货币基金收益论文第1篇

【关键词】货币基金绩效 风险调整收益指标 加权投资组合

一、风险调整收益指标相关理论

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

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

二、研究思路

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

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

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

三、研究结果

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

四、研究结论和评价

从研究结果中，我们可以得出以下结论：

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

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

（3）和研究前预期不同，两种投资组合方式的收益都低于一年期SHIBOR利率，表明研究所使用的基金甄选指标和投资方法的获利低于市场平均获利水平，对此研究小组表示值得在未来继续深入研究。

货币基金收益论文第2篇

[关键词]新货币经济学；货币数量论；弗里德曼定律；凯恩斯货币理论

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

一、新货币经济学

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

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

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

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

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

二、新货币经济学与货币数量论

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

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

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

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

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

三、新货币经济学与弗里德曼定律

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

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

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

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

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

四、新货币经济学与凯恩斯货币理论

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

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

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

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

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

五、结论

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

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

[参考文献]

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[5]凯恩斯．就业利息和货币通论[M]．中文重译本．北京：商务印书馆．1999．

货币基金收益论文第3篇

关键词：货币政策；开放式基金；波动溢出；时滞

中图分类号：F83

文献标识码：A

文章编号：1672-3198（2012）04-0124-02

1引言

货币政策主要包括准备金率、利率、货币供应量等主要的内容，不同的工具的变化都是经济形势的转变和经济政策变动的表现，货币政策的变动对其他金融市场有较强的溢出效应。我国的基金市场的建立时间不长但一直发展很迅速，截止2010年12月31日，我国基金总数达706支，份额为24，366.13亿份，资产净值为24，339.64亿元，同期开放基金份额为为23149.96亿份，占比为95.01%，资产净值为22，739.26亿元，占比为93.42%。基金市场尤其是开放式基金市场的蓬勃发展与我国经济形势关系密切，我国的货币政策的变动直接或间接的干预我国经济的发展，货币政策对我国基金市场有较强了的波动溢出效益。对我国货币政策对开放式基金市场的波动溢出研究，有利于正确发挥货币政策对金融市场发展的引导作用，同时也为基金市场风险管理和资产定价有很好的指导意义。本文将对我国的货币政策和开放式基金市场之间的关系进行分析，探讨出货币政策对开放式基金市场的影响。

2货币政策对开放式基金市场波动的影响

我国的货币政策主要体现为存款准备金、利率、货币供应量以及公开市场业务等，中国人民银行主要通过调控货币供应量来影响资本市场，本文主要从利率的变动以及货币供应量的变化两个方面来分析货币政策对开放式基金市场收益的影响。

首先，我国的开放式基金主要是投资于股票和债券等金融资产，其资产构成主要由股票构成，股票的价格变动以及债券收益的变化是我国开放式基金净值波动的主要原因，而利率变动对我国的金融资产价格有很大的溢出效应，进而导致开放式基金市场的波动。其次，货币供应量的变化对金融资产的价格波动具有很强的推动作用，在一定的通货膨胀水平下，当货币供应量增速超出货币的实际交易需求，大量的资金会满足投资者的投资和投机需求，投资者将资金投向金融市场，从而推动金融资产的价格上升，开放式基金的价格上升，反则反之。

3实证分析

金的波动影响进行实证分析，以测度货币政策对开放式基金市场的波动溢出效应。

3.1利率变动对开放式基金市场的影响

3.1.1样本数据选取

我国股权分置改革推动了我国股票市场的繁荣从而带动我国基金市场的高速发展，同期的经济周期的波动比较大，我国货币政策对股市的关注增强，中国人民银行多次调整利率造成对开放式式基金市场的波动产生了一定的影响。本文选取2005年4月~2010年12月的时间内的利率的变动数据并对此进行事件分析，在此观察期内，中国人民银行多次宣布调整利率，利率调整的时间一般相隔较为长，可以将每次利率调整作为单独事件进行分析，以得出利率调整对开放式基金市场的短期波动影响。同时，本文选取由Wind资讯提供的中证开放式基金指数作为样本数据，代表我国开放式基金的波动状况。

3.1.2检验方法与实证分析

本文采用事件分析法分析利率变动对我国开放式基金市场的波动溢出影响，事件分析法又称累计异常收益率法，主要通过一些短期指标在界定的时间窗口中的变动是否超额来测度某一事件的影响。

本文将2005年4月~2010年12月的利率变动作为事件，选定事件发生日的前后10个交易日为事件时间窗口，通过观察时间窗口内的开放式基金指数的超额收益来测度利率变动对开放式基金市场的影响。

开放式基金的收益的计算方程为：

利率变动的时间窗口日的开放式基金指数平均收益率CAR方程为：

，k为事件日窗口的交易日天数

开放式基金指数平均收益率AR的计算方程为：

AR=∑nt=1Rtn，n为数据样本的数目

通过对比开放式基金的平均收益率AR和利率变动窗口的开放式基金的平均收益率CAR，可以推断利率变动是否对开放式基金市场波动的影响有效。

根据每次利率调整日的前后10个交易日的开放式基金收益数据计算得出超额收益CAR，同时计算出所有观察期内的开放式基金的平均收益AR，并将两者进行比较分析，所得结果如表1。

在观察期内的9次利率上调时，只有一次CAR

3.2货币供应量变化对开放式基金市场的影响

本文将对货币供应量变动对开放式基金市场收益的长期影响进行VAR模型实证分析。

3.2.1样本数据选取

本文选取2005年4月~2010年12月这段时间内的三个层次的货币供应量M0、M1和M2的月度指标来表现货币供应量的变化，其中，M0=流通中的现金，M1=M0+企业活期存款+其他存款，M2=M1+企业定期存款+居民储蓄存款+其他存款。同时本文选取同一期间的中证开放式基金指数的收益Rt（构成同上小节）代表我国开放式基金的收益波动状况。本文通过实证分析两者之间的关系从而得出货币供应量变动对我国开放式基金的波动的影响。

3.2.2检验方法与实证分析

（1）平稳性检验。

对2005年4月~2010年12月月度数据M0、M1、M2和Rt进行单位根检验，检验结果说明M1和M2在观察期内是非平稳的，所以本文对其选择二阶差分，结果所有变量在1%的显著性水平下是平稳的，表明可以对其协整检验。

（2）协整检验。

为了检验货币供应量与开放式基金收益波动之间的协整关系，本文对分别对M0和Rt以及M1、M2和Rt的二阶差分进行Johansen协整检验，货币供应量M0、M1和M2同开放式基金指数的收益Rt存在协整关系，所以对观察期内的M0、M1和M2与开放式基金指数收益Rt做进一步的Granger因果检验。

（3）Granger因果检验。

对2005年4月~2010年12月的货币供应量M0和M1同开放式基金指数的收益Rt的Granger因果关系检验，结果表明在观察期内，货币供应量M1和M2分别都是开放式基金指数收益的Granger原因，表明我国货币供应量长期影响开放式基金市场。由于当选择较长滞后期时，M0、M1和M2的Granger因果关系很明显，表明我国的货币供应量的变动对开放式基金市场的波动性的影响有较长的滞后期，一般在为半年以上。

（4）脉冲响应分析。

对货币供应量M1，M2和开放式基金指数收益进行脉冲响应分析，脉冲响应结果表明货币供应量M1对开放式基金收益产生负方向的影响，但存在3个时间单位的滞后期，货币供应量M2对开放式式基金收益产生负方向的影响，但存在大概4个时间单位的滞后期。

4结论与建议

从对利率的短期变动影响的实证的结果看，利率的调整对开放式基金市场主要是正向的，利率上调时，开放式基金指数上涨，利率下调时开放式基金指数下跌，利率调整对开放式基金市场的短期影响是无效的，这与实际理论是矛盾的。造成这种现象的主要原因是我国经济进入繁荣或者萧条时期时，会促使金融资产价格的上涨或者下跌，同时经济的过热或者萧条也会引起货币政策的收紧和放松，货币政策的调整基本与同期的相关金融资产的价格保持正向的关系，政府对经济的状况提前没有做反周期的货币政策调整，货币政策调整滞后不能有效抑制金融资产价格的暴涨暴跌。

从VAR模型回归来看，我国货币供应量在长期上是开放式基金市场的波动原因之一，M1和M2对开放式基金市场都有正向的相关关系，M1和M2的增长推动开放式基金指数的上涨，但是在一定的滞后期货币供应量对开放式基金收益产生负向影响，同时我国的货币供应量的影响有限，而且还是存在一定的滞后性。说明我国的金融市场的有效性还是比较低，开放式基金市场的投资风格趋向投机性，促使市场的波动性扩大。同时我国的货币政策的滞后期较长，对货币政策的调整提前预期机制尚未有效形成，没有很好的发挥引导资金配置的作用。

综上所述，我国的货币政策调整的形成机制还不够成熟，比较难以及时实现对经济和金融市场的预期调控效果，造成金融资产价格包括开放式基金收益的滞后反应，因此，央行建立合理经济预期机制，完善货币政策的调控机制，加快利率市场化，同时在货币政策调整时要考虑金融资产价格。另外，我国开放式基金的收益受经济周期和货币政策以及其他一些因素的短期影响较为明显，导致市场的波动较为剧烈，开放式基金的抗风险能力能力较低，不能体现基金的稳定市场的功能，因此，政府要引导以基金为主的机构投资者树立价值投资理念，做好对经济周期的提前预期以减少羊群效应，真正发挥基金市场特别是开放式基金的专家理财和降低风险的功能和特点。

参考文献

［1］万军，谢敏，熊正德.金融市场间波动溢出效应研究［J］.统计与决策，2009，（7）.

货币基金收益论文第4篇

关键词 互联网金融；货币市场；上海银行同业间拆借利率

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

一、引 言

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

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

二、互联网金融产品对货币市场冲击的分析

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

（一）互联网金融产品影响货币市场的运作机理

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

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

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

（二）互联网金融产品的盈利来源

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

三、文献评述

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

四、实证分析

（一）实证分析思路

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

（二）假设

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

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

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

（三）实证分析

1.样本的选取和描述性统计

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

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

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

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

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

2.货币型基金与上海银行间同业拆借利率之间信息流动性实证分析

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

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

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

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

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

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

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

五、结论及建议

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

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

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

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

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

[注 释]

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

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

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货币基金收益论文第5篇

关键词：货币政策 股票市场 事件研究法 法定存款准备金率

中图分类号：F830.9l

文献标识码：A

文章编号：1004-4914(2011)03-099-03

一、引言

股市是宏观经济的“晴雨表”。随着我国股票市场的迅速发展和相关法律法规的不断完善，股票市场已经发展成为众多企业的融资渠道，同时越来越多的居民将资金投向股市，股票在居民资产结构配置中的比例持续增加。根据股票价格估值模型，货币政策的变动会以两种方式影响股票收益率：(1)改变贴现率会对股票收益产生直接影响。在股利保持不变的情况下，贴现率越大，股票价格就会越小；相反，贴现率越小。股票价格会越大。央行实施的紧缩性货币政策会使利率提高，高利率使得企业未来现金流下降进而使股价下降；扩张性货币政策会使利率降低，利率的下降使得企业未来现金流增加进而使股价上升。(2)货币政策变动通过改变企业预期未来现金流，会对公司股票价格产生间接影响。宽松的货币政策可以刺激经济增长，而且公司股价也会增长；紧缩的货币政策抑制经济增长，公司股价也会下降。货币政策对股票市场的影响不论对于股票投资者，还是对于货币政策当局都有十分重要的意义。对于投资者而言，股票价格与其资产组合密切相关；而对于中央银行，这一问题可以检验货币政策是否经由股票市场传导。

二、文献综述

1 国外文献综述。国外就货币政策对股票市场的影响这一问题的研究，最早可追溯至Sprinkd(1964)，他首先研究了货币政策变量变化与股票价格的关系，运用作图的方法，发现1918年-1963年期间，货币供给量变动的峰值领先股价约15个月，谷底值领先股价约两个月。

Keran(1971)考察了1956年第一季度到1970年第二季度的数据，经过回归发现，货币供应量的变化领先S&P500指数两个季度。Homa和Jaffe(1971)、Hamburger和Koehin(1972)运用相同的方法，得出与Keran(1971)相同的结论。

Berkman(1978)和Lynge(1981)分别以M1和M1、M2作为货币政策的衡量指标。运用事件研究法，他们发现货币供应量变化和股市价格变化之间存在逆向变化关系。Pearce和Roley(1983)以M1作为货币政策的衡量指标，并将货币供应量变化区分为预期和非预期的，主要研究股票价格如何对非预期货币供应量变化做出反应，结果发现未预期到的货币供应量的变化与股市价格成反比。

Jenson和Hohnson(1995)发现货币政策发展与股票收益模式有关。他们的研究表明，贴现率下降时的长期股票收益率要高于贴现率上升时的收益率，而且波动性小。Jenson、Mercer and Johnson(1996)运用双重虚拟变量来度量货币政策态势，以表明贴现率的变化。结果发现，股票收益的可预测性既依赖于货币政策环境，也依赖于商业环境，股票的预期收益在货币政策紧缩时期要高于宽松时期。他们的研究也表明商业环境与股票收益之间存在不对称性：只有在货币政策扩张时期，商业环境才可以用来预测未来股票收益；而在货币政策紧缩时期，商业环境不能预测未来股票收益。

Thorbeeke(1997)运用一系列方法检验了美国货币政策与股票价格的关系。运用VAR模型(包括股票月度收益率、产出增长、通货膨胀、联邦基金利率)，研究发现货币政策冲击对市值较小的股票有更大的影响。在这篇论文中，Thorbecke(1997)运用Bosehen和Mills’(1995)指数作为度量货币政策环境的变量，根据他的VAR模型，研究发现。扩张性货币政策对月度股票收益有大而且统计上显著的正影响。

Patelis(1997)运用Fama和French(1989)的长期回归法，运用两组自，变量：货币政策变量和融资变量。检验了美国股票收益的一部分是否可以归因于货币政策态势的变动。结果发现，货币政策变量是股票未来收益的重要预测指标，虽然这些指标对观测到的股票收益的可预测性并不能给出全面的解释。为此，Patelis的解释是，货币政策指标是超额股票收益的重要指标。

Conover、Jenson和Hohnson(1999)的研究表明，不仅美国股票市场，而且外国股票市场都与美国货币环境有关。他们发现，从1956年-1995年，12个OECD国家的股票收益在美国和各自国家货币政策扩张时期要高于紧缩时期。

Cassda和Morona(2004)也使用了VAR方法。他们使用了协整VAR模型(包括实际GDP、通货膨胀、实际M3余额、短期利率、债券收益率、股票实际价格)来检验欧洲地区的货币政策传导机制。基于脉冲响应分析发现，持久的、积极的货币政策冲击对于股票实际价格有暂时的积极影响。

Michael Ehrman和Marcel Fmtzseher(2004)研究了美国货币政策对般票市场的影响。结果发现，平均而言，货币政策紧缩50个基点，会使股票收益降低大约3％。此外，当货币政策变动未被预期到、货币政策态势存在定向变动和市场高度不确定时期，股票收益反应会更加强烈。美国个股对货币政策冲击具有高度的不一致性，且这种这种高度不一致性。这种不一致性与融资约束(Jnancial constraint)和托宾q有关。研究也表明，美国货币政策具有很强的行业效应；构成S&P500的股票中现金流量低、规模小、信用评级低，资产负债率低，PE值高，托宾q高的股票受到的影响更大。

Christos Ioannidis和Ahxandros Kontonikas(2006)研究发现，货币政策变动对股票收益有显著的影响，从而支持了货币政策经由股票市场传导的观点。

2 国内文献综述。钱小安(1998)采用经典静态回归的方法，考察了1994年3月-1997年6月沪指和深指的同比增长率作为股票价格指标。对货币供给量与股票价格的相关性进行了考察，结果发现沪指、深指与中国M0同向变化、与M1无关、与M2反向变化，相关性较弱，且不稳定。他认为预期因素在股价形成中更重要，故货币政策影响不大。

唐齐鸣(2000)研究了1991年1月-1997年12月，中国股票收益与货币政策之间的关系，发现股票收益与货币供给量之间具有正的相关关系。

李红艳、汪涛(2000)采用1993年1月-1999年8月的数据检验了货币供给量与股票市场之间的关系。研究表明，我国股票市场价格与货币供给量之间存在长期均衡的协整关系，货币供给量不是引起股票市场

变动的因素。

孙华好、马跃(2003)采用滚动式向量自回归与增加时滞的自回归系统(augrnented VAR)Granger因果关系检验相结合的计量估计方法，分析1993年10月--2002年6月的月度数据，结果发现货币供给量(M0、M1、M2)对股市没有影响，央行的利率变动量在15个子样本中对股价产生了显著影响。

胡援成、程建伟(2003)运用单位根检验、Granger因果检验和协整检验方法，以货币供给量MO、M1，名义利率R和真实利率NR作为解释变量，以沪深两市股票流通总市值Y为被解释变量，研究了1993年一2001年的季度数据，对中国货币政策与资本市场传导的相互作用和影响进行了实证分析。研究表明，货币供给量对股票市场有较大的影响，而利率对于股票市场的影响较小。

上述这些研究成果，从不同角度就央行货币政策变动对股票市场的影响进行了深入研究，也得出了不尽相同的结论，这些研究结果对投资者的实践活动有一定的宏观指导意义，对货币当局的政策制定也产生了一定的影响。但是由于发达国家的股票市场建立较早，发展也比较成熟，所以上述国外文献基本上都是以发达国家股票市场为研究对象。与发达国家成熟的股票市场相比，中国股票市场建立时间还不到20年，相关的研究成果相对较少也就不足为奇。另外，现有的中国货币政策对股票市场的影响的研究成果，基本上都是货币政策对股票市场的总体影响，而各个行业股票对于货币政策的反应如何，目前尚无相关研究成果。笔者认为，对这一问题的深入研究，对于投资者和货币政策当局而言更具有现实意义。本文的目的就是要在上述研究的基础上，运用事件研究法，以中国人民银行存款准备金率变动的公布为事件，就存款准备金率调整对A股市场和A股行业股票的影响进行研究。研究结果表明，中国人民银行存款准备金率的变动对A股市场的短期影响甚微。

三、数据与方法

1 数据来源：1998年3月21日--2010年1月12日，中国人民银行先后27次对存款准备金率进行调整。其中8次下调存款准备金率，19次上调存款准备金率。有关存款准备金率的数据来源于搜狐证券。A股市场日收益率和中国证监会分类的各行业A股日收益率数据均来源于锐思金融研究数据库(RESSET)。

2 方法：本文将采用事件研究法检验存款准备金率变动对股票市场的短期影响。事件研究法主要是观察某一事件的发生或某一资讯的是否会影响股票价格或交易量的变化。该方法是Fama和Roll等人在1969年分析股票拆细信息对股票价格的影响时提出来的，目前已经成为金融经济领域常用的一种计量统计方法。事件研究方法的基本原理是：根据研究目的的需要，以某一行为作为“事件”，考察事件前后一段时间内样本股票价格或收益率的变化，来解释这一事件对样本股票价格或收益率变化产生的影响。

本文将选取2010年1月12日存款准备金率调整作为事件，以中国人民银行宣布存款准备金率的调整作为事件发生日，如果当日没有开盘则以事件发生后第一个交易日为事件日，然后将事件日前后分为“事件期”和“估计期”两个阶段。在运用事件研究法进行研究时，许多文献都设置了较长的事件窗口。这种方法引起了学者的质疑。在一个较长的事件窗口内，其他事件的发生也有可能对股票价格产生影响，因此。较长的事件窗口使得存款准备金率的调整和其他事件对股票价格的影响很难进行区别，因此较为理想的方法，是尽可能设置一个较短的事件窗口来研究货币政策变动对股票市场的影响。外国有学者已经开始采用高频数据，就货币政策公布对股票市场的影响进行研究，其时间窗口在几分钟之内。但是我国目前要获得这样的数据还不太现实。

四、实证检验

运用上述方法，本文检验的2010年1月12日中国人民银行调整存款准备金率，总体A股市场和各行业股票累积异常收益率指标总结如表1。

从表l可以看出，2010年1月12日中国人民银行上调大型金融机构的存款准备金率O.5％，从t统计量来看。无论对A股总体市场，还是对各行业股票的影响都是高度不显著的。但单个行业对存款准备金率的调整得反应是各不相同的，其中A股总体市场。农、林、牧、渔业，采掘业，制造业，电力、煤股票气及水的生产和供应业，建筑业，批发和零售贸易业，金融、保险业，房地产业，社会服务业，综合类行业都获得了正的平均异常收益率，而交通运输、仓储业，信息技术业以及传播与文化产业都获得了负的平均异常收益率。

货币基金收益论文第6篇

关键词：物价变动会计 资本保全 一般物价水平会计模式 现行成本会计模式

一、引言

会计信息长期以来是建立在货币计量假设和历史成本基础之上。在物价稳定情况下运用历史成本计量提供的会计信息，能真实地能反映企业的财务状况和经营成果。但在物价剧烈变动的情况下，即出现恶性通货膨胀或通货紧缩，货币本身的价值亦发生剧烈变动，这时如果仍按照历史成本基础提供会计信息，那么会计报表所列的资产、负债、所有者权益以及收入与费用就难以表现其真实的价值。这样会计信息就失去了可靠性，据以作出的判断或决策将会给决策者带来重大损失。物价变动会计产生的外因是物价剧烈变动，而内因就是资本保全的要求。所谓资本保全就是要保证初始投入资本的完整无损。只有在保证初始投入资本的完整无损的前提下，才能正确的计量企业的净收益。。在物价稳定或变动不大的情况下，采用历史成本会计模式，可以真实的反映收益并保持资本的完整无缺。因为历史成本会计的基本前提是货币计价及币值不变假设。但在物价持续剧烈变动的时期，币值稳定的前提已不复存在，如仍按历史成本会计模式计量收益，那么在物价持续上涨期间，企业就会虚增收益。按虚增的收益进行分配，就会侵蚀企业的资本，使企业处于自我清算之中；相反在物价持续下跌期间，企业则会资本保全过头，形成秘密积累。显然，资本保全理论的关键所在是如何理解并计量“资本”已经得到完整无损地保全。根据对“资本”的不同理解，可将资本保全理论区分为财务资本保全理论和实物资本保全理论。财务资本保全理论是建立在财务资本概念的基础之上的。财务资本概念认为资本是所有者投入企业的货币或购买力。所以资本与净资产或业主产权是一致的。因此，在财务资本保全理论下，企业需要保持的资本就是企业原有净资产或业主产权。这样，对于一定的会计期间来说，期末净资产超过期初净资产的部分，在扣除了所有者当期资本净投入后的余额，就是企业当期的收益。也就是说，收益是当期财务资本的增量。实物资本保全理论是建立在实物资本概念的基础之上的。实物资本概念认为资本是企业实物生产能力或经营能力或取得该能力所需的资源或资金，因而，这种资本概念与生产能力或经营能力相一致。因此，在实物资本保全理论下，企业要保全的资本就是企业原有的生产能力或经营能力或取得该能力所需的资源或资金。对于一定的会计期间来说，期末实物生产能力或经营能力或取得该能力所需的资源或资金超过期初的部分，在扣除了所有者当期资本净投入后的剩余部分，才能作为当期收益。也就是说，收益是当期实物资本的增量。可见，无论是财务资本保全理论还是实物资本保持理论，其收益的都是以资本保全为前提的。财务资本保全下的收益与实物资本保全下的收益都被认为是真实收益。只是这两种收益金额的确定基于不同的计量单位和计量属性。计量单位主要是解决名义货币单位或不变币值（等值货币）单位的选择问题。会计的计量单位是货币，由于物价发生变动，货币本身的购买力或价值也会发生变化，将不考虑购买力变化的货币单位称为名义货币，而将具有相同购买力的货币单位称为等值货币（不变货币）。计量属性主要是解决同一计量对象的不同货币的表现问题。可用于计量的属性有历史成本、重置成本、现行市价、可变现净值、未来现金流入量现值五种。根据会计计量理论，会计计量模式最基本的构成要素是计量单位与计量属性，而持续剧烈的物价变动势必对会计计量理论产生了一定的影响。因此，可以通过改变会计计量单位和计量属性的方法，来达到反映或消除物价变动对会计信息影响的目的。不同的物价变动会计模式都会在不同程度上或不同方面对企业的资本进行保全。因此，资本保全理论是物价变动会计的理论基础。

货币基金收益论文第7篇

关键词：国债发行； 通货膨胀；资金效率

一、文献综述

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

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

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

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

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

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

二、基于国债资金运用效率视角分析国债发行对于通胀率的影响

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

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

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

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

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

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

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

三、政策建议

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

参考文献

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

[2]Damodar N.Gujarati.计量经济学基础[M].北京：中国人民大学出版社，2005.

货币基金收益论文第8篇

关键词：货币政策 股票市场 状态空间模型

一、引言

自1990年12月上海证券交易所和1991年7月深圳证券交易所正式营业以来，我国股票市场取得了巨大的发展。据统计，截至2011年底，我国股票市场上市公司总数达到2342家，流通市值达到16.49万亿元，而股票总市值也已达到了21.46万亿元，证券化率已达45.54%，以上数据显示，随着股票市场的不断发展及市场化程度的不断提高，股票市场的融资功能、资源配置功能等逐渐显现出来，股票市场已经成为我国社会主义经济体系的重要组成部分，在国民经济中发挥着越来越重要的作用。

根据市场有效性假说，股票一种作为金融资产，其价格会受到不断传达至股票市场的新信息的影响。货币政策作为政府调整宏观经济的一种手段，其所传递的信息也将会对股票市场的价格产生一定的影响。但是对于货币政策影响股票市场的渠道和效果各国经济学家尚没有统一的定论。

二、文献综述

国外已有的文献主要从货币供应量和利率两个方面研究货币政策是否对股价产生影响，且结论也不尽一致。Bernanke（2005）研究表明，联邦基金利率预期之外下降25个基点，股价指数将会增长1%，非预期的货币政策变动对股票市场的超额收益有很大的影响。Nuno Cassola（2008）等对欧洲GDP、M2、短期利率、债券收益率及股价指数之间采用SVAR模型进行实证分析，得出利率和资产价格在欧洲货币政策传导机制中发挥着重要的作用，股市的周期性波动与货币政策的短期冲击密切相关。Leitemo(2009)研究发现，股票实际价格和利率之间存在显著的相互关系，联邦基金利率升高100个基点，股票实际价格立刻下降7%-9%。Edouard Challe等（2011）研究表明股票市场对货币政策的变动无论在数量还是质量上都符合经验估计，预期之外的名义利率变化对股票价格会产生显著的影响。联邦基金利率变动25个基点，会使股票指数变动0.5%到2.3%不等。

国内学者在研究货币政策与股票市场关系时，主要选取的变量包括货币供应量、利率、存款准备金率以及银行信贷规模等。一些学者认为货币政策不能显著地影响股票价格。如孙华妤、马跃（2003）采用滚动式VAR模型进行研究，发现货币供给量对股市影响不大，并且存在时滞。张蕾、郑振龙（2007）对1996-2006年短期利率与上证综指间的动态相关性进行了实证研究，发现2002年之前利率与股指之间有微弱的动态负相关性，但在2002年之后这种负相关性逐渐增强，表明我国金融市场存在分割性并逐步走向成熟。

另一部分学者则通过实证研究认为货币政策对股票价格有着显著的影响。如刘文超、韩非（2010）运用协整回归方法，研究结果表明：货币供应量同比变动同股票市场存在着长期均衡关系。其中M0和M1的同比增速是上证综指的格兰杰原因。货币政策在紧缩期对股市的负面作用大于其在扩张期的积极影响。郑鸣，倪玉娟（2011）运用MS―VAR方法分析货币政策与沪、深股市收益率的动态相关性及与股票市场特征的关系。实证表明，货币供应量与股市的相关性比利率与股市的相关性要高。

从上述文献可以看出，目前学者研究在研究货币政策对股票市场的影响时，大多采用固定参数模型，得出了一些有价值的结论，对我国货币政策操作有一定的指导意义。但是由于货币政策存在着一些不可观测的因素，采用上述固定参数模型难以准确反应现实情况。近年来，由于经济改革、外界冲击和政策变化等因素的影响，中国的经济结构逐渐发生变化，货币政策冲击对股市的影响也越来越不固定，因此需要构建时变参数模型才能更好地反映货币政策对股市影响的动态性。本文拟采用时变参数的状态空间模型对货币政策对股票市场的影响进行分析。

三、实证研究

状态空间模型表达了由于输入引起系统内部状态的变化，并由此使输出发生的变化，是反映动态系统的完整模型，它不仅能反映系统内部状态，而且能揭示系统内部状态与外部的输入和输出变量的联系。

（一）变量的选取与数据处理

本文采用上证综合指数的对数的差分即上证综指收益率（dlnindex）作为自变量，采用广义货币供应量对数的差分即货币供应量变化率（dlnm2）、利率对数的差分即利率变化率（dlnr）作为自变量建立时变参数状态空间模型。本文设定了一个虚拟变量t来考察货币政策在股权分置改革前后对股市影响的效果。

本文选取样本为1997年1月至2011年12月的月度数据。数据均来自于中经网统计数据库。

（二）单位根检验

采用时间序列建模，为避免伪回归问题，要求序列是平稳序列或序列之间存在协整关系，因此，需要先对各变量进行平稳性检验。本文采用ADF检验，检验结果表明，广义货币量（M2）、利率（R）、上证综合指数（index）的对数序列在5%的置信水平下均为一阶差分平稳过程，即都是一阶单整时间序列。

（三）协整检验

Johansen协整检验是一种以模型为基础的检验回归系数的方法，它能够同时对多变量进行协整检验。本文采用Johansen协整检验方法，结果表明，在5%的显著性水平下，各变量之间都存在着长期协整关系。

（四）状态空间模型分析

利用状态空间模型的时变参数模型来研究上证综合指数收益率（dlnindex）、广义货币供应量增速（dlnm2）、利率变化率（dlnr）之间的关系，t为虚拟变量，以实行股权分置改革为界，2005年12月以前取0,2006年1月以后取1。该模型的量测方程为：

@signal dlnindex=c(1)*t+sv1*dlnm2+sv2*rr+sv3

其状态方程为：

@state sv1=sv1(-1)

@state sv2=sv2(-1)

@state sv3=c(3)*sv3(-1)+c(4)*sv4(-1)+c(5)*sv5(-1) +[var = exp(c(2))]

@state sv4=sv3(-1)

@state sv5=sv4(-1)

估计得到如下结果，括号内为z统计量：

(-8.36E+08)

(8.07E+12) (-3.90E+15) (-6.21E+13) (-1.29E+13)

经过z统计量检验，上述模型在5%的显著性水平下是显著的，进而可以得到广义货币供应量变化率和利率变化率对上证综指收益率的弹性变化趋势，如图1、图2所示：

图1广义货币供应量变动率对上证指数收益率的影响系数

图2利率变动对上证综指收益率的影响系数

从图中可以发现在1997年-1999年间，我国股市变动剧烈，货币供应量变动和利率变动对股市影响十分显著。在此期间广义货币供应量变动率对上证指数收益率的影响系数为[-0.044,0.26]，利率变动对上证指数收益率的影响系数为[-0.153,0.59],并且变动十分剧烈。究其原因，1997年席卷亚洲的金融危机对经济造成了巨大冲击，为了刺激经济增长，央行开始实行积极的货币政策，货币供应量逐月增加，利率不断降低，银行信贷不断增加，从而使我国股票市场在1998年5月前后走出了一波不断上涨的行情。这一时期货币政策对股市收益率的影响十分显著。此后，货币政策调控的效果显现，股票市场逐渐恢复稳定，虽然央行继续坚持执行积极的货币政策，广义货币供应量增速保持在15%左右，利率水平维持在3%左右，股票市场对货币政策的预期比较稳定，货币政策对股票市场的影响未现巨大波动。即便是1999年至2001年的牛市行情，货币政策对股票市场影响的系数也变动较小，在这一阶段，货币政策对股市的影响有所减弱。

2005年股权分置改革开始实行，并于2006年全面展开。我们发现，股改前后，影响系数有着显著的变化。股改之前，由于国家法人股的无法上市流通，市场流通股规模较小，因而股票市场受货币政策影响的变动幅度也较小。股权分置改革后，央行执行宽松的货币政策，虽然货币供应量增速依然维持在15%左右，但利率始终在3%以下，居民储蓄率不断降低，大量的资金涌入股市，促使我国股市走出一波前所未有的牛市行情。从图中结果可以看出，2006年以后，货币政策对股市影响的系数变动率有所增大。货币供应量变化率对上证综指收益率的影响不断增强，从2006年7月的0.001增加到2011年12月的0.071，并在09年以后影响逐步减弱，而利率变化率对股市收益率的负向影响则从0.05增加至0.37，并在09年以后逐步增强。这也一定程度上表明股权分置改革提高了我国货币政策对股票市场的影响力度。

2008年，美国次贷危机引发的金融危机席卷全球，为了克服金融危机，国家出台了四万亿经济刺激计划，并实行了宽松的货币政策，货币供应量增速一度达到30%，利率降低到1%以下，并在1.5%左右波动，股票市场出现了上升行情。随着经济的企稳回升，资产泡沫凸现，为了抑制资产泡沫，国家开始执行稳健的货币政策，货币供应量增速有所放缓，利率也有所提升，股市也表现出了疲软的态势，这与图中曲线的斜率变缓，利率变动率的系数为负并不断增加相吻合，这表明在这一段时间，货币供应量变化率对股市的影响是显著的，但是影响作用在减弱，而利率变化率对股市的影响作用却在加强，这也能解释在利率调整公告前后，股市出现巨大波动的原因。

四、结论及建议

本文采用时变参数状态空间模型实证分析了股指收益率与货币供应量变化率、利率变化率之间的关系，实证结果表明：货币政策调整对股票市场影响是显著的，但是在不同阶段采取不同的手段对股市的影响效果是不同的。在经济危机时期，货币政策的微小变动都会带来股市的巨大波动，并且货币供应量增速越高，股市收益率水平越高，提升利率对股市的抑制作用要比降低利率对股市的促进作用要大。在经济过热时期，货币供应量变动对股市收益率的影响较小，但利率变动对股市收益率的影响依然显著，并且呈现出一定的波动性，提高利率会降低股市收益率，反之亦然。股权分置改革提高了货币政策的股票市场传导的有效性，使得股票价格对货币政策信息的反应更加灵敏。

鉴于货币政策对股市影响的有效性，结合我国货币政策最终目标，虽然稳定币值和促进经济增长仍是央行的首要任务，但货币政策应适当关注股票市场价格的波动，并将股票价格等指标作为重要的参考依据，可以适时建立股票价格波动的监控体系。从长远来看，我国的货币政策目标不仅仅是确保人民币币值的稳定，更应当是保证金融稳定，不仅包括物价稳定，还应包括银行体系的利率稳定和汇率稳定以及股票价格在内的资产价格的稳定。从货币政策中介目标来看，央行应着重推进利率的市场化进程，强化利率传导机制的作用，提高利率变动对金融资产价格变化的传导效应。

参考文献：

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[3]刘文超、韩非.我国货币政策对股票市场影响的不对称性分析[J].上海金融.2010;9

货币基金收益论文第9篇

【关键词】货币市场基金 银行 投资者 利率 货币政策

2013年6月17日，阿里巴巴正式推出了支付宝旗下的一款增值服务“余额宝”，引起了普通投资者热烈的追捧，继而在社会上掀起了货币市场基金席卷的大潮。一时间，各类货币基金充斥着人们的视野。虽然目前看来，货币市场基金已经淡出人们的视线，但它的持续迅猛成长，使得我国货币市场基金的市场定位发生了根本性的变化，对经济活动的参与方和整体经济发展产生了重要影响。

一、货币基金的定义和特点

货币基金，也叫做货币市场基金（MMF），顾名思义，就是专门投向货币市场工具的开放式基金，它主要投资于国债、央行票据、商业票据、银行定期存单、政府短期债券、银行大额存单等安全性非常高的短期有价证券，又被称作“准储蓄产品”。

相较于其他的基金产品，货币市场基金有着自身的产品特点：

（1）本金安全。货币市场基金主要投资于货币市场工具，这就决定了货币市场基金在各类基金中是风险最小的。虽然在合约中一般不会有条款写明保证本金的安全，但是事实上，基金的性质决定了货币市场基金在现实运作中极少发生本金的亏损，所以人们多将货币市场基金视作现金等价物。

（2）资金流动性强。货币市场基金的流动性非常强，可以与活期存款媲美。不论是基金的买卖还是投资的追加和赎回，资金到账的时间都很短。现在，国内几乎所有的货币市场基金都为T+0，即当天赎回，当日到账。

（3）收益率较高。大多数的货币市场基金一般来说具有国债投资的收益水平。除了一般机构可以投资的交易所回购等投资工具以外，货币市场基金还能够进入银行间短期拆借和回购市场、中央银行票据市场进行投资，它的收益率一般同一年期定期存款利率相当，高于同期银行的活期存款利率。除此之外，货币市场基金还可以避免通货膨胀造成的隐形损失。当通货膨胀出现时，实际利率有可能很低，甚至为负值，此时货币市场基金就可以发挥其作用，把握市场的变化和通胀趋势，不仅能够避免损失，甚至获得较为稳定的高收益。

（4）投资成本低。对货币市场基金进行买卖一般都免收手续费，认购费、申购费、赎回费都是0，资金的进入和赎回非常便利。除了降低货币成本，很多货币市场基金的开户认购手续也非常简单，大大节约了投资者的时间成本。

（5）进入门槛低。目前很多款货币市场基金的首次/申购只需100元起，更有甚者只需要1元起，相比于最少5万元起的理财产品，货币市场基金为资金较短缺的投资者和持观望态度想要尝试的投资者提供了很好的机会。

（6）分红免税。大多数货币市场基金的面值都保持1元，收益天天计算，投资者每天都能够获得利息收入。目前市场上的货币市场基金主要有两种收益结转方式：一种是每日分配收益，利息每达到1元就自动认购一份基金份额，这是目前最为广泛的结算方式；另一种也是每日计算利息，但是在每月固定日期集中支付，再根据利息总额认购基金份额。

二、货币基金对经济参与者的影响

与互联网平台对接的货币市场基金无疑为中国的经济发展带来了新的活力与新的变革，参与在经济市场中的每个角色都不可避免的受到其影响与改变。投资者看到了更多资产增值的可能性，商业银行则面临一些挑战。

（一）对银行的影响

目前我国商业银行的经营收入还是主要来自存贷款的利差，根据各银行年报，2014年利息净收入占银行营业收入的比重见图1。从这个数据可以看出，以四大国有银行为代表的我国商业银行目前利润的中心和重点还是在存贷款的净息差，如果货币市场基金对商业银行的存款分流持续加大，无疑会对商业银行产生很大压力。2012年底到2015年底，货币市场基金净值由5717.28亿元增长为44443.36亿元，短短3年增长率为677.35%。而与此同时，金融机构各项存款总额在2012年底为917，554.77亿元，2014年底为1，138，644.64亿元，虽然在总量上仍有压倒性优势，但两年间的增长率却仅为24.10%，比起货币市场基金的增长率数量小很多。从发达国家的经验来看，货币市场基金确实分流了一部分银行存款，我国目前的情况也已经出现了这样的趋势。

除了分流存款之外，货币市场基金的出现也会对银行的理财产品造成冲击。一般而言，商业银行的理财产品投资门槛较高，流动性较差，很多理财产品在封闭操作期间是不能赎回的，除此之外，还有一定的资金募集期，理财产品到期日与资金到帐日也有几天的差距，这些都使得银行理财产品的流动性大打折扣。相比于货币市场基金100元起购甚至1元起购的低门槛，还有T+0的赎回以及较高的安全性，银行的理财产品阵线饱受压迫也是情理之中。

在利差收入被压缩，理财产品收入受到冲击的情况下，银行无疑面临着巨大的威胁，这些竞争的压力必定会转为商业银行创新的动力，使得商业银行更能够在金融体系中发挥其重要的作用。

（二）对中小投资者的影响

货币市场基金，尤其是以“余额宝”为首的互联网货币基金的快速增长与繁荣，使得投资者、尤其是资金并不充裕的中小投资者看到了银行存款以外的选择，将目光聚焦在理财上。由于货币市场基金开户简洁，申购便利，门槛低廉，与开一个银行账户相比并不复杂，而收益相较于银行的活期存款，甚至一年期定期存款都远为可观，中小投资者大都意识到“理财”也可以是一件很平民化的东西。根据与余额宝对接的天弘增利宝货币市场基金2014年的年报，截止2014年12月31日，个人投资者持有份额5760.86亿份，相较于2013年底的1853.42亿份增加210.82%，持有人户数为1.85亿户，户均持有的基金份额仅为3，133.47份，也就是平均每户投资者只投入了三千多元。

货币市场基金的席卷与普及，除了将投资理财平民化，还为中小投资者灌输了理财的概念。越来越多的投资者开始关心不同的理财产品的收益率、投资期限、流动性和安全性等特征，寻求适合自己的投资产品，在整个社会形成了理财的大概念，为我国形成良好的金融环境和发展完善的金融市场奠定了坚实群众的基础。

三、货币基金对经济大环境的影响

除了对市场参与者造成影响，货币市场基金的出现还使得金融市场结构发生了变化，产生了对宏观经济大环境的一系列影响。

（一）对利率的影响

从2015年10月24日起，中国人民银行对商业银行和农村合作金融机构等不再设置存款利率浮动上限，我国的利率市场化进程基本完成。虽然利率自由浮动，但是银行定期存款所提供的存款利率仍非常有限。寻求收益最大化的理性投资者会将资金从银行等储蓄机构转向货币市场工具，但是货币市场工具有最低投资门槛，这个门槛一般较高，普通投资者难以企及，货币市场基金就应运而生。货币市场基金通过吸收大量散户的小额资金，汇集形成大额资金，投资于货币市场工具获取市场利润，并将扣除管理费等各项费用后的收益分配给各投资者。

货币市场基金的蓬勃发展使得资金市场的定价更加明确，由存贷款利差产生的商业银行惰性也必定会逐渐克服，闲散的社会资金将会得到充分的利用，利率市场化的脚步将在货币市场基金的推动下越发平稳。

（二）对货币政策的影响

货币市场基金的出现改变了货币的供应量。由于货币市场基金所具备的高安全性和流动性，使其成为了可媲美活期存款的“准储蓄产品”，这使得存款性金融机构和非存款性金融机构的界限不再明确，甚至二者在货币创造功能上的区别也变得模糊。目前，我国央行监控的货币政策中介目标以货币供应量为准，供应量按照流动性分为M0（流通中的现金），M1（M0+单位活期存款）和M2（M1+居民储蓄存款、企业定期存款和证券公司客户保证金）。货币市场基金的分流作用使得这三个层次的货币供应量都不同程度的减小，不再能够完全反映真实的宏观经济情况。2015年12月，中国人民银行主要监测的货币供应量M2为1，373，956.01万亿元，货币市场基金的净值为44，443.36亿元，虽然相对于M2，货币市场基金的总量只占了3.23%，但这个比例在2014年12月是1.70%，在2013年12月为0.68%（图n为货币市场基金占M2比值的变化）。从图中可以明显看出，2013年起货币市场基金有了明显发展，这与以余额宝为首的互联网平台宣传密不可分，货币市场基金虽不再风行，却也仍蓬勃发展。目前在我国，货币市场基金并没有统计在这三个层次货币供应量的任何一个层次中，于是，很有可能出现这样一种情况：仅从M2和M1的数量情况来看，货币供应量符合央行的调控目标，但由于并没有考虑货币市场基金的规模，发挥M2作用的货币超过、甚至远远超过央行设定的预期目标，最终必然影响货币政策调控目标的实现。考虑到我国货币市场基金目前的发展趋势和发达国家的经验，这种情况并非不可能，我国的中央银行应对此有所准备。

货币市场基金在赎回和支付上的便利很大程度上满足了人们对流动性的需求，较高的利率又使得人们持有现金的机会成本增加，货币结构因此改变，货币需求下降。同时，货币的投机性需求不断增高而交易性需求和预防性需求不断削弱，造成了货币需求不稳定性增加，变化幅度增大。

总而言之，由于货币市场基金既改变了经济运行中货币的供应量，也改变了货币的需求量，使得央行对于货币的控制能力下降，加大了中央银行进行货币政策调控的难度。短期内虽然无法将货币市场基金纳入M2、M1指标中，但是央行在调控货币供应量时应充分考虑货币市场基金在经济运行中的影响；长期来看，将货币市场基金纳入合理的货币层次集中进行调控是比较合适的解决方案。

四、结论

货币市场基金在我国的快速崛起是管制利率和市场利率存在的利差的产物。货币市场基金具备的高流动性、高安全性和高收益性对银行造成了很大压力，迫使银行采取行动以保持竞争中的优势；对于投资者，货币市场基金降低了投资门槛，使得理财进入平民大众的生活。货币市场基金还是利率市场化改革后市场资金价格发现的重要推动力，但也为央行执行货币政策带来了些许挑战，怎样对货币市场基金进行完善、合理的控制和管理，仍然值得我们探索。

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