［关键词］货币政策；资本市场；认知偏差
从我国货币政策的实践和有关研究结论来看，我国货币政策一直以经济增长为主要目标。在资本市场中的预期收益率较实体经济为高的情况下，一方面在货币扩张时一些企业主要通过信贷渠道获得的大量资金，将流入并滞留在资本市场中，资本市场表现得非常繁荣，但另一方面大量企业因为利率非市场化等扭曲现象，并不能从金融机构中得到足够的外部融资。则资本市场-实体经济环节中的这两方面现象，将给货币当局带来“本次货币扩张力度不够”的错觉，并可能产生实施同向的更大强度的货币扩张冲动，导致国内资本市场的明显波动和整体经济结构性扭曲。
一、文献回顾
在国外早期关于货币政策传导领域的研究中，大都认为货币政策通过名义利率(实际利率)的变化表达出来，并通过非货币的资产价格变动来影响投资和经济增长，且很多学者得出绝大部分发达国家的资本市场都存在显著财富效应的结论。至90年代以前，资本市场一度被认为是实体经济的“晴雨表”。另一方面，国内资本市场90年代以来迅速发展，但在货币政策传导中却无法起到显著作用，国内学者也试图借鉴西方关于“股经背离”、“金融窖藏”等有关理论，对此问题做出深入解释。成思危(2003)曾指出虚拟资本市场的发展导致真实货币供应量与名义货币供应量不一致，则中央银行制定的货币总量目标范围与实际货币增长经常不符合。［1］南开大学虚拟经济与管理研究中心课题组（2008）指出随着虚拟经济规模扩大，新增货币有很大一部分进入并长期滞留在虚拟部门，而实体经济实际没有增加多少货币；结果传统货币政策对整体经济的影响趋于减弱。［2］王成进(2005)从马克思主义政治经济学角度提出生产数量的变化由实体经济产出(收益)反映，生产能力的增长则由虚拟经济反映，直接表现为资本市场规模的变化。［3］伍超明(2005)发现，由于我国资本市场结构调整和改革的滞后，股市结构与实体部门结构明显不对称，结果造成虚拟资产收益率和实物资产收益率差异明显，最终导致股实背离。［4］伍志文(2004)也得出了类似的结论并指出中国“股经背离”现象与货币虚拟化过程中的金融资产多样化和金融结构不合理有关，而较少的源于经济基本面。［5］
二、货币传导、实体经济与货币当局认知偏差
（一）虚拟经济与实体经济分离背景下的实体经济发展
傅雄广（2009）采用结构VAR方法研究1991年1季度到2008年2季度货币政策的传导渠道，结果发现我国货币政策对实体经济的作用机制是：在经济紧缩时期,为了刺激经济,政府放松信贷管制,由于中国的真实利率长期处于较低水平,因而企业长期具有投资冲动；但另一方面信贷扩张也导致货币增长率上升，刺激通胀率上升。由于利率非市场化，名义利率相对固定,通胀上升就引起实际利率下降，结果进一步刺激企业增加信贷，投资进一步上升，通胀和投资(产出)将同时持续增加。当通胀过高时，政府将加强信贷管制，导致贷款增长率下降,通胀下降；同时货币供给增长率的降低抑制企业投资，则产出增长减慢；而在名义利率较稳定的前提下，实际利率上升，进一步抑制企业投资和产出增长。当通胀水平得到明显抑制时，面对同时存在的缓慢增长，政府将开始新一轮货币扩张。但由于货币当局和政府始终把经济增长当作货币政策的主要目标，所以在这个循环中，紧缩政策操作的实质目的是诱导足够多的人下一轮信用扩张时持有货币，保证未来的资本品和消费品生产者获得资金，以此带动经济增长（张磊，2008）；［6］而货币当局和政府关注的重点仍在能够直接刺激经济增长的扩张政策方面。
我国货币市场规模小，影响有限，与资本市场相互割裂，其货币供求变化及利率信息并不能有效传递到资本市场。结果基本的货币政策传导过程是：货币当局通过政府控制的利率变化表达货币供应量（增长率）变化的信息，然后货币供应量的变化主要通过信贷市场对企业和居民的投资和消费产生影响，进而影响产出和物价，而资本市场则因为利率传导的断裂，无法显著的刺激实体部门实现货币当局预期中的变化。另一方面，通常虚拟资产的预期收益率要高于实体经济收益率，当实体经济预期收益率提高时，以它们为基础的虚拟资本的价格会以更快速度上涨，所以很多人认为实体经济预期收益率高于虚拟经济的情况实际不会发生，结果资金总是倾向于流入资本市场中。［4］两方面叠加，结果很可能造成在货币扩张时，部分通过信贷渠道能够获得大量资金的企业，倾向于投资资本市场，而其他企业则仍不能获得足够的资金。这时货币当局得到的信息将是“资本市场繁荣，而实体部门仍有大量企业处于资金紧张状态”。这样，货币当局可能会认为本次货币扩张并未实现预期（经济增长）的目的。对于长期把货币政策的主要目标设定为经济增长的货币当局和政府来说，这将被看作是非常严峻的问题，于是将有继续实施下一轮更大强度货币扩张的冲动，试图达到先前的“为实体经济提供足够融资”的效果，但这却可能引起资本市场中资产价格或规模的大幅波动，并造成国内经济中资本市场和实体部门结构的扭曲。
（二）理论框架
凯恩斯主义首先提出了货币供给与来自证券市场和实体经济两方面的货币需求关系。但在中国利率非市场化和资本市场大量吸收现金资产的背景下，资本市场规模和它所表现出的成为“本国流动性蓄水池”的特征在一定程度上替代利率成为传递货币当局政策调整信息的中介载体。所以本文把凯恩斯主义货币供求表达式中的利率替换为资本市场规模，则货币供求均衡式就变为：
M=L(f,y)[JY]（1）
其中f为资本市场规模，并称它对应的货币需求为“储备需求”。在货币供求均衡的前提下，对（1）式求时间t的全导，并在等号两边同除以M，即得到货币供给增长率[AKM•、实体经济实际增长（扩张）率[AKy•、资本市场规模变化率之间的关系是：
分别为资本市场和实体经济对货币供给的弹性。对(2)式移项得：
表明实体经济规模的变化因为必须获得足够数量的外部融资而受到货币供给变动、资本市场规模变化的影响。
在（2）式中，一国国内的货币供给增长率将由资本市场为代表的各种虚拟资产所制造的“储备需求”和实体经济变动的货币需求两部分分别吸收。国内外以往的实际经济数据中，在每次货币政策明显变动时，资本市场总是先于实体经济发生变化，而学界对此一般从资本的瞬时流动性角度解释。所以，在特定的货币政策调整时，即货币供给增长率一定的前提下，实体经济能否得到足够的资本用于自身的发展，或者实体经济的变化是否能够按照货币当局事先的预期变化，必然受到资本市场上对现金资产需求的影响，而两个经济部门内的价格水平，即资产价格和物价水平，则是这一系列变化的结果。如果国内经济满足货币政策传导效率很高的前提，一段时间内实体经济能否获得足够的资本资源，根本上取决于货币当局外生的货币供给调整与资本市场变化引起的货币需求间的关系。
而从（3）式来看，实体经济的变化将完全取决于货币供给增长率、资本市场规模扩张速度以及金融中介、实体经济对货币供给的弹性，但这取决于货币政策调整信息能否及时、准确的传递给实体经济。根据这种传导效率的高低，货币当局将产生不同的判断，其决策将把国内经济引向两个方向：
第一种可能是，如果货币政策调整不能有效传导给实体经济，后者能够从正规资本市场中获得的融资量将保持某种稳定的较低水平，且无论本次货币供给速度有何变化，或者说无论
大于、小于或等于Kf•，实体经济规模总是延续此前较低的增长速度。从货币当局的角度，这表现为货币政策调整与实体经济变动的关系并不紧密，这将会给货币当局以“本次货币政策调整力度不足”的错觉。如果这种状态延续到长期，一方面反映了货币政策调整信息的低效传导情况一直没有改善，实体经济的发展可能长期受到资金不足的制约；也预示着货币当局短期的错觉演化为长期的认知偏差，整体经济将更加不稳定，具体表现在：因为在金融中介市场中的现金资产很少能直接进入实体经济部门，所以(-Kf•)与Ky•的差额将表现在资本市场的资产价格波动上，如果一段时期内有(-Kf•)＞Ky•，资本市场将会经历一定程度的“资产通货膨胀压力”，即资本市场的非理性繁荣，并可能在较长期内通过资本利得转化为国内居民的消费能力，在实体经济中引起一定程度的需求拉动型通货膨胀。而如果一段时期内存在(-Kf•)＜Ky•，则资本市场出现资产价格低迷的现象，打击国内经济的信心，可能导致实体经济更加萧条，在较长期内影响国内居民消费水平。
第二种可能与上面这种整体经济发展方向相反。假如在长期实体经济的增长与(-Kf•)存在显著关系（或既定时，与存在显著联系），则表明实体经济仍能从资本市场中获得有效地融资。具体表现为：如果>Kf•，则Ky•较高；如果Kf•时，实体经济增长率y较高，反之较低。而当=Kf•时,将与比较接近，在缥榷ǖ那提下，与有相似的变化趋势。在正规信贷和资本市场融资低效率已成为学界和实务界共识的前提下，这种现象实际反映了某些较隐蔽的融资方式成为货币供给进入实体经济的有效渠道，而这些方式并未正式纳入官方的统计数据中。于是正规金融的传导效率虽然较低，但通过其他较高效融资渠道的替代，货币当局短期内的错觉还不至于演变为长期认知偏差，或者即使存在一定的偏差也不会对国内经济结构、价格水平等造成较严重的负面冲击。
下面将对我国货币政策调整、资本市场规模变动和实体经济的发展状况间的关系展开实证检验，希望通过分析在短期和长期内我国实体经济变化与货币政策调整的关系、资本市场资产价格变动与货币供给和资本市场规模的关系，来判断我国货币当局在多大程度上存在因低效的货币传导而引起的认知偏差。
三、实证检验
（一）实体经济与货币政策调整
1变量的选取。(1)我国货币当局一直把货币供给量作为货币政策的中间目标，所以本文使用广义货币(M2)月末数来表示货币政策的变动。(2)根据资产未来收益的不确定性，王成进（2005）曾把虚拟资产分为四类：第一类是现金资产；第二类是通过对未来确定收入流证券化发行的证券（比如债券）和开放式基金；第三类是股票和封闭式基金；第四类是各种金融衍生品。现金资产和其他几类资产的区别在于:现金资产以国家信用为担保，其他资产以商业信用为担保。本文将资本市场界定为上述第二、三、四类资产市场的总和，这三者分别为它的子市场，并使用国债现货成交额、股票流通市值、三个期货商品交易所（即上海、大连、郑州交易所）的期货成交额代表三个子市场的规模，并以它们的总和代表资本市场规模（f）。并使用考察期间的上证收盘综合指数(p1)和深证收盘综合指数(p2)代表资本市场中的资产价格。(3)很多学者认为虚拟经济交易可以创造新价值，比如证券公司自营收入、炒股的手续费等，但这些项目绝大部分都与资本市场规模无直接关系或占GDP比例很小。所以可以认为资本市场规模的变动并不直接对经济增长做出贡献。据此，本文用固定资产投资完成额的月度增速(st)代表实体经济变化。以上变量都由国泰安CSMAR经济金融系列研究数据库整理获得，考察期间为1998年1月―2008年6月，计量分析工具为Eviews50软件。
2单位根与协整检验。因为考察期间广义货币(M2)序列有非常明显的趋势因素，所以首先取该指标的对数值lnm2=log(M2)，接着使用增强的Dickey-Fuller检验（ADF检验）对全部指标进行单位根检验,结果发现st、lnm2、f是1阶单整过程；而p1、p2是0阶单整过程。要对st、lnm2、f进行回归分析，必须对它们进行协整检验（Johansen检验）。Johansen检验的前提是VAR(向量自回归)模型的残差项必须是白噪声,这可以通过选择VAR模型适当的滞后阶数(L)来实现。这里选择L=4。检验结果发现st、lnm2、f在“协整空间有常数项无时间趋势项，数据空间无常数项”条件下，存在协整关系。
3回归分析。根据协整关系检验结果，选择L=4，得到由nm2、t、这三个差分变量组成的VAR(4)，建立有约束差分形式下st、lnm2、f及它们的滞后项组成的向量误差修正(VEC)模型。去掉不显著项之后，得到结果：
tt=6217nm2t-1+0376566tt-1-0294716tt-2-00145(tt-1+3951lnm2t-1-0000736ft-1-4321438)[JY]（4）
4相关性及因果性检验。分别对st、f和st、lnm2进行相关性检验，发现st、f的相关性很低（028），这反映出货币政策信息通过资本市场传导的低效。但st、lnm2的相关性较高（064），这表明货币政策的调整可能通过除资本市场以外的其他中介渠道，在一定程度上影响实体经济。再分别选取滞后期k=2、4、6、8、10、12期，对st、lnm2和st、f分别进行Granger因果性检验，结果发现lnm2无论在短期（半年以内）还是在长期（半年以上），都是st变化的显著原因，而st并不是lnm2变化的原因；同时st是f变化的原因，但f却不是st变化的原因。
5小结。无论在长期还是短期，st和f之间并不存在显著的关系，这反映了货币供给通过资本市场渠道传导不畅。在短期内lnm2的变化显著的正向影响着st。而且从回归系数来看(6217)，实体部门会因货币供给的变化发生大幅波动，在信贷市场和资本市场对货币供给传导低效的前提下，这种作用只能通过财政性渠道实现，反映了多年来我国经济明显的政府投资型增长的倾向。即每当货币扩张时，政府主导的投资总会大量增加，引起实体经济规模的增加。但在长期lnm2与st呈显著的负相关系，即在货币扩张时实体经济反而有所收缩，结合st和f在长期内无显著关系的结果，这一现象反映了货币调整信息传导不畅的问题在长期内明显造成了货币当局的认知偏差。具体来说，就是在货币扩张时，实体经济部门的规模和生产能力却表现为收缩，而在货币收缩时，实体经济的生产能力却发生较大幅度的扩张。这必然给货币当局造成认知混乱，于是在上一轮扩张之后，货币当局往往认为“扩张力度不足”，保持发动下一轮更大强度的货币扩张的倾向；而在上一轮紧缩之后，也往往认为“紧缩力度不足”，可能实施下一轮更大强度的货币紧缩，这种政策调整倾向很可能对我国金融(实体)经济结构和经济稳定性造成不利影响，而由于金融资产的瞬时流动性，不稳定的倾向应该首先表现在资本市场中。下面我们将从资产价格角度分析由于这种认知偏差而可能导致的资本市场层面的不稳定。
（二）资产价格、货币政策与资本市场规模
因为lnm2、f是1阶单整过程，则他们的一阶差分变量dlnm2和df就与p1、p2一样，都是0阶单整过程，所以本文以自回归分布滞后模型（ADL模型）为基础直接构建计量模型进行回归分析。得出的两组方程分别为：
p1t=21727+081p1t-1+0014dft+0015dft-1[JY]（5）
t值：297849405
4256
p2t=5304+0714p1t-1+0206p1t-2+00054dft+000485dft-1+00022dft-2[JY]（6）
t值：270758
22765890
48642160
从(5)、(6)式来看，无论用p1还是p2代表资产价格，都与资本市场规模变化显著正相关，即资本市场上资产价格对规模的变化往往迅速做出同向变化的反应，而有关货币供给变化的变量则在(5)、(6)式中都不显著。联系此前对实体经济与货币政策调整之间的关系，对此合乎逻辑的解释是：在资本市场无法有效传递货币供给信息的同时，资本市场规模变动往往也不能完全吸收来自货币供给的变化，在货币扩张条件下，一方面资本市场因现金资产的净流入而出现的规模扩张往往低于新增的货币供给量；另一方面现金资产很少能直接通过资本市场进入实体部门，结果新增流动性被资本市场吸收的剩余部分仍滞留在资本市场中，直接推动了资产价格上升。而当货币收缩时，资本市场规模的收缩强度也总是低于货币收缩强度，结果导致资产价格发生明显下跌。
四、结论与启示
综合对实体经济与货币政策调整之间(st、lnm2、f)以及资产价格、货币政策与资本市场规模(p1/p2、df、dlnm2)关系的计量分析结论，我们认为，由于货币政策在资本市场上很低的传导效率，大量流动性不能顺利的在实体部门和资本市场间流动。一方面导致长期内存在实体部门的收缩或相对收缩伴随着货币扩张，或者实体部门的扩张或相对扩张伴随货币紧缩的表面现象，诱导货币当局得出“上次货币调整的效果不显著”结论，这将激励货币当局发动新一轮更大强度的同向政策调整；另一方面，在货币政策调整的条件下，资本市场对净流入的现金资产的吸收程度总是小于货币政策调整的幅度，结果往往引起资产价格与资本市场规模发生明显的同向波动。两种效果叠加起来，整体经济在货币当局的认知偏差的引导下，将存在“货币扩张-资产价格上升-本次扩张不足（认知偏差）-货币再扩张-资产价格再上升”或“货币收缩-资产价格下跌-本次收缩不足（认知偏差）-货币再收缩-资产价格再下跌”两种可能的变化路径，这些明显发散的序列，显然不利于经济的长期稳定发展。这也说明我国货币政策方面存在频繁的调整现象，实际上也反映了我国货币当局在政策传导不畅和国内经济不稳定的背景下，存在一定程度的认知偏差以及在政策执行层面存有困惑。
主要参考文献：
［1］成思危.虚拟经济理论与实践［M］．天津：南开大学出版社，2003．
［2］南开大学虚拟经济与管理研究中心课题组.中国虚拟经济发展报告(2008)［R］．第五届全国虚拟经济研讨会提交报告，2008．
［3］王成进.虚拟经济功能研究,暨南大学硕士论文［D］．2005．
［4］伍超明.货币流通速度再认识――对中国1993―2003年虚拟经济与实体经济关系的分析［J］．经济研究，2004（9）．
［5］伍志文,周建军.“股经背离”的存在性之争及其实证检验［J］．财经研究，2005（3）．
［6］张磊.中国转轨时期的货币非超中性和通货膨胀―兼论中国货币政策双重目标的体制根源［J］．金融研究，2008（12）．
CognitiveImpactofMonetaryPolicyTransferEfficiencyonMonetaryAuthority
ZengHongzhi
Abstract:Ifcapitalmarketcannotfinanceenterprisessmoothly,theintermediaryfunctionofcapitalmarketwouldnotrealize,cashassetwillstayincapitalmarketforlongtimeinsteadofflowinginoroutofrealeconomy,sopeoplemayfindmonetarypolicyisnotefficientenough.Thissituationwillintroducecognitivedeviationtomonetaryauthority,andstimulateitimplementspoliciesinsamedirectionbutgreaterintensity,whichwouldcausemoreunstableinmacro-economystructureandcapitalmarket.Usingrelativedatafrom1998,theauthorfindthereiscognitivedeviationinChinesemonetaryauthorityinlongperiodindeed,whichcausetheheavyfluctuationincapitalmarketdirectly.
关键词：制度变量；货币需求；研究进展
中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006－1428(2010)07－0041－06
一、前言
一般来说，货币需求由三类变量所决定，一是代表社会经济活动总量的规模变量(如GDP、GNP、零售总额等)。二是代表货币及货币替代物收益的机会成本变量(利率、汇率、股票价格等)，三是规模变量及机会成本以外的代表社会制度变迁的制度变量。虽然费雪、庇古、凯恩斯、弗里德曼等货币理论家在其经典货币需求理论中曾对制度变量的影响作过系统详细的论述，但由于制度变量的难测定性及短期稳定性特点，在长期的货币需求研究及大量实证研究中，制度因素并没有作为影响货币需求的一个重要变量进入货币需求函数，而大都通过规模变量及机会成本两个变量来分析、解释、预测货币需求，制度因素基本被淡出研究视野。1976年Goldfeld发现所谓的失踪货币之谜，只含规模变量及机会成本两个变量的传统货币需求函数无法对现实货币量给予正确合理的解释，美国货币需求在1975年一季度向下位移出现断点(第二、三、四季度失踪现象明显加剧)，小于传统货币需求函数的测定量。Goldfeld认为传统货币需求函数遗失了变量，导致了函数出现未能用规模变量及机会成本解释的误差，原因在于美国制度发展因素未包括在货币函数中，即NOW、货币市场基金等创新产品的出现，降低了货币与替代产品之间的转换成本，货币被相关产品广泛替代，而导致社会货币需求总量的下降。自此，制度变量对货币需求的影响才为人们所重视，而逐渐激发西方学者的研究兴趣。
一直以来，西方学者致力于通过社会制度因素解释货币需求的变动，建立了很多测度制度变量的指标，并进行了大量的实证研究。但由于制度因素的多样性、各国的差异性及研究视角的不同，学者们对各种制度因素并没有建立统一的、权威的测度指标，制度变量指标凌乱、松散，制度变量对货币需求的影响没有形成一个完整理论体系，也没有建立完整的理论模型，而是散见于各有关文献，而且目前对制度变量影响的研究还在不断探讨摸索中。鉴于此，本文就影响货币需求的制度变量进行一个分类梳理、列举，并做一个简要评论(本文只关注那些建立了测度制度变量指标并进行了实证研究的文献，对于只从理论上论述制度变量影响的文献不在本文关注范围)。
二、影响货币需求的制度变量
1、货币化。
商品交换范围的扩大，货币经济化程度提高，货币媒介交易的广度与深度的不断扩展，由此导致社会的货币需求量随之不断增加，与此同时银行系统不断扩张，增加了对社会存款的吸收能力，银行体系吸纳的存款货币增多，这两种力量推动了货币流通速度的不断下降。Pesek(1963)认为生活环境的改变影响人们的货币需求行为，农村人口向城市的迁移将导致其持币倾向相应变化，他以非农业雇用劳动力比例作为货币化(也视为工业化)指标，对英国及捷克斯洛伐克两国的M2进行计量分析，发现非农业雇用劳动力比例显著正向影响货币需求。BordoandJonung(1981、1987、1990、1993)考察美国、英国、加拿大、瑞典、挪威1880年－1986年间的货币流通速度时(GDP／M2)，发现这五年的GDP／M2都呈现出先下降、平稳、后上升的U型形状，BordoandJonung认为GDP／M2下降是由于货币化程度不断加深所导致的，BordoandJonung建立了两个货币化指标：非农业雇用劳动力／社会总劳动力、现金／M2，并以其水平值及一阶差分值与GDP／M2进行计量分析，发现货币化与GDP／M2之间存在唯一协整关系。且系数显著。Klovland(1983)使用现金／M2指标的三年移动平均值对挪威1867年－1980年的货币需求进行计量分析，结果为：不论将1867－1980作为一个样本期还是将其划分为四个子样本期，现金／M2的系数都为正；Siklos(1993)对美国、英国、加拿大、瑞典、挪威五国1870年－1986年的货币流通速度重新考察时，发现现金／M2与GDP／M2之间确实存在长期稳定的关系；同时Siklos(1997)使用现金／M3指标对新西兰1980－1994年的收入流通速度(GDP／M3)进行实证分析，现金／M3的系数也显著为正。Jonung(1983)以人均持有商业银行账户数量、农业工资的现金支付比例作为货币化指标，对瑞典1871年－1913年的货币流通速度进行回归分析，两个变量都显著进入回归方程。Hallman(1991)使用非农业雇用劳动力比例及一个哑变量对美国GDP／M2进行回归分析，结果显示非农业劳动力与GDP／M2之间存在协整关系。Adam(2004)以M=3／GDP作为货币化指标，并通过建立货币化趋势指标考察1992年－2003年间货币化趋势对波兰货币需求的影响，结果显示货币化趋势指标与M3之间存在长期稳定关系，其系数为2.478。
2、金融深化。
BordoandJonung(1981、1987、1990、1993)认为货币流通速度U结构中，下降与上升两个阶段受不同因素主导，下降阶段主要受货币化的主导，而上升阶段则由金融深化及经济稳定所决定，即支付系统的完善、信息传递的畅通、货币替代产品的不断涌现、以及现金管理技术的应用，加上非银行金融机构的发展及经济稳定性的提高，降低了人们对货币的需求，而导致货币流通上升，金融深化带来全球货币流通速度的普遍上升。BordoandJonung(1981、1987、1990、1993)以非银行金融资产／金融资产比例作为金融深化指标、以人均真实收入变动率的六年平均移动标准差作为经济稳定性指标，并以其水平值及一阶差分值与GDP／M2进行计量分析，发现两个指标与GDP／M2之间存在唯一协整关系且系数显著。Ireland(1991)以人均收入、(金融+保险+房地产)三个行业收入占社会总收入比例作为金融发展水平指标，对美国1929年一
1988年的GDP／M1进行实证分析，实证表明1929年－1980年金融发展促使了货币流通速度的上升(即货币需求的减少)，验证了BordoandJohung有关制度变量影响货币流通速度假设的正确性。Siklos(1993)以非银行金融资产／金融资产作为金融深化指标，考察美国、英国、加拿大、瑞典、挪威五国货币流通速度的决定因素，结果表明金融深化与货币流通速度之间存在长期关系。Arnoldfl996)将现金／M2、非银行金融资产，金融资产比例及GDP／M2分解为非平稳趋势部分、平稳随机部分进行计量分析，认为现金／M2不能作为商业银行扩张的替代变量，而非银行金融资产／金融资产比例则是替代金融创新的较好指标。Siklos(1997)以信用卡交易额／名义GDP比例、EFTPOS终端数量(electronicfundstransfersatpoint-of-sale)作为金融深化指标，与新西兰1980－1994年GDP／M3进行协整分析，两个指标与GDP／M3之间存在长期稳定关系，前者系数为正，后者为负。Arrau(1991)曾以M1／M2作为金融创新s指标，考察十个发展中国家的货币需求情况，但影响结果不明确；1981年起美国活期存款可支付利息，活期存款近似产品快速增长，Arestis(1993年)将含息的活期存款／定期存款作为金融创新指标融入传统货币需求函数，此指标的加入表明美国M1需求函数并没有出现断点，并提高估计系数的稳定性。
3、年龄结构。
传统货币需求理论只以规模变量及机会成本分析居民的货币需求。实际隐含了人们兴趣与偏好不变的假设，即人是同质性的，在不同的年龄段、不同的环境中具有不变的持币偏好与倾向。而生命周期理论认为，随着年龄的变化，人们的消费与储蓄行为相应发生变化，中年时期的储蓄比率比年轻及退休时期相对要高，年龄结构影响着社会的消费、储蓄行为，这意味着年龄变化对社会的货币需求量也存在影响。Mayor(1984)认为如果忽视美国20世纪50年代及60年代不断降低的平均年龄、农村向城市的人口转移、蓝领工人与白领工人比例的变化以及银行信用的制度创新等因素，将无法对货币流通速度变化作出正确的回答，而且规模变量及机会成本变量的货币需求弹性系数估计也会出现偏差，他将人口年龄中位数、城市居住人口比例作为制度变量与人均存款进行横截面估计，结果为：年龄结构的估计系数为正，而人口转移效应为负，年龄结构变化分别解释了1870－1950年、1950－1970年两个时段M2流通速度变化的35.2％、31％。FairandDominguez(1991)考察了年龄分布对美国宏观经济变量(消费、房地产投资、货币需求、劳动力供应)的影响，结果显示年龄分布对货币需求(M1)的影响为正向，人们在成熟期(25岁－54岁)手持更多的货币，在39岁时边际货币需求倾向最高。HolmanandGraves(2002)认为偏好随年龄变化而变化，退休人群相对于其它人群来说将持有更多的流动性资产、更大比例的货币余额。他以城镇化人口比例、65岁以上人口比例来分析偏好异质性对货币需求的影响，计量结果为两个指标的系数都为正，但后者不显著，HolmanandGraves认为这可能是因为退休年龄不断提前所导致的，65岁不适合作为退休年龄的指标。Modigliani(2004)认为，生育小孩是中国人养老的重要手段，中国计划生育减少了家庭小孩数量，为保障年老(退休后)生活，人们只有通过增加当前储蓄积累养老资金，他以工作人口／非工作人口比例作为抚养系数对中国1953－2000年储蓄率进行计量分析(储蓄=现金+存款+新发行的债券+个人投资的固定资产)，工作人口／非工作人口比例显著正向影响中国的储蓄率，人口结构变化与中国高经济增长对中国储蓄率的影响几乎一致，两者共同导致中国储蓄率提高了20个以上百分点。
4、收入分配。
一般来说，货币需求被视为收入(总量或平均量)及其它变量矩阵的函数，其隐含了边际货币需求曲线的线性假设，即在不同收入阶段人们的边际货币需求倾向始终保持不变，当收入从某个贫富阶层(家庭、个人)向另外的阶层(家庭、个人)转移时，收入总量及收入平均量没有发生变化，因此货币需求量依然保持不变。Lan-don(1992)认为边际货币需求曲线是非线性的，在不同收入阶段人们的货币需求具有异质性。他以家庭收入标准将家庭分为6大组：低于5000美元、5000－9999美元、10000－12499美元、12500－14999美元、15000－24999美元、高于25000美元，并将收入低于5000、5000－9999、15000－24999、高于25000美元家庭所占比例，以及家庭总数，与家庭平均手持M1进行实证统计，发现各收入组家庭所占比例的系数明显不同，这表明家庭收入大小对货币量有不同的影响，实证结果还表明美国在1974年及1982年货币需求并没有发生结构性变化，1970年代初至1970年代中期收入差距的上升、1980年代初期收入差距的下降才是导致货币需求发生变动的真正原因，以往货币需求函数中没有考虑到收入分配的影响，才出现所谓的结构性变化。Cover(1993)分别以基尼系数、60％最贫困阶层家庭所获取收入，美国家庭总收入比例与M1进行实证检验，两个变量的系数都显著为正，这表明收入分配对交易性货币确实存在影响，收入越不公平，M1的需求越大，与平方根公式、立方根公式中所谓的货币需求具有规模经济效应刚好相反。
5、时间价值。
Baumol-Tobin模型考察债券转换成现金时，只考虑了所涉及的交易手续费，而没有考虑到耗费的时间成本，如果时间价值高，无疑增加了债券与现金的转换成本(手续费成本加时间成本)，使人们可能持有更多的货币，即时间价值影响货币量的持有。时间价值一般以劳动边际生产率也即工资率来衡量的。Kami(1974)将收入分为工资收入及财产收入，以每小时工资作为时间价值的替代变量，考察其与M0、M1、M2之间的关系，工资率显著正向影响M1、M2，工资收入的货币需求弹性大于财产收入的货币需求弹性，验证了存货模型及持久收入假设。Mulligan(1997)采用面板数据考察了1961－1992年12000家企业的货币需求’，以每个企业总部所在地员工工资及企业销售额作为解释变量，工资率显著影响企业的货币需求，在同等销售额情况下高工资率的企业持有较多的货币。Lotti
(2007)认为企业在货币需求行为方面也具有异质性特征。不同的组织结构、目标函数及行业背景，都影响到企业的现金管理及货币需求，而且每个企业所面临的机会成本实际也不一致。不能单纯以存款利率等作为机会成本，而应以各企业自身的利息支出率作为机会成本，他以每个企业的净销售总额、利息支出／总负债比例、平均工资三个变量考察制造、批发、零售业三个行业企业的货币需求(货币=现金+存款+短期投资)，结果显示三个行业中工资的货币需求弹性具有较大差别，介于0.22－0.33之间，当三个行业合在一起实证时工资的货币需求弹性显著，但三个行业分别考察时零售业工资对货币需求的影响则不显著。
6、税率与转换成本。
假设对Baumol-Tobin模型中的债券收益征税，则投资债券所获收益将减少，债券吸引力下降，人们将转而增加货币的持有，税率越高。债券投资吸引力越低，人们对货币需求也越大。Kaminow(1969)认为1930年之前货币需求的短期利率弹性为0可能是由于忽视所得税结构而导致的，持有货币的成本不应以利率而应以税后利率来衡量，他选用边际短期资本收益税率考察税收对1900－1929年、1948－1961年两个时段货币需求的影响。发现边际短期资本收益税率与货币需求间存在直接的正向关系，但他同时发现1963－1965年美国实行减税政策期间，居民货币余额却增加210亿元，税率降低反而促使了货币需求的增加，对于税率影响的两种截然不同结果，Kaminow认为税率变动与战争、赤字、衰退等社会经济因素高度相关，这些隐含于税率背后的经济政治因素导致了税收对货币影响结果不完全相同。Duca(2000)利用修正的Baumol－Tobin模型作为理论框架，以债券股票投资基金费率、债券投资基金费率、应税债券投资基金费率与M2流通速度作协整回归分析，M2流通速度与应税债券投资基金费率存在协整关系，费率降低引起流通速度的加快，M2与各投资基金具有相互替代关系，费率的降低减轻的货币与基金之间的转换成本，引起货币向基金转移，1990年代M2流通速度的上升与货币、债券基金之间的转换成本密切相关，不断下降的债券投资基金费率解释了M2流通速度不断上升的原因，
7、其它因素。
(1)产业结构变化。Driscoll(1982)认为农业的货币需求小于其它产业的货币需求，考察发展中国家的货币需求不应忽视产业结构变化及不同产业的货币需求差别，他对十二个发展中国家的M1进行了计量分析，结果有七个国家的农业产业收人比例(农业产业收入／GDP)与货币需求之间显著呈反向关系。农业收入比例的降低(即第二产业、第三产业比例的提高)增加了社会货币需求量，证明了非农业产业比农业产业具有更高的边际货币需求倾向。(2)市场均衡程度。DuoOin(1998)认为标准的货币需求模型建立在完全市场均衡基础上，发达国家市场均衡程度高于发展中国家，导致发达国家的货币需求计量结果普遍比发展中国家要好，他对韩国、新加坡、日本三国的M1进行实证分析，以美国的货币市场利率(rf)及各国的政府预算支出，财政收入比例(rb)作为各国货币与财政政策的非均衡指标，rf对韩国、新加坡货币需求有显著影响力(新加坡国内利率不显著，而主要受美国利率的影响)，而日本的货币需求则不受rf、rb两者影响，由此说明日本的市场均衡程度高于韩国、新加坡。(3)消费、投资、出口的货币需求差异。Tang(2002、2003)认为消费、投资、出口具有不同的货币需求倾向，只以其总量(即GDP)作为规模变量可能导致系数估计有偏，他将GDP中的最终消费支出、投资支出及出口同时置于同一需求函数中，对马来西亚、日本的广义货币进行计量分析以检验这三变量的货币需求倾向，结果显示三个变量的系数显著不同，投资的货币需求弹性明显大于消费及出口的货币需求弹性，1973－2000年日本的投资、消费、出口的货币需求弹性分别为1.2、0.34、0.25。
三、简评与启示
虽然货币理论家早就认识到制度因素对货币需求的重要性，也曾对其影响机理进行过论述，但都只停留于笼统的理论层面，而没有定量化进行实证研究，以证明其影响效力及影响方向，如Friedman在其新货币数量需求函数中加进了制度变量u，但在考察美、英两国100年的货币流通速度时，并没有将制度变量的影响考虑进去。将长期被忽视的制度因素指标化并纳入货币需求函数进行计量分析，使得制度变量的影响不再停留在理论讨论层面，而是提高到与规模变量、机会成本变量的同等重要位置，进入实证需求函数考察制度变化对货币需求行为的影响，这极大丰富、完善了货币需求理论，是西方经典货币需求理论的继承、综合与扩展。
制度变量进入实证函数，提高了模型的计量效果。一方面提高了规模变量与机会成本估计系数的准确性。在传统货币需求计量中，只有规模变量与机会成本两个变量，而没有考虑到制度变量的影响作用，制度变量的影响效果进入规模变量与机会成本的系数估计中，特别是进入规模变量的弹性系数，由此导致规模变量的需求弹性普遍较大(Friedman使用GDP及利率估计美国货币流通速度时，GDP的弹性高达1.8、1.2)，制度变量进入函数后，其影响效果从规模变量弹性系数中分离出来，解决了长期存在但又被忽视的规模变量及机会成本的系数估计有偏问题，降低了规模变量的需求高弹性系数，改变了长期以来Friedman(1963)所谓“货币是奢侈品”的说法(货币的收入需求弹性＞1)。另一方面提高了函数的稳定性。由于没有考虑制度变量的作用，传统货币需求函数在稳定性检验时，容易出现系数估计不稳定问题，如众所周知的美国1974年的货币失踪之谜，但将有关制度因素纳入货币需求函数后，货币需求稳定性普遍提高，没有出现所谓结构断点问题，及时将制度变量的影响信息融入实证分析，提高了需求函数的稳定性，增加了货币需求的估计、预测的准确性，有利于货币发行目标实现与货币政策的操作。
1.印章票据管理欠缺严谨性
少数部门对印章和票据的管理不够严谨，财务专用章、银行预留印鉴等重要的财务印章管理过度松懈，没有专项管理印章，而是由一人保管全套印章，缺乏监督机制，印章的存放没有严格遵循相关的章程规范。票据管理不够严格也是普遍存在的问题，对空白票据不够重视，随意摆放，没有形成规范的保管、领用、核销体制，存在较大的管理漏洞。
2.欠缺相应的支付核实制度
单位内部银行存款、库存现金没有进行定时核实，随意性大，支付核实制度的不完善，给资金带来很大的安全风险。行政事业单位的收银审核人员没有对货币资金进行专人审核支付和复核，由于工作人员的疏忽大意，一些单位出现重复支付、挪用公款等重大财务问题时，有关领导竟然不知情。一些心怀不轨的工作人员之所以屡屡得逞，这与单位内部没有严格的授权审批制度有着直接的关系。
二、加强事业单位货币资金管理的重要性
1.加强事业单位货币资金管理是健全我们国家国有资产监督管理体制的要求
一直以来，国有企业经营性资产是我们认识与运作国有资产的重点，给予行政事业性货币资金管理方面的重视程度远远不够。尤其是在98年国家撤销国资局改革相关机构之后，国有资产监督管理委员会随后成立，并专门承担大中型国有企业的国有非金融资产的监督管理工作，国有金融资产则由财政部专门负责，而实质上事业单位货币资金长时间处于缺乏强有力的宏观监管的状态。“健全国有资产管理体制”的要求在十六届三中全会明确被提出来，且还要求“完善自然资源资产、非经营性资产、国有金融资产等方面的监管办法”。事业单位货币资金属于非经营性资产中关键构成部分，做好事业单位货币资金方面的管理，达到对事业单位资产的有效监督与管理，是切实贯彻国家相关政策，健全国有资产管理的需要。
2.加强事业单位货币资金管理是根据公共财政要求，提升国家相关部门提供公共服务与公共产品质量水平的关键手段
根据公共财政的相关要求，对资源配置起基础作用的是市场，而国家相关部门则应当承担提供公共服务于公共产品的功能。行政事业单位创办的目的就是为社会提供公共服务，它属于政府公共服务的关键构成部分。现今，全国大约共有130万个事业单位，员工也达到了三千万以上。虽然现今事业单位有着多样化的性质，有的负责经营活动，有的履行行政职能，但是大部分仍旧是承担社会公益服务职能，并且这些承担社会公益服务职能的单位才算是真真正正实质上的事业单位，也是国家开展事业单位改革的主要对象。现今，有百分之九十五以上的医生与教育工作者，百分之七十以上的科研工作人员集中在政府相关部门举办的卫生、教育、科研等事业单位，事业单位是我们国家公共服务职能与社会管理的主要载体。所以，利用加大事业单位货币资金管理工作的力度，确保事业单位资产的完整、安全性，提升这部分资产的利用效益，将事业资源有效整合在一起，将事业单位资产的物质基础作用充分发挥出来，进而保证事业单位可以为全社会提供高水平、高质量的社会公益服务，提高国家相关部门的公共服务水平，高水平完成公共财政的要求目标。
3.管理事业单位货币资金是健全财政管理职能，有效提升国家相关部门为人民群众理财能力的需要
从本质上讲，事业单位应当归类为国家公共部门，主要负责社会公益服务的职能，因此，其货币资金大部分都来自于财政预算专项划拨；并且非经营性是绝大多数事业资产的性质，其特点为资产使用的无偿性、使用目的的服务性、配置领域的非生产性等，归纳起来就是不以盈利为目的。与企业货币资金不同的是，事业单位货币资金的资金循环链条是不完整的，其价值补偿与日常维持运转需要依靠财政资金。换句话说，现今已有6.47万亿元的事业单位货币资金是财政资金补偿的结果，今后的事业单位货币资金也必然是财政资金持续慢慢积累的结果。所以，从财政管理与事业单位货币资金管理二者之间的联系来说，它们是紧密相连的，事业单位货币资金管理应当归属于财政管理的一个关键构成部分，而不包含事业单位货币资金管理的财政管理是不健全的、不全面的。从事业单位货币资金管理对财政管理的作用来讲，加大事业单位货币资金管理的力度能提高我们国家财政管理质量。利用有效、高水平的事业单位货币资金管理，相关策略全方位、及时地把握并分析事业单位货币资金情况，合理拟定事业资产的有关定额与配置标准，能让预算资金的分配与资产配置更公平、合理、规范；利用加大事业单位货币资金管理力度，掌握事业单位货币资金的变化情况，监管与控制事业单位的资产处置与资产使用情况，能有效确保事业单位方面财政资金的安全性；利用做好事业单位资金货币的管理工作，对事业资产利用情况进行绩效评估，科学开展事业资产的调剂工作，能进一步优化事业支出结构，提升财政资金的利用效益，减小事业单位运转成本，节省财政资金，促进节约型社会与节约型政府的建设。
三、做好事业单位货币资金管理相关对策
1.建立事业单位内部牵制制度
事业单位留存银行的印鉴为单位财务专用章、出纳印章；单位财务专用章由财务科长或财务科长指定的非出纳人员保管，出纳印章由出纳本人保管；不论在何种情况下，单位财务专用章都不得由出纳保管使用；留存银行印鉴的变更，需经相关领导批准。
2.建立有效的货币资金管理制度
①现金的收付及保管只能由出纳员负责，其他人员未经授权，不得管理库存现金。
②加强对现金收入的控制，对现金收入实施以下控制：第一，执行收取现金的岗位为出纳员和收费员；第二，不同经济业务收取现金的程序和方法见出纳员及收费员岗位工作职责；第三，控制现金解缴时间：原则上收费员每天与会计、出纳结算、解缴当天的收入；出纳每天在银行营业终了前必须将当天的收入解缴入银行。
③加强对现金支出的控制，现金支出的范围和额度必须符合国家《现金管理暂行条例》规定限定的经济事项，对现金支出应当实施以下控制：第一，有关机构或工作人员因业务活动需要预支现金时，应当提前向审批人提交现金预支申请，注明款项的用途、金额等内容；工作人员报销时，应当取得合法有效的原始凭证，并在原始凭证上签字，注明款项的用途，机构部门负责人必须对原始凭证及其反映的经济业务内容是否真实进行审核并签字盖章，业务经办人员根据原始凭证并附相关的证明向审批人提交报销申请；第二，审批人对现金预支申请和报销申请（统称现金支付申请）进行审批，对不符合规定的现金支付申请，审批人应当拒绝批准。审批人应在授权范围内审批，不得越权审批；因特殊情况需要，对超出正常范围的现金支付业务，一律由单位负责人审批。
3完善银行存款管理制度
结合单位实际，建立银行收付款业务的内部控制程序，如严格遵守银行结算纪律，不准签发没有资金保证的票据或远期支票，套取银行信用；不准签发、取得和转让没有真实交易和债权债务的票据，套取银行和他人资金；不准无理拒绝付款，任意占用他人资金。
四、结束语
关键词投资准则费用
投资是指企业为通过分配来增加财富，或为谋求其他利益而将资产让渡给其他企业所获得的另一项资产。近些年来我国证券市场的发展为企业创造了良好的投资渠道和投资环境，与此同时，税法也对企业投资所得提出了纳税上的要求。为了规范投资的会计核算和相关信息的披露，我国财政部于1998年6月24日了一项具体会计准则—《企业会计准则—投资》（以下简称投资准则），并在1999年1月1日起暂在上市公司施行；在实施了两年后，2001年1月18日根据在执行过程中出现的一些问题对其中一些方面作了修订，经修订后的投资准则自2001年1月1日起暂在股份有限公司施行。该项准则对于规范投资业务的核算起到了十分重要的作用，但是在研究过程中笔者发现该准则中仍然存在着一些问题，本文拟就以下几个问题展开探讨。
一、关于投资成本的确定
投资准则中规定：“初始投资成本是指取得投资时实际支付的全部价款，包括税金、手续费等相关费用。但实际支付的价款中包含的已宣告但尚未领取的现金股利，或已到付息期但尚未领取的债券利息，应作为应收项目单独核算。”
上述规定对于股票投资的核算以及在发行日和付息日购进的债券不会出现什么问题，但是对于发行日后至到期日前这段时间购进的债券的核算就会出现问题，请看以下的例子。
例：某公司2001年6月1日以银行存款525000元购入A公司当年1月1日发行的面值为500000元的三年期公司债券，该债券年利率为12%，每年1月1日与7月1日各付息一次。
上例若按上述投资准则规定相应的账务处理为：
1.假设为短期投资，则应作分录：
借：短期投资—债券投资525000
贷：银行存款525000
2.假设为长期投资，则应作分录：
借：长期债权投资—债券投资（面值）500000
—债券投资（应计利息）25000
贷：银行存款525000
上述处理从投资准则字面分析，应是无可争议的，但笔者认为这种处理方法不符合实质重于形式的原则。企业所支付的全部价款中包含的利息25000元，在一个月后（2001年7月1日）就可以收回，其本质上属于应收利息流动资产，却计入“短期投资（或长期投资）”账户与其他手续费、溢折价等项目相混淆，其理由不外乎是受到利息按期计算的外在法律形式影响的结果。此种做法对于短期投资还有些道理，因为短期投资不一定持有到期，有可能在2001年7月1日前就转让收回投资了，所以这25000元有可能不是以利息的形式收回的。但是对于长期投资而言上述处理方法显然不太合理因此，笔者认为在购买长期债券时正确的做法应该是：
借：长期债权投资—债券投资（面值）500000
应收利息25000
贷：银行存款525000
根据以上分析，“投资准则”中关于初始投资成本确定的表述应更正为：“初始投资成本是指取得投资时实际支付的全部价款，包括税金、手续费等相关费用。但实际支付的价款中包含的已宣告但尚未领取的现金股利，或长期债权投资—债券投资尚未领取的债券利息，应作为应收项目单独核算。”这样，使债券的应收利息，服从其经济实质，而不以是否到付息期的外在形式为标志，遵循了实质重于形式原则。
二、关于长期债券投资相关费用的核算
所谓相关费用指的是进行投资时所要交纳的税金及手续费等，投资准则中关于长期债权投资的债券费用的会计处理的表述为“债券投资成本中包含的相关费用，可以于债券购入后至到期前的期间内在确认相关债券利息收入时摊销，计入损益；也可以于购入债券时一次摊销，计入损益。”
以上表述笔者认为不够明确，其中的“计入损益”具体指的是哪个损益科目准则没有指明。而在2000年12月29日颁布的《企业会计制度》（以下简称新制度）中明确规定长期债券投资“如所支付的税金手续费等相关费用金额较小，可以直接计入当期财务费用，不计入初始投资成本”。那么，损益科目是否就是“财务费用”呢？笔者认为这里存在着一些矛盾，这些矛盾主要体现在以下几个方面：
首先，财务费用科目在新制度中规定的核算范围是“企业为筹集生产经营所需资金等而发生的费用”。而投资行为是属于生产经营以外的业务，为其所发生的相关费用显然不属于财务费用的核算范围，计入财务费用必然会虚减营业利润。
其次，在新制度中对于金额较大的长期债券相关费用规定在债券取得时计入“长期债权投资—债券投资（债券费用）”明细科目中，并在债券存续期内，于计提利息、摊销溢折价时平均滩销，计入损益。这里，利息与溢折价的摊销都是计入投资收益项目，债券相关费用从本质上类似于溢折价，理应也计入投资收益。
因此，笔者认为长期债券投资相关费用不管金额大小、是否需要摊销最终都要计入“投资收益”项目，以正确核算投资损益。
三、关于长期投资减值准备的提取
在投资准则中规定“企业应当定期对长期投资的账面价值逐项进行检查，至少每年年末检查一次。如果由于市价持续下跌或被投资单位经营情况变化等原因导致其可收回金额低于投资的账面价值，应将可收回金额低于长期投资账面价值的差额，确认为当期投资损失。”
以上规定一方面抵消了当期的净收益，另一方面增加了投资的减值准备，备抵调整了作为资产的长期投资的账面价值，充分体现了谨慎性原则，但是该规定存在两个方面的问题，这两个方面的问题是：
第一，由于市价持续下跌或被投资单位经营情况发生变化所导致的投资价值下降一般而言是永久性的下跌，并非一时所致，以后的回升具有很大的不确定性。价值下跌的金额与若干期间有关，而在会计处理方法上把全部跌价损失都由当期投资收益承担，显然有失配比原则。因为配比原则要求“企业在进行会计核算时，收入与其成本、费用应当相互配比”，会计原则这个大系统中不可避免地会存在内部的矛盾和冲突，因此相当一部分会计实务很难使谨慎性原则与配比性原则相互一致、相辅相成。对一些会计事项在会计处理方法的选择上遵循了谨慎稳健的思想往往就淡漠了配比原则的精神。反之，符合了配比原则的要求却会违背稳健原则的宗旨。这就使得会计政策的制定者在制定准则时面临着两难的选择。同时也使会计实务工作者在做出职业判断时同样也面临着两难选择。
第二，该规定实际操作起来却十分困难，最困难的是是这里的“可收回金额”的确定，准则里的可收回金额是指“企业资产的出售净价与预期从该资产的持有和投资到期处置中形成的预计未来现金流量现值两者之间的较高者，其中，出售净价是指资产的出售价格减去所发生的资产处置费用后的余额。”该表述中的出售价格难以确定，因为我国大部分的的长期投资没有一个明确的市场价，所发生的资产处置费也只能根据会计人员的职业判断来估计一个金额，而投资到期形成的未来现金流量现值就更加含糊了（对当前的市场价格都很难做出正确的判断，更何况将来若干年后的出售价格和折现率）。该项业务要求会计人员要具有很高的职业素质水平，而我国的大部分会计人员的职业素质都不高，因而就会出现以及提减值准备来充当利润调节器的情况严重影响了利润的真实性。
因此，笔者认为投资准则应当在体现谨慎性原则的同时要兼顾配比性原则，并尽快出台长期投资计提减值准备的具体执行标准，以便会计人员遵照执行。
四、关于长期股权投资采用成本法核算时的清算性损益的确定
企业在采用成本法进行会计核算时，投资准则规定“投资企业确认的投资收益，仅限于所获得的被投资单位在接受投资后产生的累积净利润的分配额，所获得的被投资单位宣告分派的利润或现金股利超过上述数额的部分，作为初始投资成本的收回，冲减投资的账面价值。”
以上对于清算性损益的表述比较原则，但操作起来有些不便，在投资准则的指南中虽然给出了一些公式，但是对于在投资年度所分得的利润如何处理，该准则的规定就不是很明确。
例如：某企业于1999年1月3日购入W公司股票600万元，投资占W公司股权的10%.
该项业务应采用成本法核算，应作分录：
借：长期股权投资6000000
贷：银行存款6000000
1999年5月7日被投资企业宣告分派股利100万元。
由于5月7日宣告分派的是上年度的利润，即清算性股利，因此理应冲减长期股权投资的账面价值，应作分录：
借：应收股利（100万元×10%）100000
贷：长期股权投资100000
以上的会计处理方法是完全符合情理的，但如果该被投资企业1999年以来累计实现净利润160万元，2000年2月7日被投资企业宣告分派股利100万元。该业务笔者认为应当确认的投资收益为10万元（100万元×10%），应作分录：
借：应收股利100000
贷：投资收益100000
但是按照投资指南所列出的公式及有些教科书以及准则讲解对这类问题的会计处理方法却是确认160万元的投资收益，作分录：
借：应收股利100000
长期股权投资60000
贷：投资收益160000
该处理的理由是1999年度的净利润没有全部分配，就把去年分配的股利强加到这一年来了，这显然很不合理，这种做法是死套公式的做法，并不符合经济业务的实质。
因此，笔者认为投资准则应当对投资当年分配的利润或股利与以后年度分配的利润或股利要作严格的区分不能混为一谈。
总之，投资准则的颁布虽然使得各个公司的投资业务有了一个较为完善的核算标准，但是有些方面还需进一步改进，俗话说“实践出真知”，投资准则只有在不断的应用当中才会发现问题并逐步修改，使其更加完善。
参考文献
[1]福建省财政厅会计处、福建省会计学会秘书处、《福建财会》编辑部编企业具体会计准则专辑（1）福建会计法规制度选编（第二辑）1998年10月；
【关键词】经济发展政府调控大国货币货币政策独立性
一、引言
近年来，以广义货币供应量（M2）测度的流动性飞速增长是我国经济发展的典型事实。2008年以来，我国GDP的平均增速为9.24%，而广义货币余额平均增速为18.53%，至2013年10月底我国广义货币（M2）余额达108万亿元。M2与GDP的比率已接近200%，创下全球新高，远高于美国的67%、欧元区的95%、英国的133%。
不可否认，经济的高速增长需要有一定规模的货币（M2）支持，但货币的过快增长对经济健康发展并无益处，过快增长的货币余额可能导致通货膨胀、物价上涨，逐渐稀释民众的财富，严重时甚至可能引发金融危机。尽管央行货币政策已由2008年金融危机期间的适度宽松转向稳健，但金融系统仍存在信贷结构扭曲、期限错配等问题，导致金融支持实体经济（尤其是小微型企业和“三农”）的宏观调控政策落实不到位，严重影响了我国经济结构的转型优化和健康持续发展。在这种背景下，本文通过实证研究分析影响我国货币供给的因素，试图找到导致我国货币过快增长的根源，为相关政策制定提供经验证据。
二、模型和数据
1、模型
基于现有经济理论和相关文献，本文着重分析经济发展（ED）、政府调控（GC）、大国货币（LC）和银行行为（BA）四类因素对我国货币供给（M2）的影响，建立如下模型：
lnM2t=？茁+？准EDt+？准GCt+？鬃LCt+？灼BAt+？着t
其中，每类因素又包含若干变量。具体如下：
（1）经济发展。按照货币数量理论的观点，一国货币需求由经济中商品和劳务的交易数量（一般用国民生产总值，即GDP）决定，货币供给的增加必将引起物价的上涨。此外，货币供应量和投资者持有的其他资产的价格变动之间存在某种关系（Tobin，1982），比如股市收益率上升将减少银行的存款，进而减少可创造的信用货币数量（袁奥博、徐艳，2013）。因此，后文实证研究中经济发展因素主要考虑经济增长和股市繁荣程度两个指标。
（2）政府调控。尽管在货币政策效力问题上存在分歧，凯恩斯学派和弗里德曼货币主义学派都认为中央银行可以自主调控货币供给，前者根据经济运行情况主动地变动利率，调节货币供应量，后者建议实行固定规则调节货币供给。在实践中，调节货币供给的对象包括基础货币（M1）、利率和存款准备金率三种。但是，由于我国货币乘数的不稳定性（张延群，2010；王静和魏先华，2012），加之商业银行近年来大力发展表外业务也削弱了利率和准备金率的调控效果，因此，基础货币和准备金率是否能影响广义货币仍需实证检验确定。另外，我国仍未实行完全市场化的汇率形成机制，因此，汇率和财政政策也可能影响到货币供给。最后，我国财政支出的变动也会影响到货币供给（靳卫萍，2002）；胡永刚和张运峰，2005；邵腾伟和冉光和，2011）。因此，政府调控因素包括了基础货币、存款准备金率、汇率、财政支出等指标。
（3）大国货币。根据克鲁格曼的“三元悖论”，即本国货币政策的独立性、汇率的稳定性和资本的完全流动性最多只能同时满足两个目标，而长期以来我国都致力保持汇率的稳定和国际资本的相对自由流动，因此不可避免地会丧失一定的货币独立性。陈磊和侯鹏（2011）和李南妮（2013）的实证分析也表明，美国和日本的量化宽松政策确实导致了我国货币供应量的增加，加大了我国的通胀压力。由于我国对外贸易中使用美元和人民币结算金额达70%以上，按照国际清算银行的统计口径，在人民币有效汇率的一篮子货币中，美元和日元合计也占35%。因此，大国货币因素中本文考虑了美国和日本货币供应对我国的溢出效应。
（4）银行行为。金融机构尤其是商业银行的存贷款构成了我国广义货币的重要部分。金融债券是银行等金融机构作为筹资主体发行的债券，作为金融机构主动负债、增加资金来源的手段能够扩大金融机构的信贷规模，进而增加货币供给的数量。同时，存贷款利差是银行利润的重要来源，当利差扩大时，银行出于逐利动机会扩大存贷款规模，从而扩大广义货币的数量。因此，银行行为因素包括银行债券和存贷款利差两个指标。
2、数据
经济发展方面，本文选用名义季度国内生产总值表示经济增长，数据来源于国家统计局网站；股市繁荣程度使用的是每季度上证指数的算术平均值，数据来源于国泰安数据库。
政府调控方面，基础货币（M1）数据来源于中国人民银行网站；存款准备金率2008年9月份以前的数据为央行公布的存款准备金率，2008年9月准备金改革后，使用大型金融机构的准备金率，在其季度值中每遇到准备金率调整则按日期加权平均，准备金数据来自中商情报网；由于我国外汇以美元计价，且大部分资产为美元资产，所以汇率数据使用美元兑人民币中间价，季度数据由每季度的交易日的中间价作算数平均得到，之后取倒数得到人民币相对美元的币值，数据来源于国家外汇管理局网站；财政支出变量以每季度的国家财政预算支出作为替代变量，数据来自中经网统计数据库。
大国货币方面，美国和日本的广义货币供给M2的数据来源于中经数据库中经网统计数据库。
银行行为方面，金融债券采用央行统计的金融债券的发行金额，由月度数据求和得出；经营利差定义为：（利息收入+手续费及佣金净收入）/（利息支出+手续费及佣金收入），其中计算经营利差的数据为每季度的增量数据，考虑了我国包括工商银行、建设银行、中国银行、交通银行、民生银行、浦发银行和招商银行在内的几家主要银行，农业银行的可用数据较少故不计算入内，将上述几家银行的季度利差求算数平均得到我国银行的平均经营利差，用以衡量我国银行总体的利差水平，各银行的数据来源于和讯财经网。
为了便于计算货币供应量对各变量的弹性，同时弱化数据异方差影响，本文对所有数据取自然对数。取对数后各变量表示如下：lnRMBM2（广义货币M2）、lnGDP（经济增长）、lnSHI（上证指数）、lnRMBM1（基础货币M1）、lnRFR（准备金率）、lnCV（人民币兑美元汇率）、lnFE（财政支出）、lnJPYM2（日元M2）、lnUSDM2（美元M2）、lnFB（金融债券）、lhMIM（银行经营利差）。所有数据的时间区间为2003年第1季度至2013年第3季度。
三、实证结果
本文采用普通最小二乘法对各参数进行估计。首先将经济发展、政府调控、大国货币和银行行为四类因素逐类对广义货币进行回归，然后再将四类因素所有变量共同对广义货币回归得到全变量模型，最后通过逐步回归法多次试验得到最优显著模型。具体回归结果见表1。
在经济发展因素模型（模型1）中，GDP和上证指数两个变量均通过了统计显著性检验，其系数表明经济增长和股市繁荣程度每增加1个百分点将导致我国货币供应增加0.392和0.435个百分点。政府调控因素模型（模型2）中，基础货币M1和人民币值两个变量参数显著为正且超过1，表明基础货币M1和人民币值每增加1个百分点将导致我国货币供应增加1.036和1.747个百分点；准备金率显著为负，表明准备金率每增加1个百分点将导致我国货币供应减少约0.327个百分点，对货币供应的负向影响较小；财政支出的参数不显著。大国货币模型（模型3）中的美元和日元数量参数均显著为正，意味着美元和日元各自每增加1个百分点，人民币广义货币将增加2.155和1.968个百分点，我国广义货币受外部因素影响明显。银行行为模型（模型4）里金融债券显著为正，金融债券每增加1个百分点将导致我国货币供应增加0.469个百分点，银行经营利差系数不显著。为了综合考察各因素对广义货币供给的影响，对全变量模型（模型5）回归后发现，基础货币M1、准备金率、日元M2、美元M2、金融债券和银行经营利差六个变量均显著，其系数表明基础货币M1、日元M2、美元M2和金融债券每增加1个百分点，广义货币将相应增加0.773、0.92、0.844和0.023个百分点，准备金率和银行经营利差每增加1个百分点，广义货币将相应减少0.113和0.102个百分点。
值得注意的是，经济增长的回归系数小且不显著，可以认为我国经济增长引发的对货币的需求并没有促进货币供给量的增加。可见，当前我国的情形是，经济发展与货币供应量两者之间已经没有太多直接有效的联系，两者各自受到其他因素影响而独立增长。因此，试图用货币供给调节经济增长可能导致政策失效。同样，准备金率对广义货币的影响也非常微弱，许多研究认为这是由于准备金率未按存款流动性分类进行差别划分、央行对准备金付息、商业银行持有巨额超额准备金、基础货币被动投放的影响等因素的存在，导致了法定准备金率工具对货币供应量的调节作用弱化。而美元、日元量化宽松对我国货币供给的强劲溢出效应无需多言。金融债券对广义货币的影响则最为微弱，这可能是因为金融债券发行审批严格，数量有限，使银行通过扩大负债来扩大贷款规模的能力有限。以经营利差测度的银行经营行为能对货币供给量起到一定的效果，但影响也十分微弱。一般而言，较大的银行经营利差会激励银行吸收更多存款释放更多贷款，从而使货币供给量增加。关于经营利差缩小反而推进货币供给增加的一个可能解释是：近年来，由于银行吸收存款的成本基本固定，存贷款的收入会因为市场利差缩小而减少，这时银行可能会进一步扩大存贷款业务规模，以维持甚至增加既有的利润规模，从而使得广义货币的数量扩大。
通过全变量模型使得参数高估的现象得到纠正，但由于变量较多可能存在多重共线性，使得部分变量的参数不显著，故应用逐步回归的方式多次利用普通最小二乘法进行试验，依次将模型1至模型4中的变量添加为模型的解释变量，当变量在10%显著性水平下显著则保留，否则剔除，当所有变量试验完后得到所有变量参数显著的模型，再次将不显著变量逐个加入该所有变量参数均显著的模型中，若参数不显著则剔除。最终得到各个参数均显著的最优显著模型，即模型6。在最优模型中基础货币M1、日元M2、美元M2和金融债券的系数显著为正，基础货币M1、日元M2、美元M2和金融债券每增加1个百分点，广义货币将相应增加0.763、1.072、0.793和0.024个百分点；经济发展、准备金率和银行经营利差的系数显著为负，表明这三个变量每增加1个百分点，广义货币将相应减少0.022、0.111和0.108个百分点。
经济发展变量在模型5中符号为负，系数非常小，这与理论预期不相符。对此可能的解释是，货币供应量的快速增长将逐渐阻碍我国经济的发展，同时导致经济发展与货币供应量直接相关性程度低。背离主流货币理论的原因可能是金融资源扭曲错配使大量金融资源投向房地产、地方政府融资平台以及“两高一剩”等受限行业或领域，导致投资驱动经济增长的模式难以改善。这也是房地产调控大打折扣和平台债务不断累积的主要原因，客观上导致金融体系对战略性新兴产业、中小企业、“三农”等实体经济领域的支持力度不足。这样看来，调整资金配置，加强对实体经济的支持，防止金融资产因过度膨胀而诱发金融危机显得十分重要。
四、结论与政策建议
本文实证研究了经济发展、政府调控、大国货币和银行行为四类因素对我国广义货币供给的影响，实证结果表明：尽管单因素模型中经济发展、基础货币、准备金率、美元数量和银行经营利差对我国广义货币数量有显著的影响，但在综合各类因素后，经济发展、准备金率和银行经营利差对广义货币供给的影响力度变得较为微弱，只有基础货币、日元数量和美元数量的影响强而显著，联系到我国货币投放的方式，本文认为我国货币供给具有较强外生性，央行货币政策独立性受到影响。
基于上述实证结论，本文认为要控制我国货币供应和物价增长，应从以下方面入手。第一，停止以增加货币供应量、释放流动性的方式来刺激经济增长，矫正金融资源配置，控制房地产、地方政府融资平台以及“两高一剩”等行业或领域的金融资源流入量，改善以投资驱动经济增长的模式，增强金融体系对战略性新兴产业、中小企业、“三农”等实体经济领域的支持力度。调整资金配置，增加对实体经济的支持，防止金融资产因过度膨胀而诱发金融危机。
第二，注意平衡国际收支，鼓励资本输出和贸易进口，提高外汇冲销的有效性，减缓外汇占款的增加速度；改革当前被动投放的货币模式，采取公开市场操作在二级市场上买卖债券投放人民币的主动方式。
第三，鉴于准备金率难以对货币供应量产生实质有效的影响，加上货币供应量与经济发展关系弱化，试图通过释放流动性来刺激经济增长已不再是有效方法，央行的调控应转到调整金融系统资源配置的结构和方向上来，而非继续释放流动，否则可能带来资产价格泡沫和陷入流动性陷阱的风险。
第四，在我国资本管制逐渐放松、汇率制度还没有完全浮动的背景下，要防止国际短期资本的流动对我国国内金融市场的冲击，维持人民币的汇率稳定，调整我国国际收支格局和汇率浮动制度，控制大国货币对我国货币供给的溢出效应，增强我国央行货币政策的独立性。
第五，引导金融机构调整盈利业务结构，增加中间业务和表外业务等服务项目的盈利，抑制金融机构扩大存贷款规模、维持利润的冲动，减少由于银行逐利行为导致的货币供应量过快增长。
（注：基金项目：海南省自然科学基金资助项目（712142）；海南大学青年基金项目（qnjj1139）。）
【参考文献】
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【关键词】通货紧缩；货币理论；有效需求；价格粘性
一、古典的通货紧缩理论
（一）DavidHume价格粘性论
古典的通货紧缩理论始于DavidHume，DavidHume也是第一位分析金本位制和固定汇率制国家通货紧缩的古典学派经济学家。Hume认为，只要作为货币的黄金存量的增长与对其的实际需求增长保持一致，通货紧缩是一种会迅速自我纠正的现象，它是通过国际收支以货币扩张的形式实现这一纠正过程的。
（二）PehrNiclasChristiernin的价格与工资粘性论
瑞典乌普萨拉大学的经济学讲师PehrNiclasChristiernin是第一位研究纸币位制和浮动汇率国家通货紧缩问题的古典学派学者。Christiernin对Hume的价格粘性分析还进行了创新，认为由于价格与工资粘性（工资粘性更大），货币紧缩在降低货币工资与价格前首先使实际工资成本上升，实际利润降低、实际支出减少、，经济活动性趋弱。
（三）HenryThornton的冲击因素论
HenryThornton是伦敦银行家，也是英国国会议员，同时也是19世纪在货币理论方面最有名的两本书的作者之一。Thornton对通货紧缩的观点包括：通过紧缩货币来扭转货币过渡发行引起的价格水平上升，但绝不可以通过紧缩货币纠正冲击因素对国际收支的冲击，冲击性通货紧缩会通过货币需求、货币工资粘性、生产效率和资源有效配置率的降低等途径使实体经济活动性和实际产出降低并对国际贸易均衡产生广泛影响，这种情况下的通货紧缩是不需要的，因为冲击因素是暂时的，国际收支会自我纠正。
（四）DavidRicardo的通货紧缩理论
作为古典货币理论学家之一，DavidRicardo认为货币和价格水平变化对短期和长期的经济总量没有影响。Ricardo对通货紧缩的研究建立在黄金市场价格与法定价格应相等这一政策规则的基础上。他认为，套汇恢复兑换后允许两种价格有所差别，但差别不能过大。差别过大时，可通过把法定价格提高到当时的市场价格来消除差距，而不是把市场价格降低到原来的法定价格。他也建议通过渐进的通货紧缩措施，以避免政策失误使通货紧缩加剧的可能。
（五）ThomasAttwood的通货紧缩理论
伯明翰银行家ThomasAttwood是一位古典的、激进的反通货紧缩论者。他不赞同Ricardo的建议，包括渐进式措施和货币贬值措施来稳定黄金市场。受经济萧条打击的Attwood反对稳定价格目标而提倡充分就业的目标。Attwood认为充分就业是首要的政策目标，一旦达到充分就业目标，当局就应允许价格上升到可容忍范围。Attwood提出的政策选择包括：一是用扩张性的政策，二是宁愿放弃金本位及与之相适应的固定汇率。
（六）RobertTorrens的关税论
早在1812年，Torrens就提出提高国内关税来防止通货紧缩，他也承认这种贸易限制会牺牲国际专业化优势和劳动分工，但认为避免通货紧缩的代价相对于自由贸易利益损失而言，避免通货紧缩更重要。
二、20世纪20年代后的通货紧缩理论
（一）古典学派的财富效应理论
以庇古为代表的古典学派认为：经济体系中出现通货紧缩的原因是受到不利需求的冲击，总需求的减少会造成价格总水平的下降。因此也不需要政府进行干预。
（二）凯恩斯的有效需求不足论
最早联系到货币政策来讨论通货紧缩问题是凯恩斯。凯恩斯在1923年发表的《货币政策的可选择目标》一文中系统的评析了两种政策选择的利弊得失，并主张后者，反对恢复金本位。凯恩斯的通货紧缩理论忽略了时间因素和金融市场的作用，这是其局限所在。
（三）奥地利学派的货币扩张论
以米塞斯和哈耶克为主的学者阐述了奥地利学派的经济周期理论。米塞斯在其1912年《货币与信用理论》中提出了奥地利学派的最初理论框架。该理论把经济周期归结为货币扩张造成过度投资。奥地利学派认为货币扩张通过引起生产结构失调派生了通货紧缩。
（四）费雪的“债务—通货紧缩”理论
费雪的债务—通货紧缩理论提出之初，并未引起重视，而且被随后出现的“凯恩斯革命”所淹没，几乎被经济学界遗忘了半个世纪，上世纪80年代开始以B.Bernankle为代表的经济学家将这一理论与信息经济学研究成果相结合，重新解释大萧条的产生与发展，进一步分析了一般的经济危机和金融危机。以费雪理论为基础的一系列通货紧缩理论过分强调企业净值或自有资本对企业融资的影响，而忽略了发达的金融市场对经济运行的重要作用。
（五）弗里德曼的货币数量论
在各种以通货紧缩为研究对象的经济理论中，最早的完整理论应属纯货币数量学说。
弗里德曼是纯货币论者之一，弗里德曼重新表述了货币供给变化对经济产生影响的传导机制：人们所拥有的所有财富在各种资产之间的分配状况取决于各资产的相对收益率。弗里德曼表述的货币数量论中包含货币紧缩导致价格下降传导机制的说明：货币紧缩使货币的边际收益率上升，人们会将实物资产和金融资产转换成货币资产。
三、20世纪90年代的通货紧缩理论
（一）莱德勒的货币供求论
美国著名的经济学家戴维·莱德勒是货币主义代表人物之一，认为通货紧缩是物价下降和货币升值的过程，既是一种周期性的经济波动现象，又是货币供求之间相互作用的结果。莱德勒指出，价格水平不仅受货币供应量的影响，也受实体经济因素的影响，而且价格水平也对货币供应量会有影响，因此分析通货紧缩需考虑实体经济因素。
（二）A·加利·西林等的结构论。
A·加利·西林作为一个久负盛名的美国战略投资家。加利·西林、泼特尔的实体经济因素理论没有重视通货紧缩的短期分析，既忽视了货币金融因素的影响，也忽视了实体经济因素中结构性因素的作用，因此对通货紧缩的解释具有片面性。
（三）PaulKrugman的激进的货币政策论
美国著名经济学家保罗·克鲁格曼以研究货币金融理论在国际上享有盛名。克鲁格曼认为，为了治理通货紧缩，货币政策的首要任务就是打破这种“预期陷阱”，使公众产生通货紧膨胀的预期，为此中央银行必须公布一个长期的通货膨胀率的目标，使社会公众相信中央银行允许和鼓励一定的通货膨胀。
西方通货紧缩理论产生是基于各国各个时期特定的资本主义市场经济背景，这些理论对解释和研究西方各国不同时期通货紧缩有其指导意义，在整体上研究和把握西方的通货紧缩理论，借以研究研究我国面临经济问题，构建有中国特色的社会主义的通货紧缩理论，以推动和指导我国经济较快走出通货紧缩的困境，实现经济的持续、健康、快速发展。
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