因为中国财政政策对不同地区的经济具有不亚于货币政策的影响，故而本文在构建VAR模型的时候，同时采用了货币政策、财政政策、区域经济和区域物价水平等四个变量进行分析；并将样本区间设定为1979-2010年。在变量选取上，可以从金融机构贷款额、M0、M1、M2、拆借利率等货币政策工具中选取适合中国的货币政策变量。基于中国货币政策的实践经验以及数据的可得性，选取M1为货币政策变量。由于M1数据从1990年才开始公布，故而1979年至1989年的相关数据由M0代替。财政政策变量用中央政府财政支出增长率数据表示，并利用HP滤波处理之后得到的周期（Cycle）部分代替。由于货币、财政政策的目标为经济增长和物价稳定，所以用全国GDP和商品价格指数以及各省市GDP和商品价格指数作为货币、财政政策的最终目标变量。考虑到数据的可得性，选取1979-2010年的全国GDP、CPI、商品价格指数及M1、中央政府财政支出、人口数等全国年度数据；选取各省区的GDP商品价格指数、人口数等地区年度数据。GDP等样本数据来自《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》、中经网统计数据库。对相关变量进行如下处理：首先，利用1978年为基年的定基比商品价格指数作为物价指数，将M1、省区GDP、中央政府财政支出变换为实际值。其中对区域GDP数据取自然对数并求一阶差分，以得到平稳序列。为了剔除因人口增长快慢而扭曲的货币政策对区域经济的影响，以各省区的人均GDP作为区域经济变量数据2。其次，与大部分研究直接得到各省区物价指数的平均值不同，我们以各个地区的实际生产总值占四大地区的实际国内生产总值总和的比重为权重，计算得到加权平均后的各省市商品价格指数（以商品价格指数1978=100为基准来求实际值）。这一做法提高了物价指数的精确度。最后，对各变量的实际值进行平稳化处理。
二、平稳性和协整检验及格兰杰因果关系
（一）平稳性检验
利用VAR模型做格兰杰（Granger）因果检验以及脉冲响应分析需满足序列平稳性条件，故利用ADF单位根分析检验各序列的平稳性。的单位根检验表明，财政政策变量（CZ）、货币政策变量、四大地区物价变量（SI_PR_DONG、SI_PR_DONGBEI、SI_PR_ZHONG、SI_PR_XI）、以及四大地区产出变量（SI_GR_DONG、SI_GR_DONGBEI、SI_GR_ZHONG、SI_GR_XI）取自然对数后的一阶差分值满足平稳性条件，且是一阶单整的
（二）协整检验
结合单位根检验和各个变量的图示，确定协整分析的常数项和时间趋势项；并利用AIC或SC最小准则确定最佳滞后阶数，对各变量进行协整分析。说明，经过对数变换后的地区人均GDP（LNGDP）、物价水平、货币和财政变量间只存在一个协整关系。因此初步判断货币、财政政策与产出和物价之间存在长期的稳定关系。
三、VAR模型及脉冲响应函数分析
（一）VAR模型估计结果
对实证模型的选择，近似主题的文献较多采用VAR、SVAR、VECM等模型做实证分析。虽然这些计量模型均无法准确捕捉改革开放后30年中的区域经济结构与宏观经济政策工具的变迁4，但考虑到研究的可行性以及参照同类文献的做法有利于比较，故本文仍采用VAR模型做实证分析5。利用VAR（k）模型对货币量（M1）、财政支出（CZ）分别与东部、东北部、中部、西部等不同区域的人均GDP及价格指数进行分析。东部、东北部、中部、西部的不同k值采用AIC或SC最小原则确定，分别为3、1、1、1。表4货币量（M1）、财政支出（CZ）与四大区域产出及价格VAR模型估计结果注：估计结果下方的R-Squared值是单个方程的拟合优度。对货币量（M1）、财政支出（CZ）与东部人均GDP（SI_GR_DONG）、价格指数（SI_PR_DONG）四个变量之间的VAR（3）模型估计结果表明，前二个方程拟合优度稍小为0.72，后两个方程的拟合优度均在0.8以上，表明模型能较好解释变量之间的关系。因此本文主要考虑后两个方程的估计结果。货币量（M1）、财政支出（CZ）与东北部人均GDP（SI_GR_DONGBEI）、价格指数（SI_PR_DONGBEI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.73之外，其他三个方程的拟合优度均在0.5以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。为了分析完整性，对东北、中部以及西部区域也进行脉冲响应分析。货币量（M1）、财政支出（CZ）与中部人均GDP（SI_GR_ZHONG）、价格指数（SI_PR_ZHONG）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.63之外，其他三个方程的拟合优度均在0.37以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。货币量（M1）、财政支出（CZ）与西部人均GDP（SI_GR_XI）、价格指数（SI_PR_XI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个个方程拟合优度为0.65之外，其他三个方程的拟合优度均在0.33以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。不过，VAR模型相对不那么在意拟合度和系数的显著性问题。下面采用脉冲响应函数来描述货币政策与财政政策的冲击，对各区域人均GDP和加权平均的商品零售价格指数造成的动态影响
（二）脉冲响应函数及累计脉冲响应函数的分析结果
在各VAR模型中，分别考虑狭义货币供应量（M1）及中央财政支出（CZ）变动在未来10年内对东部、东北部、中部、西部等4大区域人均GDP实际值、关于货币政策区域经济效应，东部、东北部、中部、西部四大区域在经历货币政策冲击之后，在第一年达到最大响应值，分别为0.020272、0.014757、0.014913、0.001565。从大小来看，“东部中部东北部西部”。从区域经济效应累计值来看，货币政策冲击产生后，东部、东北部、中部区域在第二年达到最大累计响应值，而西部则第一年已达到最大累计响应值，分别为0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累计响应值大小来排序，也得到了“东部中部东北部西部”的类似排序。可见，货币政策区域效应的地区差异性并未随时间而有大的变化。另外，中国货币政策对西部区域几乎不产生影响。这点和Granger因果检验的结果是吻合的。关于货币政策区域物价效应，之前的Granger因果分析表明，在1%显著水平下，M1与中国各个区域的物价之间具有双向因果关系。而从脉冲响应分析结果来看，四大区域均在第二年达到响应峰值，分别为2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按响应大小来排序，为“东部东北部中部西部”。虽然货币政策区域价格效应也存在地区差异性效应，但是其区域价格效应差异远远小于区域经济效应。从上述脉冲响应分析结果可见，中国货币政策主要影响东部区域的经济和物价水平，其次为东北和中部区域，对西部区域的影响比较小。有意思的是，中国财政政策区域经济效应的大小排序恰好相反，为“西部中部东北东部”。并且财政政策达到响应峰值时间也属西部是最快的。不仅如此，财政政策累计效应也得到了“西部中部东北东部”的同样结果。可见与货币政策类似，财政政策区域经济效应的地区差异性也未随时间而起大的变化。综合来看，上述关于货币政策、财政政策区域经济效应的地区差异性结果，为我们构建合理的且相互补充的财政、货币政策组合提供了许多的可能性。这一结论和格兰杰检验结果具有相互印证性6。关于货币政策的时差，在整个区域货币政策实施第一年达到效应峰值，除了西部区域之外，第二年累计效应达到峰值，第三年开始起效应变为负。财政政策效应在西部第一年、在中部第二年、在东北第三年、在东部第四年达到效应峰值。不难发现，虽然从财政政策效应的大小来看，西部区域效果最明显，但其效果保持的时间较短。这可能与中西部区域支柱产业不足、区域竞争优势较低、区域产业单一等原因有关；财政政策实施初期主要投入在基础实施建设上，因而实行初期效果较明显，但因缺乏强有力的产业支撑，其后续拉动经济的作用有限，导致了其效果保持的时间较短。因此，截至目前，通过财政政策尚无法充分弥补因货币政策实施所导致的区域经济差距。有效发挥财政和货币政策组合的效力，可能需要更为有力的产业政策的配合。
四、结论
因为中国财政政策对不同地区的经济具有不亚于货币政策的影响，故而本文在构建VAR模型的时候，同时采用了货币政策、财政政策、区域经济和区域物价水平等四个变量进行分析；并将样本区间设定为1979-2010年。在变量选取上，可以从金融机构贷款额、M0、M1、M2、拆借利率等货币政策工具中选取适合中国的货币政策变量。基于中国货币政策的实践经验以及数据的可得性，选取M1为货币政策变量。由于M1数据从1990年才开始公布，故而1979年至1989年的相关数据由M0代替。财政政策变量用中央政府财政支出增长率数据表示，并利用HP滤波处理之后得到的周期（Cycle）部分代替。由于货币、财政政策的目标为经济增长和物价稳定，所以用全国GDP和商品价格指数以及各省市GDP和商品价格指数作为货币、财政政策的最终目标变量。考虑到数据的可得性，选取1979-2010年的全国GDP、CPI、商品价格指数及M1、中央政府财政支出、人口数等全国年度数据；选取各省区的GDP商品价格指数、人口数等地区年度数据。GDP等样本数据来自《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》、中经网统计数据库。对相关变量进行如下处理：首先，利用1978年为基年的定基比商品价格指数作为物价指数，将M1、省区GDP、中央政府财政支出变换为实际值。其中对区域GDP数据取自然对数并求一阶差分，以得到平稳序列。为了剔除因人口增长快慢而扭曲的货币政策对区域经济的影响，以各省区的人均GDP作为区域经济变量数据2。其次，与大部分研究直接得到各省区物价指数的平均值不同，我们以各个地区的实际生产总值占四大地区的实际国内生产总值总和的比重为权重，计算得到加权平均后的各省市商品价格指数（以商品价格指数1978=100为基准来求实际值）。这一做法提高了物价指数的精确度。最后，对各变量的实际值进行平稳化处理。
二、平稳性和协整检验及格兰杰因果关系
（一）平稳性检验
利用VAR模型做格兰杰（Granger）因果检验以及脉冲响应分析需满足序列平稳性条件，故利用ADF单位根分析检验各序列的平稳性。的单位根检验表明，财政政策变量（CZ）、货币政策变量、四大地区物价变量（SI_PR_DONG、SI_PR_DONGBEI、SI_PR_ZHONG、SI_PR_XI）、以及四大地区产出变量（SI_GR_DONG、SI_GR_DONGBEI、SI_GR_ZHONG、SI_GR_XI）取自然对数后的一阶差分值满足平稳性条件，且是一阶单整的
（二）协整检验
结合单位根检验和各个变量的图示，确定协整分析的常数项和时间趋势项；并利用AIC或SC最小准则确定最佳滞后阶数，对各变量进行协整分析。说明，经过对数变换后的地区人均GDP（LNGDP）、物价水平、货币和财政变量间只存在一个协整关系。因此初步判断货币、财政政策与产出和物价之间存在长期的稳定关系。
三、VAR模型及脉冲响应函数分析
（一）VAR模型估计结果
对实证模型的选择，近似主题的文献较多采用VAR、SVAR、VECM等模型做实证分析。虽然这些计量模型均无法准确捕捉改革开放后30年中的区域经济结构与宏观经济政策工具的变迁4，但考虑到研究的可行性以及参照同类文献的做法有利于比较，故本文仍采用VAR模型做实证分析5。利用VAR（k）模型对货币量（M1）、财政支出（CZ）分别与东部、东北部、中部、西部等不同区域的人均GDP及价格指数进行分析。东部、东北部、中部、西部的不同k值采用AIC或SC最小原则确定，分别为3、1、1、1。表4货币量（M1）、财政支出（CZ）与四大区域产出及价格VAR模型估计结果注：估计结果下方的R-Squared值是单个方程的拟合优度。对货币量（M1）、财政支出（CZ）与东部人均GDP（SI_GR_DONG）、价格指数（SI_PR_DONG）四个变量之间的VAR（3）模型估计结果表明，前二个方程拟合优度稍小为0.72，后两个方程的拟合优度均在0.8以上，表明模型能较好解释变量之间的关系。因此本文主要考虑后两个方程的估计结果。货币量（M1）、财政支出（CZ）与东北部人均GDP（SI_GR_DONGBEI）、价格指数（SI_PR_DONGBEI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.73之外，其他三个方程的拟合优度均在0.5以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。为了分析完整性，对东北、中部以及西部区域也进行脉冲响应分析。货币量（M1）、财政支出（CZ）与中部人均GDP（SI_GR_ZHONG）、价格指数（SI_PR_ZHONG）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.63之外，其他三个方程的拟合优度均在0.37以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。货币量（M1）、财政支出（CZ）与西部人均GDP（SI_GR_XI）、价格指数（SI_PR_XI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个个方程拟合优度为0.65之外，其他三个方程的拟合优度均在0.33以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。不过，VAR模型相对不那么在意拟合度和系数的显著性问题。下面采用脉冲响应函数来描述货币政策与财政政策的冲击，对各区域人均GDP和加权平均的商品零售价格指数造成的动态影响
（二）脉冲响应函数及累计脉冲响应函数的分析结果
在各VAR模型中，分别考虑狭义货币供应量（M1）及中央财政支出（CZ）变动在未来10年内对东部、东北部、中部、西部等4大区域人均GDP实际值、关于货币政策区域经济效应，东部、东北部、中部、西部四大区域在经历货币政策冲击之后，在第一年达到最大响应值，分别为0.020272、0.014757、0.014913、0.001565。从大小来看，“东部中部东北部西部”。从区域经济效应累计值来看，货币政策冲击产生后，东部、东北部、中部区域在第二年达到最大累计响应值，而西部则第一年已达到最大累计响应值，分别为0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累计响应值大小来排序，也得到了“东部中部东北部西部”的类似排序。可见，货币政策区域效应的地区差异性并未随时间而有大的变化。另外，中国货币政策对西部区域几乎不产生影响。这点和Granger因果检验的结果是吻合的。关于货币政策区域物价效应，之前的Granger因果分析表明，在1%显著水平下，M1与中国各个区域的物价之间具有双向因果关系。而从脉冲响应分析结果来看，四大区域均在第二年达到响应峰值，分别为2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按响应大小来排序，为“东部东北部中部西部”。虽然货币政策区域价格效应也存在地区差异性效应，但是其区域价格效应差异远远小于区域经济效应。从上述脉冲响应分析结果可见，中国货币政策主要影响东部区域的经济和物价水平，其次为东北和中部区域，对西部区域的影响比较小。有意思的是，中国财政政策区域经济效应的大小排序恰好相反，为“西部中部东北东部”。并且财政政策达到响应峰值时间也属西部是最快的。不仅如此，财政政策累计效应也得到了“西部中部东北东部”的同样结果。可见与货币政策类似，财政政策区域经济效应的地区差异性也未随时间而起大的变化。综合来看，上述关于货币政策、财政政策区域经济效应的地区差异性结果，为我们构建合理的且相互补充的财政、货币政策组合提供了许多的可能性。这一结论和格兰杰检验结果具有相互印证性6。关于货币政策的时差，在整个区域货币政策实施第一年达到效应峰值，除了西部区域之外，第二年累计效应达到峰值，第三年开始起效应变为负。财政政策效应在西部第一年、在中部第二年、在东北第三年、在东部第四年达到效应峰值。不难发现，虽然从财政政策效应的大小来看，西部区域效果最明显，但其效果保持的时间较短。这可能与中西部区域支柱产业不足、区域竞争优势较低、区域产业单一等原因有关；财政政策实施初期主要投入在基础实施建设上，因而实行初期效果较明显，但因缺乏强有力的产业支撑，其后续拉动经济的作用有限，导致了其效果保持的时间较短。因此，截至目前，通过财政政策尚无法充分弥补因货币政策实施所导致的区域经济差距。有效发挥财政和货币政策组合的效力，可能需要更为有力的产业政策的配合。
四、结论
因为中国财政政策对不同地区的经济具有不亚于货币政策的影响，故而本文在构建VAR模型的时候，同时采用了货币政策、财政政策、区域经济和区域物价水平等四个变量进行分析；并将样本区间设定为1979-2010年。在变量选取上，可以从金融机构贷款额、M0、M1、M2、拆借利率等货币政策工具中选取适合中国的货币政策变量。基于中国货币政策的实践经验以及数据的可得性，选取M1为货币政策变量。由于M1数据从1990年才开始公布，故而1979年至1989年的相关数据由M0代替。财政政策变量用中央政府财政支出增长率数据表示，并利用HP滤波处理之后得到的周期（Cycle）部分代替。由于货币、财政政策的目标为经济增长和物价稳定，所以用全国GDP和商品价格指数以及各省市GDP和商品价格指数作为货币、财政政策的最终目标变量。考虑到数据的可得性，选取1979-2010年的全国GDP、CPI、商品价格指数及M1、中央政府财政支出、人口数等全国年度数据；选取各省区的GDP商品价格指数、人口数等地区年度数据。GDP等样本数据来自《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》、中经网统计数据库。对相关变量进行如下处理：首先，利用1978年为基年的定基比商品价格指数作为物价指数，将M1、省区GDP、中央政府财政支出变换为实际值。其中对区域GDP数据取自然对数并求一阶差分，以得到平稳序列。为了剔除因人口增长快慢而扭曲的货币政策对区域经济的影响，以各省区的人均GDP作为区域经济变量数据2。其次，与大部分研究直接得到各省区物价指数的平均值不同，我们以各个地区的实际生产总值占四大地区的实际国内生产总值总和的比重为权重，计算得到加权平均后的各省市商品价格指数（以商品价格指数1978=100为基准来求实际值）。这一做法提高了物价指数的精确度。最后，对各变量的实际值进行平稳化处理。
二、平稳性和协整检验及格兰杰因果关系
（一）平稳性检验
利用VAR模型做格兰杰（Granger）因果检验以及脉冲响应分析需满足序列平稳性条件，故利用ADF单位根分析检验各序列的平稳性。的单位根检验表明，财政政策变量（CZ）、货币政策变量、四大地区物价变量（SI_PR_DONG、SI_PR_DONGBEI、SI_PR_ZHONG、SI_PR_XI）、以及四大地区产出变量（SI_GR_DONG、SI_GR_DONGBEI、SI_GR_ZHONG、SI_GR_XI）取自然对数后的一阶差分值满足平稳性条件，且是一阶单整的
（二）协整检验
结合单位根检验和各个变量的图示，确定协整分析的常数项和时间趋势项；并利用AIC或SC最小准则确定最佳滞后阶数，对各变量进行协整分析。说明，经过对数变换后的地区人均GDP（LNGDP）、物价水平、货币和财量间只存在一个协整关系。因此初步判断货币、财政政策与产出和物价之间存在长期的稳定关系。
三、VAR模型及脉冲响应函数分析
（一）VAR模型估计结果
对实证模型的选择，近似主题的文献较多采用VAR、SVAR、VECM等模型做实证分析。虽然这些计量模型均无法准确捕捉改革开放后30年中的区域经济结构与宏观经济政策工具的变迁4，但考虑到研究的可行性以及参照同类文献的做法有利于比较，故本文仍采用VAR模型做实证分析5。利用VAR（k）模型对货币量（M1）、财政支出（CZ）分别与东部、东北部、中部、西部等不同区域的人均GDP及价格指数进行分析。东部、东北部、中部、西部的不同k值采用AIC或SC最小原则确定，分别为3、1、1、1。表4货币量（M1）、财政支出（CZ）与四大区域产出及价格VAR模型估计结果注：估计结果下方的R-Squared值是单个方程的拟合优度。对货币量（M1）、财政支出（CZ）与东部人均GDP（SI_GR_DONG）、价格指数（SI_PR_DONG）四个变量之间的VAR（3）模型估计结果表明，前二个方程拟合优度稍小为0.72，后两个方程的拟合优度均在0.8以上，表明模型能较好解释变量之间的关系。因此本文主要考虑后两个方程的估计结果。货币量（M1）、财政支出（CZ）与东北部人均GDP（SI_GR_DONGBEI）、价格指数（SI_PR_DONGBEI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.73之外，其他三个方程的拟合优度均在0.5以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。为了分析完整性，对东北、中部以及西部区域也进行脉冲响应分析。货币量（M1）、财政支出（CZ）与中部人均GDP（SI_GR_ZHONG）、价格指数（SI_PR_ZHONG）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.63之外，其他三个方程的拟合优度均在0.37以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。货币量（M1）、财政支出（CZ）与西部人均GDP（SI_GR_XI）、价格指数（SI_PR_XI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个个方程拟合优度为0.65之外，其他三个方程的拟合优度均在0.33以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。不过，VAR模型相对不那么在意拟合度和系数的显著性问题。下面采用脉冲响应函数来描述货币政策与财政政策的冲击，对各区域人均GDP和加权平均的商品零售价格指数造成的动态影响
（二）脉冲响应函数及累计脉冲响应函数的分析结果
在各VAR模型中，分别考虑狭义货币供应量（M1）及中央财政支出（CZ）变动在未来10年内对东部、东北部、中部、西部等4大区域人均GDP实际值、关于货币政策区域经济效应，东部、东北部、中部、西部四大区域在经历货币政策冲击之后，在第一年达到最大响应值，分别为0.020272、0.014757、0.014913、0.001565。从大小来看，“东部>中部>东北部>西部”。从区域经济效应累计值来看，货币政策冲击产生后，东部、东北部、中部区域在第二年达到最大累计响应值，而西部则第一年已达到最大累计响应值，分别为0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累计响应值大小来排序，也得到了“东部>中部>东北部>西部”的类似排序。可见，货币政策区域效应的地区差异性并未随时间而有大的变化。另外，中国货币政策对西部区域几乎不产生影响。这点和Granger因果检验的结果是吻合的。关于货币政策区域物价效应，之前的Granger因果分析表明，在1%显著水平下，M1与中国各个区域的物价之间具有双向因果关系。而从脉冲响应分析结果来看，四大区域均在第二年达到响应峰值，分别为2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按响应大小来排序，为“东部>东北部>中部>西部”。虽然货币政策区域价格效应也存在地区差异性效应，但是其区域价格效应差异远远小于区域经济效应。从上述脉冲响应分析结果可见，中国货币政策主要影响东部区域的经济和物价水平，其次为东北和中部区域，对西部区域的影响比较小。有意思的是，中国财政政策区域经济效应的大小排序恰好相反，为“西部>中部>东北>东部”。并且财政政策达到响应峰值时间也属西部是最快的。不仅如此，财政政策累计效应也得到了“西部>中部>东北>东部”的同样结果。可见与货币政策类似，财政政策区域经济效应的地区差异性也未随时间而起大的变化。综合来看，上述关于货币政策、财政政策区域经济效应的地区差异性结果，为我们构建合理的且相互补充的财政、货币政策组合提供了许多的可能性。这一结论和格兰杰检验结果具有相互印证性6。关于货币政策的时差，在整个区域货币政策实施第一年达到效应峰值，除了西部区域之外，第二年累计效应达到峰值，第三年开始起效应变为负。财政政策效应在西部第一年、在中部第二年、在东北第三年、在东部第四年达到效应峰值。不难发现，虽然从财政政策效应的大小来看，西部区域效果最明显，但其效果保持的时间较短。这可能与中西部区域支柱产业不足、区域竞争优势较低、区域产业单一等原因有关；财政政策实施初期主要投入在基础实施建设上，因而实行初期效果较明显，但因缺乏强有力的产业支撑，其后续拉动经济的作用有限，导致了其效果保持的时间较短。因此，截至目前，通过财政政策尚无法充分弥补因货币政策实施所导致的区域经济差距。有效发挥财政和货币政策组合的效力，可能需要更为有力的产业政策的配合。
四、结论
近年来，新凯恩斯菲利普斯曲线（NKPC）已经成为分析通货膨胀动态的主要工具。Taylor(1980)[12]和Calvo(1983)[13]首先在交错价格调整模型的基础上，构建了用以描述通货膨胀动态的新凯恩斯菲利普斯曲线。虽然新凯恩斯曲线具有良好的微观基础，但该模型是纯前瞻性模型，并不包含后顾性成分，无法反映通货膨胀持久性问题。因此，本文选择Wood-ford(2003)[14]提出的包含内在通货膨胀持久性的模型作为研究的基本模型。该模型在Calvo(1983)交错价格调整模型的基础上进行修正，允许再定价过程中对上期价格进行部分的指数化，将通货膨胀持久性引入到模型中来。Woodford(2003)表明在理性预期的假设前提下，菲利普斯曲线可以表示为如下的形式。式（3）中，λ≥0为产出缺口所占权重，反映了货币当局对产出缺口的重视程度。式（3）在形式上同传统分析中经常使用的福利函数非常类似。不同的是，它具有明确的微观基础。Woodford(2003)等证明，这个福利标准来自于对基于家庭效用的福利函数的二次近似。货币当局通过控制名义利率使得上述损失函数达到最小。货币政策的动态优化问题就可以表示为：在行为方程（式2）的约束下，选择货币政策工具的路径以最小化货币当局的损失函数。
二、通货膨胀持久性的不确定性与最优货币政策之间的关系
本文在相机抉择的背景下研究通货膨胀持久性问题。相机抉择的货币政策不进行任何承诺，货币当局很难精确地操控人们的预期，所以在解决最优化问题的时候，将个人部门的预期看做是给定的。由于不存在内生的状态变量，所以动态最优货币政策问题可以简单化为静态最优化问题。每一期中央银行选择πt和xt来最小化如下的当期损失函数。下面考虑通货膨胀持久性的估计误差参数δ三种不同的取值情况。第一种情况，δ=0，即ρ̑=ρ，货币当局准确地估计通货膨胀持久性程度。此时相机抉择下货币政策最优解简化为完美的马尔可夫均衡。第二种情况，δ>0，即ρ̑>ρ，货币当局高估通货膨胀持久性程度。这意味着通货膨胀与产出缺口权衡恶化，货币当局为了使通货膨胀返回其均衡水平需要付出更大的产出成本。第三种情况，δ<0，即ρ̑<ρ，货币当局低估通货膨胀持久性程度。这表明通货膨胀与产出缺口权衡改善（相对于前两种情况），通货膨胀波动降低。为了更加清晰地展现上述的分析结果，接下来考察通货膨胀与产出缺口的非条件方差，方差可以表示为。通过以上分析，一个问题自然产生。当货币当局错误感知通货膨胀持久性程度，应该如何降低通货膨胀波动。当ρ̑=ρ时，马尔可夫均衡解表明相机抉择的最优货币政策对于稳定通货膨胀的作用较小，而对于稳定产出的作用较大。原因是货币当局不能对未来货币政策做出可信的承诺，进而不能稳定通货预期以及通货膨胀。因此，低估通货膨胀持久性情况下，更加激进的货币政策行为将具有承诺的特性。换句话说，低估通货膨胀持久性情况下，更加激进的货币政策行为将弥补通货膨胀持久性所造成的负面影响。事实上，即使存在通货膨胀持久性，货币当局依然假定通货膨胀持久性为0。此时不存在滞后通货膨胀的影响，通货膨胀的波动性最小。
三、结论
1.两者调节的领域存在差异性货币政策的调节领域主要集中于经济领域，而相比于货币政策，财政政策的调节领域更为宽泛，不仅局限于经济领域，还涉及社会发展的非经济领域。具体地说，货币政策是通过改变货币供应量来影响国民经济，货币供应量的改变主要发生于流通环节，对流通环节的调控主要集中于市场经济领域，在这一系列的连锁反馈过程中，货币政策要发挥其功能需要商业银行的配合和传导，因此受金融系统边界的制约，由此可见这种政策的调节领域比较有限。财政政策主要发生于国民收入的分配再分配环节，通过财政收入和支出的变动涉及社会稳定各个方面的实现，特别是在缩小收入差距，推动科教文卫事业的发展等领域，具有货币政策无法比拟的优势。
2.两者调节的作用机制存在差异性财政政策更关注经济公平，货币政策更体现经济效率。这是因为，尽管财政政策与货币政策调控的都是货币资金，但其资金的性质明显不同。货币政策调控的资金为借贷资金，具有明显的偿还性，其资金使用效益的提高会使经济的运行更富有效率;相比之下，财政政策的货币资金较具有无偿性。通过资金的无偿占有和使用，调节不同人群、不同地区、不同行业之间的利益分配关系，实现社会的公平。
3.两者调节的时滞存在差异性从政策制定角度来看，财政政策的制定时滞较长，而货币政策的制定时滞较短。政府制定和修订财政政策要经过立法机关审议和批准，有一整套极其严格的程序，不允许随意变动年初的财政预算，因此往往需要较长的周期。货币政策的制定和修订由中央银行决定，中央银行具有一定的独立性，所以政策的变动时滞较短。从政策执行角度来看，货币政策时滞较长，财政政策时滞较短。货币政策的实施要有传导渠道承载，无论通过利率渠道传导还是通过信贷渠道传导，都需要较长的传导链条，因而货币政策部分乃至全部效力的发挥要有较长的时间分布间隔。财政政策一般通过政府直接安排收支，且政策实施具有某种强制性，其达到的效果也较易在短时间内显现。
4.两者调节的方式存在差异性尽管市场经济的宏观调控体系以间接调控为基本特点，但财政政策能够由政府直接调节和控制来实现，因而更具有直接性，特别是在调节经济结构领域，通过财政支出的增减变动和税率的大小变化，可以直接作用于投资和消费的结构与规模。相比较而言，货币政策的间接性较强。政策的实施不仅需要畅通的传导路径为依托，还需要商业银行的紧密配合，且政策效应的发挥还受到企业管理经营机制的市场化程度以及居民的消费意愿等因素的制约。综上所述，财政政策和货币政策既具有一致性也存在差异性，表明二者之间密切相关，在宏观调控中不可替代和相互补充。因此在实践中，只有根据自身特点将两者有效结合在一起，才能更容易和准确地达到国家宏观调控的目标。
二、财政与货币政策搭配的理论综述
1.封闭经济条件下IS－LM模型IS－LM模型是由JohnRichardHicks和AlvinHansen(1937)在凯恩斯宏观经济理论基础上得出的一个经济分析模型，用于反映产品市场和货币市场同时均衡的条件下，国民收入和利率的关系，该模型广泛应用于财政与货币政策研究。IS曲线用来描述产品市场均衡，根据封闭经济国民收入等式:Y=C+I+G可以获得关于收入和利率关系的向右下方倾斜的IS曲线。LM曲线用来描述货币市场均衡，根据等式M/P=L1(r)+L2(y)可以获得关于收入和利率关系的向右上方倾斜的LM曲线。IS与LM曲线的交点意味着产品市场和货币市场同时均衡时的利率和收入水平。然而这一均衡并不是充分就业时的均衡，因此需要财政与货币政策进行调节，其中财政政策改变IS曲线的位置，货币政策改变LM曲线的位置，通过IS和LM曲线位置的变化，实现充分就业下的均衡状态。伴随着IS－LM模型的诞生，经济学家对它的批评和指责就不绝于耳。例如，模型的创始人J.R.Hicks就公开表达了对该模型的不满:IS曲线表示的是流量均衡关系，而LM曲线表示的是存量均衡关系。若要产品市场和货币市场在一年中同时达到均衡，则在整个过程中货币的供给必须与需求保持相等，这只有在不确定的预期每天都正确的情况下实现，这显然不可能。A.Leijonhufvud的批评指出:IS－LM模型的一个假设是两种市场的均衡相互独立，一条曲线的变动不会引起另一条曲线的变动，这种假设不正确，IS和LM应该是相互依存的关系。尽管各种对IS－LM模型的批评不无道理，但并没有因此撼动该模型在现代宏观经济学的重要地位。无论是后来的货币学派、理性预期学派还是供给学派，其理论都没有取代正统的IS－LM模型，反而被纳入该模型，丰富和拓展了该模型。因而无论从理论还是实践上都证明IS－LM模型的巨大价值，是政府分析财政货币政策的重要工具。
2.米德冲突开放经济下，宏观经济政策不仅要实现内部均衡，还要实现外部均衡。当一种经济政策面对两个宏观经济目标时，就会出现内外冲突的问题。詹姆斯•米德最早研究了这个问题，称之为“米德冲突”。他详细分析了两国为维持内外均衡的金融政策之间存在的冲突:设定两个国家A和B，在A国的国内支出上出现了自发紧缩，其结果导致了A、B两国国民收入的紧缩，并且使国际贸易朝着有利于A国的方向变动。在这种情况下，A国需要采取政策性膨胀来实现内外均衡。具体地说，就是一方面停止国内的萧条以实现内部均衡，另一方面抑制A国进口需求的缩减和A国的贸易差额移向顺差以实现外部均衡，对A国来说，这不会产生政策冲突问题。但如果A国不这样做，B国就会面临严重的政策冲突。为了实现内部均衡，B国的国内支出需要有政策性膨胀来制止经济萧条，但为了外部均衡，B国又要求国内支出有政策性收缩，以便在A国对B国出口需求缩减的同时，限制B国的进口需求。这就存在尖锐的政策冲突，稳定国民收入的政策性膨胀会导致国际收支更加不均衡，可使国际收支达到均衡的政策性紧缩又会加剧国民收入的下降。可见，在米德的分析中，内外均衡的矛盾表现为国内总需求紧缩和国际收支逆差之间的矛盾。由于政府只能运用金融政策一种工具，因此必然导致调控中左支右绌的情况。以上米德的论述传递出这样一个信息:在开放经济中内外均衡的冲突十分常见和频繁，单一的金融政策无法解决内外均衡冲突的两难困境，运用政策搭配才是治本之道。米德的这一思想构筑了政策搭配理论的基石。随后经济学家们在此领域的研究都是以米德冲突理论为依据展开的。
3.丁伯根法则为解决内外均衡的冲突问题，经济学家进行了大量的研究，其中丁伯根(J.Tinbergen)最早提出将政策目标和工具联系在一起的数学模型，论证了要实现N个独立的政策目标，至少要有相互独立的N种有效的政策工具。这一理论被称为丁伯根法则。这说明，只要政府能够运用两种独立的政策工具，就可以通过政策工具的配合达到理想的经济目标。当A1/B1=A2/B2时，方程组无解，这意味着两种政策工具对两个宏观经济目标有相同的影响，可以视为一个独立的政策工具，因而不可能全部实现两个独立的经济目标。丁伯根法则对经济政策理论具有深远意义，它的重要贡献在于研究了政策搭配的数量匹配性，并提供了一个可扩充性较强的数学模型。该法则还进一步强调了众多且广泛的政策搭配是实现经济内外均衡发展的客观要求。
目前文献关于现金持有的理论大体可以分为三类。第一类是动机理论。凯恩斯在其经典论著《就业、利息和货币通论》中提出，货币需求动机可以区分为交易动机、预防动机、投机动机（Keynes，1936）。交易动机指“由个人或业务交易而引起的现金需要”而储存现金，由于现金等价物转化为现金的过程需要花费相关成本，因此，为满足企业日常的经营运作需要储存一定量的现金，减少相关的交易成本。预防性动机是指为了防止未来可能发生的现金流风险，抵御未来现金流可能出现短缺或者不确定变化。而投机动机则是指保留部分现金，在商业投资机会到来时抓住机会进行相关投资。在此基础上，凯恩斯提出交易成本模型，从边际成本概念出发，认为企业的现金持有量是由现金短缺的边际成本和持有现金的边际成本曲线所决定的。后续的Baumol（1952）、MillerandOrr（1966）提出和修正了现金库存模型。第二类是权衡理论。该理论的代表者是KrausandLizenberger（1973），它认为现金持有可以同时带来收益和成本，现金持有的边际收益与边际成本的均衡点便是最佳现金持有量。权衡理论模型是在借鉴交易成本模型基础上对现金持有问题的深入研究，但是它没有将信息不对称、委托等问题纳入研究的范畴。
第三类是理论与自由现金流理论。上面的权衡理论提出企业持有现金应在现金持有收益与现金持有成本之间做出权衡，从而达到利益最大化的目的，该理论是从股东最大化目标来持有现金的，但在企业所有权与经营权分离的情况下，人并非总按照委托人的要求来行事，人即企业的管理层会偏好持有更多的资金来降低企业风险，从而巩固自己对企业的经营管理权。JensenandMeckling（1976）从成本理论出发，提出自由现金流假说，即企业持有更多的现金为企业的管理层谋取更多私人利益。根据现金持有的上述三种理论，学者们基于企业内部特征进行了多方面的实证研究。Opler等（1999）通过对1971～1994年期间美国上市公司现金持有影响因素的研究，发现成长性强的公司、现金流量不稳定的公司以及小型公司倾向于持有更多的现金及现金等价物，而容易进入资本市场融资的企业、大型的企业通常持有较少的现金及现金等价物。Faulkender（2002）以美国1993年雇员在500人以下的小公司为样本，研究了美国小企业现金持有水平的影响因素，发现现金持有量与财务杠杆、公司成立年数、研发投资等正相关，而与规模、收入等负相关。Harford等（2008）检验了现金持有与公司治理的关系，发现公司治理差的公司比治理好的公司现金持有水平更高。他们发现，公司治理较差的公司，管理层往往容易将现金用于低效的并购等支出，导致较低的公司效益。Pinkowitz等（2006）采用价值回归模型，基于35个国家1988～1998年的数据研究现金持有量与公司价值之间的关系，发现投资者保护程度更强的国家，现金持有量与公司价值呈更显著正相关关系。
在国内学者的相关研究中，胡国柳和蒋永明（2005）发现企业规模与现金持有水平显著正相关，而现金等价物、财务杠杆以及公司年龄与现金持有量显著负相关。杨兴全和孙杰（2007）发现公司现金持有量在不同的行业中存在着显著差异，产品市场竞争强度与现金持有水平正相关。张人骥和刘春江（2005）从股权结构、股东保护程度的角度进行研究，发现现金持有量随股东保护程度的增强而降低。辛宇和徐莉萍（2006）从公司治理的视角进行研究，发现上市公司微观治理机制越好，其超额现金持有水平越低，即公司治理结构越好，现金持有水平就越合理。罗琦和许俏晖（2009）从大股东的视角进行研究，发现制度因素与大股东持股比例及大股东性质对现金持有具有显著的影响，大股东持股比例与现金持有有着正相关关系。孙进军和顾乃康（2010）从动态和静态两个维度来研究我国现金持有行为，静态实证结果证实了权衡理论与理论都能在一定程度上解释中国企业的现金持有行为，而动态实证结果显示中国上市公司的现金持有量具有均值回归的趋势。通过上述文献回顾，可以发现已有的文献大都从企业内部特征的视角研究企业的货币资金持有行为，较少从宏观经济政策如货币政策的视角来研究其对微观企业的货币资金持有行为的影响，特别是在中国“关系型”社会背景下，同样的宏观政策（货币政策）对不同微观主体的影响可能存在显著差异，这种差异可能不是基于市场原则，而是基于社会关系等非市场原则，目前这方面基于中国制度背景的相关研究文献比较缺乏。
二、理论分析与研究假设
（一）货币政策与企业货币资金持有货币政策会通过多种渠道来影响经济活动，主要包括货币渠道（利率、汇率和资产价格等）与信贷渠道。国内融资环境与国外有较大差异，企业融资渠道少，银行贷款是企业获得资金来源的主要途径。中国银行业在经济中发挥的作用远远高于证券市场（Allenetal.，2005），而银行业又是极易受政府管制和影响的行业，在国内企业融资渠道单一、银行信贷主导资源配置的金融背景下，货币政策通过银行的信贷政策调整直接影响企业的融资行为。当执行紧缩货币政策时，银行信贷供应量将会减少，迫使银行减少贷款，由于信贷融资难度的增加，企业会增加货币资金持有量以应对不确定的经济环境。所以如果货币政策从紧，从预防性动机出发，企业会更多地持有货币资金。假设1：货币政策会影响企业的货币资金持有，货币政策紧缩时期企业会更多地持有货币资金。
（二）货币政策与企业货币资金持有：产权性质的影响转轨经济背景下，由于制度缺陷、法律不健全等原因，私有产权企业在很多方面遭受制度和政策上的“歧视”，银行更“偏爱”国有企业（GordonandLi，2003）。虽然近几年政策向民营企业倾斜，但整体而言，私有企业和国有企业在融资等方面仍无法享受平等待遇。一方面政府为国有企业提供着一种隐性的担保（Faccioetal.，2006），当国有企业面临违约担保时，政府会出面帮其解决，因此违约风险低；另一方面，国有银行更容易获得国有企业的信息，信用评估成本低。同时在政府的干预与协调下，支配着我国当前金融体系的四大国有银行更容易把信贷资源配置给终极控制人同样为政府的国有企业。由于国有产权企业更容易通过融资渠道获得货币资金，从持有动机角度来看，国有产权企业应该会相对持有较少的货币资金。但是，国有产权是一种共有产权，所有者的缺位导致国有企业的问题更为严重，已有的文献普遍认为国有产权性质的企业中管理层与所有者之间的问题更为突出，而根据前面的现金持有理论与自由现金流理论，我们认为国有产权企业由于问题的存在，其管理层基于私利的考虑（如在职消费、降低经营风险等）会更多地持有货币资金，而且这在货币政策宽松、外部融资约束减弱的背景下更为明显。假设2：由于管理层问题的存在，国有产权企业相比于私有产权企业会更多地持有货币资金，并且在货币政策宽松时更为明显。
（三）货币政策与企业货币资金持有：政治关系的影响当前中国经济处于转型时期，政策环境成为了影响私有产权生存与发展的重要因素。私有产权企业为了寻求正式制度缺失下的替代性保护机制，纷纷向政府靠拢，越来越多的民营企业家积极地参与政治，成为各级人大、政协委员（Lietal.，2008）。众多的研究文献发现，私有产权企业通过各种途径与政府之间建立的政治关系是企业重要的社会资本，帮助企业以更低的成本获得更多更长期限的银行信贷资源，使其更容易获得相关的税收优惠以及土地、市场准入等稀缺资源，并且在特殊的时期，这种政治关系可以为私有产权企业提供隐形的政府担保。所以尽管在紧缩的货币政策下，由于信贷资源的减少，企业普遍面临融资难，但是与政府有政治关系的企业可以凭借这种关系获取相对多的信贷资源，而缺乏政治关系的私有产权企业可能面临更为严重的融资约束。从预防性动机来看，没有政治联系的企业为了面对市场的各种不确定因素，会持有更多的货币资金。假设3：相比于有政治关系的私有产权企业，无政治关系的私有产权企业会更多地持有货币资金，并且在货币政策紧缩时更为明显。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源本文以2004～2011年间沪深证券交易所上市的企业为研究样本，采用年度数据①。我们根据以下原则对样本进行了处理：（1）剔除金融行业样本；（2）剔除企业政治关系背景无法确定的样本；（3）剔除数据缺少以及数据极端异常的样本。最终得到的样本量为8374个。本文所使用的财务数据来自深圳国泰君安信息技术有限公司的CSMAR数据库。在货币政策方面的相关数据当中，银行家信心指数来自于中国人民银行《全国银行家调查报告》，货币供应量数据来自中国人民银行网站，GDP数据来自国家统计局网站，私有产权企业的政治关系数据来自企业年报以及互联网等。为了克服离群值的影响，我们对主要变量进行了Winsorized缩尾处理。
（二）样本选择与变量定义为了检验前面的假设，我们设定了基本的回归方程：CASH=α+β1MP+β2CC+β3CPC+β4X+β5Industry+β6Year+ε在方程中CASH是被解释变量，表示企业的货币资金持有水平，具体是以货币资金年度均值除以资产总额来衡量，同时为了使数据更具有代表性，我们的被解释变量进一步采用了去除行业均值的货币资金持有水平（DCASH）。方程中解释变量MP是货币政策的衡量指标，我们采用三个指标来衡量。其中MP1表示银行家信心指数，该指数是由中国人民银行与国家统计局共同完成的调查数据，我们用它来衡量货币政策的紧缩程度。该指数在祝继高和陆正飞（2009）、代光伦等（2012）的研究中也得到了应用。MP2表示M2发行量增长率与GDP增长率之差。GDP增长率用于衡量经济发展需要的货币增速，M2增长率反映的是货币的供应水平。二者之差越大，则发行的货币超过经济发展所需要的货币越多，当前的货币政策也就越宽松。MP3是我们基于特定的货币政策与宏观经济环境定义的我国货币政策紧缩阶段的虚拟变量①。本文对关系资本的定义区分为产权归属关系（CC）和政治关系。其中政治关系变量（CPC）主要考察董事长或者实际控制人的政治联系，以其是否曾经或现在在人大、政协或者政府机关、金融机构任职来定义是否存在政治联系。有政治联系的企业定义虚拟变量为1，没有政治联系的企业为0。X是由多个控制变量构成的向量，我们控制了影响企业货币资金持有的一些因素：企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、盈利能力（ROA）、成长性（Growth）、有形资产比（TANG）、第一大股东的持股比例（Shl）等。此外，我们还加入了行业和年度的虚拟变量，控制不同行业和年份对企业货币资金持有水平的影响。
（三）描述性统计的描述性统计结果可以看出，平均而言，样本公司持有的货币资金占期末总资产的比率为0.21，表明我国上市公司的货币资金持有比率非常高，现金资产超过全部资产的五分之一，而国外的研究发现英国上市公司的货币资金持有水平约为9.9%、西班牙上市公司的货币资金持有水平约为7.14%，这种差异反映我国上市公司更偏好持有较多的货币资金，这可能与我国的融资环境有关。同时货币资金持有水平标准差为0.17，表明我国不同公司的货币资金持有水平有较大的差异。从我们也可以发现国有产权控股企业在我国上市公司中占58%，国有经济在整个社会经济中占主导地位；私有产权企业中有41%的企业具有政治关系，反映了我国企业政治参与程度比较高。样本公司资产负债率比重为50%，反映了我国上市公司较高的负债比率，财务风险比较高。第一大股东持股比例为36.55%，说明我国一股独大现象仍然比较严重。总体而言本文的研究样本较好地代表了我国上市公司的整体状况。
四、实证结果与分析
（一）货币政策波动与企业货币资金持有我们首先研究了货币政策对微观企业货币资金持有行为的影响，是回归结果。回归模型（1）、（2）、（3）中分别选取了银行家信心指数、M2-GDP增长率、是否紧缩作为衡量宏观货币政策的指标的回归结果可以看出，采用公司实际的货币资金持有水平作为被解释变量，三种指标均显示，宏观的货币政策会显著影响企业的货币资金持有水平：在货币政策紧缩时期，由于信贷融资难度的增加，企业会增加货币资金持有量以应对不确定的经济环境。的实证结果支持了假设1。从控制变量的回归结果来看，企业的盈利能力越强，持有的货币资金水平越高，反映企业盈利能力强，流动性资金更为充裕；有形资产比重越高的企业，由于其为债务融资提供实物担保或抵押的能力比较强，从而更容易获得银行借款，所以其货币资金持有水平相对要低；第一大股东持股比例越高，企业的货币资金持有越多，这可能与大股东的掏空行为有关（罗琦和许俏晖，2009）。
（二）产权性质与企业货币资金持有是产权性质对企业货币资金持有行为影响的回归结果。表4的结果显示，不同产权性质企业的货币资金持有水平存在显著差异。无论是以货币资金持有水平还是去除行业均值的货币资金持有水平作为被解释的变量，产权性质变量对企业的货币资金持有行为均具有显著的负向影响，也就是相比于私有产权企业，国有产权企业会持有更多的货币资金。这种结果在一定程度上支持了现金持有的理论，与假设2的预期相一致。
（三）政治关系与私有产权企业货币资金持有反映了私有产权企业政治关系对企业货币资金持有行为的影响。结果显示：在私有产权上市公司中，企业具有的政治关系会显著降低企业的货币资金持有，后者无论是以货币资金持有水平还是去除行业均值的货币资金持有水平来衡量都是如此。这一结论表明，由于拥有政治联系的私有产权企业相比较于无政治联系的私有产权企业具有融资的便利性，更容易获得信贷资源，不需要持有过多的货币资金以预防各种不确定性，而没有政治联系的私有产权企业则会持有更多的货币资金以更好地应对经营中的各种不确定性。这同假设3的预期是一致的。
（四）货币政策波动与企业货币资金持有：关系资本的影响在前面的研究中我们发现宏观货币政策与企业的产权性质、政治关系对企业货币资金的持有行为具有显著的影响。在此我们进一步探究货币政策对企业货币资金持有行为的影响在不同产权性质以及具有政治关系与否的企业组中是否存在差异。我们首先考察了不同货币政策下企业产权性质对货币资金持有行为的影响，具体检验的结果。在货币政策紧缩时期，由于信贷资源的减少，国有产权企业与私有产权企业都可能面临不同程度的融资约束，从预防性动机来看，其都会持有更多货币资金以应对不确定，因此其货币资金持有水平不存在显著的差异。而当货币政策处于宽松时期，国有产权企业与私有产权企业面临较小的融资约束，此时私有产权企业可能会减少货币资金的持有，因为在宽松的货币政策下，信贷融资的便利性使得企业没有过多持有货币资金的预防动机，但是对于国有产权企业而言，根据现金持有理论与自由现金流理论，管理层可能基于私利持有更多的货币资金，并且这种现金持有的行为在外部融资约束小，融资更便利的时候更为明显。所以的检验结果显示，在货币政策宽松时期，国有产权企业相比于私有产权企业会显著地更多持有货币资金，而在货币政策紧缩时期，其二者货币资金持有行为并不存在显著差异，这其中的原因与国有产权企业存在更为严重的管理层问题有着密切联系。接下来我们进一步考虑不同货币政策下私有产权企业政治联系对货币资金持有行为的影响，具体检验的。结果显示，在货币政策紧缩时期，是否具有政治关系对私有产权企业货币政策持有行为具有显著的负向影响（回归结果接近10%的显著性水平），即具有政治关系的企业会显著地更少持有货币资金。这其中的原因在于，当货币政策紧缩时，由于信贷资源减少，私有产权企业面临较大的融资约束，但是在中国当前的制度背景下，那些有政治关系的企业能够凭借密切的政府关系获得稀缺的信贷资源，在一定程度上缓解企业面临的融资约束，因此从预防性动机来分析，其持有货币资金的水平要低于那些没有政治关系而面临更严重融资约束的企业。而当货币政策放开时，由于银行可信贷资源的增加，私有产权企业面临的融资约束缓解，在融资相对便利的环境下，政治关系在企业融资中的边际效用可能会下降，因此在货币政策宽松时期，是否具有政治关系的私有产权企业在面临融资约束的差异上会显著低于货币政策紧缩时期，所以基于预防动机的货币资金持有水平在货币政策宽松时期的差异也会显著低于货币政策紧缩时期的差异。这与假设3的分析相一致。
五、研究结论
1997年至1999年的货币政策操作在缓解外部冲击、促进内需增加等方面起到了一定的积极作用。但是面对通货紧缩、国内需求不足、失业增加、国内金融风险逐渐暴露、处理中小金融机构风险难度加大、国有企业改革步履唯艰、居民消费和非国有投资低迷等不利条件，中国货币政策无论是最终目标、中介目标、操作工具还是传导机制方面都遇到了困难。在新世纪，中国货币政策任务仍很艰巨，也不可避免地要面对诸多挑战。本文的主要目的，是将近两年中国货币政策实践中遇见的矛盾和挑战作初步的理论分析。
一、货币政策的多目标约束
货币政策的最终目标绐终是货币政策理论中争论最多的问题，尤其是稳定物价与促进经济增长之间的矛盾在中国这样一个发展中国家尤为突出。1995年《中国人民银行法》第三条明确规定：“货币政策目标是保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长。”这一“单目标论”的规定实际上并未得到广泛认同。只是1993和1994年是中国高通货膨胀年份，“单目标论”的法律在当时背景下容易通过。1997年以后中国进入负通货膨胀率，不仅理论上“单目标”与“多目标”之争仍在继续，而且政府和社会各界都要求货币政策“发挥更积极的作用”。中国货币政策实质上面临多目标约束，这些目标有：物价稳定、促进就业、确保经济增长、支持国有企业改革、配合积极的财政政策扩大内需、确保外汇储备不减少、保持人民币汇率稳定。多目标约束主要来自中央政府，这可以从每年一度的中央经济工作会议文件和中央银行分行长会议主报告看出。
实际上在90年代后期，发达国家均进入低通货膨胀时期，各国也面临货币政策目标的动摇不定。但象中国这样明确要求货币政策实现多个目标还属少见。货币政策的多目标约束至少存在两个基本理论问题：一是货币政策有效性问题，即货币政策能否系统地影响产出；二是多重目标之间能否协调一致。
货币政策能否系统地影响产出在西方货币理论中被称为“货币中性理论”。以弗里德曼为代表的货币主义和以卢卡斯为代表的合理预期学派最先提出货币中性论。弗里德曼（1963）认为货币只能影响物价等名义变量，而无法影响真实产出。卢卡斯则认为货币政策对经济增长的刺激作用会由于公众理性预期的存在而被抵消。近年来发展起来的真实经济周期模型(realbusinesscyclemodel）同样认为货币政策不影响产出和其他真实经济变量，只有资本、劳动和生产技术等真实变量的变动才是经济周期的根源(Mankiw，1988）。真实经济周期模型实证检验非常精确地拟合了产出、就业、消费及其他主要经济总量的实际方差和协方差，格兰杰因果检验与向量自回归（VAR）分析表明：如果以货币作为产出波动的解释变量，其解释力度并不显著。展开的分析可见吴易风、王建和方松英（1998）的专著第193－199页。
尽管货币中性是在严格假设前提下的一个结论，尤其在短期内，诸如价格和工资粘性，信息不对称等因素使意料外的货币波动能够影响产出，但是时间不一致性(timeinconsistency）理论同样不主张用货币政策去刺激产出。从短期看，意料外的货币供给增加会使产出增长率高于潜在增长率，但在当期最优的货币政策由于公众预期的变化而不能在今后各期保持最优。具体地说，当中央银行利用预料外的通货膨胀刺激产出后会丧失信誉(credibility），公众产生高通货膨胀预期，最终结果是产出恢复到自然率水平，而通货膨胀加速上升，社会福利发生了净损失。因此，从长期来看，不存在通货膨胀与产出之间的替代关系，即菲利浦斯曲线在长期不成立，货币政策只能以稳定物价作为单一目标。
货币理论太抽象，现实中有两个实例。一是如何评价美联储货币政策与美国连续五年经济增长的关系。如果说美联储的货币政策发挥了作用，但实际上美联储1993年7月就放弃了M2调控目标，美国的货币政策操作就是美联储每年8次公开市场委员会决定是否调整联邦基金利率（或贴现率），并且每年都有几次是不调整。很显然，在美国已经不存在主动增加货币供应量来刺激经济增长。理论界普遍认为，美国经济持续增长是高技术带动的，美联储的作用是为经济增长提供了低物价基础和前瞻性信息，货币政策本身并不会刺激经济增长。另一个例子是日本银行，日本经济连续4年负增长，日本银行的货币政策已经非常积极和扩张，甚至采取了零利率政策，但日本经济仍然低迷不振。这两个例子起码说明了一点：决定经济增长的主要因素不是货币和货币政策，货币政策对经济增长的贡献是非常有限的，而且要实证分析和计算这种有限的贡献率更是难上加难，目前的货币理论和计量经济学都还没有解决这个问题。
货币政策短期内的多重目标是否能同时达到呢？非常困难。由于多目标之间的相互矛盾，货币政策往往无所适从。当国际收支盈余与国内通货膨胀并存时，典型的“米德冲突”便出现了；简·丁柏根论证了实现n个政策目标需要n个独立的政策工具；蒙代尔则进一步提出了财政政策追求内部均衡，货币政策维持外部均衡的“政策搭配论”。在封闭经济的假设下，米什金(Mishkin，1995）也证明了物价稳定与充分就业之间存在矛盾。著名的“克鲁格曼三角”则认为货币政策独立性、汇率稳定和资本自由流动中至多能同时达到两项。
综上所述，对货币政策的多目标约束是“要求过高”，它迫使中央银行在多目标之间寻找平衡，往往可能采取机会主义的手段注重短期效果和表面效果。货币政策无论短期还是长期都应坚持稳定物价的单一目标。
二、通货紧缩还在继续
到1999年11月底，我国居民消费价格指数持续20个月负增长，商品零售物价指数持续26个月负增长，生产资料价格指数持续29个月负增长（《中国人民银行统计季报》1999年第4期）。如果仅从物价下降（单要素论）来看，通货紧缩已毋庸置疑。更麻烦的是，到1999年底，仍然看不到价格负增长幅度缩小或扭转的迹象，两年来克服通货紧缩的各种政策效果并不明显。新世纪前两年我国货币政策仍然面临通货紧缩的挑战。
如果把通货紧缩（价格负增长3％）与1999年其他宏观经济变量放在一起看，仍然是一幅令人迷惑的拼图：经济增长率7％，税收和财政支出大幅度增长，净出口保持较高增长，储蓄存款、贷款和货币供应量均保持正常增长速度，个人收入和消费也保持正常增长。上述指标无论是横向国际比较还是本国时间序列比较均是正常理想的。除了物价之外，不理想的宏观经济指标就是投资和就业。问题究竟在哪里？近年来国内外分析通货紧缩的论文很多，但至今还没有令人信服的答案，仅以“内需不足”来概括是远远不够的。
面对通货紧缩，货币政策能否像抑制通货膨胀那样迅速有效呢？答案是否定的。按照货币是外生变量这一现代货币银行学的基本前提，在现代信用货币制度下不应该出现通货紧缩，因为中央银行可以随时增加货币供应量。所以现有的货币政策理论都是对付通货膨胀的，竟然没有对付通货紧缩的理论。经济现实总是与货币理论和现代中央银行制度开玩笑。我国已经连续两年实行增加货币供应量的货币政策，并使用了如此多的政策工具，但货币供应量就是增加不多。中国是这样，日本也是这样。再看历史，才知道人类还没有以货币政策成功对付通货紧缩的先例。Cover（1992）和Karras（1996）的实证研究证明了美国和欧洲18国存在明显的货币政策效果的不对称性。有人形象地将货币政策比喻为绳子，可以有效地“拉住”经济过热，但却无法“推动”经济增长。新凯恩斯主义的货币理论对此提出了诸如价格粘性、劳动力市场不完善、信贷市场信息不对称等微观解释，同时都认为货币政策效果的不对称性是个客观事实（吴易风、王建、方松英：1998）。
一方面是对中国通货紧缩的原因分析不尽人意，另一方面是前两年的财政货币政策的效果并不明显，消极等待通货紧缩自然消失更不是办法。由此看来，中国的经济运行中还有很多未知因素，我们的宏观经济政策也不是所想象的那样完善，市场经济本身并不是可以“驾驭的”。中国出现的通货紧缩不是单纯的货币现象，它与现行体制改革中出现的许多矛盾有关联，货币政策和财政政策并不能解决体制问题，但是人们总是不相信这一点，总是认为货币政策应该在对付通货紧缩方面大有所为。因此，只要中国存在通货紧缩，中央银行就不得安宁。三、货币政策传导机制受阻
过去两年的情况表明，中国货币供应量的增加并不仅仅取决于中央银行的意愿和行为。从基础货币的投放到货币供应量的增长要经历一个传导过程，这个过程中商业银行行为、经济体制约束都会产生较大的影响。
首先是中国目前的基础货币投放渠道狭窄且增量不多。1995、1996、1997年基础货币增加额分别为3542亿元、6182亿元和3764亿元，1998年比上年减少589亿元，1999年预计增加2000亿元。（戴相龙，1999）。
中央银行贷款作为基础货币投放主渠道作用已经消失。从1995年到1999年末，中央银行对四家国有独资商业银行再贷款余额从12000亿元下降至4900亿元。特别是近年来，四家国有独资商业银行流动性充足，不需要中央银行贷款，每年是净还款。到1999年末，中央银行贷款余额仅占其负债总额的6.3%。中央银行对政策性银行的贷款主要集中在对农业发展银行的贷款。也许是1994—1996年期间贷款太多了，1997年开始贷款需求大幅下降，1998年农业发展银行实施收购资金封闭运行后，几乎不需要增加再贷款。1998年净减少1000亿元，1999年净减少300亿元。
1994年外汇体制改革后，外汇占款一度成为基础货币投放的主渠道：1994--1997年，外汇储备大增，中央银行资产中的“外汇占款”分别增加3740.51亿元、2292.65亿元、2804.23亿元和3070.62亿元。但是1997年亚洲金融危机以后，外汇占款增速减缓，1998年仅为438.59亿元，1999年估计为900亿元。实际上，在保持人民币汇率稳定的政策目标约束下，外汇占款不是中央银行可以主动调控基础货币的手段。
通过公开市场业务调控基础货币是西方发达市场经济国家的一贯做法。也是央行可主动调控的重要政策工具，但我国却不是这样。我国银行间债券市场容量较大，1999年末中央国债登记公司托管的可流通国债和政策金融债券有1.05万亿元。1999年末四家国有独资商业银行持有的国债加政策性金融债券共7500万亿元，约占其总资产的11%。（戴根有，2000）但是人民银行1998年债券持有量仅增加702亿元。1999年中央银行通过公开市场业务投放基础货币1907亿元，占央行当年新增基础货币的50%左右（戴根有，2000），但如果减去外汇购入，债券购入量约为900亿元。同时，持有大量国债的国有商业银行将国债视为优质资产，不愿出售，公开市场业务缺乏交易的基础。公开市场操作在中国目前的情况下还没有对基础货币投放产生重大影响。
另一个影响货币政策传导机制的重要因素是四家国有商业银行的垄断格局及其无利润约束行为。在中国，工、农、中、建四大国有商业银行拥有银行业80%以上的资产和负债，客观上形成了垄断。从1996-1998年，全社会贷款增量的68%是由这四家银行提供的。从某种意义上可以说，中国货币政策不是由央行决定的，而是由这四家银行的行为所左右。这种状况世界少见，在大国几乎没有。此外，由于历史和政治的因素，这四家银行之间的商业性竞争并不充分（寡头竞争模式），反而在一些事情上容易达成默契和一致行动。实际上，中央银行的准备金政策、利率政策、信贷政策等政策工具能否最终作用到经济运行之中，取决于这四家银行如何运用自己资产的总量和结构，他们的行为很可能与货币政策方向不一致。
这里的关键是四家国有商业银行还没有真正建立起以利润极大化为目标的治理结构和激励机制。由此，在国债市场上可以压低价（利率）购入大量国债；存款充足时不一定即时去寻找贷款客户，特别是在我国目前贷款风险较大时期不积极开拓贷款市场，宁可把资金放在央行备付金账上；分支行不计成本吸收存款。更为奇特的是，我国存款市场近年来出现了信誉不对称，公众认为，四家国有银行的信誉高于中小金融机构，所以存款大量集中于四家国有商业银行，国有银行就更需要央行贷款，甚至返还央行贷款，反而有一定紧缩效应。实际上，货币政策的信贷渠道被四家国有商业银行的行为阻塞了，利率政策之所以效果好一些，是因为利率调整可以越过信贷渠道直接作用于企业和家庭的资金成本，并发挥信息作用。
因此看来，我国货币政策传导机制存在很大缺陷，而真正改善涉及诸多制度问题：如国有商业银行的深入改革；存款保险制度；货币市场进一步改革；利率市场化；等等。
四、货币信贷计划的失效
在原有的计划经济体制下，现金投放计划和指令性的贷款限额是主要的货币政策中介目标。1995年以后，现金计划和贷款计划的作用明显无效，但是每年的政府工作报告和国民经济与社会发展报告中还要定指标。
1996年中央银行正式将货币供应量作为中介指标，并宣布“九五”期间，货币供应量控制目标定为M2年平均增长23%左右，M1年平均增长18%左右。但是1996年-1998年，M1年增长率分别为18.87%、16.54%、11.85%，M2的年增长率分别为25.17%、17.32%、15.34%，1999年11月末M1增长率为16%，M2增长率为14%。都较大幅度地偏离了预定的调控目标。由此面临的挑战是：贷款指导性计划和货币供应量目标有没有用？将来可否有其他替代物？
货币政策中介目标理论认为：良好的货币政策中介目标应该具有可测性、可控性、与最终目标相关性三个特点。但无论实际现金投放、实际贷款额还是货币供应量增长率都频繁地偏离预定的调控目标，而且这种偏离是顺经济周期的波动。从实践看，中央银行也难以纠正这种偏离。理论上对货币供应量是内生变量还是外生变量争论很大，如果是内生的，货币供应量便不具有可控性，不适宜作为中介目标。
同时，货币供应量增长率与GDP增长率、通货膨胀率之间相关性如何也没有经过系统的实证分析。因此，根据预定的经济增长率或通货膨胀率倒推出来的货币增长目标，作为约束中央银行货币政策操作的规则，其可靠性值得怀疑。
经济市场化的过程中，货币政策也必须市场化，计划经济的时代已彻底结束，如何完成货币政策由计划手段向市场化手段的转变也构成对新世纪货币政策的重要挑战。
五、货币政策工具选择余地小
我国中央银行目前可以运用的货币政策工具有八种，但真正能自主运用，并且有预定效果的工具却不多。
1998年我国推行了存款准备金制度的改革，主要内容是合并准备金帐户和备付金帐户，法定存款准备金率由13%降为8%。1999年11月，中央银行将存款准备金率由8%下调到6%。存款准备金率调整属力度很大的政策工具，不能频繁使用。一般认为，下调准备金率之后，商业银行可贷资金增加，贷款总量就会增加。但是，贷款是否真的增加还要取决于商业银行的决策。他们也可能增加购买国债，也可能增加在央行的备付金存款。我国1998年下调存款准备率并没有引起货币供应量M2增长，就是一例。而且，目前准备金比率已很低，在新世纪可用余地不大。
公开市场操作中国债交易量小是与我国国债市场发展程度一致的：我国国债期限较长，品种不多，使公开市场业务缺乏载体；持有大量国债的商业银行将国债视为低风险、高效益的优质资产，不愿出售，市场交易不旺，以调控基础货币为目的的公开市场业务缺乏交易的基础。这里的关键问题在于：商业银行和金融机构还没有把这个银行间债券市场作为自己流动性管理的场所，其他非金融机构投资者又不能进入。至于中央银行在外汇市场上的公开市场操作，考虑的是汇率目标，即为了维持人民币汇率的稳定而被动地吞吐外汇或人民币。
中央银行再贷款和再贴现也是货币政策工具之一。由于社会信用机制不健全。商业票据使用不广泛，再贴现始终未能形成规模，1998年再贴现余额仅332亿元。中央银行贷款在1993—1997年期间曾经是中国调控货币量最灵活的手段，但1997年后，随着商业银行再贷款逐步归还。调控余地已经不大。1998年末，中央银行贷款余额是12525亿元，比1997年末减少了2000亿元。其中给政策性银行的6754亿元几乎不可调控。
窗口指导或称“信贷政策”是近年来使用较多的货币政策工具，为了扩大内需，中央银行连续了支持中小企业信贷、消费信贷、农业信贷、外贸信贷的指导意见，文件下发不少，但效果有限。实质上，任何“指导意见”既不是数量性工具，也不是价格性工具，而只是一种道义劝说，是一个软约束，贷款程序、贷款数量的决定权仍掌握在商业银行手中。从货币理论看，许多信贷政策手段，诸如允许房地产抵押贷款、助学金贷款、证券公司进入货币市场融资、股票抵押贷款等，实际是金融制度革新，并并属于货币政策的范畴。
近几年使用最多，也被认为最有效的政策工具是利率。从1996年5月1日至1999年6月10日，连续7次下调存贷款利率，对刺激经济增长、减轻企业债务负担、降低国债筹资成本、推动个人消费信贷起到了积极作用。尤其是1999年6月10日第7次降息后，储蓄存款增幅明显下降，减轻企业财务负担2600亿元。
但是，我国仍然是一个以管制利率为主的国家，包括存贷款利率在内的绝大多数利率由中央银行代表政府制定。政府在制定利率政策时考虑得更多的是如何通过利率改变存款人、借款人(主要是国有企业)和金融中介机构的收入分配格局，尤其对国有企业进行政策倾斜和扶持，利率下调的结果往往是企业财务负担减轻，存款人和银行收入减少。所以利率水平很难反映公众对未来的预期和风险贴水，利率结构也易于扭曲。从现实情况看，我国目前一年期存款利率2.25%。活期存款利率0.99%，如果物价负增长局面不改变，利率下调空间已经不大。
在分析了存款准备金率、公开市场业务、再贴现、信贷政策、中央银行贷款、信贷指导性计划、利率和政策性贷款（发债）计划这八项政策工具之后，使人感到中央银行还不能“自如”有效地运用这些工具，而且这些工具的政策效果都要打一些折扣，但我们还没有找到更好的政策工具。六、货币乘数和货币流通速度难以预测
一般认为，货币乘数和货币流通速度是基本稳定或有规律变化的，由此才有可能为中央银行的决策提供了理论支持，同时也为货币政策的实施提供了某些技术支持。
谢平、俞乔(1996)通过结构性变化的显著性检验与长期稳定性关系检验，得出结论，认为基础货币与货币总量间的短期动态关系，尽管受到结构性因素的干扰，但仍表现出相对稳定状态，也就是说，我国渐进性变化的经济结构与经济制度尽管会对货币乘数产生不同程度的冲击，但是这种结构性震荡仅仅是一种暂时现象，货币乘数在震荡之后回复到长期均衡状态。因此通过基础货币进行间接货币总量控制在理论上是可行的。货币乘数的可预测性及其精度就成为货币当局通过基础货币调控货币总量的技术操作基础。
关于货币乘数的预测，中国学者提出了若干方法：一是将当期货币乘数与去年同期之差表示成上月货币乘数与13个月前货币乘数之差的函数。(一默、马明、1993)；二是先就货币乘数中各因素作经济计量分析，然后再把各因素的预测值代入总体模型(徐诺金，1989)；三是就决定货币乘数中有关各种因素，分别按其定义确定其值，然后代入货币乘数公式中计算。
尽管对货币乘数和货币流通速度的预测在理论上可行，但实践中尚无一个模型能很好地拟合现实。从事后统计分析看，1996—1998年M1的乘数为1.15、1.17、1.30，M2的乘数为2.97、3.03、3.47；M1的流通速度为2.71、2.40、2.29，M2的流通速度为1.01、0.91、0.83，波动很大。下世纪初中国仍处于体制转轨时期，体制环境的变化对货币乘数和货币流通速度的冲击不仅明显，而且不确定性强，通过历史数据得出的预测模型很难期望它在将来也有良好的预测表现。由此，对货币供应量、贷款总额的事先预测和调控就相当困难
七、货币政策的国际协调
随着经济全球化的发展，货币政策的国际协调问题也日益受到各国中央银行的重视。因为在资本流动日益频繁的情况下，各国中央银行只要不是实行纯粹的自由浮动汇率，其国内货币政策都要受到外部环境制约，美国近年来每次调息都会引发全球性的利率变动。Levy和Halikias(1997)的实证研究发现：德国短期利率提高对法国长期利率的影响甚至超过了法国本国短期利率的影响。在各国货币政策相互影响日益深入的情况下，货币政策的国际协调显得尤为重要。
中国尽管未加入类似于欧洲货币联盟的货币一体化组织，但金融业的对外开放是大势所趋。21世纪初至少有三个金融开放举措：加入世界贸易组织(WTO)，对外资银行开放人民币业务和实现人民币自由兑换。亚洲各国的货币、金融合作进一步加强，国际货币制度也将面临大的改革。金融业开放不仅使金融监管面临新课题，而且也为中国的货币政策增加了新变数。
假设十年后人民币可自由兑换，国际资本流动，特别是短期游资动会加强。如果国家要求人民币汇率坚挺，那么货币当局只能被动地吞吐外汇，这样如何保持国内货币政策不受干扰便成为难题。中国是个大国，中国的货币政策不仅会影响国内经济，而且会影响香港和亚洲其他国家。1997-1999年，人民币汇率稳定在应付亚洲金融危机中起到了巨大作用，同样将来对亚洲金融市场还是影响很大。
在国内利率市场化改革完成后，国内存款利率、同业拆借利率也会对亚洲金融市场产生影响。汇率和利率从来就是金融机构套利投机的基准，中国也必然如此。中央银行如何根据人民币的汇率与利率，平衡好国内外两个金融市场的波动，将是一个难题。
WTO尽管是一个以推行贸易自由化，协调和调解各缔约方贸易争端的国际组织，但随着全球经济一体化的发展，WTO已不局限于商品贸易，在推动国际投资自由化和劳务贸易自由化方面也卓有成效。中国加入WTO后，向外资银行全面开放人民币业务只是个时间问题。外资银行的引入至少会对货币政策产生两方面冲击：一是传统的以贷款指导计划为手段的直接数量控制办法失效，而间接调控体系尚不完善，外资银行在货币政策传导中作用如何尚难预料；二是国际资本流动更加容易，外资银行大多数是跨国经营的大型银行，其资金在全球范围内调拨以套取利润，当中国出于紧缩经济的目的提高利率时很可能引起短期套利资本流入，反而扩大了货币供应量，这种难题即便在英国这样一个金融市场完善、中央银行调控手段丰富的国家也出现过。
八、货币政策与资本市场
中国金融市场的发展过程与西方国家恰恰相反，西方是先出现短期融资的货币市场，后出现长期融资的资本市场，中国则是先建立了证券市场，后完善同业拆借等货币市场。时至今日，货币市场仍发展滞后。
中国股票市场的功能定位也不同于西方：西方国家股票市场评估企业价值，优化资源配置等功能在中国并不受重视，中国更看重股票市场的筹资功能。国有企业上市意味着大量不需还本资金的流入。本来作为一个发展中国家，资本稀缺，股票市场的筹资功能受到重视也是正常的，但把为国有企业筹资作为首要任务，势必导致上市公司质量普遍低下，投资者短期行为盛行，最终会影响股票市场的基础。
难题在于，中国的货币政策也有为国有企业改革服务的任务，货币政策操作不仅要顾及证券市场的反应，有时还出台一些“利好“来“培育”证券市场发展。例如，利率下调时，央行主动说要“有利于资本市场发展“；允许券商进入同业拆借市场融资；允许商业银行发放股票质押贷款，等等。这些事情作为一国金融改革与发展本来是无可非议的，但利用这些事情（信息）来影响股票市场就是另一回事了。货币理论一直告诫人们，货币政策过多地顾及证券市场不仅丧失了货币政策的独立性，而且会影响正常市场秩序的建立。但是，无论是在美国、日本，还是一些发展中国家，直接融资比重加大，股票市值巨大，老百姓的财富也有相当部分投资在股票、债券和基金上。货币当局（或中央银行）的货币政策越来越受股票市场的影响，尤其是在低通货膨胀时期。但无论如何，中央银行绝不能以股票价格指数作为决策的参照指标，货币政策对股票市场的作用应该是中性的。如果货币政策意在刺激股票市场，投资者普遍认为货币当局会托市，对上市公司的业绩和经营漠不关心，无法对上市公司形成有力的约束，促使其改善经营；上市公司既不担心股东“用脚投票”也不担心会被兼并收购（国有股，法人股不上市），唯一值得关心的就是增资扩股又能“圈”多少钱。这种典型的道德风险问题会使货币政策和证券市场都受到损害。九、货币政策与最后贷款人的角色冲突
1998年以后，国内有相当部分中小金融机构出现支付危机甚至资不抵债，有部分信托投资公司和城市信用社以关闭或解散的法律形式实现市场退出。原农村乡政府部门办的“农村基金会”要全部清理整顿和撤并。上述这些机构负债额巨大，且相当部分是对自然人负债（即吸收了个人存款）。因此，在这些机构进行整顿或市场退出时，各地纷纷向中央银行要求流动性支持，使央行处于两难境地：如果给予贷款，不知有多少能收回来，风险很大，但有利于增加基础货币和信贷扩张，有利于防范通货紧缩；如果不予支持，则一些金融机构或农村基金会出现挤兑，社会不安定，化解金融风险的压力很大。
从理论上说，中央银行“最后贷款人”作用是维护金融稳定的一道安全门，这是中央银行作为货币创造者的一项特殊功能，但这一职能本身从来不属于货币政策的范畴。利用“最后贷款人”职能来投放基础货币，实际是把部分金融机构的不良贷款“货币化”，以缓解其他货币政策工具的有限性，这绝对是角色冲突，但在中国却不得已而为之，而且是恰恰是在通货紧缩时期。但是，此例一开，可能为新世纪中国货币政策带来不少难题。
现在看来，中央银行“最后贷款人”作用有多种方式：省政府通过地方商业银行向中央银行借款，承诺在若干年后还款并付较低利率；中央银行贷款给资产管理公司用于冲销国有商业银行的呆帐；中央银行向农村信用社贷款；中央银行向中小金融机构（如城市商业银行）直接贷款；其他紧急救助贷款。由于中国没有存款保险机制，所以有部分央行贷款在金融机构清算过程中起了存款保险作用，地方政府在使用了这些钱以后，将来能偿还多少确实令人担心。
尽管在通货紧缩时期，由“最后贷款人”机制出去的资金与货币政策调控方向不会有矛盾。但是从长期和制度建设两方面看，还是有若干问题需引起重视：一是数量控制，如果数量过大，这些被动出去的央行贷款收回难，就没有反向调控作用，会对今后货币政策造成被动；二是不能成本（利率）过低，这些贷款期限很长，如果按现在利率水平把长期利率都锁在过低水平上，将来会引起很大套利行为，扰乱货币市场利率，于货币政策不利；三是容易造成地方政府和中小金融机构的“道德风险”；四是要有透明度，及时公布通过“最后贷款人”出去的资金，这实际与财政支出是相似的，意在长远的制度健全，不能走关系，谁本事大谁得钱多，造成攀比；五是容易让金融机构的股东和管理人员在救助中得益，甚至让犯罪分子放水逃脱；六是最大的道德风险还在人民银行，一看出风险不可收拾了就给钱，人民银行就更可能放松金融监管。
如果以凯恩斯《通论》作为现代货币政策理论的起点，距今已有64年。在中国，从1985年起才有真正的货币政策，距今只有15年。在中国这样的转轨经济过程中，货币政策究竟如何操作，并没有现成的理论，西方现代货币理论是一个很好的基础和统一的参照系，但仍不能完全解决我们面临的现实挑战，这也许就是货币理论的魅力所在。上述九个方面的挑战还仅仅是我们已经感觉到的，也许还有更大的挑战在后面。例如：网上金融交易将使央行丧失货币发行权，甚至使货币供应量指标毫无意义；将来亚洲货币一体化可能使本国央行职能消失，也就没有本国货币政策；以个人电脑为终端的全球支付系统可能会开辟境外人民币金融市场和交易；等等。因此，我们只能不断地学习和积累知识，才能应付这些挑战。
参考文献：
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