衡中国贸易收支的作用。但这种缩小贸易顺差的作用小于扩大顺差的作用。

模型Ⅱ仅考虑汇率因素对中国贸易收支的影响。当期汇率下降1%,中国贸易顺差减少0.40个百分点,人民币升值在一定程度上缩减我国的贸易顺差。

模型Ⅲ仅考虑中国货币供给量的绝对变化对贸易收支的影响。当期中国货币供给量的绝对变化,对贸易收支的影响不显著;前期和前两期中国货币供给量绝对增加1%,中国贸易收支分别增加0.93个百分点和降低0.61个百分点。两者的共同作用是使得中国贸易收支增加0.32个百分点。

如果单独选用中国产品的价格因素、世界实际利率、中国财政赤字以及中国持有的无风险外汇债券进行回归,结果均不显著,说明当其它因素保持不变时,这些变量不能单独解释中国贸易顺差的问题。

因此,本文把它们加入到货币供给的相对变化上,形成模型Ⅳ、Ⅴ、Ⅵ和Ⅶ。

模型Ⅳ考虑中美两国货币供给的相对变化和预期本国产品价格变化对中国贸易顺差的影响,模型Ⅴ是在模型Ⅳ的基础上再加上世界实际利率的影响,模型Ⅵ将中美货币政策与中国财政政策结合起来分析中国的贸易顺差,模型Ⅶ分析加入了中国持有的无风险债券对贸易顺差的影响。通过表2可以观测到,加入这些因素后并没有改变货币供给量相对变化对贸易顺差影响的符号,国际货币政策是中国贸易顺差形成的一个重要原因。

此外,我们还尝试了将其余变量加入到回归中来,结果均不显著。综合看来,中国贸易顺差受美国货币相对供给量的影响显著,在短期内难以实现贸易收支平衡。

4.长期模型的回归分析

模型(4)的变量通过了平稳性检验(具体见表1),对模型(4)进行回归,可以得到1979—1993年的方程:^CAt=-0.05+1.84×(^Ct+^Pt-^Yt)(1.93)和1994—2008年方程:^Ct=-0.02-2.79×(^Ct+^Pt-^Yt)(14.49)(1.93)R2=0.96F=327.24DW=1.95通过上述两个方程可以发现,1994—2008年的贸易顺差恰巧可以由消费不足说明,但这种消费不足却无法说明我国1979—1993年的大多数年份的贸易逆差问题。两个阶段符号相反的回归系数表现出跨时消费的特点,前期的逆差和现在的顺差体现了我国为平滑消费进行的最优跨时贸易特点,说明了我国与他国跨时贸易的互补性、互利性。

五、结论

本文从消费者效用最大化条件出发,构建了一个基于最优跨时贸易的两国货币政策影响贸易收支的短期和长期一般模型。使用该模型对中国贸易收支进行实证分析,得出以下结论:

(1)理论上,国际货币政策传导贸易收支只在短期内有效,长期内无效。短期内,国际货币政策对本国贸易收支影响受两国货币的相对供给量(2),相对供给量的预期(1)以及前期的相对供给量(3)影响。其最终作用取决于这三种因素的总和,即1-2-3。当满足1-2-3>0时,本国的贸易顺差是输入性的,它是外国货币供给量相对扩张和本国消费者最优跨时消费的结果。当外国货币供给量不变时,本国货币供给量的绝对扩张会导致本国产品价格上涨,出现贸易逆差。汇率对本国贸易顺差的影响不很明确,取决于当期汇率和预期的汇率之间作用的大小。

(2)长期内,一国贸易收支的变化取决于该国实际消费和实际产出的相对变化,一国的货币政策只会影响该国的消费价格指数,对贸易收支不会产生直接的影响。货币政策长期内无效。

(3)通过对中国贸易收支的实证研究,短期内中国贸易顺差表现出输入性的特征,它与美国扩张性货币政策密切相关。将所有可能因素都考虑到短期模型中去,那些起显著相反作用的变量也难以消除美国扩张性货币政策对中国贸易顺差的影响。

(4)本文的实证结论显示,使用人民币升值的办法来降低中国贸易顺差的作用较小。同时,实证分析也说明消费不足只能解释我国20世纪90年代中期以来的贸易顺差,却不能解释在这之前的贸易逆差。使用长期模型对此进行的实证分析表明,前期的逆差和现在的顺差是最优跨时贸易的结果,体现出我国和其它国家跨时贸易往来的互利性、互补性。至于为什么会选择20世纪90年代中期作为我国跨时贸易顺逆差的分水岭,是需要进一步研究的内容。

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政策影响范文篇10

1、近年来，随着企业规模的扩大，信贷类金融创新产品不断增加，资产业务产品创新取得了巨大的成就。提高信贷业务服务质量成为金融企业竞争力的核心，实现了信贷结构优化，也改善了客户结构。当然，一些金融机构在创新过程中，过于盲目，给企业造成不必要的经济损失。因此对于我国金融企业来说，实现金融创新是必要的，同时也要根据机构的现状，严格控制金融产品和金融服务。

2、保险、基金等理财产品成为金融创新产品中的新亮点，为企业带来了一定的经济效益。理财产品是金融机构负债业务产品中的一部分。能够确保本金不受损失的基础上获得一定收益成为客户投资的重要原因之一，当然这样也给银行带来了一定的压力，银行需要承担一部分金融风险。并且对于我国金融机构发行的理财产品来说，缺乏个性化的服务是其需要突破的瓶颈。

3、另外，中间产品业务质量的提升是我国金融机构获取经济效益的重要因素之一。但就目前各大金融机构的现状来说，中间业务产品较多但是技术含量并不高。机构之间的竞争较激烈，很多金融机构在产品开发过程中不能实现真正的创新。这些现状都对我国的货币政策传导造成一定的影响。

二．金融创新对我国货币政策传导的影响

金融创新对我国货币传导政策的影响主要包括对货币供给变动以及货币传导渠道的影响两个方面。其中货币供给的影响因素主要包括银行等金融机构的货币层次界定、外汇存款、融资贷款以及基金等业务办理过程中存在的问题;而货币传导渠道的影响因素主要包括

1．货币的供给受到金融创新的影响明显

(1)金融创新产品的增多降低货币供应的可预测性。金融创新产品的增多使货币层次变得复杂，加速了不同层次货币之间的转换，提高了其流通速度，因此必须对货币及其分层进行重新定义明确货币层次之间的界限，尤其是对流通中的准货币，如活期存款与准货币之间的界限等，以提高货币供应和流通的稳定性，提高政府以及央行对其的控制力度，使其及时准确的了解金融数据。在现实金融创新中，活期存款与流通资金之间的界限不明确，银行等金融机构常将其作为结算甚至支付工具。金融机构在进行创新的同时对其负债状况的计算方式不明确，如信用卡的大量出现导致一些银行的金融风险增加，但是金融机构并未降低列入资产负债表，这样很容易导致无法区分投机性货币与交易性货币，导致货币供应层次之间的划分较为混乱。(2)外汇存款的增加改变了货币供给结构。随着国家政策的开放，外汇存款的数量明显增加。同时外汇存款的优势在于可以随时兑换为人民币进行流通，这样给金融创新带来了方便，拓宽了其途径。但是就目前我国关于外汇存款的法律法规来说，其尚不属于货币统计范畴，因此造成了货币供给结构的改变，为金融机构的创新带来了较大的挑战。(3)票据融资业务的出现。票据融资业务是金融机构获得资金的主要来源，也是影响货币传导的重要因素。其在货币供给和传导渠道两个方面都对货币政策传导造成影响。此外，票据本身的流通性和支付性可以通过多种方式实现流通性与支付性，如贴现或再贴现等方式。这样对我国的货币流通统计造成一定的影响。(4)贷款融资业务改变了资金供给结构。近年来，银行系统拓宽了业务范围，融资范围扩大，如个人公积金贷款、中小企业融资贷款等方式。但是，这个过程中的所产生的存款尚未纳入货币供应范围之内，影响货币供给计算。(5)债券的发行改变了资金核算范围。在广义货币流通统计中，常由于无法进行合理的统计而造成货币供给量的重复计算，同时对于短期债券来说，政策性银行向金融机构发行的期限低于1一年的金融债券，并不能全部纳入广义货币的统计，这样也造成了广义资金统计的重复计算。而对于企业短期融资债券应作为一种银行存款，但是根据现有的法律法规，尚不能将其列入货币供给。总之，在债券发行过程中，资金核算的方式尚不明确，导致许多货币资金计算不准确，出现重复计算和没有计算的情况。

2．金融创新与货币乘数、货币供给量和基础货币的关系

货币乘数的公式为K=Dd/B=1/(h+r+e+f+p)(Dd、B、h、r、e、f、p分别代表活期存款额、基础货币、实际提现率、法定准备金率、超额准备金率、财政性存款占活期存款的比率和邮政储蓄占活期存款的比率)而货币供给公式为M=K*B(M、K、B分别代表货币供给量、货币乘数、基础货币)通过公式我们可以分析金融创新对货币乘数的具体影响:①由于金融创新对货币的流动性有所提高，所以现金的持有量明显减少，那么提现率就将随之下降，货币乘数被放大了②法定存款准备金由于金融创新的影响提取次数以及金额逐渐减少，法定准备金比率就会降低，货币乘数被放大了③金融创新会产生强流通性的金融工具，直接减少货币的交易性、预防性需求，相反增大了投机性货币的需求，所以货币市场是资金补充的理想平台，金融机构也就没有必要再中国银行存放超额准备金，降低了超额准备金比率，货币乘数被放大了④金融衍生工具的推广使货币流通性更强，银行类似活期存款的货币量增大，所以财政性存款占活期存款的比率以及邮政储蓄占活期存款的比率都会下降，货币乘数被放大了。货币供给量以及货币乘数都存在不确定性，所以金融创新间接影响了货币当局对基础货币的控制。

三．金融创新对货币供给传导的影响

1．金融创新改变了货币需求结构，降低了货币需求的稳定性。我国经济的快速发展也使人们对货币的需求不断增加，一些金融工具的创新导致了货币供给的不稳定，改变了货币需求的结构，尤其是一些信用卡产品的出现，增加了货币的功能，提高了其投机需求，使银行存在一定的金融风险。同时，金融创新使利率的弹性降低，金融行业之间的竞争激烈，这使得金融工具不断趋于同质化，没有实现真正的创新。金融产品不具有不可替代性，利率就不能成为评价银行客户的唯一准则。资产的调整要通过收益以及结构利率的上升或下降的现状决定，利率不再起到绝对的决定作用，这无疑影响了货币供给的稳定性。最后，金融创新使货币需求本身与价格以及银行利率之间的关系变得模糊，货币的稳定性得不到保证，银行的利率弹性也受到影响。

2．金融创新导致货币当局的调控难度增大随着基金、债券等理财产品的发行，其对货币市场的影响也逐渐体现出来。首先:基金等理财产品并没有纳入银行的存款范围，因此无法受到存款准备金率的保护。在没有更加合理的理财产品相关法律法规出台的情况下，很多银行投资者就会放弃银行存款而选择购买理财产品。同时，存款利率的上升以与理财产品所获得的收益不成正比，且通常低于其收益。而相对于银行系统来说。理财产品变相增加了投资成本，提高了市场利率，同时无法实现对客户投资的有效控制。大部分银行存款被转化为投资理财产品，这样使银行的资金结构发生变化，理财产品无法受到存款准备金率的影响。理财产品也抑制了金融机构其他业务的发展，如理财产品的增加降低了企业用于企业贷款的资金，使货币结构发生变化。也就是说，金融机构的理财产品对银行最大的影响就是改变了其资金供给结构，使其不稳定因素增加。同时理财产品不属于银行存款范畴，无法受到存款准备金率的包括，银行虽然对利率等做出了适当的调整，但是对于理财产品业务来说，却不能构成有效地影响。与基金等理财产品相比，票据业务也对货币供给结构造成一定的影响。这是由于与票据业务相关的保证金存款同样不能计入存款准备金，这样以存款为主要业务的金融机构的存款准备金的基数就会受到影响而改变，通常会降低。票据业务拓宽了金融企业获取资金的途径，一方面维持了其经营，另一方面也使其对再贴现的相关业务依赖性降低，市场公开化程度明显得到提高，促进了货币政策传导。

3．金融创新给传导机制带来的负面影响与传统的金融市场相比，金融创新增加了金融市场的复杂性，改变了资金流通结构，也增大了其流通速度，但是这样也给货币当局的调控带来了影响，使其无法进行正确的决策，无法实现对其变化的正确把握。金融衍生工具的出现使银行系统创新产品同质化，传统的银行利率和货币政策无法对其进行合理的控制，不稳定因素增多。这样货币的传导时间就无法确定，甚至形成时滞。

四．关于降低我国金融创新对货币政策传导影响的几点思考

金融创新是金融企业可持续发展的必经之路。我国的金融创新处在初级阶段，创新动机不明确，创新手段较单一，使企业的经济效益无法提高。这与金融机构的制度不健全，金融市场发展不稳定等有很大的关系，同时，大量的国外金融机构进入中国市场，给国内金融机构创新带来了巨大的挑战。为了减小其对货币传导的影响，促进我国的金融创新，政府应充分发挥其主导作用，规范金融市场的相关制度，扩大金融产品创新范围的同时要严格控制产品或工具的质量。同时，应逐渐完善准备金制度，实现公开化的货币流通政策以提高央行对货币供给的控制力度。提高金融创新技术，这要求以央行为核心的政府金融部门时刻关注金融产品创新过程及其变化，时刻保持清醒的头脑，建立合理规范化的金融创新制度，促进货币政策传导。

五．总结