貨幣供給量范文

導語：如何才能寫好一篇貨幣供給量，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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關鍵詞：國債；貨幣效應；運行階段

中圖分類號：F812.5 文獻標識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.09.27 文章編號：1672-3309（2013）09-58-03

政府實現經濟穩定與增長的政策包括財政政策與貨幣政策。貨幣政策主要是通過改變貨幣供給量，來調節總需求，達到穩經濟、促進增長的目的。下面從發行、流通、償還三個階段分析國債對貨幣供給量的影響。

一、國債發行對貨幣供給量的影響

國債是一國中央政府的債務。在國債的發行階段，政府發行了國債券，得到了貨幣資金，表現為國債收入。這里，借方是單一的、唯一的即政府。國債的債權人是國債承購者，它們得到了國債券，付出了自己的貨幣資金，表現為國債承購款。除非政府發行國債時帶有限制性條件，否則，承購國債的主體將非常廣泛，包括社會上各類企業、個人，故貸方是多方面的。為了分析方便，將與國債有關的經濟主體分為三部分：（1）中央銀行；（2）商業銀行；（3）其他主體均歸類為非銀行部門。

（一）中央銀行承購國債

中央銀行承購國債，對貨幣供給一般起擴張效應。在1993年“中華人民共和國預算法”生效之前，彌補財政赤字的辦法主要有發行國債和向中央銀行透支。財政向中央銀行透支，換個角度來說就是中央銀行購買國債。中央銀行購買國債，在中央銀行的賬戶上反映就是，中央銀行負債（財政存款）和資產（政府債券）的等額增加，如果到此為止，應該說社會上還并未出現增加的貨幣。然而政府購買國債的目的是使用這筆資金，不可能把借到的貨幣窖藏起來，當政府運用這筆資金時，在商業銀行的賬戶上，就會出現負債（社會存款）和資產（準備金）的同時增加，因為準備金的增加，銀行就可以增加發放貸款，這樣整個社會的貨幣量就會增大。

（二）商業銀行承購國債

商業銀行之所以要承購國債，是保持流動性的需要，當商業銀行現金較多時，可能購買國債獲取一定的利益收益，當需要現金時，再把國債賣掉換回流動性。商業銀行購買國債有兩種方式，一是收回已向社會發放的貸款，二是動用超額準備金。若選擇減少貸款的辦法，那么，收回貸款是貨幣供給量的直接縮減；當政府將借款運用后，社會上銀行存款增加，又將增加貨幣供給量，綜合收縮和擴張效應，用減少貸款的辦法購買國債對貨幣供給量的影響是中性的。如果選擇動用超額準備金的辦法，則動用準備金時并未減少貨幣供給量，而政府債券的運用卻又擴張貨幣，所以綜合的效果是擴大了貨幣供給量。實際上，商業銀行運用準備金是其貸款能力的釋放，如果沒有購買國債，這筆貸款能力遲早要形成貨幣供給的。如果商業銀行承購國債時既未能相應減少其對社會的貸款，也沒有超額準備金可供使用，則需依靠中央銀行的再貸款解決。這種情況下，也會擴大社會貨幣供給量。如果國債發行的政策是向商業銀行強制攤派，很可能會造成這種情況。

（三）非銀行部門承購國債

這類國債承購者的范圍很廣，在我國，可以包括企事業單位、個人等。非銀行部門承購國債時，在商業銀行賬戶上體現為銀行負債（銀行存款）的減少，從而引起貨幣供給量的減少。當政府取得國債收入并運用時，這些貨幣又回到了社會，在商業銀行的賬戶上體現為銀行負債（銀行存款）的增加，貨幣供給量增加了。結合以上兩個過程，一般來說，非商業銀行部門購買國債，不會改變貨幣供給量。

二、國債流通對貨幣供給量的影響

國債有流通和非流通之分，我國的可流通國債有記賬式國債和無記名國債等，可在交易所場內市場交易，也可以在銀行間債券市場等場外市場進行交易。對于不可流通國債，如憑證式國債等，也可以提前在柜臺貼現，但要支付一定比例的手續費，如果到期兌換，則不需要支付任何代價。國債流通同樣會對貨幣供給量產生影響，下面分別加以分析（圖1）。

（一）國債在非銀行部門之間的轉讓

如圖1，如果非銀行部門A將一筆國債賣給了非銀行部門B，也就是非銀行部門A將這筆國債代表的購買力轉移到了非銀行部門B，對整個社會來說，購買力沒有變化。在商業銀行的賬戶上，非銀行部門A的社會存款減少，非銀行部門B的社會存款等量增加，對整個社會來說，貨幣供給量沒有任何變化。

（二）國債在商業銀行之間的轉讓

考慮國債在同一類部門之間轉讓的另一種情況，假如它們都是商業銀行。如果商業銀行A的國債轉讓給商業銀行B，那么，第一種情況是商業銀行B的購債資金來自回收貸款。從商業銀行B來看，此時有一個貨幣供給量的收縮效應，因為，在B的賬戶上其資產（貸款）和負債（社會存款）同時減少。從商業銀行A來看，由于其賣出了國債，獲得了資金，其賬戶上資產欄債券減少，準備金增加，其運用增加的準備金向社會發放貸款，社會上貨幣供給量又增加了，這種情況下，貨幣供給量沒有什么變化。第二種情況，商業銀行B用超額準備金或向中央銀行再貸款來購買商業銀行A的國債，商業銀行B在購買國債時沒有貨幣收縮效應，但商業銀行A通過出售國債，獲得資金，再進行放貸，則擴大了社會貨幣供給量。商業銀行B用超額準備金向商業銀行A購買國債，實質是商業銀行A把商業銀行B的超額準備金運用了出去，從而擴大了貨幣供給量。

（三）國債在商業銀行和非銀行部門之間的轉讓

以國債的轉讓方向為標準，可分為兩種情況：（1）非銀行部門購買商業銀行持有的國債。非銀行部門從商業銀行獲得國債，支出貨幣，表現為其在商業銀行的存款減少，同時，商業銀行資產方的政府債券等額減少，準備金增加，當把超額準備金轉化為貸款時，存款數量又恢復到以前的水平。所以，商業銀行向非銀行部門轉讓國債的結果，是在減少其政府債券的同時，準備金相應增加或者是貸款增加，故實際是其資產項目的調換。（2）商業銀行購買非銀行部門持有的國債。第一，商業銀行若選擇減少貸款的辦法，那么，收回貸款是貨幣供給量的直接縮減；非銀行部門得到貨幣后，商業銀行的社會存款增加，表現為擴張貨幣，因此，綜合考慮縮減和擴張的效應，這種購買方式不會擴大貨幣供給量。第二，商業銀行如果選擇動用超額準備金的辦法，則動用準備金時并未減少貨幣供給量，而政府債券的運用卻又擴張貨幣，所以綜合的效果是擴大了貨幣供給量。

（四）中央銀行在公開市場上買賣國債

中央銀行與商業銀行和非銀行部門之間交易國債，也稱為中央銀行的公開市場業務。（1）中央銀行購買國債。如果向商業銀行購買，在中央銀行賬戶上，其資產（政府債券）和負債（商業銀行存款）等額增加，商業銀行在中央銀行的存在增加意味著其準備金增加，如果商業銀行用增加的準備金發放貸款，則商業銀行賬戶中社會存款同時增加，貨幣供給量增加了。如果中央銀行向非銀行部門購買國債，在中央銀行賬戶上，其資產（政府債券）增加，負債（商業銀行存款）也相應增加，這筆業務在商業銀行賬戶上表現為，商業銀行的資產（準備金）和負債（社會存款）相應增加，而社會存款增加則直接表現為貨幣供給量的增加。（2）中央銀行在公開市場上賣出國債，其過程與（1）恰好相反，因此，對貨幣供給量有收縮作用。

三、國債償還對貨幣供給量的影響

國債的償還一般有兩種方式，一種是用財政收入（稅收）償債，還有一種是借新債還舊債。選擇不同的償還方式，對貨幣供給量的影響也不同。

（一）以稅收償還國債

政府在征稅過程中，納稅人的貨幣單方向流向政府，減少了納稅人在商業銀行部門的存款，商業銀行賬戶中社會存款減少。同時，政府將收取的貨幣存入中央銀行，政府的財政存款增加。這樣，納稅人資金作為稅款流向政府的影響，實際是社會存款貨幣變為中央銀行的基礎貨幣，故有一種收縮的效應。政府有了稅款后，分別向三類國債持有者償付。（1）償還非銀行部門所持有的國債，非銀行部門在商業銀行的存款就會增加，當然政府在中央銀行的財政存款將減少。這一社會存款的擴張過程正好與上面征稅的收縮過程相反，所以，總體來說這種償債方式對貨幣供給量的影響是中性的。（2）償還商業銀行所持有的國債，在中央銀行賬戶上，中央銀行的負債方的財政存款減少，而商業銀行存款增加。在商業銀行賬戶上，商業銀行的資產準備金相應增加，政府債券相應減少。如果商業銀行將增加的準備金運用出去，則貨幣供給量就會增加，因為納稅人納稅時對貨幣供給量有縮減效應，綜合納稅和銀行發放貸款兩個過程，對貨幣供給量的影響是中性的。（3）償還中央銀行持有的國債。結果將表現為中央銀行賬戶財政存款和政府債券的等量減少，沒有擴大貨幣供給量。如果考慮到前期政府征稅對貨幣供給的收縮效應，這種還款方式對貨幣供給量有收縮影響。

（二）舉借新債償還舊債

政府發行債券對貨幣供給量的影響前面已經分析，不過在這里應該先不考慮前面曾述的政府支用發行國債收入的擴張效應，然后，政府將新債的收入向舊債的持有者償還。實際上，如果政府向同一類主體舉借新債和償還舊債，如向非銀行部門借債償還非銀行部門以前持有的國債，或者向商業銀行發行國債償還商業銀行之前持有的國債，亦或向中央銀行借入新債償還中央銀行所持有的舊債，就等于這些經濟主體內部的國債自己調換一下，也相當于從一個主體整體看國債持有者的舊債券的期限又延長了，所以，對社會貨幣供給量沒有影響。現在要考察的情況是：（1）政府從非銀行部門取得發債收入，償還商業銀行或中央銀行持有的舊債。非銀行部門認購國債，表現為商業銀行賬戶上社會存款的減少，貨幣供給量減少。如果該筆舉債收入償還了商業銀行所持有的債券，則商業銀行得到政府償債款后，準備金又增加，一旦增加的準備金轉變為社會貸款，貨幣供給量又增加了。所以，政府向非銀行部門舉借新債償還商業銀行部門所持有的舊債對貨幣供給量呈現中性影響。如果政府用借債收入償還中央銀行的持有的舊債，則無向社會投放貸款而擴張貨幣的過程，所以總體上是減少了貨幣供給量。（2）政府向商業銀行舉借新債，償還非銀行部門持有或中央銀行持有的舊債。商業銀行購買國債，直接表現為或者其貸款減少、收縮貨幣，或者其超額準備金減少。如果政府用舉借國債所取得的收入償還非銀行部門持有的舊債，非銀行部門在商業銀行的存款將增加。總體上看，政府從商業銀行購買國債償還非銀行部門，對貨幣供給的影響是中性或者是潛在的投放能力現實釋放。如果政府償還中央銀行持有的舊債，則只有商業銀行認購新債時的收縮貨幣效應或超額準備金減少效應。（3）政府向中央銀行舉借國債，償還非銀行部門或商業銀行持有的舊債。在中央銀行賬戶上，其資產方與負債方各加記等量金額，但社會貨幣供給量還未受影響。如果此時政府償還非銀行部門持有的國債，非銀行部門在商業銀行的存款就將增加，貨幣供給量擴大。如果此時政府償還商業銀行持有的國債，則商業銀行的政府債券減少，準備金增加。增加的準備金又會轉變為社會貸款的增加，從而擴張貨幣供給量。

參考文獻：

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一、“影子銀行”及貨幣供應量概述

“影子銀行”概述：

“影子銀行”這個概念第一次提出的人是美國太平洋投資管理公司執的董事麥卡利，在“影子銀行”這個名詞問世后，世人大范圍地采納了它。在歐美地區的一些發達國家，“影子銀行”的定義是指通過私募基金、信托產品、證券公司集合理財等證券化和擔保融資技巧進行融資的中介機構，其運行機制是超越普通的銀行信貸關系，在證券市場上獲取信貸資金，最終通過較高的杠桿率從中獲利。這種信貸關系看上去像傳統銀行但僅是行使傳統銀行的功能，“影子銀行”這個稱呼就誕生了。但我國的金融創新程度比較低，“影子銀行”起源較晚，所以我國的“影子銀行”還沒有歐美發達國家那么完備的體系和系統。所以國內對“影子銀行”有研究的的學者認為傳統銀行體系以外的信用中介機構或信用中介業務即是“影子銀行”，其涵蓋很廣，包括投資銀行、對沖基金、貨幣市場基金、債券、保險公司、結構性投資工具等非銀行金融機構或業務。

二、“影子銀行”影響貨幣供應量的原因及機制

“影子銀行”將從以下兩個方面影響貨幣供應量：（1）“影子銀行”的信用創造功能將對貨幣供應量造成影響；（2）“影子銀行”將會影響貨幣政策的操作目標――基礎貨幣，從而影響貨幣供應量。

1.信用創造功能對貨幣供應量的影響

影子銀行同傳統的商業銀行一樣擁有創造信用的能力。其為資金的需求者和資金的攻擊者搭建橋梁，成為重要的金融中介。類似于商業銀行，影子銀行的運作中也具有了銀行信用創造中的銀行存款機構、儲戶和借款人的功能。“影子銀行”的信用創造可以分為直接信用創造和間接信用創造，直接的信用創造是指產生和流動于影子銀行體系內部的資金流動，形成的廣義流通貨幣。在我國金融中介機構管理較為嚴格，“影子銀行”體系尚不完善，所以并不能夠形成像傳統銀行那樣可進行直接信用創造的融資模式。在國內，“影子銀行”對貨幣供給量造成影響的多是間接信用創造。“影子銀行”的間接信用創造是指影子銀行和商業銀行在進行經濟活動交易時，提高了整體的信貸水平，從而影響了市場上流動的貨幣量供應量。信用創造主要從兩方面增大了貨幣供給量。第一種是依附于傳統的商業銀行的信用創造，實質是擴大了傳統商業銀行的信用創造能力；第二種是??加貨幣的流動性，如互聯網金融、民間借貸。在第一種情況下相當于“影子銀行”發放理財產品等，將所得資金通過中介機構投資給借款人，但因為“影子銀行”不受貨幣政策監管，所以這個過程不需要繳納法定存款準備金，其相比于傳統銀行的借貸業務而言，增加了“影子銀行”的可貸資金，這一筆法定存款準備金相當于流通到了市場上，所以好比增加了市場的貨幣流量，增大了貨幣供給量。第二種情況下，相當于?U大了市場的融資量，比如擔保公司對借款人進行擔保，那么借款人可以籌得更多的資金，這就間接增大了市場的融資規模從而增大了市場的貨幣流量。同時，“影子銀行”在擴大了市場融資量后，相當于加快了貨幣流通速度，這也同間接增加了市場上的貨幣，加大了貨幣供應量。

2.貨幣政策操作目標對貨幣供應量的影響

貨幣供應量成為我國宏觀貨幣政策的重要調控手段之后，基礎貨幣也就成了我國央行最優的、最主要的操作目標。基礎貨幣包括商業銀行及其它存款機構存入央行的存款準備金（包括法定準備金和超額準備金）與社會公眾所持有的現金。不言而喻，“影子銀行”對基礎貨幣造成的影響也會在貨幣供應量上體現。 “影子銀行”流放到市場的大量金融理財產品、衍生產品，使收益高于傳統借貸及投資活動，這使得公眾持有的貨幣的機會成本加大，從而人們更愿意將貨幣進行投資而不是持有。而正是因為公眾持有貨幣的偏好減弱，減少了持有庫存現金的需要，因此中央銀行提取存款準備金的難度隨之增加。通過貨幣供應量=基礎貨幣×貨幣乘數這一等式，我們可以得知：當傳統銀行存入央行的存款準備金減少和公眾持有的貨幣減少，基礎貨幣大大降低，那么將以貨幣乘數數值的倍數使貨幣供應量減少。從另一個方面來看，流入“影子銀行”的大部分資金都來自于公眾的銀行存款，當各類“影子銀行”機構不斷得發行流通性強，收益高的理財產品，公眾將會把銀行存款轉向投入到理財產品中。這樣一來，各商業銀行手中的存款大大減少，直接縮小了央行收取的存款準備金的份額。央行可以控制的準備金減少，使得基礎貨幣數量受限，貨幣供應量隨之減少。

三、“影子銀行”的影響所帶來的后果

“影子銀行”的信用創造功能以及其對基礎貨幣的影響給貨幣供應量造成了很大的沖擊，其后果就是嚴重降低了貨幣供應量這個貨幣政策中介目標的有效性，其中貨幣供應量的有效性可分為貨幣供應量的可測性，可控性和相關性。

1.“影子銀行”影響貨幣供應量可測性

貨幣供應量的可測性指央行能高效精確地提取貨幣的各項資料從而進行定性定量的分析。但“影子銀行”的快速發展使得現有的廣義貨幣己經不能完全反應全部的信用創造，社會整體的貨幣供應量大于廣義貨幣供應量，使貨幣供應量準確度下降。這是因為我國“影子銀行”體系的各個組成部分在各方面的影響各有不同，也就是說，“影子銀行”的發展，總會使一部分規模相當大的活動無法被納入監測。所以，“影子銀行”使傳統貨幣供應量的評判標準已難以精確測量我國市場上流通的真實貨幣流量。另外，“影子銀行”推出的大量理財工具等金融衍生物和金融創新工具，其流通性很強，可在短時間內轉化為現實購買力，所以它們也能算是一種廣義貨幣。社會公眾將貨幣投資于“影子銀行”的偏好增大，使得我國貨幣供應量種類趨于復雜化，這無疑增大了央行對貨幣供應量數據的收集及分析，準確性也會隨著降低。總的來說，“影子銀行”所產生的這些流通貨幣在央行所制定的原始統計標準之外，所以才會導致實際貨幣供應量大于央行的統計數據，從而降低貨幣供應量的可測性。

2.“影子銀行”影響貨幣供應量可控性

貨幣供應量的可控性是指央行能根據市場環境的需要迅速有效地調整貨幣供應量從而達到央行想實現的效果。前文分析到，如果將存款投入“影子銀行”將會比將存款存入商業銀行獲取更多收益，所以公眾持有貨幣的偏好大大減少，這直接導致了商業銀行吸納存款，從而也促進了“影子銀行”的資金融通，再加上沒有存款準備金率和其他金融監管約束，使“影子銀行”比商業銀行有更高的信用創造功能，從而放大了貨幣乘數，這也使得貨幣供應量的可控性大大降低。眾所周知的是，貨幣供應量大致由基礎貨幣和貨幣乘數來反映，要想很好地控制貨幣供應量，那么央行必然要有力地控制好貨幣的乘數效應。貨幣乘數大致由商業銀行存款準備金率以及商業銀行存款與公眾持有的通貨的比率共同決定。而至少從法定存款準備金這一方面來說，“影子銀行”減少了央行的法定存款準備金，那么必定將會影響貨幣的乘數效應，所以對于貨幣供應量的可控性也將造成影響。

3.“影子銀行”影響貨幣供應量相關性

貨幣供應量的相關性指央行制定的貨幣政策中介目標即貨幣供應量與最終目標之間在指標上有密切穩定的聯系，央行能根據中介指標來判斷終極目標的變化情況，通過調整貨幣供應量來達到預期目標。不難發現，近幾年“影子銀行”的規模正逐漸擴大，越來越多的企業通過“影子銀行”來籌集資金或進行投資，市場上貨幣的流轉速度越來越快，由于“影子銀行”大部分都在央行監管之外，央行已經很難用傳統貨幣政策對資金流轉速度進行調控，所以想通過調整貨幣供應量這個中介目標來調控貨幣政策最終目標變得比較勉強。在“影子銀行”?V泛的影響下，央行想通過調整貨幣供給來控制市場上流通的資金已經不再具有以前那樣的可靠性，即作為貨幣政策中介目標的貨幣供應量的相關性降低。

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內容摘要:本文利用我國2000-2009年的月度數據,討論了我國短期內貨幣供給量、外匯儲備和人民幣兌美元匯率的相互關系。結果表明,長期內外匯儲備的增加并不是導致人民幣兌美元匯率升值的理由,貨幣供給量與外匯儲備不存在Granger因果關系。

關鍵詞:貨幣供給 外匯儲備 人民幣匯率 協整檢驗 Granger因果檢驗

匯率對一國經濟健康發展起著至關重要的作用,外匯市場的表現也越來越受到各國貨幣當局的關注,因為匯率不僅是一國貨幣政策的傳導途徑,同時也是一國發生貨幣危機的導火索。目前,我國自2005年7月21日人民幣匯率制度改革以來,人民幣匯率總體呈現上升走勢,到2009年7月22日,四年來人民幣對美元匯率已累積升值21%,但國際社會依然要求人民幣匯率升值的呼聲很高,處理不當可能會導致經濟內外失衡,同時貿易摩擦加劇。

文獻回顧

關于人民幣匯率問題的研究,主要有以下兩個方面。

第一個方面側重研究匯率水平問題,即人民幣均衡匯率水平,是人民幣匯率水平被高估還是低估、低估多少的論證基礎,也是支持升值和反對升值論的論證基礎。Robert Mundell(2005)認為不管中國面臨的貿易爭端有多么激烈,中國都應該保持人民幣匯率穩定,他甚至認為在未來20年內人民幣盯住美元的政策都應保持不變。而日本金融學家、首相智囊黑田東彥(2005)則認為人民幣應當緩慢升值。國內學者施建淮(2005)、范從來(2004)、張斌(2003)、林伯強(2002)、張曉樸(1999)等通過相關計量模型對人民幣匯率的均衡水平進行了估算和探討。值得注意的是光(2005)深入系統的研究了人民幣匯率問題的宏觀經濟背景和匯率升值的成本收益問題,指出由于內外經濟失衡和持續雙順差的持續可貿易品部門和勞動生產率等一系列原因造成升值壓力,在對升值的成本收益作出分析的同時,并對升值方式和對策選擇提出了一些建議。

另一個方面側重研究匯率的形成機制問題,即在開放經濟條件下,不同的匯率體制對宏觀經濟的內外平衡問題和經濟的安全運行等問題的影響。一些國外學者在東南亞金融危機之后對國際匯率進行了考察,尤其是對危機國家匯率制度的改變考察后認為,各國的匯率制度有向兩極發展的趨勢,即要么實行貨幣局一類的固定匯率制,要么放棄盯住而改為浮動匯率制,持這一觀點的主要代表人物有艾肯格林(1999)、費雪(2001)和愛德華茲(2001)等人。國內學者在論證人民幣應該放棄僵滯型的盯住美元,實行有治理的浮動時,或多或少都受匯率制度“兩極化”的影響。如王學武(2000)、丁建平(2002)等人都認為人民幣匯率的改革應考慮這一國際匯率制度發展趨勢。

但以上研究主要集中在人民幣匯率水平和匯率形成機制上,其中更以匯率水平為甚。而短期內關于我國貨幣供應量、外匯儲備是否對人民幣兌美元匯率產生影響的分析較少,本文正是這一方面闡述的。

實證分析

本文主要分析貨幣政策中介目標貨幣供應量、外匯儲備短期內與人民幣兌美元匯率之間的相互關系,數據來源于中國人民銀行統計數據庫,數據選擇期間為2000年1月到2009年12月,共計10年120個樣本。采用的方法主要是Granger因果關系檢驗。在進行Granger 因果關系檢驗前,需要對數據進行時間序列平穩性檢驗和協整檢驗。本節有關計算都由計量經濟軟件Eviews5.0完成。

(一) 時間序列平穩性檢驗

時間序列平穩性檢驗的目的是排除時間序列回歸相關變量之間的偽回歸現象。此處采用的是ADF(Augmented Dickey - Fuller) 檢驗,實際上就是在零假設H0:ρ=0(Ri為一階單整序列)下對下面的方程進行最小二乘回歸。

下文用LnM2、LnM1、LnM0、LnFER、LnER分別表示M2、M1、M0、FER、ER的月增長幅度。用ΔLn M2、ΔLn M1、ΔLn M0、ΔLnFER、ΔLnER分別表示M2、M1、M0、FER、ER的一階差分,即這些變量的月增減值。(foreign exchange reserves:外匯儲備exchange rate:匯率)其中M2為廣義貨幣量、M1為狹義貨幣量、M0為流通中的現金、FER為外匯儲備、ER為人民幣兌美元匯率。對Ln M2、Ln M1、Ln M0、LnFER、LnER以及各自的差分進行ADF 檢驗的結果見表1。

從表1 中的ADF 檢驗結果來看, M2、M1、M0、FER、ER在5 %的顯著水平下都是不平穩的;對ER進行一階差分或取對數后一階差分,得到ΔlnER,對其余進行二階差分或取對數后二階差分,得到d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER),再對其進行單位根ADF 檢驗,其ADF 檢驗統計量均小于顯著性水平1%的臨界值,拒絕原假設,表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設,差分序列d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)、ΔlnER均不存在單位根,為平穩時間序列。因此, M2、M1、M0、FER、ER這5 個序列具有相同的單整階數,均為二階單整I(2) 過程。

(二)協整檢驗

由于變量d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)、ΔlnER都通過了單位根檢驗,是單整變量,所以可以對這些變量再進行協整檢驗。在對變量Ln M2、Ln M1、Ln M0、LnFER、LnER做單位根檢驗時采用的差分方法,會使變量之間的長期關系的信息丟失,協整檢驗目的是判定兩變量之間是否存在著長期的經濟聯系。如果兩個變量通過了協整檢驗,我們就說其間存在著長期的經濟聯系。對單整變量進行協整檢驗的方法很多,有菲利普斯- 配榮(Philips - Perron)PP 方法的Zt 統計量和Zρ統計量、ADF 檢驗的t - 統計量,Johansen檢驗等。本文采用Johansen協整檢驗方法,檢驗結果見表2。

從表2 Johansen 協整檢驗的結果看, 變量d(ΔLn M2)、d(ΔLn M1)、d(ΔLn M0)、d(ΔLnFER)和d(ΔlnER)之間都以5%的顯著水平存在著長期均衡關系,這意味著各變量之間存在著長期相互作用。

(三)Granger因果關系檢驗

短期內我國貨幣供應量、外匯儲備是否與人民幣兌美元匯率產生相互作用。此處采用Granger因果關系檢驗來判別變量之間的相互作用關系。其檢驗結果如表3所示。

Granger因果關系檢驗的結果表明:

1.在滯后期為2時,外匯儲備自然對數二階差分的變動不是引起人民幣兌美元匯率自然對數二階差分的變動的概率是0.39366,隨著滯后期為6和12時,這一概率分別上升為0.52702和0.67309,可見,外匯儲備在短期內對人民幣兌美元匯率具有一定的影響,長期來看這一影響在不斷弱化,由此可知長期來看我國外匯儲備的增加并不是導致人民幣兌美元匯率升值的理由。與此相反,在滯后期為2時,人民幣兌美元匯率自然對數二階差分的變動不是引起外匯儲備自然對數二階差分的變動的概率是0.102,短期內人民幣兌美元匯率的變動對外匯儲備具有顯著影響,但長期來看這一影響同樣也在不斷弱化。

2.從貨幣供給量角度來看,在滯后期為6時,廣義貨幣供給量自然對數二階差分的變動不是引起人民幣兌美元匯率自然對數二階差分的變動的的概率是0.34284,而人民幣兌美元匯率自然對數二階差分的變動卻是廣義貨幣供給量自然對數二階差分的變動的Granger成因;在滯后期為4時,狹義貨幣供給量與人民幣兌美元匯率的Granger成因同廣義貨幣供給量與人民幣兌美元匯率的Granger成因正好相反;在滯后期為1時,流通中現金與人民幣兌美元匯率互不為Granger因果關系。這些結論清楚的表明, 短期內狹義貨幣供給量引起人民幣兌美元匯率的變動,人民幣兌美元匯率又引起廣義貨幣供給量的變動,流通中現金不受匯率影響。

3.同樣,由表3可知,廣義貨幣供給量與外匯儲備互不存在Granger因果關系,廣義貨幣供給量與狹義貨幣供給量互為Granger因果關系。

結論與對策分析

本文通過搜集短期內貨幣供給量、外匯儲備和人民幣兌美元匯率的相關數據,運用了經濟計量學的有關方法對這些數據進行了平穩性檢驗、協整檢驗和有關變量之間的Granger 因果關系檢驗。各變量自然對數的二階差分都是平穩的,說明一定時期范圍內相互間存在著經濟聯系。對變量自然對數的二階差分做Granger 因果關系檢驗,得出了以下結論:

(一)結論

短期內人民幣兌美元匯率的估值對外匯儲備具有顯著影響,但長期來看外匯儲備的增加并不是導致人民幣兌美元匯率升值的理由,改革開放30多年來我國積累的巨額外匯儲備更多來自于非匯率因素。

短期內,流通中現金與人民幣兌美元匯率互不為Granger因果關系,但狹義貨幣供給量會引起人民幣兌美元匯率的變動,人民幣兌美元匯率又引起廣義貨幣供給量的變動,隨著我國匯率機制的完善,外匯市場作為我國貨幣政策傳導渠道是有效的,但也必須認識到這種效率在長期是有限的。

貨幣供給量與外匯儲備不存在Granger因果關系,我國的貨幣政策對外匯儲備不會產生直接影響,致使我國貨幣政策在公開市場業務一定范圍內是無效的,這也合理的解釋了中國人民銀行發行大量基礎貨幣吸收外匯,結果卻是給實體經濟和虛擬經濟注入了過多流動性的事實。

(二)對策

基于以上分析,本文提出以下對策:

在短期內,貨幣當局或政府機構可以通過貨幣供給量的調整來影響匯率,促進我國經濟內外平衡和外匯市場的健康發展;但從長期來看,這些政策在一定范圍內將會失效,其結果不僅會提高通貨膨脹的預期水平,同時也使宏觀調控陷入困境。因此,應適度控制廣義貨幣供給量,使其保持在一個穩定的增長水平;人民幣兌美元的實際匯率應該最終由兩國的價格水平、經濟增長率和利率的差異來決定,減少人為的干預。

參考文獻:

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4.呂劍.人民幣均衡匯率錯位對進出口的影響:基于協整理論和二元選擇模型的實證分析.當代經濟科學,2007(2)

5.光.人民幣匯率問題:升值及其成本-收益分析.經濟研究,2005(5)

作者簡介:

篇4

關鍵詞：貨幣供應量；協整分析；格蘭杰因果檢驗

2006下半年以來，中國經濟的運行出現了一系列新的現象，如經濟超過預期的增長、資本市場的飛速發展、流動性過剩、CPI持續維持在高位。這些現象對我國以貨幣供應量為中介目標的貨幣政策的有效性提出了嚴峻的挑戰。本文從中介目標選取的標準之一――與經濟增長的相關性入手，研究現階段貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的有效性。

本文選取剔除物價影響的實際GDP作為貨幣政策最終目標之一經濟增長的量化指標。

一、數據采集和介紹

本文中為名義GDP、CPI、M2，數據區間為1996年第一季度到2006年第四季度。關于實際GDP，本文通過名義GDP除以季度CPI定基比指數1再乘以100得到。為了消除數據中的異方差,本文對實際GDP和M2分別取對數,得到LGDP、LM2。結果見表1：

二、貨幣供應量作為中介目標的相關性檢驗

（一）單位根檢驗

進行時間序列分析，要求所用時間序列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定性趨勢。否則，利用最小二乘法進行估計將會產生“偽回歸”現象。單位根檢驗是判斷時間序列平穩性最常用的方法，方法主要有DF檢驗法和ADF檢驗法等。本文運用ADF檢驗法，分別對變量LGDP、LM2進行單位根檢驗，檢驗結果見表2。由表2可知，在5%的顯著水平下，LGDP、LM2原序列ADF統計量均大于5%的臨界值，表明LGDP、LM2的原序列均存在著單位根，這些序列都是非平穩的。而ΔLGDP、ΔLM2的ADF統計量小于1%的臨界值，表明LGDP、LM2的差分序列不存在單位根，是平穩序列。

表2 單位根檢驗

變量ADF統計量檢驗形式（c，t，k）臨界值結論

整合階數

LGDP2.515395（c，t，3）-3.5403**非平穩

ΔLGDP-4.761820（c，t，1）-4.2349*平穩I(1)

LM2-3.147250（c，t，3）-4.1864**非平穩

ΔLM2-7.895714（c，t，1）-4.1923*平穩I(1)

1 檢驗類型中的c和t表示帶有常數項和趨勢項，k表示滯后階數

2 *、**、***分別表示顯著水平為1%、5%、10%的臨界值。

（二）協整分析

協整理論從分析時間序列的非平穩性入手，探求非平穩變量間蘊含的長期均衡關系。如果涉及到的變量都是一階差分平穩的，而且這些變量的某種線性組合是平穩的，則稱這些變量之間存在協整關系。協整檢驗有兩種方法：一是EG兩步法；二是Johansen檢驗。本文采用EG兩步法來檢驗兩個變量之間是否存在協整關系。

第一步：對變量進行協整回歸，可得：

LGDP=2.06+0.67LM2

(3.106)(12.133)

R2=0.773，DW=2.09，F=147.204

第二步：對方程生成的殘差u進行EG檢驗，即運用EG回歸:

Δut=β1Δut+β2Δut-1

對方程生成的殘差進行單位根檢驗，如果殘差不存在單位根，則可以認為上述兩個變量存在協整關系，殘差U單位根檢驗。結果見表2.5。

表3 殘差U的單位根檢驗

變量ADF統計量1%臨界值AICD-W檢驗值（c，t，k）穩定性

殘差U-4.315039-3.5930-0.4897771.908781（0，0，1）穩定

從表3可以看出LGDP與LM2之間存在協整關系，即LGDP與LM2之間存在長期穩定的關系。從上式可以進一步得出，LGDP和LM2之間呈正相關關系，即貨幣供給量對經濟增長有促進作用，而且貨幣投放量每增加1%，會促進經濟增長0.67%。

（三）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗是檢驗經濟變量間因果關系常用的一種計量經濟學方法，其本質是用一種條件概率定義因果關系。對于變量LGDP與LM2之間的因果方向檢驗，即判斷何者為因、何者為果，本文采用了格蘭杰因果關系檢驗法，結果見表4。從表4可知，滯后期分別取1，2，3時，LGDP都不是LM2的格蘭杰原因，而LM2是LGDP的格蘭杰原因，即貨幣供給量的變化會引起產出發生變化，而產出的變化不會引起貨幣供給量的變化。

表4 Granger因果檢驗結果

滯后期原假設樣本數量F統計量概率是否因果關系

1LM2不是LGDP的Granger原因

LGDP不是LM2的Granger原因4335.03886.1E-07是

0.179050.67446否

2LM2不是LGDP的Granger原因LGDP不是LM2的Granger原因

429.425590.00049是

0.089530.91456否

3LM2不是LGDP的Granger原因LGDP不是LM2的Granger原因415.883420.00239是

0.603510.61723否

（四）誤差修正模型

協整關系只是反映了變量之間的長期均衡關系，誤差修正模型(ECM)的使用就是為了建立短期的動態模型以彌補長期靜態模型的不足。它既能反映不同的時間序列間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制，ECM模型可很好地消除虛假回歸。

由協整關系式可得誤差修正項：EC=LGDP-2.06-0.67LM2

為了研究貨幣供給量與經濟增長之間的短期動態關系，以LGDP為被解釋變量，以ECt-1（作為非均衡誤差）、LM2及其各階滯后為解釋變量，利用OLS法進行估計，最后得到以下模型：

LGDP=-3.664LM2(-1)-0.061LM2(-2)+0.314LM2(-3)+3.666LM2(-4)-1.068ECt-1

（-1.627) （-0.035) （0.197) （2.147) （-6.199)

R2=0.538,DW=1.788,E=12.05,AIC=-0.557,SC=-0.344

從上式可以看出，滯后一期和滯后兩期的貨幣供給增量和本期的經濟增長呈負相關關系，而滯后三期和滯后四期的貨幣供給量增長與經濟增長呈正相關關系。

三、小結

上述結論可以從貨幣政策傳導的匯率渠道加以解釋。貨幣供給量增加，物價上漲，實際匯率提高，即本幣出現貶值，從而導致凈出口增加，經濟增長加快。但實際上貨幣供給量增加對經濟增長的作用是一個動態調整的過程。在初始階段，貨幣供給量增加導致本幣貶值，但由于凈出口價格的調整快于數量的調整，價格變化的效應強于數量變化的效應，凈出口有所惡化進而導致經濟增長速度下降，但隨著時間的推移，數量變化的效應逐漸超過價格變化的效應，凈出口逐步改善從而促進經濟增長速度的提升。同時通過比較發現，我國近些年的貨幣政策效應存在四期（即一年）的時滯。前兩期的貨幣供給量增加對當期的經濟增長存在負面效應，而從滯后三期開始貨幣供給量增加對當期的經濟增長起促進作用，但開始的時候貨幣政策效應并不明顯，LM2(-3)每增長1%，LGDP僅增加0.314%，貨幣政策效應直到第四期才趨于明顯，LM2(-4)每增長1%，可以帶動LGDP增加3.666%。誤差修正系數為-1.068，符合反向修正機制，這表明經濟增長對于貨幣供給量的增加從非均衡向均衡狀態調整的速度較快。

參考文獻：

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[2]寇達奇.論貨幣政策中介目標的選擇.現代商貿工業，2008(2).

[3]黃淑蘭.金融創新背景下我國貨幣政策中介目標的選擇.貴州工業大學報，2007(3).

[4]熊鵬.我國貨幣政策中介目標有效性減弱的原因分析.金融教學與研究，2007(5).

[5]吳培新.M2作為我國貨幣政策中介目標的實證檢驗.上海金融，2007(9).

篇5

內容摘要：貨幣供應量與經濟增長之間的關系，是當前理論界密切關注的重大經濟問題。本文根據1978-2008年31年的數據，基于VAR模型，通過協整分析、格蘭杰因果性檢驗、脈沖響應函數分析了二者之間的動態關系，得出了貨幣在短期內非中性、貨幣政策存在時滯等重要結論。

關鍵詞：經濟增長 貨幣供應 VAR模型 脈沖響應

文獻回顧

貨幣供應量與經濟增長之間的關系一直是經濟學界爭論的熱點。在理論研究上，主要有兩種觀點：貨幣中性與貨幣非中性。在我國貨幣供應量和經濟增長的實證研究中，同樣存在著爭議。郭明星、劉金全、劉志剛（2005）對我國從1990-2004年間GDP的增長率和M1的增長率利用具有Markov區制轉移的向量誤差修正模型進行分析，得出了產出與貨幣供應量存在長期均衡關系的結論。邵國華（2008）通過對1991-2006年間GDP和貨幣供應量之間進行相關性分析和回歸分析，得出了貨幣非中性的結論。黃忠民、高珂（2009）對1986-2007年間的數據進行格蘭杰因果性分析，得出了在經濟增長中，經濟增長不是貨幣供應增加的原因的結論。但是，楊建明（2005）運用協整檢驗和誤差修正模型對1986-2001間的貨幣供應量和經濟增長速度之間的關系進行研究，得出了廣義貨幣供應量不是GDP增長的Granger原因。張丹、余玲琴（2009）通過對我國貨幣供應量和經濟增長時間序列進行單整性判斷、格蘭杰檢驗和協整檢驗，認為貨幣供應量和經濟增長之間不具有穩定的協整關系。

綜上所述，已有研究的結論差異較大，原因有兩個方面：一是變量和模型選擇上存在差異；二是數據選擇和處理方式上存在差異。本文總結前人研究的經驗，采用以下措施來避免這兩個問題：一方面，本文運用基于VAR模型的脈沖響應函數，對貨幣供應量和我國經濟增長之間的長期動態關系和相互作用的機制機理進行動態考察，并對貨幣供應量和經濟增長在解釋對方變動時的貢獻度方面進行詳細分析。在貨幣供應量的指標選擇上，本文采用了M2。原因是：首先，M2是廣義貨幣，構成了貨幣總量，貨幣總量又構成了總需求，總需求又與總產出對應。其次，M2相對于M1，變化比M1更穩定，流通速度較緩慢。最后，實證研究表明“貨幣供應量M2對經濟具有主導作用”（吳培新，2007）。經濟增長采用我國的國內生產總值（GDP）作為指標。另一方面，本文以1978-2008年31年的M2和GDP為基礎數據。這段時間是我國實行改革開放政策，由計劃經濟向市場經濟轉變的時期，是貨幣供應量和經濟發展均高速增長的時期。分析這段時期內貨幣供給量與經濟增長之間的關系更符合我國國情。

基于VAR模型的實證分析

（一）模型解釋與變量說明

1.VAR模型。VAR模型是基于數據的統計性質建立模型，VAR模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后期值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR（p）模型的數學表達式是：

yt=Φyt-1 +...+Φpyt-p+Hxt+εt（t=1，2，…T）

其中：yt為k維內生變量列向量，xt為d維外生變量列向量，p為滯后階數，T是樣本個數，k×k維矩陣Φ1…Φp和k×d維矩陣H是待估計的系數矩陣。εt是k維擾動列向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后期值相關且不與不等式右邊的變量相關。無約束條件VAR模型等式的右邊僅僅有內生變量的滯后期，不存在同期相關性問題，因此可用普通最小二乘法（OLS）或廣義最小二乘法（GLS）得到一致且有效的估計量。

2.變量說明。模型中所使用的GDP和M2的數據均來自我國《中國金融統計年鑒》和《中國統計年鑒》相關年份。同時為了減少數據的波動性，本文對數據進行了對數化處理。貨幣供應量的增長率記做LNM2，經濟增長率記做LNGDP。其一階差分用d表示，二階差分用d2表示。

（二）變量的平穩性檢驗

本文使用ADF檢驗來對上述時間序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表1所示。從表1中可以看出，在5％的置信水平，兩個變量在原水平下都是非平穩的，而在二階差分后都是平穩的。說明這兩個變量都是二階單整序列，即都是I（2），滿足協整分析的條件，可以進行協整分析來判斷兩變量之間是否存在長期穩定的均衡關系。

（三）變量的協整檢驗和因果關系檢驗

1.協整檢驗。常用的檢驗協整關系的方法有兩個：一是E-G兩步法，即基于回歸殘差的平穩性檢驗；二是Johansen協整檢驗。本文采用E-G兩步法來檢驗lnGDP和lnM2之間的協整關系，檢驗結果如表2所示。由表2可知，LNGDP和LNM2之間具有長期穩定的協整關系。

2.Granger因果性檢驗。雖然LNM2與LNGDP之間存在協整關系，但是二者之間的因果關系并沒有給出結論。本文將通過Granger因果性檢驗來檢驗二者之間的因果關系，見表3。

從表3可以看出，在10%的置信水平下，LNM2是LNGDP的Granger原因。LNGDP除第一期外也是LNM2的Granger原因，這說明LNGDP對貨幣供應量增長的促進作用有滯后效應。這表示經濟增長和貨幣供應量之間存在著密切的關系，經濟增長會促進貨幣供應量的增加，而貨幣供應量的增加也會促進經濟的增長。

（四）脈沖響應分析

通過反復比較，結合AIC、SC準則和LR準則確定VAR模型的滯后期為2。采用最小二乘法對模型VAR（2）進行估計，并對模型進行穩定性檢驗；得到各特征方程的特征根均位于單位圓內，模型穩定，可以作為進一步分析的依據。本文對模型進行脈沖響應分析：圖1和圖2是基于VAR（2）模型采用正交化方法和Cholesky分解技術模擬的脈沖響應函數圖。圖中的橫軸表示新息沖擊作用的滯后期數（單位：年），縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度，實線為脈沖響應函數的計算值，兩側的虛線為脈沖響應函數值正負兩倍的標準差的偏離帶。在模型中將新息沖擊作用的滯后期設定為10年。

從圖1可以看出，LNM2對LNGDP一個標準差新息沖擊的響應在整個分析期內呈現出由正到負的影響。LNM2對LNGDP的一個標準差新息的沖擊有明顯的反應，第一期響應值為0.015086，之后響應逐步增強，第三期達到最大值0.026123，之后迅速下降，第五期末響應值接近0。第九期之后響應穩定趨于-0.2。在整個響應期內，LNM2對LNGDP一個標準差新息沖擊的響應累計值為0.017933。LNM2對其自身的一個標準差新息沖擊的響應從第一期就有較強的反應，且在整個響應期內都呈現出正向的反應。第一期的響應值為0.033857，第六期達到最大值0.077665，第十期的響應值為0.631576。在整個響應期內，LNM2對自身一個標準差新息沖擊的響應值累計為0.631576。因此，經濟增長對貨幣供應量產生影響，經濟增長會促進貨幣供應量短期內迅速增加，長期內有負的影響，會導致貨幣供應量的減少，經濟增長對貨幣供應量的累計影響較小。貨幣供應量對自身的影響明顯，增加本期的貨幣供應量會導致后期貨幣供應量的增加。

從圖2可以看出，LNGDP對LNM2的一個標準差新息沖擊的響應在整個分析期內都是正的反應。由于該模型設定LNGDP為第一變量，所以在第一期內，LNGDP對LNM2的一個標準差新息的響應為0。第二期反應明顯，響應值為0.022447，第六期達到最大值0.070375，第十期的反應值為0.043185。在整個分析期內，累計的響應值為0.485078。LNGDP對自身一個標準差新息沖擊的響應在第一期的反應極為強烈，響應值達到0.03617，第二期就達到了最大值0.049224，之后反應迅速下降。第六期末的反應接近0。第七期之后呈現負的反應。在整個分析期內，累計響應值為0.102723。可見，貨幣供應量對經濟增長存在著較大的正的影響，本期經濟發展狀況對下期經濟發展狀況有很大影響，但對后期經濟增長影響不大。

結論與建議

（一）貨幣非中性

本文通過Granger因果性檢驗、脈沖響應函數等實證研究發現，貨幣供應量與經濟增長之間存在相互促進的關系，貨幣供應量對經濟增長有著正的影響，合適的貨幣供應量能夠促進經濟的快速發展。貨幣非中性，貨幣供應量對經濟的發展起重要作用。

（二）貨幣政策短期存在時滯

雖然貨幣供應量和經濟增長之間呈動態性相關關系，但是貨幣政策作為調節經濟的宏觀調控手段在實踐中存在時滯，貨幣政策在短期內效果不明顯。貨幣供應量對經濟增長的影響主要表現在中長期，從而可能導致貨幣政策在宏觀調控中存在滯后。因此，盡管財政政策存在擠出效應的弊端，但短期內，我國還是應該采取貨幣政策與財政政策相結合的宏觀調控手段，發揮二者的優點，彌補各自的不足。

（三）貨幣供應具有很強的內生性

脈沖相應分析表明經濟增長對貨幣供應量的影響在短期內明顯而穩定，長期來看，本期的貨幣供應量對后期的貨幣供應量影響很大。即貨幣供應具有很強的內生性。貨幣供應量的內生性加大了貨幣政策調整經濟的難度，可能會使貨幣政策難以達到理想的效果。因此，在制定貨幣政策時，中央銀行要參考多種指標手段，考慮各種會影響貨幣供應預期的因素，不能完全依靠貨幣供應量的大小，要提高貨幣政策的多樣性和靈活性，從而促進經濟的快速健康發展。

參考文獻：

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3.黃忠民，高珂.中國貨幣供給與經濟增長關系的實證分析基于1986-2007[J].中國經貿，2009（16）

篇6

時隔3個月之后，央行再次下調存款準備金率0.5個百分點，這是自去年11月央行開啟“降準”大幕之后的第三次下調存款準備金率。連續降準釋放貨幣政策開始轉向的信號，但對于實體需求的持續低迷，單靠數量型工具似乎難以應對，貨幣政策解決不了結構性問題。

當前，貨幣政策面臨的情形與去年不同，如果說去年貨幣政策的矛盾在于供給端（有需求無供給），那么今年貨幣政策的矛盾則在于需求端（有供給無需求）。從央行剛剛公布的金融統計報告看，4月新增信貸數據最大的特點是中國經濟需求低迷進一步凸顯，不但新增貸款大幅回落，環比少增3282億元，增幅創年內新低，當月人民幣存款減少4656億元，同比少增8080億元,這反映出未來企業投資和居民消費信心都不足。外需依舊不振，內需開始乏力。

從外部需求狀況來看，歐債危機持續惡化，以及發達國家去杠桿化，進一步拖累全球經濟下行，導致外部總需求嚴重不足，中國外貿形勢極為嚴峻。海關總署數據顯示，前四個月我國進出口總值11671.8億美元，比去年同期增長6%，其中進口同比增長5.1%，出口同比增長6.9%，進出口雙雙重返個位數增長，近期歐債持續動蕩，人民幣對歐元大幅升值的滯后影響，中國整體出口下滑的趨勢很難改變。

從內部企業生產情況看，隨著經濟增速逐季放緩，產出缺口有所縮小，需求對物價的拉動減弱，但由于人民幣升值、原材料、人工等成本上漲較快，我國產品出口價格優勢削弱，特別是PPI環比繼續回落，企業利潤被進一步壓縮，因此，對未來生產經營擴張的資金需求開始減少，而如果考慮到，考慮到金融信貸周期要先于經濟周期，那么未來中國經濟增速將延續進一步下滑的態勢。因此，我們可以看到，自2011年下半年開始，企業中長期貸款增速和短期貸款增速呈現出明顯的背離關系，中長期貸款增速持續下降，4月非金融企業及其他部門中長期貸款增僅增加1265億元，新增信貸持續走低，中長期貸款的下降其背后凸顯出內外部實體經濟的需求萎縮。

未來流動性的大格局將不可避免的出現金融體系流動性和實體經濟流動性的分化。對于實體經濟流動性而言，更嚴重的問題在于社會融資增速的收縮將持續較長時間，貨幣乘數以及外匯占款的平臺式下降也使M2增速繼續下降。整體流動性供應增速還是在下降趨勢，未來可能出現銀行間流動性進入寬松狀態，而實體經濟流動性仍適度偏緊的分化局面。

篇7

關鍵詞：短期國際資本流動;廣義貨幣供應量;經濟波動

Short-term International Capital， Broad Money Supply and Economic Growth

ZHOU Ting-zuo， ZHANG Yi-hao， LUN Xiao-bo

（School of Business， Nanjing University， Nanjing 210093， China）

Abstract:In this paper， a theoretical model concerning the influence of Short-term International Capital flow on the economic growth has been built. In addition， empirical research on the interrelationship of Short-term International Capital flow，broad money supply and economic growth has been conducted. The research shows the transmission mechanism through which Short-term International Capital flow has an effect on economic growth: within a short period， Short-term International Capital flow greatly affects the scale of broad money supply， which subsequently leads to a significant fluctuation in GDP. Furthermore， with the help of impulse response function and variance decomposition， the author analyzes the relationship between volatility of the scale of Short-term International Capital flow and the economic growth rate. The study reveals that the volatility in the scale of Short-term International Capital flow is the 中國整理granger reason for economic growth rate; About 20% of drastic fluctuations in the economic growth rate were due to abnormal volatility of the scale of Short-term International Capital flow.

Key words:short-term international capital; broad money supply; economic growth

1 引言

自2002年以來，隨著境外短期國際資本的大規模持續涌入，我國國內相繼發生了房地產市場泡沫、股市上漲、人民幣升值、流動性過剩和通貨膨脹。2007年美國次貸危機爆發并引發國際金融危機之后，全球金融機構的“去金融杠杠化”趨勢強化，外部沖擊下的國內經濟形勢劇烈演變，潛入的短期國際資本又出現逆轉勢頭，與之伴隨著的是國內貨幣政策困境、人民幣匯率波動、股指大跌，以及經濟增長放緩。因此，從當前中國的現實國情出發，分析短期國際資本對我國實體經濟的影響及其傳導渠道，科學而前瞻地研究短期國際資本流動和經濟增長率波動的關系，無疑是理論界和實務部門面臨的重要課題，同時也可為妥善應對當前的金融危機提供重要思路。

2 文獻回顧

值得注意的是，國內外比較缺乏短期國際資本流動和實體經濟關系的專門性研究成果。國外最新研究成果主要集中在以下兩方面：（1）國際資本流動的影響因素及其多元化資產配置效應。如Edwards［1］，Papaioannou［2］等。（2）資本流入對東道國宏觀經濟變量所產生的影響。研究表明，資本過度流入會導致宏觀經濟過熱，具體表現為：一是引起貨幣擴張，增大通貨膨脹壓力［3］；二是導致實際匯率升值，惡化貿易條件［4］；三是影響總需求［5］。

梳理并綜合目前國內關于短期國際資本的研究文獻，大致分為三類。第一類主要是研究短期國際資本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的計量方法為：短期國際資本規模=國際收支凈誤差與遺漏+私人非銀行部門短期資本流入+以其它名義通過正常渠道流入的短期投機資本［6］。唐旭、梁猛認為，短期國際資本從貿易渠道流入的成本較大，短期國際資本主要是通過外資企業的利潤留存、外國直接投資折舊和外資投資企業的外債等三個渠道流入中國［7］。

第二類文獻主要分析影響短期國際資本流入我國的影響因素。代表性文獻有：王世華、何帆發現，人民幣升值預期是中國短期國際資本流動的決定因素，良好的宏觀經濟運行狀況也會吸引短期國際資本流入［8］。張誼浩、裴平、方先明的研究結論認為大量短期國際資本流入中國大陸除出于“套利”動機外，還出于“套匯”和“套價”動機［9］。

第三類文獻主要分析短期國際資本流入對我國資產價格的影響。劉莉亞研究結果表明：短期國際資本的大量流入顯著推動住宅價格尤其是豪華住宅價格指數的上升［10］。張誼浩、沈曉華發現，人民幣升值和上證綜合指數上漲是短期國際資本流入中國的原因，但短期國際資本流入并不是上證綜合指數上漲的原因［11］。

國內外研究成果對本文的實證分析具有重要啟示與借鑒意義。但考慮到目前的文獻尚缺乏針對短期國際資本流動與國內實體經濟，特別是與經濟增長率波動關系的專門成果，這與中國當前經濟穩健運行的現實要求極不相符。為此，本文將從短期國際資本流動對實體經濟影響機制，以及短期國際資本流動波動率變化對經濟增長率的影響等方面展開研究。

3 理論模型

根據貨幣供給的乘數理論，假設在短期內廣義貨幣供應量(M2)為外生變量，貨幣供應量主要由基礎貨幣供應量(H)與貨幣乘數(λ)共同決定。假設，短期國際資本對廣義貨幣供應量影響的滯后期及廣義貨幣供應量對產出影響的滯后期分別為a、b。在t期，廣義貨幣供應量表達式如下

由（13）式可知：當短期國際資本流動SCFt-a-b>0，若t+1-a-b期短期國際資本流動波動率高于t-a-b期短期國際資本流動波動率，經濟增長率會上升；反之，則經濟增長率會下降。值得注意的是，本模型推導過程中隱含著短期國際資本對實體經濟的影響機制，即短期國際資本主要通過直接影響廣義貨幣供應量來影響產出變化。。

4 樣本選擇及其描述

結合近年來國內經濟的實際狀況，并考慮到數據的可獲性，本文選擇2000年第一季度到2008年第四季度的短期國際資本流動、廣義貨幣供應量和實際國民生產總值的季度數據進行實證研究。本文所涉及的數據均來源于WIND資訊系統。

4.1 實際國內生產總值（GDP）與廣義貨幣供應量（M2）

本文運用價格指數對國內生產總值進行處理得到不變價格國內生產總值的季度數據。由于不變價格國內生產總值季度數據是一組具有較強季節特征的時間序列數據，這里對其進行季度調整，調整后的數據作為2000~2008年每季度的實際國內生產總值。同時，考慮到我國目前利率市場化程度低，參照第二部分理論模型的推導結論，本文選取廣義貨幣供應量M2作為短期國際資本對GDP進行傳導的中間變量。

4.2 短期國際資本流動（SCF）

本文參考并改進張誼浩、沈曉華［11］計量短期國際資本流入規模的方法估算短期國際資本流動規模。具體測算公式如下：

短期國際資本流動=外匯儲備增量-FDI-正常的貿易順差

在計算正常的貿易順差時，本文改用加權移動平均法。在確定權重時，首先算出2000~2004年各季度貿易順差的估計值，貿易順差估計值的確定方法為：當期季度貿易順差的估計值=當期季度前四個季度貿易順差估計值的移動平均值，例如2000年第一季度貿易順差估計值為1999年四個季度貿易順差的均值，2000年第二季度貿易順差的估計值為2000年第一季度貿易順差估計值和1999年第二季度到第四季度貿易順差的均值。然后將各季度實際的貿易順差除以對應時期的貿易順差的估計值，將這些比率的均值確定為權重。經計算，權重為1.16。基于2000~2004年我國貿易順差的變化比較平滑，2004年以后我國的貿易順差出現較大的波動，本文認為2000~2004年統計的貿易順差額為正常貿易順差，2004年以后，統計的貿易順差中含有大量的短期國際資本。此外，考慮到在人民幣升值時，以美元計量的貿易順差會有所擴大，為消除人民幣升值對所估算的正常貿易順差額的影響，本文采用匯率修正，以人民幣計價各季度貿易順差金額。

4.3 經濟增長率（GDP_R）和短期國際資本流動波動率（SCF_R）

本文中各季度經濟增長率（GDP_R）的計算公式是：本期經濟增長率=（季度調整后本期實際國民生產總值/季度調整后上期實際國民生產總值-1）×100。各季度短期國際資本流動波動率（SCF_R）的計算公式是：本期短期國際資本流動波動率=A×本期短期國際資本流動/上期短期國際資本流動（當本期和上一期短期國際資本流動都大于零，或者本期短期國際資本流動小于零且上一期短期國際資本流動大于零時，則A=1；當本期和上一期短期國際資本流動都小于零，或者本期短期國際資本流動大于零且上一期短期國際資本流動小于零時，A=-1）。經上述方法計算出的我國經濟增長率和短期國際資本流動波動率走勢參見圖1。

5 實證檢驗

表1給出所有相關變量的單位根檢驗結果。由表1可知，對于變量GDP、SCF和M2的水平值序列，ADF檢驗不能拒絕存在單位根的原假設，這說明三個變量的時間序列都是非平穩的；同時，對于這三個變量的一階差分序列，ADF檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕單位根存在的原假設。根據以上檢驗結果，可認為這三個變量都是單整變量。同時，對于變量GDP_R和SCF_R的水平值序列，ADF檢驗在1%的顯著水平上拒絕存在單位根的假設，該結果說明這兩個序列是平穩的。 5.1 短期國際資本流動影響實體經濟的傳導機制

由單位根檢驗可知，DGDP、DSCF和DM2三變量均為平穩序列（見表1），可以進行格蘭杰因果關系檢驗。根據SC和AIC準則確定滯后期為2，檢驗結果見表2。

從表2可以看出，短期國際資本流動的變化量（DSCF）是廣義貨幣供應量變化量（DM2）的Granger原因，但是廣義貨幣供應量變化量（DM2）不是短期國際資本流動的變化量（DSCF）的Granger原因；廣義貨幣供應量變化量（DM2）與實際國民生產總值變化量（DGDP）互為Granger因果關系；短期國際資本流動的變化量（DSCF）和實際國民生產總值變化量（DGDP）之間不存在顯著的Granger因果關系。可以證明：短期國際資本流動不會對國民生產總值產生直接效應，但會通過影響廣義貨幣供應量，進而對國民生產總值產生間接效應。該實證結論部分可以佐證前文理論模型中短期國際資本對實體經濟的影響機制。

5.2 短期國際資本流動波動率與經濟增長率

5.2.1 Granger因果關系檢驗

在確定短期國際資本凈流動波動率（SCF_R）和經濟增長率（GDP_R）這兩個序列平穩的基礎上（參見表1），本文運用2000年第二季度到2008年第四季度的數據，對兩個變量的Granger因果關系進行檢驗，檢驗結果見表3。從表3的檢驗結果可知，短期國際資本流動波動率是經濟增長率的Granger原因，但是經濟增長率不是短期國際資本流動波動率的Granger原因。

5.2.2 脈沖響應和方差分解

為分析經濟增長率對短期國際資本流動波動突發性變化的反應，本文利用VAR（2）模型給出經濟增長率和短期國際資本流動波動率的脈沖響應圖形和方差分解圖形，分別見圖2和圖3。

經濟增長率和短期國際資本流動波動率的交叉響應函數表明（見圖2），短期國際資本流動波動率的非預期變化將迅速對經濟增長率產生正向影響，隨著時間的推移逐漸減弱，直至消失。但是，經濟增長率發生變動對短期國際資本流動波動率影響不顯著。

圖3結果顯示，造成經濟增長率發生劇烈波動有20%左右是由短期國際資本流動波動率異動引起；同時，經濟增長率發生劇烈波動對短期國際資本流動影響不大。

6 結論

本文構建起短期國際資本流動對實體經濟影響的理論模型，并運用相關統計數據進行實證研究。研究結果表明，短期國際資本流動影響實體經濟的渠道是：在短期內，短期國際資本流動顯著引起廣義貨幣供應量的變化，廣義貨幣供應量的變化又會顯著導致國內生產總值的波動。同時結合短期國際資本流動波動率與經濟增長率的樣本數據，實證檢驗發現短期國際資本流動的變動將引起經濟增長率發生波動，脈沖響應函數的結果進一步證實了上述結論。通過方差分解，本文還發現造成經濟增長率發生劇烈波動中有約20%是由于短期國際資本流動波動率發生異動所致。

參 考 文 獻：

［1］Edwards S. Capital controls， capital flow contractions， and macroeconomic vulnerability［R］. NBER Working Paper， 2007.

［2］Papaioannou E. What drives international financial flows? Politics， institutions and other determinants［J］. Journal of Development Economics， 2009， 88(2): 269-281.

［3］Filer L H. Large capital inflows to korea: the traditional developing economy story［J］. Journal of Asian Economics， 2004， (15): 99-110.

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［5］Celasun O， Denizer C， He D. Capital flows， macroeconomic management and the financial system: the turkish case， 1889-1897［R］. World Bank Working Paper， 1999.

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［7］唐旭，梁猛.中國貿易順差中是否有熱錢， 有多少［J］.金融研究，2007，(9):1-19.

［8］王世華，何帆.中國的短期國際資本流動［J］.世界經濟，2007，(7):12-19.

［9］張誼浩，裴平，方先明.中國的短期國際資本流入及其動機——基于利率、匯率和價格三重套利模型的實證研究［J］.國際金融研究，2007，(9):41-52.

篇8

關鍵詞：時間序列；ARIMA模型；貨幣供應量M1

一、引言

貨幣供應量，即貨幣存量，是一國在某一時點流通手段和支付手段的總和。一般講，貨幣供應量可以作為貨幣政策的監測，控制指標。貨幣政策本質上是通過貨幣總量控制以影響社會總供求的政策。這種政策的有效性，決定于合理的經濟結構、健全的經濟行為、有效的經濟社會管理、靈活的市場機制。貨幣供應量作為中央銀行調控經濟的傳統中介目標，從理論上其有不可替代的作用，同時在實踐上其作用也十分顯著，所以對貨幣供應量的分析與預測是非常有意義的工作。

二、實證

本文采用中國人民銀行網站調查統計司的我國貨幣供應量2007年-2010年的月度數據。

（一）平穩性檢驗

使用Eviews軟件對我國貨幣供應量進行分析，首先繪制序列M1的折線圖可以看出，序列M1存在明顯的時間趨勢，這說明政府在這期間動用了許多積極的貨幣政策，我國的貨幣供應量大致呈增長的態勢。

下面對序列M1進行單位根檢驗，根據M1的單位根檢驗結果顯示，t統計量的值2.07遠大于檢驗水平-3.58（1%的臨界值）、-2.93（5%的臨界值）、-2.60（10%的臨界值），因此拒絕原假設，既可以認為序列M1是非平穩的。另外，從序列M1的相關圖可以看出，序列M1的自相關函數呈指數衰減，但衰減速度非常緩慢，因此也可以認為序列M1是非平穩的。

（二）模型識別

為了消除序列M1的趨勢并同時減小序列M1的波動，對序列M1進行一階差分。根據序列M1的一階差分相關圖可以看出，序列M1一階差分后的自相關函數沒有與原序列M1那樣呈指數緩慢衰減，而是快速衰減，從而表明序列M1的趨勢基本得到消除。對序列M1建立ARIMA（p，d，q）模型，由于序列M1經過一階差分后，序列的趨勢被消除，因此d=1，而序列M1的自相關函數和偏自相關函數都是一開始就衰減為0，因此p=1，q=1。綜合上述分析，考慮建立ARIMA（1，1，1），ARIMA（1，1，0），ARIMA（0，1，1）

（三）模型估計

為了選取適合的模型，我們對上述ARIMA模型進行檢驗，檢驗結果顯示ARIMA（1，1，1）擬合優度最好，且根據ARIMA（1，1，1）的AIC（19.2010）和SC（19.32029）最小，所以選擇ARIMA（1，1，1）較為合適。

由表一可以得出ARIMA（1，1，1）模型AR過程和MA過程都分別有一個實數根，這兩個根的模都小于1，從而表明ARIMA模型是平穩的也是可逆的。

該模型的展開式為：（1-0.9516B）（1-B）M1=4610.103+（1-0.9658B）εt

（四）模型檢驗

下面對模型的殘差序列進行檢驗，若殘差序列不是白噪聲，意味著殘差序列還存在有用的信息沒被讀取，需要進一步改進，本文中直接對殘差序列進行操作，得到其相應的自相關圖看出，殘差序列的樣本自相關函數和偏自相關函數都在95%的置信區域以內，從滯后1階到15階的自相關函數的概率P值全都顯著大于0.05，因此不能拒絕原假設，即可認為模型ARIMA（1，1，1）估計的殘差序列不存在自相關，檢驗通過。

（五）模型預測

下面利用所估計的模型ARIMA（1，1，1）對2010年10月，11月，12月的貨幣供應量M1進行預測。

由表二可以看出，2010年10月-12月我國貨幣供應量M1的預測值與實際值的差距較小，說明ARIMA模型對我國貨幣供應量的擬合度較好。

三、結束語

篇9

關鍵詞：貨幣供給量；商品房銷售面積；商品房竣工面積

中圖分類號：F124 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2013）01-00-01

對消費者而言，貨幣供給量的持續增加代表經濟的持續繁榮，帶來收入增加與需求能力提高，需求直接帶來價格的提升，對于房地產開發商，貨幣供給量的增加直接帶來投資的增加，市場繁榮時，投資增加開發收益，價格持續提升。為了進一步研究貨幣供給量對房地產供求關系的影響，本文將運用eviews6.0軟件將對相關變量做進一步的實證分析。具體的實證過程如下：

一、變量選取及數據說明

本文重點分析貨幣供給量與房地產供求關系的影響，故在變量選取上選取了4個重要指標：

貨幣供給量（M1）：相比廣義貨幣供給量M2來看，狹義貨幣供給量與房地產波動特征更為明顯，其具體包括流通中的現金和企業等單位在銀行的活期存款。

商品房銷售面積（ha）：用于衡量我國商品房的銷售量，也直接代表市場需求量。

商品房竣工面積（hs）：用于衡量房地產新增供應量的指標

人均可支配收入（y）：收入水平衡量居民的支付能力，也直接對房地產市場產生關聯作用。

本文選取了2002年1季度至2010年4季度的數據進行分析，貨幣供給量數據來源于中國人民銀行網站，其余三個指標來自我國統計局官方網站。同時對商品房銷售面積和人均可支配收入進行了季節調整，運用X11方法，為了消除異方差影響，對各個變量取了對數處理。

二、數據平穩性檢驗

本節選取ADF單位根檢驗數據的平穩性，具體檢驗情況如下表：

表2-1 各數據單位根檢驗

從以上檢驗情況可以看出，以上4個變量數據在顯著值5%水平下是不平穩的，但一階差分都是平穩的，各個變量可能存在協整關系，可以進一步做協整檢驗。

三、協整檢驗

表2-2貨幣供給量、商品房銷售面積、商品房竣工面積、人均可支配收入的協整關系檢驗結果

通過表2-2可以看出，4個變量之間存在一個協整方程，長期協整關系可表示為：

Lnm1=10.839 lnshA-10.6039 Lnhs+0.552369 lny

從以上關系式可以看出，貨幣供給量與商品房銷售面積是正相關的長期均衡關系，貨幣供給量每上升1%，會導致商品房銷售面積增長10%，這也是為什么國家多次運用利率等手段對房地市場調控不顯著的原因，主要還是貨幣供給量一直保持穩定的增長，從而資金流向房地產市場，造成了市場的持續繁榮，需求持續上升，成交規模不斷擴大。

四、實證分析主要結論

貨幣供給量對房地產市場需求和供給均帶來長期的正相關的影響，在金融政策調控房地產市場中，銀行信貸仍是我國貨幣供給的主要途徑，而我國房地產行業依賴房地產信貸融資的局面未根本改變，故信貸的擴張對房地產的市場影響作用十分顯著，而市場格局長期供不應求的情況下，供應的增長也直接帶來了需求的充分釋放。故在金融政策調控的運用上更多的應該采取直接的信貸控制政策，控制資金流向，保證市場的健康發展。

參考文獻：

[1]楊兆廷，龐如超.從緊貨幣政策對房地產行業投資的影響分析[J].上海金融學院學報，2009（1）：49-54.

[2]魏博文.我國房地產價格與貨幣流動性的實證分析[J].中國房地產金融，2009（1）：38-41.

篇10

[關鍵詞]非貨幣性資產交換；不等價交換；公允價值；補價

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.25.069

1 換入資產基于換入資產的公允價值計量

1.1 不等價交換的認定

換入資產基于換出資產的公允價值計量的情況下：換入資產的入賬成本=換出資產的公允價值+增值稅銷項稅（-增值稅進項稅）+支付的補價（-收到的補價）。CPA教材中指出，補價是交換雙方資產不含稅公允價值之差；但是筆者認為這種定義有待商榷，可以通過下面的案例進行分析。

例1：M公司以一批庫存商品交換N公司的房產，庫存商品的成本為80萬元，已提減值準備2萬元，公允價值100萬元，增值稅率為17%，消費稅率為5%。房產原價為300萬元，已提折舊180萬元，已提減值準備60萬元，公允價值為90萬元，營業稅率為5%。經雙方協議，由N公司支付銀行存款20萬元。雙方均保持資產的原始使用狀態。該交易具有商業實質。

分析：按照CPA教材中的規定，本例中補價=100-90=10萬元，而N公司支付20萬元銀行存款，即N公司支付的補價中有10萬元損失，屬于不等價交換。但是考慮到M公司換出資產庫存商品時，應繳納增值稅17萬元，即M公司換出資產總價值為117萬元，N公司換出資產總價值為90萬元；基于等價交換的原則，N公司應給付M公司27萬元的補價。顯然，M公司收到的補價20萬元不足以彌補換出資產與換入資產的差價，實現虧損7萬元，屬于不等價交換。其原因可能是為了處置積壓存貨而進行的壓價，或者是出于對貨幣資金流動性的偏好。

1.2 交換損益的確認

換人資產基于換出資產的公允價值計量的情況下：《企業會計準則第7號――非貨幣性資產交換》規定，公允價值與換出資產賬面價值的差額計入當期損益。進一步理解為，交換損益=換出資產的公允價值一換出資產的賬面價值一相關稅費（價內稅）；可以通過上述案例進一步分析。

分析：M公司換出資產的公允價值為100萬元，賬面價值為80-2=78萬元，消費稅為100×5%=5萬元，所以M公司確認的交換損益=100-78-5=17萬元；換入資產的入賬成本=換出資產公允價值+增值說銷項稅一收到的補價=100+17-20=97萬元。相關會計分錄為：

借：固定資產97萬元銀行存款20萬元

貸：主營業務收入100萬元應交稅費――應交增值稅（銷項稅）17萬元

借：主營業務成本78萬元存貨跌價準備2萬元

貸：庫存商品 80萬元 借：營業稅金及附加5萬元

貸：應交稅費――應交消費稅5萬元

從賬務處理中可以計算交換損益=100-78-5=17萬元，與根據準則計算的結果相一致。但是從前述分析中可知，本案例中非貨幣性資產交換屬于不等價交換，是由于M公司收到的20萬元補價不能彌補交換資產的總價值之差，補價中的虧損為7萬元。考慮到這種情況下會計準則的理論性規定與實際賬務處理能夠保持一致，交換收益仍確認為17萬元。如果將補價中的虧損7萬元確認為當期損益，則會計賬務處理無法進行，即沒有相應適當的賬戶可以進行記錄。筆者認為這可以理解為M公司利用資產交換實現了對于貨幣資金流動性的偏好，并利用這部分流動資金進行生產經營或短期資金周轉，因此會計中不確認補價中的損失。同理，N公司按照會計準則規定計算換人資產的人賬成本與交換損益，交換損益中也不包括補價中的收益。

2 換入資產基于換入資產的公允價值計量

2.1 不等價交換的認定

換入資產基于換入資產的公允價值計量的情況下：換人資產的人賬成本=換人資產的公允價值；可以通過下面的案例進行分析。

例2：X公司以其不準備持有至到期的國庫券換入Y公司的一棟房屋已被出租。X公司持有的國庫券是作為交易性金融資產，Y公司的房屋作為企業的固定資產進行管理。國庫券的賬面價值為55萬元，公允價值為50萬元；房屋的原值為80萬元，在交換日的累計折舊為45萬元，公允價值為45萬元。經協商，Y公司向X公司支付銀行存款10萬元。假設整個交易過程中沒有發生相關稅費。

分析：由于Y公司換入的交易性金融資產的公允價值更加可靠，所以Y公司換人資產的人賬成本=換人資產的公允價值=50萬元，Y公司換出資產的公允價值為45萬元，Y公司應支付補價5萬元；但是經雙方協商后，其支付了10萬元銀行存款，違背了等價交換的原則，即在支付的補價中實現5萬元虧損。

2.2 交換損益的確認

換人資產基于換入資產的公允價值計量的情況下：會計準則對于這種情況下的交換損益并沒有明確規定，可以通過上述案例進一步分析。

分析：Y公司換入X公司的交易性金融資產，由于換入資產的公允價值更加可靠，因此，換入資產成本=換入資產的公允價值=50萬元；換出資產的賬面價值=80-45=35萬元，公允價值=45萬元，處置固定資產實現收益=45-35=10萬元。此外，由前述分析可知，Y公司應付補價=5萬元，但是實際支付10萬元，補價中所含虧損為5萬元。筆者認為可以進行如下會計賬務處理：

借：固定資產清理35萬元

累計折舊

45萬元

貸：固定資產 80萬元

借：交易性金融資產50萬元營業外支出5萬元

貸：固定資產清理35萬元 營業外收入10萬元 銀行存款10萬元

筆者認為在不等價交換的情況下，如果換入資產基于換人資產的公允價值計量，則交換損益應該包含兩部分內容：一部分是處置換出資產所實現的損益；當換出資產為存貨時，按公允價值確認收入，同時結轉相應的成本；當換出資產為固定資產、無形資產時，換出資產公允價值與賬面價值的差額確認為交換損益，計人營業外收入或營業外支出；當換出資產為長期股權投資、可供出售金融資產時，公允價值與賬面價值的差額確認為交換損益，計人投資收益。另一部分是補價中所含的損益，表現為實際支付補價與應付補價的差額，筆者認為其實質是企業進行非貨幣性資產交換取得的利得或損失，可計入營業外收入或營業外支出。據此分析，本例中Y公司實現的交換損益=10-5=5萬元，并且與賬務處理的結果相一致。

3 結論