数字货币论文大全11篇
时间：2023-04-03 09:49:44
数字货币论文篇（1）
以比特币为代表的数字货币正在对全球金融体系产生重要影响，一些经济学家预测，数字货币有可能成为二十一世纪主要的金融支付工具。2016年1月20日，中国人民银行在北京召开数字货币研讨会，周小川行长指出需要密切关注区块链等技术发展对金融Ю吹挠跋臁S纱耍支撑比特币等数字货币研发的关键技术――区块链（blockchain）技术引发多方关注，各方对区块链的关注程度甚至不亚于对数字货币本身。目前，区块链技术的应用已经从数字货币领域逐渐进到金融、公共服务等领域，在国内外正掀起一股研究和探索区块链技术应用的热潮。
一、区块链和数字货币的内涵
作为支撑比特币的重要技术，区块链的概念最早由比特币创始人中本聪提出。以比特币应用为例，区块链是指一串使用密码方法相关联产生的数据结构，每一个数据块中包含了过去十分钟内所有比特币交易的信息，以密码学方式保证信息不可篡改和不可伪造并生成下一个区块。
有学者（秦谊，2016）认为，区块链可以被理解为一个基于计算机程序的公开的总账数据库。它的特点是数据库可以记录区块链上发生的所有交易信息，区块链中的每个节点都可以将其记录的交易信息更新至网络并保存，每个参与维护的节点都能复制获得一份按照时间顺序记录的完整数据库储存，这就构成了一个去中心化（decentralized）的分布式数据库，这种数据库能够在无须第三方介入的情况下，实现信息的直接交互，即人与人之间点对点式的交易和互动。
也有研究（穆启国，2016）认为，区块链是指通过去中心化和去信任的方式共同维护一个可靠数据库的技术方案。这种数据库方案以涉及系统中的任意多个节点，把一段时期内系统包含的全部信息交流的相关数据，通过特殊的算法和密码方法计算并记录到一个数据区块（block）中，同时产生该数据区块的防伪识别码用于链接（chain）下个数据块及校验，系统的所有相关节点来共同验证交易信息记录是否为真，生成的数据区块不可篡改。实际上，区块链技术是一种类似于TCP/IP协议的互联网底层技术的分布式数据库技术，它的出现有望实现互联网从信息传递向价值传递的突破。区块链技术最大的颠覆性在于信用的自我建立，数据存储、传输和证明的去中心化，采用分布式储存的数据区块替代目前的中心服务器，使全部数据信息都被记录并储存在云系统之上，无须第三方验证即可实现数据的自我证明，使得信用的建立成本大幅降低。比特币就是基于区块链技术创造的一种去中心化的数字货币，因此无须基于信用来实现货币的发行和交易。
对于数字货币的认识，有学者认为（王永红，2016），数字货币是“法定电子现金”，即由货币当局发行、存储于电子设备、具有现金特性的价值载体。数字货币区别于与银行账户相关联的电子货币，与价值完全由市场决定虚拟货币不同。同时，从数字货币体系建设的需求的角度来看，数字货币要成为一种广泛使用的支付手段，必须具备区别于电子货币、虚拟货币的显著特点，包括安全性、可控匿名性、周期性、不可重复性、系统无关性，并且要在开放互联环境中达到很高的交易性能。谢平和石午光（2015）认为数字货币是基于密码学和网络点对点（Peer to Peer）技术，由计算机程序产生并在互联网上发行和流通的一种货币。
二、区块链应用于数字货币的优势
新货币经济学认为，货币价值尺度与流通手段的职能可以分离，比特币的应用可以被视为此观点的一次尝试。该理论提出，所有的经济活动在没有中央银行和法定货币的情形下一样存在，基础货币的记账和交换职能可以同时使用两种不同的媒介，前者仅为衡量价值的标准化的记账单位，可以同所有的经济交易之间建立起映射关系，而后者则是内生的，可以通过债权转让的方式实现交换。从更为长远的角度来看，比特币或许只是货币职能分离的一次大胆的实践，离诞生真正意义上能广泛流通的数字货币还有十分遥远。但是无论如何，基于数字货币的比较优势，创建一种成熟、稳定、可靠的数字货币体系是未来世界货币体系的发展方向。无疑，区块链技术为创立稳定可靠数字货币提供了技术基础，受到了各国央行的关注。
利用区块链技术发展数字货币具有明显的优势。有学者（蔡钊，2016）认为，区块链技术可以实现数字货币去中心化信用和方便快捷地交易，使得其具有较高交易流通价值，并能够通过开发对冲性金融衍生品作为准超货币，从而保持相对稳定的价格。数字货币建立了货币背书下的数字货币交易信用，交易量越大，交易越频繁，数字货币交易信用就基础越发牢固。一旦在全球范围实现了区块链信用体系，数字货币自然会成为类黄金的全球通用支付信用，并可借此推动人民币国际化。
去中心化的数字货币使得货币变得十分安全。目前的中心化的金融系统容易遭受电脑黑客的攻击，安全成本高且难以防御。但是基于区块链技术创立数字货币，它去中心化的特点能够实现全网络记账，有效预防故障与攻击。另外，区块链信息的时序记录、不可追溯和难以篡改的特点，使得货币防伪变得十分简单。这一防伪特性在与数字货币相关的票据、凭证应用上有更为广阔的前景，这使得金融诈骗的可能性大大降低（邓迪，2016）。
有学者从人民币国际化的角度分析了基于区块链的数字货币的优势（肖风，2016），认为中国人民银行可以通过联盟链发行数字货币，这种联盟链是由几个中心化机构共同发起建立，兼具部分去中心化功能的同时让分布式网络节点得到控制的区块链。在这种区块链中，让所有参与金融机构的数据中心共同构建联盟链的分布式网络，单中心变成多中心，从而实现安全稳定运行。另外，零知识证明技术和共识机制能够保证所有参与者的信息保密，链条各节点网络通过账本网络共享机制确保达到高效率和高可靠性的结合。这种设想一旦实现将十分有利于人民币有序、可控地实现国际化。同时，人民银行可以通过外接端口将认可的全球金融机构接盟链，可实时监控人民币流动，并且可以节省人民币印刷和储存成本。最重要的是根据区块链技术实现信息流与资金流的统一，实时结算、逐笔交割与无间断运行，初步构建一个科学高效的全球化人民币登记结算与支付清算网络，这将极大提高人民币结算、支付清算的效率，有效推进人民币国际化。
在反洗钱领域，区块链技术的作用突出。秦谊（2016）认为，借用区块链技术，通过各金融机构的交易都必须有客户提供电子身份信息（私钥）同银行掌握的公钥共同验证，并且与用户地址进行匹配，确保每笔交易都有完整的记录。在这种模式下，交易信息在各金融机构间实现透明共享，交易的所有环节都无法脱离监管机构的视线，黑钱将无法洗白。
但是，也有学者对区块链应用于货币创新有不同的看法。姜奇平（2016）从货币价值的角度分析，认为区块链在货币方面的应用只能是被设计为一般等价物的分布式系统，但如果未来货币的发展不再是一般等价物，那么基于区块链技术的数字货币与货币发展从贝壳到黄金再到纸币一样，只是货币在形式上的创新。而未来货币的流动性将必须在利用、使用、服务应用中体现价值，表现在更为具体的价值体现。而区块链技术的应用在比特币上，相当于设计了信息量机制，却没有设计信息流速机制。吴晓灵（2014）认为算法货币目前只是解决了货币信用问题，但尚无法适应社会经济需求的调节需要。在当前的情形下，其最重要的价值体现在能够通过互联网实现低成本高效率的价值传递。
三、区块链技术应用于货币创新的实践：比特币
区块链技术最广泛也最为成功的应用是以比特币为代表的虚拟货币。从中本聪开发出第一个创世区块开始，到比特币区块的诞生，再到比特币作为投资工具价格飞涨，比特币和区块链技术广受追捧，凸显了区块链技术及应用的广阔前景。英格兰银行的研究认为中央银行未来可以考虑发行流通基于区块链的数字货币，操作得当可以增强金融的稳定性。
对于比特币是否为数字货币的判断，Yermack（2013）的研究结论比较具有代表性。作者认为，比特币在履行货币的价值尺度、流通手段和支付手段的职能方面仍然面临重大挑战。在流通手段方面，比特币的流通范围小；从价值尺度看，比特币价格波动十分剧烈，因而尚不能视为具有稳定的价值尺度；从支付手段来看，比特币仍未被广泛接受。Forian et al.（2014）分析了比特币的货币和资产属性，认为持有者更多视比特币为一种投资和资产。因此，比特币从根本上来说仍不是货币。
不少学者肯定了比特币对于创新货币形式的重要作用，张春霞（2016）认为去中心化、非国家化是未来货币的发展方向之一。货币去中心化是指一种货币不通过中央银行等中心机构发行流通，交易过程不依赖银行或中央清算机构等第三方机构的协助。类比特币的非国家化能有效避免中心机构造成的货币多发，以及信用风险和人为因素导致的货币危机，从而根本上保证了币值的稳定与流通的自由。比特币去中心化、数量有限、完全匿名和交易便捷的特征，是目前区块链技术最为成功的应用。姜立文等（2013）认为比特币有效解决了在经济全球化下如何降低信息成本与交易费用的问题。交易可以实现全球同步，极大地降低了交易成本，现了资源的优化配置。
有学者（闵敏和柳永明，2014）从货币价值与职能的角度分析认为，比特币本身不能度量商品的价值，在当前的比特币的交易中，衡量商品价值的因素依然是法定货币。现实中绝大多数可以使用比特币交易的实体店都同时使用法币和比特币标价，实际上是法币提供价值尺度，而比特币充当流通手段。从这个方面讲，比特币实现了价值尺度与流通手段的分离。而货币价值尺度与流通手段分离，则价值尺度退化为记账单位，商品的价格就能充分反映商品的相对价格，从而避免受到货币价值波动的影响。
许多外国学者从比特币的交易特征分析得出了一些有用的结论。Ron et al.（2013）通过跟踪分析比特币持有者的数量、账户变动、交易和储蓄特征，发现大多数的比特币从产生到现在，并没有参与流通，大多数的比特币被少数人集中。Smith（2014）对比特币的价格波动进行了分析，发现比特币同直接货币市场之间存在套利行为，同时比特币与其他货币的直接汇率波动更加明显。这些现象表明受比特币数量的稀缺性、升值预期和流通限制影响，比特币的持有者愿意选择持有而不是交易，价格波动也更为剧烈。
四、区块链技术创新发展货币面临的挑战
区块链技术应用于数字货币创新具有安全性、匿名性、方便交易的天然优势。尽管如此，应用区块链技术创立一种广泛流通的数字货币仍然面临诸多挑战。
安全性仍是区块链面临的最重要的问题。到目前为止，比特币遭黑客攻击失窃和被盗的事件时有发生，因此区块链技术应用于数字货币在技术面上尚未成熟。袁勇和王飞跃（2016）认为，虽然实际系统中为掌握全网51%算力所需的成本投入远超成功实施攻击后的收益，但受攻击的安全性威胁始终存在。另外，区块链的非对称加密机制也将随着数学、密码学和计算技术的发展而变的越来越脆弱，隐私保护也不是绝对的安全。
从法律上看，以区块链技术为基础的数字货币受现有的国家制度的制约。益言（2016）认为，一方面区块链的去中心化和自治性淡化了国家和监管的概念，对现有的货币制度造成很大冲击。以比特币为代表的数字货币对国家的货币发行权威构成严峻挑战，而且影响货币政策的传导机制和效果。监管部门对区块链技术缺乏充分的认识和预期，与区块链技术及其应用缺乏相关法规的保护，增加了市场主体的风险。
从监管上讲，区块链的去中心化让中心化的政府对数字货币的监管变得非常困难。孙建钢（2016）认为，虚拟货币数字化的价值代表属性决定了其很难确定监管主体，去中心化的属性使原中心化的传统监管模式不再适合，跨国界市场参与及交易的属性更是增加了监管的复杂性，从而给各国的金融监管机构提出了新的挑战。
另外，陈一稀（2016）的观点比较独特。文章认为，区块链技术存在与传统货币银行学中相类似的“三元悖论”，即无法同时达到高效低能、去中心化和安全的三个要求，最多只能同时满足两个目标，而放弃另外一个目标。同时，文章提出以比特币为代表的区块链技术从本质上来说不是去中心，而是换中心或是多中心。
随着以比特币为代表的数字货币的强势崛起，新兴的区块链技术逐渐成为学术界和产业界的热点研究课题。区块链技术的去中心化信用、不可篡改和可编程等特点，使其在数字货币的应用上具有广阔的前景。目前，对区块链技术应用于数字货币的研究仍停留在初级阶段，尚未形成系统的理论。多数研究集中分析了区块链技术对于数字货币创新的重要意义，与传统货币的比较优势，以及未来面临的安全、法律认可、政府监管的挑战，但都没有提出系统的解决方案。同时，对于未来数字货币如何实现一般货币职能，构建数字货币与现有货币体系相融合的框架，以及如何实现数字货币广泛流通的分析和讨论不够充分。本文对有关区块链技术用于数字货币的创新做了粗浅的归纳，以期为未来研究提供有益的启发与借鉴。
参考文献
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数字货币论文篇（2）
1引言
在数字化浪潮席卷全球、产业信息化持续深入发展的背景下，采用数字货币是大势所趋。克服监管障碍后，加密货币终将取代现金，并成为推进数字经济发展的核心力量。我国人民银行早在2014年就已启动数字货币的专项研究，于2019年开始5个试点测试地区的内部试点工作……这绝不仅是一场货币形式的变革，更是一次大国间争夺构建数字金融体系主动权的博弈。2020年，我国数字人民币试点范围继续扩大，应用场景主要覆盖零售、餐饮服务、交通出行、工资发放等多个领域。数字人民币落地后毫无疑问将对现有行业造成严重冲击，首当其冲的便是第三方支付行业。由于我国法定数字货币目前的定位是不付息、仅替代M0，而第三方支付工具早已取代了大部分现金支付，这一现象更是加剧了法定数字货币和第三方支付在支付体验上的竞争。到底央行数字货币会不会取代微信、支付宝等第三方支付平台？在政府不干涉的情况下，有多少民众会放弃目前的第三方支付平台而选择采用DCEP进行交易？针对这些问题，本文将从理论基础、支付流程和存款流程三个方面对法定数字货币和第三方支付进行比较。
2文献综述
关于法定数字货币的发展脉络。姚前（2018）提出数字货币思想由来是因早期密码学家思索手里的现金能不能像加密和签名的邮件一样，从一端转移至另一端而产生的[1]。随着区块链技术的应用，数字货币应运而生，以比特币、狗狗币为代表的私人数字货币摆脱了有形货币的形态，但发展至今，它们更像是一种数字化的证券资产。吴金旺（2021）从辩证角度提出非数字货币火热的背后，既是民众对现有纸币和第三方支付的高期待，又含有对中心化形式带来垄断局面的担忧[2]。关于法定数字货币的特征与运行机制，从特征上来看，季晓南、陈珊（2021）指出法定数字货币具有发行管理中心化与技术架构去中心化并存、可控性与匿名性有机结合、币值稳定等特性[3]。此外，刘川等（2021）也提出“以信用作为信用背书使得法定数字货币天然性地兼具便捷高效与币值稳定两个特征”[4]。从运行机制上来看，法定数字货币的发行流通体系是一国金融体系的关键组成部分[5]，理论上有两种架构模式：一是“中央银行—公众”的一元发行模式，公众直接在央行开立账户，央行不通过商业银行而直接面向公众发行数字货币并全权负责法定数字货币的运行；二是采用“中央银行—商业银行—公众”的二元模式，中央银行面向商业银行进行货币发行和回笼，商业银行受央行委托向公众提供法定数字货币存取等服务，并与中央银行一起维护法定数字货币发行、流通体系的正常运行[6]。我国数字人民币采用的发行与流通机制便是二元模式，与传统的现钞发行流程基本一致，仍然保留了商业银行的基础设施，最大限度降低法定数字货币体系对商业银行现有体系的冲击。此外，巴曙松等人（2020）还提出我国法定数字货币具有三个特点：一是采用“一币、两库、三中心”架构，二是采用“前台自愿，后台实名”监管，三是通过智能合约聚焦传统货币政策失灵[7]。法定数字货币可以弥补第三方支付存在的不足及两者存在的差异。张筱晨（2019）提出“法定数字货币有利于提高清算效率”，目前互联网线上交易的完成涉及央行、商业银行及第三方支付平台等多个主体，且各自都拥有独立的系统和数据库，一笔交易的背后涉及多层清算与结算，消耗了大量的社会资源，而基于点对点交易的法定数字货币可以将中间环节省略[8]。穆杰（2020）认为，尽管第三方支付平台使互联网交易渐渐脱离了传统金融，但是第三方支付平台发行银行存款货币并以1∶1的比例与法定货币兑换会增加金融体系的风险以及货币体系的不稳定性，而法定数字货币的发行可以满足人们对支付安全、便捷的需求，还能减少对第三方支付平台的依赖[9]。此外，郭艳等（2020）提出，法定数字货币作为货币履行交易媒介的功能区别于现有第三方支付工具，它具有无限法偿和支付全场景覆盖[10]。吴婷婷、王俊鹏（2020）通过比较央行DCEP与支付宝、财付通在法律效力、安全性、结算模式、隐私保护、离线支付等方面的差异，得出法定数字货币对第三方支付的影响主要体现在支付业务、销售业务、征信业务[11]的结论。
3法定数字货币和第三方支付的比较分析
3.1法定数字货币和第三方支付的理论基础比较
法定数字货币是人民币的数字化，仅替代流通中的现金，具有无限法偿性，属于M0的范畴。而第三方支付则是一种由信誉佳、实力强的独立机构担任中介，为解决交易双方信息不对称的问题、促进交易正常进行的网络支付模式。公众因日常充值、提现、支付的需求而存放在第三方支付平台的资金被称为客户备付金，其本质是第三方支付机构收到的预收代付的货币资金，属于M1的范畴。随着第三方支付用户量和交易量的迅猛攀升，客户备付金存储在第三方支付平台中形成了一笔数额巨大的沉淀资金，为缓解大规模沉淀资金带来的压力与风险，余额宝、零钱通等货币基金应运而生，该资金属于M2的范畴。因此第三方支付的货币属性归属于M1和M2级别。
3.2法定数字货币和第三方支付的支付流程比较
支付是离现金最近的窗口。线下使用第三方支付时，用户间的交易只需通过扫描二维码来完成资金的调拨，平台的清算系统和财务系统会实时处理每一笔支付业务。这正是第三方支付行业发展平台经济的核心竞争力，而平台经济的网络外部性又在不断吸引新用户进入，以微信、支付宝为代表的现象级产品的出现更是掀起了移动支付的浪潮。2020年8月，建设银行针对试点地区的普通用户短暂开放了法定数字货币DCEP账户。开通账户需要从建行App的“数字货币”界面进入，提供姓名、身份证、手机号、银行卡号等基本信息，成功后可以看见付款、收款、转账、扫码等基本功能。从中不难看出，数字人民币的支付业务与第三方支付存在重合，主要集中在零售端、小额度、高并发的应用场景，并且在安全性、便捷性、服务费用等方面较第三方支付存在比较优势。(1)非离线支付。在充当中介角色方面，法定数字货币侧重依赖商业银行数字货币系统，法定数字货币系统只负责二次校验、更改信息的兜底工作，这种有国家信用背书的二元支付体系更加安全、可靠。对于第三方支付平台，整个支付流程更依赖于自身的资金处理平台、财务系统、支付清算系统、核算中心等。一方面，在这种平台模式下资金会沉淀在第三方支付平台，加剧平台本身的信用风险；另一方面，第三方支付平台充当信用中介为交易双方提供担保，却忽视了企业信用本身就存在安全性风险。(2)离线支付。第三方支付平台的离线支付是非离线支付的演变，它要求收款方必须在线，同时还需要借助其他设备，如智能手表、刷脸支付自助贩卖机等，前者在非离线支付流程添加了一个提前绑定设备的步骤，后者则是把流程中的出示付款码换成了识别人脸。不论是哪种形式都对交易场景有所限制，而法定数字货币则很好地规避了此类问题。首先，它支持收付款双方都处在离线状态下完成支付，付款方凭借个人密钥对交易信息进行加密，再通过NFC近场通信将加密信息传送给收款方，由于交易信息已经使用密钥签名，因此无需担心收款方虚报交易，只需等待收款方联网后法定数字货币系统对交易信息进行处理即可。其次，它不需要付款方提前准备并绑定离线支付时的额外设备或要求收款方更新收款方式，只需要交易双方的电子设备相互靠近即可完成交互。可见，法定数字货币丰富了支付场景，符合公众对支付安全、有效、匿名、便捷的期待。(3)双花预防。第三方支付作为唯一的中介机构会实时记录每一笔账款，并对数据进行中心化管理；法定数字货币在已公布的专利技术中并未说明解决方案，但很有可能会参考区块链的成熟技术，如UTXO模式（UnspentTransactionOutput）、时间戳等技术，或者通过健全法律制度、加强金融监管来有效规避恶意操作。(4)余额支付限额。第三方支付是基于用户日常支付金额和支付场景自动计算额度，年累计支付限额最高达20万元；法定数字货币则将数字钱包分为四类，用户开通账户后即可获得30万的年累计支付限额，可根据个人需要去柜台办理一类钱包，提高额度上限能更好地满足用户个性化多元化的支付需求。
3.3法定数字货币和第三方支付的存款流程比较
对于第三方支付而言，存款意味着提现，当支付指令发送给平台的清算系统后，平台会自动扣取提现金额的0.1%作为提现费用。提现费率一直以来都是公众争议的话题，为了缓和争议，支付宝和微信都推出了“支付换取积分，积分兑换免费提现额度”的活动。而数字人民币具有非盈利性，追求的是社会效益和社会福利最大化，央行会建立免费的数字人民币价值转移体系和金融基础设施，不向发行层收取兑换流通服务费用，商业银行也不向个人客户收取数字人民币的兑出、兑回服务费[12]。在节约交易成本上，法定数字货币具有无可比拟的天然优势。从货币的最终去向来看，资金都流入了存款账户对应的商业银行。从资金划拨的性质来看，第三方支付的提现是通过网联、银联等银行接入方式把滞留在平台的资金转移至商业银行的个人账户，是两个商业主体间的转移；法定数字货币的提现是个人数字货币钱包余额存入数字货币存款账户对应的商业银行，更类似于商业银行传统的存取款业务。从整体来看，法定数字货币的存款不需要授信于第三方支付平台，而是直接与商业银行进行业务往来。在交易流程中绕过第三方支付平台，可以降低个人信息和消费偏好等隐私被盗用和窃取的可能。
4比较分析的结果
基于法定数字货币和第三方支付在支付流程、存款流程等方面的比较，不难发现，法定数字货币在以下两个方面优于第三方支付：
4.1安全性
首先，法定数字货币基于国家信用，第三方支付依靠平台的商业信用。其次，虽然由于高并发性是目前区块链技术难以克服的难题，但法定数字货币在密钥保密、防范双花等方面的设计上会采用区块链的非对称加密算法、UTXO、时间戳等技术，确保用户数据信息仅由央行获取并不对外泄露。而第三方支付则依托于银行的账户体系，采取“账户紧耦合”和中央账本的模式，交易的匿名性差。由于第三方支付平台在法律允许和用户授权下可以收集与使用用户数据，平台利用用户历史数据在其应用场景和“支付+行业生态圈”进行大数据杀熟的情形屡见不鲜。
4.2便捷性
从支付的应用场景来看，小额度、零售端、高并发的支付场景是移动支付的主要应用场景，涵盖了零售、餐饮、交通、医疗等社会生活的方方面面，这也是法定数字货币和第三方支付竞争的主要战场。首先，“双离线支付”功能、本位币的法偿性和个人客户无服务费使得法定数字货币在传统的线下交易场景中更具有优势。其次，第三方支付结算主要通过网联、银联等商业银行的接入方式进行，而法定数字货币的支付可以省略其中间环节，“支付即结算”，提高了支付效率。因此，基于上述结论可以预测：法定数字货币对第三方支付会产生替代和挤出效应。
参考文献
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数字货币论文篇（3）
中图分类号：F12文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）11-0078-02
1 理论回顾
有多种理论来解释通货膨胀和赤字之间关系的传导机制，主要包括以下几种：
一是Barro(1976)在讨论李嘉图理论体系中持续赤字是否导致通货膨胀的问题时认为，一旦政府债务存量的增长率超过了产出增长率，持续赤字就会通过货币化的形式引起通货膨胀。
二是Sargent和Wallce(1981)就时间、利率对财政赤字的影响进行了详实的论证，指出对于给定现值的财政赤字，如果现在较少地采用铸币税（也即货币发行）弥补，即一部分财政赤字由国债发行弥补，则将来势必要用比原本更多的铸币去弥补。
三是Dornbusch(1998)等提出的分析框架，认为通货膨胀对债务存量的实际价值和实际利息率具有显著影响。
四是Wray(1997)等提出的成本效应理论，认为赤字影响总供给。
五是阎坤（2000）认为由于中国中央银行可以在公开业务中收购国债，加之过大的外汇储备，从而形成巨大的货币扩张压力。
这些理论研究表明了通货膨胀和财政赤字之间的理论关系，并为实证检验提供了理论根据。当然不同的学者在不同的国家背景进行的不同时期的观察与研究，在运用不同的研究方法后，得出的结果必然有差异。但是至少能说明的一点便是通货膨胀与财政赤字之间的相关性值得研究与探讨。
2 财政赤字与通货膨胀的实证分析
2.1 研究方法
2.1.1 单位根检验法
单位根检验是检验时间序列平稳性的一种正式方法，在序列存在单位根的零假设下，对参数估计值进行显著性检验的t统计量不服从常规的t分布，Dickey和Fuller于1979年给出了检验用的模拟的临界值，所以称该检验为Dickey-Fuller检验，简称DF检验。后MacKinnon又改进了单位根临界值。但在DF检验中，常常因为序列存在高阶滞后相关而破坏是误差值的假设。Augmented Dickey-Fuller(ADF)检验对此做了改进。
（1）无漂浮项且无趋势项：
Δyt=δyt-1+∑pt=1αtΔyt-1+εt（1）
（2）含漂浮项但无趋势项：
Δyt=α+δyt-1+∑pt=1αtΔyt-1+εt（2）
(3)含漂浮项与趋势项：
Δyt=α+γt+δyt-1+∑pt=1αtΔyt-1+εt（3）
对数据进行单位根检验，得到一组稳定的时间序列资料。假设数据是一组非稳定的时间序列资料，如果序列的ADF检验t统计量大于使用者要求的显著性水平下的临界值，则不能拒绝原假设，表明序列存在单位根，是一非平稳序列。反之，如果检验t统计量小于使用者要求的显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，序列是稳定的。最终的数据资料需要具有稳定性，以符合Granger因果关系检验的要求。
2.1.2 Granger因果关系检验法
Granger因果关系检验是考察序列x是否是序列y产生的原因的一种方法。先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度，然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度。如果是，则称为序列x是y的Granger Cause,此时x的滞后期系数具有统计显著性。通常还要考虑序列y是否是x的Granger Cause。其检验模型为：
yt=c+∑pi=1αiyt-i+∑pj=1βjxt-j+εt（4）
检验零假设为：X是Y的非Granger因，即H0∶β1=β2=^=βα=0。由于Granger因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，通常可以依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。Granger因果检验同时要求数据资料具有稳定性，非稳定的数据资料进行Granger因果检验会出现“伪相关”问题。所以本文要对数据二阶差分，以确保数据资料具有稳定性。
2.2 数据搜集与整理
本文以各年的国家统计年鉴为依据，收集了1990年到2006年17年间的数据，我们选取以各年的零售物价指数减去100代表通货膨胀率变量(GRTI),以各年的财政赤字占GDP的比重代表财政赤字变量(DDEF)。全部数据均来源于有关各年的《中国财政年鉴》和《中国金融年鉴》(见表1)。
本文对这两部分数据取自然对数后进行单位根检验,说明数据是非稳定的。在对其二阶差分的数据再次检验,则拒绝假设,显示二阶差分数据是稳定的,符合GrangerCausality检验的要求。表1为ADF检验结果。表1的检验结果显示,经过二阶差分的数据是稳定的数据资料,符合Granger因果关系检验对数据的要求。
2.3 1990-2006年财政赤字与通货膨胀的格兰杰因果关系检验
（1）模型设定及样本数据选择。财政赤字引起货币供给量的增加只是导致通货膨胀的一个必要条件,只有当财政赤字引起的货币供给增加量超过经济增长要求的货币需求量时,超过的部分才会引起货币的非经济发行,即成为没有物质保证的空头票子。财政用这部分借款安排支出,无疑会造成社会需求总量的膨胀导致通货膨胀,物价上涨。为此,本文拟通过格兰杰(Granger)因果关系检验,对1990-2006年财政赤字与通货膨胀之间是否存在因果关系进行实证分析。相应构建的向量自回归(VAR)模型有:
其中:yt和xt为自回归变量向量,i和j为自回归滞后阶数,εt为白噪声序列向量。在进行格兰杰因果检验时,先对上述VAR模型进行回归,然后就回归的结果进行检验:如果接受H01:b11=b12=…=b1q=0,就说明xt不是yt的Granger因,反之则称xt是yt的Granger因;如果接受H02:a21=a22=…=a2s=0,就说明yt不是xt的Granger因,反之则称yt是xt的Granger因。以上偏回归系数为零的联合检验可以通过F检验来实现。
因果分析及结果解释。利用Eviews4.0软件,对上构建的VAR模型进行格兰杰因果检验。其中,由于因果关系检验涉及到滞后阶数的选取,本文按照AIC信息准则来确定滞后阶数(见表2)。
由表3可见,对于财政赤字不是通货膨胀的格兰杰成因的原假设,拒绝它犯第一类错误的概率是0.61205,不能拒绝原假设,表明财政赤字不是通货膨胀的格兰杰成因。第二个检验的相伴概率为0.39958,说明通货膨胀也不是财政赤字的格兰杰成因。可见,财政赤字与通货膨胀不存在紧密的因果关系。通过对表1的观察,我们也可进一步证实上述结论,例如,1996年和1997年财政赤字率为这一时期最低,但1996年通货膨胀率却达到6.1%;而2002年财政赤字率为这一期间最高,为2.64%,但1991年的通货膨胀率却仅为-1.3%。笔者认为,虽然这期间财政赤字在一定程度上导致了货币供给量的增加,但并没有导致通货膨胀的原因主要在于:财政赤字引起的货币供给量增加幅度还远没有超过由经济增长所要求的货币需求的增加幅度。根据我国在此期间的实际经济情况,我们可以进行一个简单的测算:(1)1990-2006年我国的经济增长率平均在10%左右,而货币流通速度(GDP/M)由1990年的1.224下降到2006年的0.6129,即平均每年下降4%左右,因此,在此期间,我国由于经济增长以及经济货币化所要求的货币需求量的平均增加幅度为ΔY/Y-ΔV/V=10%+4%=14%。(2)1990-2006年我国的货币乘数平均为2左右,而财政赤字占货币供给量的比重平均在1%左右,因此由财政赤字所引起的货币供给量的增加幅度为M(Dgc-Dgc-1)/M=2*1%=2%。(3)综上所述,财政赤字所引起的货币供给量的增加幅度2%远远小于经济所要求的货币需求量的增加幅度14%,因此,在此期间财政赤字并不会导致通货膨胀的发生。
3 结论与政策建议
本文在构建财政赤字与通货膨胀联系机制的理论框架基础上,对我国财政赤字的通货膨胀风险进行了实证分析。根据实证研究结果,至少可以得出如下结论:第一,利用VAR模型,我们进一步对财政赤字与通货膨胀的格兰杰因果关系进行了检验,发现这个时期财政赤字虽然对货币供给量都有一定的扩张性作用,但由于无论从财政赤字率或是财政赤字占货币供给量的比重来看,我国财政赤字的规模仍然被控制在适度的范围内,财政赤字所引起的货币供给量增加的幅度还远远小于经济增长所要求的货币需求量增加的幅度,因此,这个时期中财政赤字没有导致通货膨胀的发生。
虽然从现阶段看,我国财政赤字与通货膨胀之间似乎并不存在紧密的联系机制。但随着今后我国利率市场化改革的深入以及国债市场的逐步成熟,财政赤字规模的增长有可能与利率上升建立必然联系。如果此时政府仍然任由赤字与国债规模的进一步扩大,那么由此引起的利率的持续上升必将迫使央行通过公开市场业务买进国债以维持利率水平,而这种做法的最终结果将使货币供给量不断增加,最终导致通货膨胀的发生。此外,当财政赤字与国债规模累积到一定的程度后,政府信用的可持续条件将会被打破,一旦政府通过国债实现不了预期的结果,那么就只有靠铸币税来弥补所有的财政赤字,那么同样最终会导致恶性通货膨胀的发生。因此,今后我国政府至少应从以下两方面做好对财政赤字通货膨胀风险的防范工作:第一,加强中央银行的独立性,明确中央银行的货币政策目标。对中央银行独立性给予法律的保证将有利于割断财政赤字与货币供给量的内在联系,从而限制政府直接通过向央行透支来弥补赤字的可能性。同时,中央银行将“币值稳定”作为首要的货币政策目标将可以有效控制财政赤字所引起的货币间接发行。第二,加强财政收支管理,以有效控制财政赤字规模作为今后我国财政政策的一个基本目标。即使有财政赤字化的情况出现,如果财政赤字能够控制在较小的规模内,其对通货膨胀的影响也非常小。因此,我国政府应以目前实行的稳健的财政政策为契机,通过建立健全现代税收征管体制、优化政府支出结构以及加快预算管理制度改革等手段,为逐步缩减财政赤字创造条件。
参考文献
［1］Barro. Rely to Feldstein and Bushanan［J］. Journal of political economy,1976,84:343-350.
［2］Sargent, Wallace. Some unpleasant monetarist arithmetic［J］. Federal Reserve Bank of Minnepolis Quarterly Review,1981,5:1-17.
［3］Sargent, Wallace. Some unpleasant monetarist arithmetic［J］. Federal reserve bank of Minnepolis Quarterly Review,1981,5:1-17.
［4］Uribe. A fiscal theory of sovereign risk［R］. European central bank working paper,2002,187-196.
［5］阎坤.积极财政政策的通货膨胀风险分析［J］.税务研究,2002,(6):10-14.
数字货币论文篇（4）
一是Barro(1976)在讨论李嘉图理论体系中持续赤字是否导致通货膨胀的问题时认为，一旦政府债务存量的增长率超过了产出增长率，持续赤字就会通过货币化的形式引起通货膨胀。
二是Sargent和Wallce(1981)就时间、利率对财政赤字的影响进行了详实的论证，指出对于给定现值的财政赤字，如果现在较少地采用铸币税（也即货币发行）弥补，即一部分财政赤字由国债发行弥补，则将来势必要用比原本更多的铸币去弥补。
三是Dornbusch(1998)等提出的分析框架，认为通货膨胀对债务存量的实际价值和实际利息率具有显著影响。
四是Wray(1997)等提出的成本效应理论，认为赤字影响总供给。
五是阎坤（2000）认为由于中国中央银行可以在公开业务中收购国债，加之过大的外汇储备，从而形成巨大的货币扩张压力。
这些理论研究表明了通货膨胀和财政赤字之间的理论关系，并为实证检验提供了理论根据。当然不同的学者在不同的国家背景进行的不同时期的观察与研究，在运用不同的研究方法后，得出的结果必然有差异。但是至少能说明的一点便是通货膨胀与财政赤字之间的相关性值得研究与探讨。
2财政赤字与通货膨胀的实证分析
2.1研究方法
2.1.1单位根检验法
单位根检验是检验时间序列平稳性的一种正式方法，在序列存在单位根的零假设下，对参数估计值进行显著性检验的t统计量不服从常规的t分布，Dickey和Fuller于1979年给出了检验用的模拟的临界值，所以称该检验为Dickey-Fuller检验，简称DF检验。后MacKinnon又改进了单位根临界值。但在DF检验中，常常因为序列存在高阶滞后相关而破坏是误差值的假设。AugmentedDickey-Fuller(ADF)检验对此做了改进。
（1）无漂浮项且无趋势项：
对数据进行单位根检验，得到一组稳定的时间序列资料。假设数据是一组非稳定的时间序列资料，如果序列的ADF检验t统计量大于使用者要求的显著性水平下的临界值，则不能拒绝原假设，表明序列存在单位根，是一非平稳序列。反之，如果检验t统计量小于使用者要求的显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，序列是稳定的。最终的数据资料需要具有稳定性，以符合Granger因果关系检验的要求。
2.1.2Granger因果关系检验法
Granger因果关系检验是考察序列x是否是序列y产生的原因的一种方法。先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度，然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度。如果是，则称为序列x是y的GrangerCause,此时x的滞后期系数具有统计显著性。通常还要考虑序列y是否是x的GrangerCause。其检验模型为：
检验零假设为：X是Y的非Granger因，即H0∶β1=β2=^=βα=0。由于Granger因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，通常可以依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。Granger因果检验同时要求数据资料具有稳定性，非稳定的数据资料进行Granger因果检验会出现“伪相关”问题。所以本文要对数据二阶差分，以确保数据资料具有稳定性。
2.2数据搜集与整理
本文以各年的国家统计年鉴为依据，收集了1990年到2006年17年间的数据，我们选取以各年的零售物价指数减去100代表通货膨胀率变量(GRTI),以各年的财政赤字占GDP的比重代表财政赤字变量(DDEF)。全部数据均来源于有关各年的《中国财政年鉴》和《中国金融年鉴》(见表1)。
本文对这两部分数据取自然对数后进行单位根检验,说明数据是非稳定的。在对其二阶差分的数据再次检验,则拒绝假设,显示二阶差分数据是稳定的,符合GrangerCausality检验的要求。表1为ADF检验结果。表1的检验结果显示,经过二阶差分的数据是稳定的数据资料,符合Granger因果关系检验对数据的要求。
2.31990-2006年财政赤字与通货膨胀的格兰杰因果关系检验
（1）模型设定及样本数据选择。财政赤字引起货币供给量的增加只是导致通货膨胀的一个必要条件,只有当财政赤字引起的货币供给增加量超过经济增长要求的货币需求量时,超过的部分才会引起货币的非经济发行,即成为没有物质保证的空头票子。财政用这部分借款安排支出,无疑会造成社会需求总量的膨胀导致通货膨胀,物价上涨。为此,本文拟通过格兰杰(Granger)因果关系检验,对1990-2006年财政赤字与通货膨胀之间是否存在因果关系进行实证分析。相应构建的向量自回归(VAR)模型有:
由表3可见,对于财政赤字不是通货膨胀的格兰杰成因的原假设,拒绝它犯第一类错误的概率是0.61205,不能拒绝原假设,表明财政赤字不是通货膨胀的格兰杰成因。第二个检验的相伴概率为0.39958,说明通货膨胀也不是财政赤字的格兰杰成因。可见,财政赤字与通货膨胀不存在紧密的因果关系。通过对表1的观察,我们也可进一步证实上述结论,例如,1996年和1997年财政赤字率为这一时期最低,但1996年通货膨胀率却达到6.1%;而2002年财政赤字率为这一期间最高,为2.64%,但1991年的通货膨胀率却仅为-1.3%。笔者认为,虽然这期间财政赤字在一定程度上导致了货币供给量的增加,但并没有导致通货膨胀的原因主要在于:财政赤字引起的货币供给量增加幅度还远没有超过由经济增长所要求的货币需求的增加幅度。根据我国在此期间的实际经济情况,我们可以进行一个简单的测算:(1)1990-2006年我国的经济增长率平均在10%左右,而货币流通速度(GDP/M)由1990年的1.224下降到2006年的0.6129,即平均每年下降4%左右,因此,在此期间,我国由于经济增长以及经济货币化所要求的货币需求量的平均增加幅度为ΔY/Y-ΔV/V=10%+4%=14%。(2)1990-2006年我国的货币乘数平均为2左右,而财政赤字占货币供给量的比重平均在1%左右,因此由财政赤字所引起的货币供给量的增加幅度为M(Dgc-Dgc-1)/M=2*1%=2%。(3)综上所述,财政赤字所引起的货币供给量的增加幅度2%远远小于经济所要求的货币需求量的增加幅度14%,因此,在此期间财政赤字并不会导致通货膨胀的发生。
3结论与政策建议
本文在构建财政赤字与通货膨胀联系机制的理论框架基础上,对我国财政赤字的通货膨胀风险进行了实证分析。根据实证研究结果,至少可以得出如下结论:第一,利用VAR模型,我们进一步对财政赤字与通货膨胀的格兰杰因果关系进行了检验,发现这个时期财政赤字虽然对货币供给量都有一定的扩张性作用,但由于无论从财政赤字率或是财政赤字占货币供给量的比重来看,我国财政赤字的规模仍然被控制在适度的范围内,财政赤字所引起的货币供给量增加的幅度还远远小于经济增长所要求的货币需求量增加的幅度,因此,这个时期中财政赤字没有导致通货膨胀的发生。
虽然从现阶段看,我国财政赤字与通货膨胀之间似乎并不存在紧密的联系机制。但随着今后我国利率市场化改革的深入以及国债市场的逐步成熟,财政赤字规模的增长有可能与利率上升建立必然联系。如果此时政府仍然任由赤字与国债规模的进一步扩大,那么由此引起的利率的持续上升必将迫使央行通过公开市场业务买进国债以维持利率水平,而这种做法的最终结果将使货币供给量不断增加,最终导致通货膨胀的发生。此外,当财政赤字与国债规模累积到一定的程度后,政府信用的可持续条件将会被打破,一旦政府通过国债实现不了预期的结果,那么就只有靠铸币税来弥补所有的财政赤字,那么同样最终会导致恶性通货膨胀的发生。因此,今后我国政府至少应从以下两方面做好对财政赤字通货膨胀风险的防范工作:第一,加强中央银行的独立性,明确中央银行的货币政策目标。对中央银行独立性给予法律的保证将有利于割断财政赤字与货币供给量的内在联系,从而限制政府直接通过向央行透支来弥补赤字的可能性。同时,中央银行将“币值稳定”作为首要的货币政策目标将可以有效控制财政赤字所引起的货币间接发行。第二,加强财政收支管理,以有效控制财政赤字规模作为今后我国财政政策的一个基本目标。即使有财政赤字化的情况出现,如果财政赤字能够控制在较小的规模内,其对通货膨胀的影响也非常小。因此,我国政府应以目前实行的稳健的财政政策为契机,通过建立健全现代税收征管体制、优化政府支出结构以及加快预算管理制度改革等手段,为逐步缩减财政赤字创造条件。
参考文献
［1］Barro.RelytoFeldsteinandBushanan［J］.Journalofpoliticaleconomy,1976,84:343-350.
［2］Sargent,Wallace.Someunpleasantmonetaristarithmetic［J］.FederalReserveBankofMinnepolisQuarterlyReview,1981,5:1-17.
［3］Sargent,Wallace.Someunpleasantmonetaristarithmetic［J］.FederalreservebankofMinnepolisQuarterlyReview,1981,5:1-17.
［4］Uribe.Afiscaltheoryofsovereignrisk［R］.Europeancentralbankworkingpaper,2002,187-196.
［5］阎坤.积极财政政策的通货膨胀风险分析［J］.税务研究,2002,(6):10-14.
［6］［美］米尔顿•弗里德曼.财政赤字与物价上涨［J］.世界经济译丛,1982,(3):4-10.
［7］Darby.Someunpleasantmonetaristarithmetic［J］.FederalReserveBankofMinnepolisQuarterlyReview,1984,24:32-37.
数字货币论文篇（5）
中图分类号,F810.2文献标志码,A 文章编号,1673-291X(2007)01-0157-03
一､财政政策与货币政策的有效性
财政政策､货币政策治理通货膨胀的效应如何,是宏观经济学的热点问题之一｡弗里德曼认为,通货膨胀只是一个货币现象,有研究证实价格变动与货币供应密切相关,片面地认为只有货币政策有效｡罗伯特•狄夫纳,汤马斯•斯达克与赫伯特•泰勒(1996)实证研究和估计了货币政策如何影响通货膨胀和收入增长的长期关系｡但是货币主义通货膨胀决定理论存在局限性(龚六堂,2002),财政支出与通货膨胀存在联系,财政政策治理通货膨胀也是有效的｡
经济学家们一般都认为,赤字财政政策是通货膨胀特别是高通货膨胀和恶性通货膨胀形成的原因｡通过创造过度总需求,不断发生的财政赤字导致了通货膨胀,如Thomas Sargent｡新古典经济学的理论认为,央行不将赤字货币化的条件下,赤字仍然可能引发通货膨胀｡米勒(1983)的实证研究发现,财政政策实行与通货膨胀之间存在弱联系｡
但在实际运用中,更多的结论是关于货币政策与财政政策同时对通货膨胀的有效性,达雷特(1985)发现货币供给和赤字都显著影响通货膨胀,但财政政策中赤字与通货膨胀的关系比货币供给更可靠;哈姆雷特(1981)等发现一些证据证实赤字与通货膨胀和货币供给存在联系｡Sadananda Prusty协整分析的结果表明,1960―1961年与1990―1991年期间印度各州政府的财政货币政策有效影响价格水平｡多年来由于缺乏资金和发展中国家发展经济的需要,印度中央政府一直实行赤字财政的政策｡由此导致居民需求加大,而供给的增长比例小于需求的增长幅度,从而导致通货膨胀｡
印度在1991年改革之后,开始控制财政赤字,同时实行较为宽松的货币政策,使得通货膨胀有了明显好转,1993―2000年均通货膨胀率是7.1%,2000―2004年均通货膨胀率为4.32%,成为一个亮点｡通过研究印度通货膨胀与财政政策和货币政策因素之间的协整关系,建立误差修正模型(ECM),检验1994年到2004年印度财政货币政策应对通货膨胀的有效性,同时进一步进行格兰杰因果检验,以具体分析通货膨胀与财政政策､货币政策的具体因子之间是否存在因果关系,为具有相同国情的中国实施恰当的财政货币政策有效治理通货膨胀问题提供借鉴支持｡
二､模型分析
英国经济学家克莱夫•格兰杰20世纪80年代提出的协整(co-integration)理论发现,把两个或两个以上非平稳的时间序列进行特殊组合后可能呈现出平稳性｡大多数经济总量的时间序列是非平稳的,协整理论是处理非平稳时间序列间协整关系的有效方法｡
格兰杰在协整概念的基础上,进一步提出了格兰杰协整定理,解决协整与误差修正模型之间的关系问题｡这个定理证明了协整概念与误差修正模型之间存在的必然联系,协整关系的一种必然的等价表达形式就是误差修正模型(ECM)｡如果非平稳变量之间存在协整关系,那么必然可以建立误差修正模型;而如果非平稳变量可以建立误差修正模型,那么该变量之间必然存在着协整关系｡格兰杰因果检验则是直接对两个变量的因果关系做出判断的重要方法｡
财政政策包括财政收入政策和财政支出政策,选取财政赤字(FD)分析财政政策效应｡货币政策通过货币供应量的三个层次流通中现金M0､狭义货币M1､广义货币M2､更广义货币M3为货币政策的代表衡量货币政策效应｡通货膨胀水平使用批发物价指数(WPI)来衡量｡
三､数据与实证结果
1.样本数据的选取
选取印度物价消费指数(WPI)､流通中现金(M0)､狭义货币(M1)､广义货币(M2)､更广义货币(M3)､财政赤字(FD)时间序列,取自然对数变换数列为LNCPI､LNGE､LNM0､LNM1､LNM2､LNM2｡采用月度时间序列,样本期间从1994年4月至2004年3月,共132个样本｡数据来源于印度储备银行:Handbook of Statistics on Indian Economy｡
2.ADF单位根检验
进行协整检验和Granger因果检验要求时间序列具有相同的单整阶数,首先对这些序列进行单位根检验｡根据检验结果可知,LNCPI､LNM0､LNM1､LNM2､LNM3选择含有常数项和时间趋势项的模型中,均为I(1),而LNFD在不含有常数项和都含有常数项和时间趋势项的模型中为I(1)｡总体而言,6个变量均含有单根,必须差分之后才能平稳｡因此,所列的6个变量在水平值上都是非平稳的｡如果继续对这6个序列的1阶差分进行单位根检验,可以发现这6个变量都是差分平稳的｡
3.协整检验､协整分析与向量误差修正模型VECM
通过单位根检验得知指数序列都是I(1)过程,可以对指数序列进行Johansen协整检验｡选择4阶滞后就能很好地满足检验要求,同时建立了ECM模型｡
轨迹检定(trace test)中,在R=0时,轨迹统计量123.9478､大于5%显著水平,拒绝5%水平下虚无假设｡而后在R≤1的情况下,轨迹统计量小于5%显著水平,所以在轨迹检定下变量之间存在1个共整合向量｡
接下来得到标准化协整系数的协整关系估计:
LNICPI=0.32LNFD-2.31LNM0+0.54LNM1+2.73LNM2-0.9LNM3+vecm(1)
方程(1)表明,协整关系检验说明在5个变量间存在着长期均衡关系,这意味着它们之间存在长期的相互作用和共同趋势｡M1､M2序列和居民消费物价指数序列有相同的变动趋势｡LNCPI与M2成正方向变动,协整系数较大;而LNCPI和M1协整系数比较小,但M0和M3成反方向变动的协整系数较大｡
为了进一步分析各变量间的相互作用,使用误差修正模型检验变量之间长期均衡关系对各自短期波动的影响｡将方程(1)代入误差修正模型,得到方程(2)为, *表示在5%的水平下显著,()表示标准误,[]表示t-统计量,下同,
分析上述ECM方程我们发现,首先,居民消费价格指数调整与变量之间的长期均衡统计上的关系显著((2)方程中协整误差et的系数显著),表明受长期均衡关系的影响较强;其次,在短期调整当中,居民消费价格指数变量对财政赤字的作用显著,这是财政政策短期有效的体现,居民消费价格指数对于各个层次货币供应量的变化影响微弱,这说明货币政策短期对于抑制通货膨胀作用微弱｡
4.因果关系检验
我们检验变量之间的格兰杰影响关系(Granger,1969)｡选择影响关系最为显著的滞后阶数得到附表的估计结果｡
5%的水平下,*表示拒绝原假设,结果显示财政赤字FD对CPI产生显著作用,对CPI存在显著格兰杰影响;其次,各个层次的货币供应量对CPI没有显著的格兰杰影响,也验证了协整分析中协整关系不显著,说明货币供应量不是物价的主要决定因素,这说明货币政策作用对于抑制通货膨胀作用微弱｡
四､结论分析
以上对印度通货膨胀下的货币政策和财政政策进行了分析,由实证结果可以得出如下结论,
第一,印度财政赤字与物价水平长期呈正相关的关系,短期对物价水平的影响显著,印度控制赤字财政政策对治理通货膨胀有效,表明印度财政政策的效应较强｡印度的政策执行者认为,通货膨胀率控制在5%左右,财政赤字对经济发展就会有利｡印度政府从增收和节支两个方面采取了一系列的措施控制财政赤字控制通货膨胀｡第一,简化税制､调整税率､扩大税基,增加财政收人;第二,改变财政赤字弥补方式,控制印度储备银行的信贷发行;第三,加强国债管理,减少补贴支出,征税筹集的资金用于政府经常性支出,债务资金则主要用于生产性投资,促进生产发展和国民收入的增加;第四,减少政府开支,合理调整支出结构,重点发展公共财政;第五,抑制货币供给总量的增长｡印度储备银行通过采取反通货膨胀措施,降低实际货币供给增长速度,上调现金储备率(GRR)实施公开市场业务销售政府证券｡
第二,各个层次的货币供应量对物价水平短期影响程度较小,作用不显著｡但长期存在均衡关系｡长期M1､M2､M3和物价水平通向变动,符合经济学假设｡
第三,综合以上,可以看出印度财政政策短期与长期控制物价水平的效应大于货币政策,货币政策短期调节物价水平的作用不明显｡由于印度的通货膨胀的原因在于长期的赤字财政,治理通货膨胀总量调节运用的是财政政策,货币政策只成为辅工具,通过货币供应量总量调整的作用并不明显,货币供应量中介的宏观调控能力较弱｡印度主要运用选择性信贷控制,传统的货币政策三大调控工具的作用不明显｡
五､对我国的启示
由于我国1998年至2004年实行积极的财政政策和稳健型的货币政策,对经济增长起了巨大作用,尽管目前通货膨胀率较低,但考虑积极财政政策带来的大量赤字,财政政策应当转型,淡出宏观调控,主要用于供给结构性调整,总量调整以货币政策为主｡
第一,谨慎运用赤字财政,转向中性偏紧的财政政策｡赤字财政政策的不合理容易导致财政风险,加大通货膨胀的压力｡财政政策必须考虑削减赤字规模,转向对经济结构调整,淡出总量调整,转向公共性财政｡财政政策对经济结构的调整作用就大于货币政策｡货币总量调控只能调节需求总量而不能调节供给总量,更不能调节需求结构和供给结构｡降低国债发行规模,逐步降低赤字率,缩减隐性债务,调整支出结构,优化财政支出结构,防止局部性通货膨胀｡
数字货币论文篇（6）
关键词：SVAR；符号约束；财政政策冲击；货币政策冲击
中图分类号：F015文献标识码：A
收稿日期：2016-07-31
作者简介：黄晶（1981-），女，河南洛阳人，浙江工业大学经贸管理学院讲师，经济学博士，研究方向：经济周期及宏观经济政策。
基金项目：教育部人文社会科学研究青年基金项目“增长转型如何帮助中国经济跨越‘中等收入陷阱’”，项目编号：15YJC790031；杭州市哲学社会科学规划项目，项目编号：Z15YD013。
一、引言及文献综述
早在1993年中共十四届三中全会我国就已确立“综合运用货币政策与财政政策，调节社会总需求与总供给的基本平衡”这一宏观经济调控基本框架。央行不久前宣布双降、多次逆回购+SLO操作、地方债务限额管理落地及置换扩容等措施，更是财政货币政策同发力的表现。在增长“新常态”与温和通胀压力的双重挑战下，中共十八届五中全会提出要“加强和创新宏观调控，有效化解各种风险和挑战，保持经济平稳较快发展和社会和谐稳定”。财政部也多次表示“将更加精准有效地实施定向调控和相机调控，及时进行预调微调，以促进经济持续健康发展”。“精准”就是必须精确地描述经济究竟是什么态势、需要什么样的政策、两种政策配合起来结果是什么样的态势（李扬，2013）。这不仅要求相机抉择财政政策和货币政策，同时还要求提高财政货币政策的协调配合力度，进一步加强财政政策与货币政策的职能分配（方红生和朱保华，2008）。多年来我国的财政政策和货币政策的配合常常出现“一边倒”的调整模式。一些学者提出，这导致了财政货币政策同时发挥效力不足、搭配模式不完善，不仅限制了其作用空间（周任，2011），也造成了社会福利损失（类承曜和谢觐，2007）。由于财政政策冲击会引致货币政策的内生变化，货币政策冲击亦然。因此，创新货币政策与财政政策调控及其配合，首先要了解二者的互动关系和配合效果。
财政与货币政策互动的理论研究由来已久。早期的货币主义者认为由于央行具有独立性，价格水平由货币供给决定，不受财政当局影响。20世纪80年代兴起的财政主义学派则提出财政政策和货币政策受到一个统一的跨时政府预算方程约束，不可能完全独立。由于政府财政赤字不具有持续性，因此最终的解决方案依然是由央行发行货币来弥补赤字（Sargent & Wallace，1981）。其后，Leeper（1991）、Woodford（1994）、Dupor（2000）、Cochrane（2001）和Daniel（2001）等人在此基础上提出“价格水平决定的财政理论（FTPL）”，认为财政当局通过名义债券、税收等财政政策变量来决定价格时，通货膨胀主要是一种财政现象。Woodford（1994）将这种财政规则称为“非李嘉图财政政策”。在非李嘉图规则下，政府通过锁定当期和未来剩余现值将政府收入及支出外生化，政府赤字通过发行债券来解决。赤字越大，负债随之上升，价格水平越容易上升并导致通货膨胀。现代财政主义者还强调：政府如果采用非李嘉图财政政策，以稳定价格为己任的中央银行就不能无视财政政策的选择。而我国政府执行的财政政策并不能排除非李嘉图规则的可能性（郭庆旺等，2003），中国的赤字水平与通货膨胀互为因果关系，通货膨胀既是一个货币现象，也是一个财政现象（许雄奇和张宗益，2004）。
关于中国财政与货币政策对宏观经济的影响方式及政策有效性的研究较多，而对财政与货币政策的互动以及这种互动的宏观效果分析仍相对薄弱。目前，该问题已经引起越来越多学者的关注。赵丽芬和李玉山（2006）研究发现我国扩张的货币政策通常伴随着收缩或稳健的财政政策，而扩张的财政政策导致被动扩张的货币政策。黄金竹（2005）、王文甫（2011）的研究也得出相似结论：我国货币政策在很大程度上被动适应于财政政策，货币政策制定在一定程度上缺乏独立性；晏露蓉等（2008）通过分析我国货币当局的资产负债表，提出财政收支活动客观上构成货币投放与回笼的主体，国债政策会加大货币创造效应，加剧资金流动性过剩；袁卓群等（2014）的实证研究显示，我国财政与货币政策之间存在相互促进的互补关系，并且财政政策对货币政策的影响效果要大于货币政策对财政政策的影响效果。
受限于数据，晏露蓉等（2008）采用统计描述方法，仅提出了财政政策影响货币政策的一种渠道；黄金竹（2005）仅分析了M1作为货币政策工具的情形，在当前央行灵活运用多种货币政策工具的大背景下，有必要从其他政策工具（特别是利率）的角度进行扩展；袁卓群等（2014）仅采用财政预算收支和M2指标建立VAR模型，作为两大调控政策目标――产出和价格――并未引入实证模型，因而对政策及其搭配的宏观效果分析不足。更重要的是，上述研究采用的方法都隐含地假设财政政策和货币政策对经济（尤其是对通货膨胀）的影响是对等的。诚如赵丽芬和李玉山（2006）指出：“随着国内改革的深入，财政部门与货币当局权力的分离要求不断提高，转向分析目标分离后的财政、货币政策的相互影响关系，特别是财政斟酌裁量权是否是对货币政策承诺责任的一种威胁显得更为重要”。
如前所述，财政政策与货币政策不仅通过价格渠道和信贷渠道相互影响。作为宏观调控的两大政策工具，二者同时也对经济周期冲击做出调整。经济衰退时，财政政策和货币政策会主动做出反应，之后货币政策和财政政策还会通过政府预算约束的联系相互做出反应。为此，真正意义上研究政策互动还需要区分政策变量对经济周期冲击的反应以及对其他政策变量冲击的反应。然而，受到研究方法的限制，前述文献均未对这两种反应途径进行分离。此外，对SVAR模型的经济解释会受到内生变量排序的影响，例如采用 Cholesy分解方法识别冲击时，通常将政府支出排在SVAR方程组的第一位，即假设其他内生冲击不影响当期的政府支出决策，这显然未能体现财政政策作为宏观调控手段的职能，无法分离主动熨平经济的财政措施和财政的自动稳定功能。
图12显示，当政府增加M2供给时，对产出的影响存在一定时滞，大约经历10个月的调整，产出才会从向下偏离稳态逐渐变为向上偏离稳态。对比图5，当价格由财政政策主导时，M2政策对经济的刺激作用从实施到起效所需时间更长。原因可能在于，M2增长率上升后，财政政策的变化与M2政策是替代的，赤字下降会抵消扩张性货币政策效果；而当价格由货币政策主导时，财政赤字的变化在短期与M2政策是互补的，会强化扩张性货币政策效果，刺激经济更快复苏。
五、冲击拟合结果及稳健性分析
本节在前述两种价格主导区制下，分别对两类不同的货币政策工具情形中的三种冲击进行了识别。结果显示，首先，两种价格决定区制下的冲击识别结果较为接近，价格决定机制对冲击识别结果的影响不大⑥；计算冲击的标准差（表3），用M2增长率度量的货币政策冲击比用利率度量的货币政策冲击的波动性更大，验证了脉冲响应分析中发现的“数量型货币政策比价格型货币政策具有介入快、退出快”的结论。
其次，将识别出的冲击与现实经济中代表相应冲击的变量进行对比⑦。分别采用人均产出增长率的一阶差分、财政赤字的一阶差分、M2增长率的一阶差分表示现实中的经济周期冲击、财政政策冲击、货币政策冲击。从冲击发生的时点和冲击方向来看，模型识别出的冲击与现实经济中的冲击拟合效果较好（图13至图16）。
最后，王文甫等（2015）的研究采用混合货币政策定义货币冲击。本文也分析了价格型与数量型货币政策混合情形下变量的脉冲响应。建立VAR模型包含6个内生变量：产出、利率、M2增长率、财政赤字、通货膨胀、工资。根据两种不同的价格决定机制，做出如下符号约束假设：
假设323（货币政策主导价格、混合型货币政策情形）扩张性货币政策冲击的脉冲向量满足：M2增长率对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非负的，并且利率对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非正的；通货膨胀对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非负的。
假设433（财政政策主导价格、混合型货币政策情形）扩张性货币政策冲击的脉冲向量满足：M2增长率对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非负的，并且利率对货币政策冲击的脉冲响应在12个月内是非正的。
结果表明，在混合型货币政策情形下，变量对三种冲击的反应方式与价格型货币政策情形、数量型货币政策情形下的反应方式基本相同，表明这两种政策工具之间可能是没有互动的，只要政策的“松-紧”方向相同，不影响前文的主要结论。此外，王文甫等（2015）在VAR模型中还引入了消费和投资变量。本文验证发现，是否引入消费和投资，并不会对产出、通胀和工资对冲击的反应方式产生显著影响。
六、主要结论
本文采用符号约束的SVAR方法，分别在两种价格主导区制下，对经济周期冲击、货币政策冲击和财政政策冲击进行识别，并分析了不同类型的货币政策与财政政策的互动及其搭配对产出、通胀和工资的影响：
首先，从冲击识别结果来看，模型识别出的冲击与现实经济中的冲击拟合效果较好。数量型货币政策比价格型货币政策具有“介入快、退出快”的特点。财政政策在短期具有自动稳定功能，其影响传导快但持效短，最终受经济下滑的拖累财政支出会趋于紧缩；并且当搭配利率工具使用时，财政政策的自动稳定功能消失更快。通过稳健性分析发现，使用货币工具组合识别货币政策冲击对研究结论的影响微乎其微。
其次，从政策互动情况来看，在短期政府可能会采取利率渠道也可能会采取数量渠道为赤字融资，在长期政府往往通过利率渠道而非数量渠道来为赤字融资。财政政策与货币政策独立时，政府考虑到财政赤字配合增发货币会快速推高通货膨胀，可能会采取相反的操作，财政与货币政策的独立性也为反向操作提供了可能；而当货币政策非独立时，增发货币可能正是为了满足政府赤字融资的需要。即使价格由货币政策主导，由于在短期财政政策和货币政策是替代的，当政府承诺为维持低通胀而减少货币供给，货币紧缩后财政政策扩张的倾向将会对低通胀承诺构成威胁。
最后，从政策搭配效果来看，当存在财政赤字融资需求时，积极财政政策与利率的组合搭配比与M2的组合搭配刺激经济的持久性更强、缓解劳动力市场萧条的效果更好。当价格由财政政策主导时，财政赤字持续向上偏离稳态会推高通货膨胀，但推高通货膨胀的程度不及价格由货币政策主导时积极性货币政策推高通货膨胀的程度，表明在我国较高的通胀可能仍主要是一种货币现象。尽管有学者提出“松-松”、“紧-紧”的搭配模式存在缺陷，但就其对均衡工资的综合作用的结果来看，不会造成均衡工资长期偏离稳态，对稳定就业具有积极作用。此外，当通胀较为严重时，采取“双紧”的政策对抑制通货膨胀是合理的，有利于减弱货币供给紧缩后财政赤字自发扩张带来的抵消作用。
注释：
①国内失业率数据在样本期内基本没有波动，大致稳定在4%上下。为此，借鉴Mountford & Uhlig（2009）和王文甫等（2015）的研究，采用工资数据间接反映劳动力市场状况。
②月度数据不仅可以合理的规避掉简化式残差中的“系统性的相机抉择反应”（systematic discretionary response），还能够很好地回避Perotti（2005）提出的5个异议。
③该冲击等同于模型中的经济周期冲击。
④由于人口数据没有季度值，因此在计算人均数据时，同一年份内的季度数据均用当年的人口数进行调整。
⑤限于篇幅，文中未给出不施加财政赤字对经济周期冲击符号约束的脉冲响应结果，需要的读者可以向作者索取。
⑥后文中仅给出了部分冲击识别结果，其他结果可以向作者索取。
⑦限于篇幅，文中只给出货币政策主导价格情形下的冲击拟合结果。
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数字货币论文篇（7）
[中图分类号] F821.5[文献标识码] A
[文章编号] 1673-0461(2009)06-0059-04
一、引 言
2009年以来,中东欧地区的一些国家深陷金融危机,关于中东欧是否会爆发区域性货币危机的讨论甚嚣尘上。[1]在中东欧国家中,斯洛文尼亚、塞浦路斯、马耳他、斯洛伐克、爱沙尼亚、拉脱维亚、立陶宛、匈牙利、波兰、捷克、罗马尼亚、保加利亚12个国家已经加入欧盟,金融危机在这12个国家加剧,势必会影响到整个欧盟国家的经济发展,这无疑会使欧洲受到强烈的冲击。而且,这12个中东欧国家之间的经济关系日益紧密,在金融危机的影响下,各国货币的汇率都受到很大的冲击,如果金融危机在中东欧进一步演变为区域性货币危机,则其影响的程度和广度都会大大增加。在中东欧的非欧盟国家中,乌克兰、摩尔多瓦、白俄罗斯、俄罗斯等国也深受金融危机的影响,与欧盟国家不同,这些国家的货币汇率大多数与美元关系密切,在世界金融危机的背景下,中东欧的非欧盟国家爆发货币危机的可能性更大。因此,在金融危机持续蔓延的情况下,评估中东欧国家爆发区域性货币危机的可能性就显得十分必要。
虽然货币危机与金融危机经常同时发生,但货币危机不同于金融危机,20世纪90年代以来,在新兴经济体国家和发达国家都发生过金融危机和货币危机,从中可以发现货币危机和金融危机二者之间并没有必然的联系。货币危机爆发与一国实行的汇率制度密切相关,并且发生货币危机的国家大多数经常账户处于赤字状态。在20世纪90年代初日本金融危机中,由于日元自由浮动,汇率具有较大的弹性,在一定程度上抑制了国际资本的过度外流,金融危机并没有引发货币危机。1992年英国、意大利的货币危机说明,在资本自由流动的情况下,固定汇率制度难以抵御国际资本外流的冲击。1994年墨西哥货币危机的深层次原因在于墨西哥常年实行的固定汇率制度和国际资本流动,在美国和国际货币基金组织的帮助下,墨西哥成功克服了货币危机。1998年俄罗斯的货币危机是由金融危机引发的,在汇率相对固定的情况下,由于国际资本在金融市场崩溃时迅速撤离,卢布汇率发生了大幅度贬值。1998年巴西爆发货币危机与其实行相对固定的汇率制度有关,由于巴西具有良好的银行体系和外汇储备,使巴西金融体系得到了有效的保护,货币危机没有引发金融危机。1999年阿根廷货币危机引发了金融危机,为了确保中央银行调控经济的独立性,不得不放弃货币局制度,转而实行浮动汇率制度。
尽管在日本、英国、意大利、俄罗斯、墨西哥、巴西、阿根廷等国家爆发了金融危机或货币危机,但是并没有引发区域性的货币危机,自20世纪90年代以来,只有在东南亚地区爆发了区域性的货币危机。东南亚货币危机和金融危机由泰国货币危机引发,作为一个经济小国,泰国货币危机能够引起整个东南亚地区的振荡,其深层次原因与当时东南亚国家汇率制度密切相关,东南亚国家经常账户的长期赤字也为爆发危机埋下了隐患。东南亚国家的金融危机和货币危机对于分析当前处于金融危机中的中东欧国家具有重要意义。
二、汇率制度与货币危机――东南亚与中东欧的比较
20世纪90年代以来,大多数出口导向型的新兴经济体国家选择了相对固定的汇率制度,中央银行为本国货币汇率提供“名义锚”①,以促进国际贸易的发展。但是在这些国家爆发的几次货币危机,其深层次原因几乎都与汇率缺少弹性相关,证实了“名义锚”的缺陷。这也引起了理论界对汇率制度和货币危机的广泛关注:“蒙代尔-弗莱明模型”为分析汇率制度与国际资本流动提供了良好的分析框架;“三元悖论”则从汇率选择的角度分析了新兴经济体国家可能的汇率选择;“中间制度消失论”则认为汇率制度会逐渐向“超级固定”和“完全自由浮动”的两级方向发展。 “蒙代尔-弗莱明模型”指出,在固定汇率制度下,如果对资本项目实行有效管制,国际资本无法对本币汇率形成冲击,本币汇率处于可控的范围内,即使经常项目出现赤字也不会引发严重的货币危机。但是在资本项目开放时实行固定汇率制度,汇率一旦受到国际资本的冲击,中央银行对外汇市场的干预经常会失败,最终只能导致固定汇率制度的崩溃,1997年东南亚金融危机充分证明了这一观点。在资本项目开放时实行浮动汇率制度,汇率的自由浮动能消除国际资本的套利空间,汇率也不会因国际资本的冲击而发生大幅度贬值的情况。因此,在资本项目开放的情况下,应当放弃固定汇率制度,实行浮动汇率制度,这样才能避免本国汇率受到国际资本的冲击,防止货币危机发生。
克鲁格曼在1997年东南亚金融危机之后,提出了“三元悖论”,即资本项目开放、货币政策独立性、固定汇率制度三者之间只能选择其中的两个。在资本项目开放的国家,固定汇率制度与中央银行货币政策的独立性不可能同时存在。与“蒙代尔-弗莱明模型”不同,克鲁格曼认为在资本项目开放的情况下,有两种汇率制度可以选择:第一种是选择浮动汇率制度,这样中央银行货币政策的独立性能够保证;第二种是选择严格固定的汇率制度,即货币联盟或货币局制度,但是中央银行将失去货币政策的独立性,无法对货币供应量进行调控。
当前关于资本项目开放条件下汇率制度的两难选择,已经逐渐成为国际学界的“新共识”――“中间制度消失论”。[2]这种理论认为固定汇率制度容易引起本币实际汇率的升值,汇率的“名义锚”容易受国际资本流动的冲击,进而引发严重的货币危机。正是由于货币联盟和货币局以外的固定汇率制度“名义锚”无法保持稳定,在汇率安排上出现了“中间制度消失论”。即在容易爆发货币危机的国家,只能在浮动汇率制度和汇率超级固定(货币局和货币联盟制度)之间做出选择,而介于两者之间的中间性汇率制度②都应当消失,因此这种理论又被称为两极汇率制度论。尽管当前两极汇率制度并没有被所有国家采用,即使向两极汇率制度转变的国家,大多数经济规模也比较小,经济规模较大的国家仍然有很多实行中间性的汇率制度,中间制度消失论也因此备受争议。但不可否认的是,大多数发生货币危机的国家都调整了汇率制度,实行更具有弹性的汇率制度。从这个意义上看,在汇率制度的动态演变过程中,“中间制度消失论”仍然能够反映汇率制度的发展趋势,这一理论对于分析货币危机仍然具有较强的解释力。
综上所述,“蒙代尔-弗莱明模型”、“三元悖论”和“中间制度消失论”都认为固定汇率制度无法抵御国际资本流动的冲击,实行固定汇率制度的国家容易爆发货币危机,而具有较大弹性的汇率制度能够有效预防货币危机。如果实行固定汇率制度,则只能选择货币联盟和货币局制度,才能有效预防货币危机,但是在这种情况下中央银行将失去调控本国货币的独立性。
(一)1997年东南亚国家的汇率制度
东南亚金融危机爆发之前,泰国、韩国、马来西亚、印度尼西亚、菲律宾都实行相对固定的汇率制度。泰国金融危机爆发之后,伴随着大规模的资本撤离,各国货币都纷纷贬值,当中央银行以外汇储备干预外汇市场失败之后,出于对货币贬值的预期,又加剧了国际资本撤离的动机,从而爆发了区域性的货币危机。货币危机爆发之后,泰国、印尼、韩国、马来西亚都使汇率制度向着更加自由浮动的方向改革,只有马来西亚把有管理浮动汇率制度改为固定汇率制度。但马来西亚不得不于1998年9月1日重新开始对资本项目进行管制,以保护其固定汇率制度免于受到国际资本的冲击(见表1)。
(二)中东欧欧盟成员国的汇率制度
在欧盟第五轮、第六轮东扩后加入欧盟的中东欧国家共有12个,当前这12个中东欧国家已经深受金融危机的影响。考虑到这12个国家的资本项目都已经开放,汇率制度的选择就成为了防范和预防货币危机的重要因素。如果以各国汇率制度的实际情况来评估12个欧盟新成员国,可以发现,尽管金融危机在中东欧地区持续蔓延,各国都出现外国资本撤离、汇率贬值的现象,但这些国家发生货币危机的可能性并不相同。
斯洛文尼亚、塞浦路斯、马耳他、斯洛伐克已经加入欧元区。在当前世界金融危机中,尽管欧元区受到了较大的影响,欧元兑美元汇率也出现了一定程度的贬值,但作为世界第二大货币,欧元区显然不会发生货币危机。因此,已经加入欧元区的斯洛文尼亚、塞浦路斯、马耳他、斯洛伐克不会爆发货币危机。
波兰、捷克、罗马尼亚三个中欧国家的汇率制度相对自由。波兰在2000年开始实行单独浮动汇率制度。捷克的汇率制度本身就是为了防范货币危机而改变的,捷克在1997年5月发生货币危机之后,为了降低国际资本套利空间,捷克开始实行有管理的浮动汇率制度。[3]罗马尼亚实行不事先规定汇率轨迹的有管理浮动汇率制度,其汇率弹性比较接近于单独浮动汇率制度。从这三个国家的汇率制度来看,尽管当前各国货币兑美元的贬值幅度较大,但这其中有欧元兑美元贬值的因素,这些国家的货币兑欧元并没有出现大幅度贬值。由于其汇率波动本身能够抑制外国资本的持续撤离,汇率的弹性也有利于提高外资对这些国家货币的信心,这几个国家货币兑欧元并不会出现大幅度的贬值。考虑到外国资本主要来源于欧盟国家,对外贸易的伙伴国也主要集中在欧洲,只要各国货币能够相对欧元保持稳定,就不会发生货币危机。
立陶宛、爱沙尼亚和保加利亚都实行货币局制度。在资本项目开放条件下,实行货币局制度符合“三元悖论”原则,也是“中间制度消失论”所倡导的汇率制度。1997年东南亚金融危机之后,索罗斯为首的国际投资资本在冲击中国香港外汇市场时,中国香港的货币局制度就较好的抵御了外部冲击。当然,货币局制度并不是防范货币危机的充分条件,中国香港完善的金融体系为香港提高利率水平奠定了基础,为防止资本外流,中国香港在1998年隔夜拆借利率曾经达到300%。[4]而1999年同样执行货币局制度的阿根廷则陷入了货币危机,这与其金融体系脆弱性有很大的关系。爱沙尼亚、立陶宛、保加利亚三国的金融体系显然无法与香港相比,具有爆发货币危机的可能性。但是作为欧盟的成员国,这三个国家的货币局都以欧元为盯住对象,欧盟能够给予强大的货币援助计划。尽管发生了金融危机,但为了加入欧元区,爱沙尼亚、立陶宛、保加利亚这三个国家不会轻易改变其汇率制度,而是极力维护汇率的稳定,在欧盟的帮助下,爱沙尼亚、立陶宛、保加利亚实现这一目标并不难。
匈牙利实行外汇走廊制度,福林兑欧元汇率上下波动幅度不超过15%,尽管大多数国家的外汇走廊制度更为接近固定汇率制度,但与其他国家队的外汇走廊相比③,匈牙利设定的波动幅度较宽,因此其汇率弹性较大。在当前的金融危机面前,福林兑美元出现了一定幅度的贬值,因此匈牙利不得不向国际货币基金组织申请美元贷款,以维持国内外汇市场对美元的需求。尽管与浮动汇率制度相比,匈牙利在克服货币危机方面处于较为不利的地位,匈牙利爆发货币危机的可能性处于较高水平。但匈牙利一直希望尽快加入欧元区,因此匈牙利不会放弃福林兑欧元汇率的稳定。
拉脱维亚实行的是传统的盯住汇率制度,汇率的固定使拉脱维亚在金融危机中处境被动,以外汇储备来维持汇率固定的难度较大,而中央银行一旦宣布放弃对汇率的干预,又很容易引起外资的进一步撤离,引发货币更大幅度的贬值。因此从汇率的弹性方面看,拉脱维亚在应对货币危机方面相对被动,发生货币危机的可能性高。作为波罗的海三国之一的拉脱维亚,与爱沙尼亚、立陶宛经济联系密切,如果货币危机在拉脱维亚爆发,则必然对波罗的海三国产生很大的影响,甚至对整个中东欧地区影响都会很大。
如下表所示,从汇率制度的角度来看,中东欧的12个欧盟成员国发生货币危机的整体可能性不尽相同,其中最为安全的是斯洛文尼亚、塞浦路斯、马耳他、斯洛伐克四个欧元区国家;波兰、捷克、罗马尼亚发生货币危机的可能性很低;立陶宛、爱沙尼亚、保加利亚发生货币危机的可能性处于中等水平;匈牙利发生货币危机的可能性较高;拉脱维亚发生货币危机的可能性最高(见表2)。
三、经常账户与货币危机――东南亚与中东欧的比较
(一)1997年东南亚主要国家的经常账户情况
在东南亚货币危机爆发之前,泰国、韩国、马来西亚、印尼、菲律宾经常账户都出现了赤字情况,为了弥补经常账户的赤字,这些国家不得不依靠国际资本流入来维持国际收支的平衡。东南亚国家经常账户的赤字曾经引起国际观察家的担心,认为长期的赤字会使东南亚国家发生1994年墨西哥一样的货币危机。[5]这些国家中,泰国经常账户赤字占GDP的比重最大,韩国、马来西亚、印度尼西亚、菲律宾经常账户的赤字也接近GDP的5%,经常账户的赤字使各国货币汇率在危机之前都出现了不同程度的贬值,更重要的是会刺激国内的外国资本对本币贬值的预期,东南亚国家经常账户的赤字给金融危机埋下了隐患(见表3)。
(二)中东欧地区欧盟成员国国家经常账户情况
中东欧地区的欧盟成员国经常账户大多处于赤字状态,但与东南亚国家的贸易赤字不同,中东欧12国贸易赤字主要集中在欧盟内部。2004年欧盟27国对世界其他国家的对外贸易保持顺差,在第五轮东扩后,欧盟25国开始出现对世界其他国家的贸易赤字,其中主要是新加入欧盟的10个国家对世界其他国家的贸易赤字,而原欧盟15个成员国经常账户基本处于平衡状态。如下表所示,10个欧盟新成员国对欧盟以外的其他国家赤字规模并不大,2006年时达到90.8亿美元。因此,可以发现尽管中东欧大多数国家经常账户处于赤字状态,但是主要是在欧盟内部的贸易赤字,对欧盟以外国家的赤字规模并不大。欧盟内部贸易赤字以欧元结算,这就意味着经常账户的赤字不会对各国货币产生很大的影响,即使有影响,如前文所述,在欧盟救市计划的援助下,不会引起大规模的货币危机。从理论上看,由于欧盟以外的贸易赤字需要美元结算,这部分赤字规模较小,与欧盟成员国之间的贸易赤字需要以欧元结算,如果欧盟能给予一定的支持,经常账户赤字对当前中东欧国家而言,不会引发区域性货币危机(见表4)。
四、结 论
综上所述,从汇率制度的角度看,在12个欧盟新成员国中,大多数国家的汇率制度能够有效防范货币危机,部分国家具有发生货币危机的可能性。在经常账户方面,从东南亚金融危机中可以发现,经常账户的长期赤字给货币危机埋下了隐患。尽管中东欧的12个欧盟成员国处于赤字状态。但中东欧12国的贸易赤字主要集中在欧盟成员国内部,对世界其他国家的贸易赤字规模并不大。从汇率制度和经常账户方面可以发现,这12个中东欧国家需要欧 盟给予提供援助,如果欧盟能够给予足够的支持,这12个国家发生货币危机的可能性很小。但是,对于这12个欧盟成员国来说,也有一些不利的外部因素存在。1997年东南亚国家发生的货币危机是由泰国引发的,泰国的货币危机影响了韩国、马来西亚、印尼、菲律宾等国的货币危机,因此货币危机在一定区域内的传导同样值得关注。在中东欧地区,除了12欧盟新成员国以外,俄罗斯、乌克兰、摩尔多瓦、白俄罗斯等国也深受世界金融危机的影响。与欧盟国家不同,这些非欧盟国家的货币与美元关系更密切。这就意味着,在世界金融危机的背景下,中东欧的非欧盟国家爆发货币危机的可能性更大。如果这些国家爆发货币危机,也有可能引发整个中东欧地区的货币危机。
[注 释]
①名义锚:是指在固定汇率制度下,中央银行规定的汇率水平可以起到一种驻锚的作用,稳定经济主体对汇率的预期。
②按照汇率自由浮动程度的高低,汇率制度分为八种:a、货币联盟;b、货币局;c、传统固定汇率制度;d、外汇走廊;e、爬行盯住汇率制度;f、爬行盯住的外汇走廊;g、不宣布汇率波动轨迹的有管理浮动汇率制度;h、单独浮动汇率制度。这里的中间汇率制度是指第3-7种,但这种划分方法并不绝对,有些国家尽管不实行单独浮动汇率制度,但波动空间较大,例如浮动范围较宽的外汇走廊和有管理浮动汇率制度,其汇率的弹性仍然很大,因此本文中认为这种汇率制度更接近浮动汇率制度。
③例如俄罗斯在1995年设定的外汇走廊波动幅度仅有1.5%,这种外汇走廊制度更接近固定汇率制度,而匈牙利的外汇走廊制度波动幅度相当于俄罗斯的10倍。
[参考文献]
[1]通行的标准认为本币贬值25%以上就发生了货币危机,参见余永定.中国应从亚洲金融危机中汲取的教训[J].金融研究,2000,(12):1-13.
[2]张志超.汇率政策新共识与“中间制度消失论”[J].世界经济,2002,(12):14-21.
[3]龚方乐.捷克、丹麦的货币政策与金融监管[J].浙江金融,2003,(5):4-8.
[4]欧阳宏建.从亚洲金融危机看港币联系汇率制的前景[J].亚太经济,1999,(3):33-35.
[5]保罗•克鲁格曼,茅瑞斯•奥伯斯法尔德.国际经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2002 :664.
[6]中经网统计数据库.OECD国家年度数据[M/OL].202.112.118.59:82/,中东欧10国不包括2007年加入欧盟的罗马尼亚和保加利亚.
On the Possibility of Regional Currency Crisis in EU New Member States――A Comparative Analysis between them and South-Eastern Asia in1997
WangZhiyuan
数字货币论文篇（8）
中图分类号：f015 文献标识码：a 文章编号：1007-2101（2014）01-0023-05
一、文献回顾
传统经济学将其理论建立在一系列严格的假设之上，其中理性人假设处于核心地位。理性人具备高超的计算能力，可以准确、快速地完成数字计算，而不受备选项外在形式的迷惑。然而货币幻觉的存在却对理性人在计算能力方面的假设形成了挑战。费雪（1928）认为货币幻觉源于行为者忽视购买力变化的心理错觉；haberler（1941）则认为货币幻觉是选择行为违反了里昂惕夫“齐次性假设”的结果；marschak（1943）利用多元回归方法构造了需求函数，验证了货币幻觉的存在。richard dusansky和peter j. kalman（1974，1980）则把名义收入和价格同时引入效用函数，证明了需求函数的非齐次性；ernst fehr和jean r tyran（2001，2005）认为在给定的博弈中，即使行为者能够通过不断学习消除货币幻觉，但只要其他对手行为存在不确定性，那么货币幻觉仍将对均衡结果产生影响。在行为经济学领域中，shafir，diamond和tversky（1997）认为人们脑中的 “决策框架”使其在选择时关注更加明显、简单的备选项。gamble等（2002）则通过实验发现消费者普遍倾向于认为以大单位小数字货币计价的商品看上去更加便宜，以小单位大数字货币计价的收入看上去更丰厚。raghubir和srivastava（2002）发现，人们在对以外国货币标价的商品进行估值时，往往无法充分考虑汇率的影响。desmet p和jonas等经济学家（2002）通过实验发现，由于欧元的价值高于马克的价值，当商品价格用欧元来标识的时候，人们认为商品变得更便宜了。mishra et al（2006）发现，相对于持有少量大面值的购物票，消费者在持有总额相等但数量更多的小面值购物票时的购物意愿更强。
尽管行为经济学家的实证结果表明货币幻觉源于人们固有的认知偏差，但缺乏相关的数理分析使其一直没有被纳入到经典的经济学分析框架中。本文通过构建“主观货币函数”，运用约束条件下求最优解的方法，实现了对这类认知偏差行为的数理化分析，为货币幻觉奠定了微观基础。
二、显性数字与隐性数字
在主观货币函数中，自变量不再是数量本身，而是表达数量的数字符号，它由显性数字和隐性数字两个部分组成，它们的不同组合构成了任意货币备选项。显性数字是指相对容易辨认的数字符号形式。例如：价格标签10.00美元中的“10.00”，购销合同20 000欧元中的“20 000”等。隐性数字则是指相对较难辨认的数字符号。例如：对于10.00美元和69.00元人民币的两种货币形式，隐性数字就是它们的汇率，其需要通过计算才能得到。如果假设美元兑人民币的汇率恰好为6.9∶1，那么隐性数字值分别是6.9和1（或1和1/6.9）。显性数字和隐性数字并不是两个绝对的概念，在某种货币形式中是隐性数字，在另一种形式中则可能变成了显性数字。两者的区分依赖于给定的表达形式是否便于行为者的理解和计算。如图1所示：22l中的“l”，在这里是隐性数字，因为它表达的数字含义不如“22”明显。但是，如果写成“贰拾贰l”时，l就成了相对容易识别的显性数字。
三、主观货币函数
六、行为实验检验
1. 行为实验的目的。第一，人们对于显性数字部分和隐性数字部分的弹性随着消费值的增大而递减；第二，对数量相等的备选项，人们对显性数字形式的敏感度大于对隐性数字形式的敏感度。
2. 行为实验的方法。有90名18～22岁的学生参加了该项实验。实验要求每个被试者都把自己设想成一个日用品零售商。一位知名洗涤液公司的营销人员来到他们的店里，告知被试者正在为公司的新产品进行容量定价调研。在调研的过程中，被试者了解到，该洗涤液公司将产品的容量设定在500毫升～3 750毫升，并且公司已经为500毫升的产品定价为10元人民币。他们需要做的就是为剩下的容量确定建议出售价
格。问卷共分为2个类型：第一类问卷的数值用隐性数字来表达，即所有容量的表达形式都是以中国汉字的形式显示出来的，如200ml表示成“二百毫升”，2l表示成“二升”等；第二类问卷的数值则用显性数字来表达，即所有容量的表达形式都是以阿拉伯数字的形式显示出来的，如200ml、2l等。
此外，实验规定了以下4个方面：第一，90人分成两组各45人分别填写这两类问卷。第二，要求每个人在阅读完实验材料后，必须在规定的6分钟内填完。由于每份问卷一共包含12个子项，因此要求每个选项平均在30秒的时间内被填写完毕。第三，问卷里容量的数据是随机设定的，即容量不一定是按照从小到大或者从大到小等有规律的顺序列示的。第四，主观货币的弹性用价格变化的百分比除以容量变化的百分比近似表示。
3. 行为实验的结果。根据实验数据计算显性数字和隐性数字的弹性，图3呈现出明显的弹性下降趋势，并且大部分显性数字弹性高于隐性数字弹性。通过计算，显性数字平均弹性值为1.36，隐性数字平均弹性值为0.82。
分别对容量值和价格进行对数换算，以价格的对数作为因变量，容量的对数作为自变量，利用spss进行一元线性回归，得到线性回归后的系数，如表1所示。显性数字问卷的自变量系数为0.743，t=11.46，而隐性数字问卷的自变量系数为0.711，t=28.67。显然，回归得到的结果也表明，人们对显性数字的敏感度高于对隐性数字的敏感度运用方差分析，比较显性数字形式和隐性数字形式下被试者对各个容量设定的平均价格结果（如表2所示）。显性数字的洗涤液价格明显大于隐性数字的洗涤液价格（f（2，21）=7.488，p<0.05）。此外，从图4中我们可以发现，随着洗涤液容量的增大，定价的差异越来越大。因此，实验的结果再次验证了货币幻觉现象的存在，并且支持了文中关于主观货币函数的弹性差异化和弹性递减假设。
七、结论与展望
本文通过建立主观货币函数并进行约束条件下最优化分析得出以下结论：第一，货币备选项的不同表现形式会对人们的选择行为产生影响，对于实际值相同的不同收入形式，行为者偏爱显性数字较大的形式；第二，货币幻觉的程度取决于人们对显性数字和隐性数字敏感性的差异，当隐性数字弹性绝对值大于显性数字弹性绝对值时，差异越大，货币幻觉越明显。
未来的研究可以在以下几个方面进行进一步扩展：首先，当选择者面对表现形式更加复杂的备选项时，如复合货币形式？姿n1u1+（1-？姿）n2u2，？姿？塬∈（0，1），他们的行为将会表现出何种特征？其次，经济计量工作可以被用来估计特定环境下的主观货币函数参数，从而有针对性地定量分析人们在该环境下的行为。最后，主观货币函数也可以被纳入到现代宏观经济学的框架中，从而为价格粘性现象进行新的解释。
参考文献：
[1]carole b. burgoyne，david a. routh， anne-marie ellis.the transition to the euro：some perspectives from economic psychology[j]. journal of consumer policy，1999，（22），pp.91-116.
[2]david h.krantz，r.duncan luce. patrick suppes and amos tversky，foundations of measurement[m]. new york：academic press 1971.
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[5]eldar shafir，peter diamond， tversky，a. money illusion[j]. the quarterly journal of economics，1997，（2）：pp.341-374.
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[10]jonas e，greitmeyer t，frey d，schulz-hardt s. psychological effects of the euro-experimental research on the perception of salaries and price estimations[j]. european journal of social psychology，20
02，（32）：pp.147-69.
[11]johnson ej，payne jw. effort and accuracy in choice[j]. management science，1985，（31）：pp.395-414.
[12]kahneman d.， tversky a. on the psychology of prediction[j]. psychological review，1973，（80）：pp.237-251.
[13]kahneman，d，amos tverksy. prospect theory：an analysis of decision under risk[j]. economitrica，1979，（47）：pp.263-292.
[14]kahneman d， slovic p， tversky a， judgement under certainty：heuristics and biases[m].cambridge： cambridge university press and the russell sage foundation，1982.
[15]kahneman，d. new challenges to the rationality assumption[j]. journal of institutional and theoretical economics，1994，（150）：pp.18-36.
[16]marschak，j. money illusion and demand analysis[j]. the review of economics and statistics，1943，（1）：pp.40-48.
[17]marini g，piergallini a，scaramozzino p. inflation bias after the euro：evidence from the uk and italy[r]. working paper. centre for financial and management studies，university of london，2004.
[18]pria raghubir，joydeep srivastava. effect of face value on product valuation in foreign currencies[j]. journal of consumer research，2002，（29）：pp.335-347.
数字货币论文篇（9）
中图分类号：F015 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2014）01-0023-05
一、文献回顾
传统经济学将其理论建立在一系列严格的假设之上，其中理性人假设处于核心地位。理性人具备高超的计算能力，可以准确、快速地完成数字计算，而不受备选项外在形式的迷惑。然而货币幻觉的存在却对理性人在计算能力方面的假设形成了挑战。费雪（1928）认为货币幻觉源于行为者忽视购买力变化的心理错觉；Haberler（1941）则认为货币幻觉是选择行为违反了里昂惕夫“齐次性假设”的结果；Marschak（1943）利用多元回归方法构造了需求函数，验证了货币幻觉的存在。Richard Dusansky和Peter J. Kalman（1974，1980）则把名义收入和价格同时引入效用函数，证明了需求函数的非齐次性；Ernst Fehr和Jean R Tyran（2001，2005）认为在给定的博弈中，即使行为者能够通过不断学习消除货币幻觉，但只要其他对手行为存在不确定性，那么货币幻觉仍将对均衡结果产生影响。在行为经济学领域中，Shafir，Diamond和Tversky（1997）认为人们脑中的 “决策框架”使其在选择时关注更加明显、简单的备选项。Gamble等（2002）则通过实验发现消费者普遍倾向于认为以大单位小数字货币计价的商品看上去更加便宜，以小单位大数字货币计价的收入看上去更丰厚。Raghubir和Srivastava（2002）发现，人们在对以外国货币标价的商品进行估值时，往往无法充分考虑汇率的影响。Desmet P和Jonas等经济学家（2002）通过实验发现，由于欧元的价值高于马克的价值，当商品价格用欧元来标识的时候，人们认为商品变得更便宜了。Mishra et al（2006）发现，相对于持有少量大面值的购物票，消费者在持有总额相等但数量更多的小面值购物票时的购物意愿更强。
尽管行为经济学家的实证结果表明货币幻觉源于人们固有的认知偏差，但缺乏相关的数理分析使其一直没有被纳入到经典的经济学分析框架中。本文通过构建“主观货币函数”，运用约束条件下求最优解的方法，实现了对这类认知偏差行为的数理化分析，为货币幻觉奠定了微观基础。
二、显性数字与隐性数字
在主观货币函数中，自变量不再是数量本身，而是表达数量的数字符号，它由显性数字和隐性数字两个部分组成，它们的不同组合构成了任意货币备选项。显性数字是指相对容易辨认的数字符号形式。例如：价格标签10.00美元中的“10.00”，购销合同20 000欧元中的“20 000”等。隐性数字则是指相对较难辨认的数字符号。例如：对于10.00美元和69.00元人民币的两种货币形式，隐性数字就是它们的汇率，其需要通过计算才能得到。如果假设美元兑人民币的汇率恰好为6.9∶1，那么隐性数字值分别是6.9和1（或1和1/6.9）。显性数字和隐性数字并不是两个绝对的概念，在某种货币形式中是隐性数字，在另一种形式中则可能变成了显性数字。两者的区分依赖于给定的表达形式是否便于行为者的理解和计算。如图1所示：22L中的“L”，在这里是隐性数字，因为它表达的数字含义不如“22”明显。但是，如果写成“贰拾贰L”时，L就成了相对容易识别的显性数字。
三、主观货币函数
六、行为实验检验
1. 行为实验的目的。第一，人们对于显性数字部分和隐性数字部分的弹性随着消费值的增大而递减；第二，对数量相等的备选项，人们对显性数字形式的敏感度大于对隐性数字形式的敏感度。
2. 行为实验的方法。有90名18～22岁的学生参加了该项实验。实验要求每个被试者都把自己设想成一个日用品零售商。一位知名洗涤液公司的营销人员来到他们的店里，告知被试者正在为公司的新产品进行容量定价调研。在调研的过程中，被试者了解到，该洗涤液公司将产品的容量设定在500毫升～3 750毫升，并且公司已经为500毫升的产品定价为10元人民币。他们需要做的就是为剩下的容量确定建议出售价格。问卷共分为2个类型：第一类问卷的数值用隐性数字来表达，即所有容量的表达形式都是以中国汉字的形式显示出来的，如200ml表示成“二百毫升”，2L表示成“二升”等；第二类问卷的数值则用显性数字来表达，即所有容量的表达形式都是以阿拉伯数字的形式显示出来的，如200ml、2L等。
此外，实验规定了以下4个方面：第一，90人分成两组各45人分别填写这两类问卷。第二，要求每个人在阅读完实验材料后，必须在规定的6分钟内填完。由于每份问卷一共包含12个子项，因此要求每个选项平均在30秒的时间内被填写完毕。第三，问卷里容量的数据是随机设定的，即容量不一定是按照从小到大或者从大到小等有规律的顺序列示的。第四，主观货币的弹性用价格变化的百分比除以容量变化的百分比近似表示。
3. 行为实验的结果。根据实验数据计算显性数字和隐性数字的弹性，图3呈现出明显的弹性下降趋势，并且大部分显性数字弹性高于隐性数字弹性。通过计算，显性数字平均弹性值为1.36，隐性数字平均弹性值为0.82。
分别对容量值和价格进行对数换算，以价格的对数作为因变量，容量的对数作为自变量，利用SPSS进行一元线性回归，得到线性回归后的系数，如表1所示。显性数字问卷的自变量系数为0.743，t=11.46，而隐性数字问卷的自变量系数为0.711，t=28.67。显然，回归得到的结果也表明，人们对显性数字的敏感度高于对隐性数字的敏感度。
运用方差分析，比较显性数字形式和隐性数字形式下被试者对各个容量设定的平均价格结果（如表2所示）。显性数字的洗涤液价格明显大于隐性数字的洗涤液价格（F（2，21）=7.488，p
七、结论与展望
本文通过建立主观货币函数并进行约束条件下最优化分析得出以下结论：第一，货币备选项的不同表现形式会对人们的选择行为产生影响，对于实际值相同的不同收入形式，行为者偏爱显性数字较大的形式；第二，货币幻觉的程度取决于人们对显性数字和隐性数字敏感性的差异，当隐性数字弹性绝对值大于显性数字弹性绝对值时，差异越大，货币幻觉越明显。
未来的研究可以在以下几个方面进行进一步扩展：首先，当选择者面对表现形式更加复杂的备选项时，如复合货币形式？姿n1u1+（1-？姿）n2u2，？姿？塬∈（0，1），他们的行为将会表现出何种特征？其次，经济计量工作可以被用来估计特定环境下的主观货币函数参数，从而有针对性地定量分析人们在该环境下的行为。最后，主观货币函数也可以被纳入到现代宏观经济学的框架中，从而为价格粘性现象进行新的解释。
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[4]Edmund Cannon， Giam Pietro Cipriani. Euro-Illusion：A Natural Experiment[J]. Journal of Money，Credit，and Banking，2006，（38）：1392-1403.
[5]Eldar Shafir，Peter Diamond， Tversky，A. Money Illusion[J]. The Quarterly Journal of Economics，1997，（2）：pp.341-374.
[6]Ernst Fehr， Jean-Robert Tyran.“Does Money Illusion Matter？[J]. The American Economic Review，2001，（5）：pp.1239-1262.
[9]James S， Dyer， Rakesh K. Sarin Measurable Multi-attribute Value Functions[J]. Operations Research，1979，（4）：pp.810-822.
[10]Jonas E，Greitmeyer T，Frey D，Schulz-Hardt S. Psychological effects of the euro-experimental research on the perception of salaries and price estimations[J]. European Journal of Social Psychology，2002，（32）：pp.147-69.
[11]Johnson EJ，Payne JW. Effort and accuracy in choice[J]. Management Science，1985，（31）：pp.395-414.
[12]Kahneman D.， Tversky A. On the Psychology of Prediction[J]. Psychological Review，1973，（80）：pp.237-251.
[13]Kahneman，D，Amos Tverksy. Prospect Theory：An Analysis of Decision under Risk[J]. Economitrica，1979，（47）：pp.263-292.
[14]Kahneman D， Slovic P， Tversky A， Judgement under Certainty：Heuristics and biases[M].Cambridge： Cambridge University Press and the Russell Sage Foundation，1982.
[15]Kahneman，D. New challenges to the rationality assumption[J]. Journal of Institutional and Theoretical Economics，1994，（150）：pp.18-36.
[16]Marschak，J. Money illusion and demand analysis[J]. The Review of Economics and Statistics，1943，（1）：pp.40-48.
[17]Marini G，Piergallini A，Scaramozzino P. Inflation Bias after the Euro：Evidence from the UK and Italy[R]. Working paper. Centre for Financial and Management Studies，University of London，2004.
[18]Pria Raghubir，Joydeep Srivastava. Effect of Face Value on Product Valuation in Foreign Currencies[J]. Journal of Consumer Research，2002，（29）：pp.335-347.
数字货币论文篇（10）
2016年1月20日，中国人民银行数字货币研讨会在北京召开，中国人民银行宣布我国将争取早日推出数字货币。会议就数字货币发行的总体框架、货币演进中的数字货币、国家发行的加密货币等专题进行了研讨和交流，此后，数字货币以及与数字货币关系密切的区块链技术引起国内外社会的广泛关注。
一、中国人民银行公布准备推出数字货币
（一）我国数字货币的定义
中国人民银行科技司司长王永红给出定义如下，数字货币是指由货币当局发行、存储于电子设备、具有现金特性、并能够逐步替代现金和银行账户相关联的记账式货币的价值载体，即“法定电子现金”。我国央行研发的数字货币将具备可流通性、可存储性、可离线交易性、可控匿名性、不可伪造性、不可重复交易性、不可抵赖性七大特征。
（二）中国人民银行推出数字货币的目的
根据中国人民银行调查统计司司长盛松成的观点，中国人民银行推出数字货币主要有两大原因，一是在国内构建全新的金融基础设施，完善我国支付体系，提升支付结算效率。二是央行数字货币系统可以构建一个大数据系统，提升经济交易活动的便利性和透明度，减少洗钱、逃税漏税等违法犯罪行为。
（三）我国数字货币发行框架
中国人民银行科技司副司长兼数字货币研究所筹备组组长姚前提出，作为法定数字货币由国家保障，由央行主导，在保持实物现金发行的同时发行以加密算法为基础的数字货币，数字货币是M0的一部分。法定数字货币的发行和回笼基于“中央银行――商业银行”二元体系完成，中央银行负责数字货币的发行与验证监测，商业银行从中央银行申请到数字货币后，负责面向社会提供数字货币流通服务与应用生态体系构建服务。
二、央行发行数字货币对商业银行的影响
数字货币的发行将基于新技术，以央行数字货币为主的金融创新可能引发商业银行内外部营运模式和行业规则的全面重大变革，目前央行提倡商业银行早日加入我国数字货币的探索研究和发展推动工作。
（一）商业银行现金存储方式变化
现金存储方式变化是数字货币发行后必然发生和最直观的改变。虽然以信用卡为代表的电子货币成为目前社会的主流货币形式，截至2016年11月央行发行的6.49万亿？q？流通中货币（M0）是以传统纸币形式发行的，物理存储空间巨大。数字货币发行以后，人民银行在其数字货币私有云存放央行数字货币发行基金的数据库，商业银行存放数字货币可以存放在央行的数字货币私有云上或者存放在商业银行本地。
（二）现行基础信息系统需要重新构建并不断完善
央行发行数字货币将会建设一套全新的金融基础设施，虽然央行尚未给出发行数字货币的具体时间表，但是央行表态会加快推出数字货币，数字货币发行初期将出现实物货币与数字货币并行流通阶段，届时商业银行的信息系统为满足实物货币和数字货币的流通要求，需要在央行数字货币系统的基础上重新构建。商业银行为满足数字货币存储需要在央行私有云的基础上建设银行私有云和数字货币数据库，实现实物货币与数字货币系统的并网运行。
（三）对商业银行系统安全和操作规范提出更高要求
商业银行现行信息系统是以满足以纸币货币为基础货币的交易和流通为目的，现金交易过程没有数据痕迹可追踪，央行发行数字货币以后，货币初始形态变为数字模式，从发行到交易流通全程使用数字化模式，在数字货币流通过程中引发的数据传输过程中，如何确保数据和交易安全性，对商业银行的系统安全性和操作规范提出前所未有的高要求。
（四）商业银行业务运营模式巨变
数字货币的认证中心和登记中心由央行统一管理，央行对央行数字货币机构以及用户身份信息进行集中管理，央行发行数字货币以后，商业银行通过申请获得数字货币，向用户提供服务，资产负债表变化、货币流入流出等客户服务方式会发生巨大变化，大量柜台业务工作人员可能会被电子自助终端取代。
（五）法律法规、金融监管政策的变化与调整
数字货币与纸质货币在形态、存储、流通方式等方面存在很大变化，央行在纸币基础上制定的法律法规和监管政策需要做出修改和调整，商业银行需要在新的监管政策下进行正常业务营运。
三、商业银行需要做的举措
人民银行提出要发行数字货币以后，各商业银行应该关注央行政策导向，尽快开展数字货币影响研究，提前规划布局数字货币运营体系，全力做好数字货币的发行流通研究工作。
一是央行发行数字货币将对商业银行内外部经营环境产生深远影响，商业银行应该加快启动数字货币发行的影响评估工作。由于发行数字货币的具体操作尚未公布，数字货币发行将对我国的货币体系、金融体系和经济体系造成全面影响，商业银行应该积极关注央行公开的信息，加快数字货币基础理论和实践研究。
二是商业银行加快数字货币使用相关技术的研究，与发行数字货币相关、发展相对成熟并且应用前景广泛的区块链技术、加密算法技术、云技术、大数据等相关技术应该被商业银行尽快纳入系统建设的基础性技术研究和实践范畴。商业银行在研究初期应该加强与同业和科技公司的合作，积极组建或参与国内外相关技术联盟，争取制定行业应用标准的主动权，降低研发成本并实现研究成果共享。
三是产品和服务模式的重新构画。数字货币发行初期，将出现数字货币和纸质货币并行流通阶段，随着数字货币接受度的提升，传统纸币使用频度可能会越来越低，商业银行要密切关注客户交易习惯的变化，根据客户行为习惯的变化构建灵活的服务模式，这对商业银行分析、应变和服务能力提出新挑战。
四是商业银行重构大数据技术应用。由于数字货币发行采取“前台自愿、后台实名”的原则，央行发行数字货币将构建央行大数据体系，商业银行有机会借助央行大数据体系打破信息孤岛，利用大数据和云技术提高服务效率，增强数据实时分析和应用能力，构建全新的应用场景，实现金融创新。
注释
？q？数据来自于中国人民银行网站http：///diaochatongjisi/resource/cms/2016/12/2016121615160267237.pdf 。
参考文献
[1]王永红.《数字货币技术实现框架构想》[J].中国金融，2016（8）：14-16.
[2]盛松成，蒋一乐.《央行数字货币才是真正货币》[J].中国金融，2016（14）：12-14.
[3]姚前.《中国法定数字货币原型构想》[J].中国金融，2016（17：）13-15.
数字货币论文篇（11）
一、文献综述
长期以来，货币政策与财政政策被认为是在市场经济条件下国家宏观经济运行的两大政策体系，而它们调控均离不开货币资金的流转，在客观上两者间存在着相互影响的关系，因而其协调配合当属必然。为了使协调配合更为合理，国内外学者对其如何影响包括就业、产出和价格的宏观经济运行进行了大量的研究，取得了巨大成就，当然其中也不乏大量的学术争论，学者们在争论中相互吸收精华，极大地促进了宏观经济各学科的发展。
基于新古典综合学派以货币供给作为外生变量的IS-LM模型，或以利率作为外生变量的IS-IRT模型，货币政策与财政政策的不同组合适用于经济周期不同阶段的宏观调控需要。这种仅具有方向性的定性研究并没有从定量上给出具体的指导性建议，因而货币政策与财政政策配合的效果往往与当局的预期结果不尽相同，甚至背道而驰。从20世纪60年代中后期，以弗里德曼为代表的货币主义开始在西方兴起，货币政策在宏观经济调控中上升至主导地位。随着货币政策地位的上升，两大政策体系’的协调配合问题也就显得尤为重要。但两者的直接目标显然是不同的，财政政策的直接目标是为国家机器的运转提供资金支持，货币政策的直接目标是保持经济的持续稳定发展。如当货币政策当局觉得通货膨胀成为严重问题时，需要利用紧缩的货币政策调控经济运行，这样会减少财政收入，这是财政政策当局所不愿意看到的，因而其可能会通过增加财政赤字的手段以维持庞大的国家机器的运转。可见，财政政策和货币政策是存在目标冲突的。Pindyek较早地分析了不确定条件下政策制定者之间的目标冲突，认为货币政策当局应该考虑到这种冲突。Sargent和Wallace认为政府的预算约束将货币政策和财政政策联系起来，对确定货币存量如何动态影响均衡价格水平有重要意义。
