金融工程期货论文

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第1篇：金融期货论文范文

金融期货市场价格是指金融工具期货合约的理论价格，金融工具期货又分为外汇期货、利率期货和股指期货三类，以下简单对它们的价格构成进行介绍。

1.外汇期货的价格构成

由于外汇期货的标的为外汇，它是非物资商品，故无商品生产成本与期货商品流通费用两项；外汇的理论期货价格由货币成本、期货交易费用和预期利润三部分组成；其中，货币成本是指某种外币的数量，货币成本的产生是由少数外汇期货合约实际交割产生的。

2.利率期货的价格构成

利率期货交易分国库券期货交易、定期存单期货交易、抵押证券期货交易等；在美国，国库券期货合约的理论价格主要由国库券的发行价格、期货交易费用和预期利润三项，其中，在发行价格上短期国库券和长期国库券有所区别，短期国库券的发行价格是以贴现方式或按面值打折扣方式形成的，计算公式为：短期国库券发行价格=国库券面值-国库券面值×年利率×国库券实际期限/3603.股指期货的价格构成股指期货的价格主要由现金设定价格、期货交易费用和预期利润三项构成；其中，现金设定价格等于股指的指数乘以一个由股指确定的固定金额，它不仅体现了股指的综合价值，还是股指期货的交易价格，更是股指期货理论价格的构成要素。

二、期货定价在进行期货定价的介绍之前

需先了解一些数学符号的定义T:期货合约到期的时间（年）；t：现在的时间（年）；s：期货合约标的资产在时间t时的价格；ST:期货合约标的资产在时间T时的价格（在t时刻这个值是未知的）；k:期货合约中的交割价格；f：时刻t时，期货合约多头的价值；F：时刻t时期货合约的价格；r:从时刻t到T时刻，计算投资利息时使用的无风险利率。

1.商品期货定价

可把商品期货的标的商品分为投资类商品（如黄金、白银）、消费类商品，对投资类商品可以给出准确的期货价格，消费类的商品只给出期货价格上限。黄金、白银是投资类商品中的代表性商品，人们持有黄金、白银的目的一般是投资和保值；不考虑黄金、白银的存储成本时，它们与无收益证券类似，期货合约价格可按下式计算F=exp（r(T-t)）考虑存储成本时，可将存储成本看作负收益，记u是期货合约有效期间所有存储成本的现值，则期货合约的价格为F=(S+U)EXP(R(T-t))例如，一张一年期的黄金期货合约，已知黄金的存储成本为每年每盎司2美元，在年底支付，现价为450美元，无风险利率始终为每年7%，该期货合约的价格计算如下r=0.07,s=450,T-t=1.所有存储成本现值u=2exp(-0.07)=1.865.期货价格F=（450+1.865）exp（0.07）=484.6

2.金融期货定价

第2篇：金融期货论文范文

一、引言

二十世纪七十年代以来，随着金融期货期权等衍生工具的产生与发展，现代经济运行的虚拟化程度逐渐提高，现代经济周期越来越表现出金融经济周期特征，微小的冲击通过金融市场的加速和放大，会导致经济的剧烈波动。在众多的金融经济周期理论中，以伯南克（Bernanke，1996）提出的“金融加速器理论”最具解释力。该理论认为，由于金融市场存在着摩擦成本，最初的反向冲击会因为金融市场状态的改变产生加速效应，因此金融市场的波动可能是非对称的：即在金融加速机制作用下，冲击的波动效应依赖于金融市场的状态，体现为相对于“扩张”金融市场状态，“紧缩”金融市场状态下冲击的波动效应更加剧烈。金融衍生工具的一个重要功能是通过价格发现提高市场的运行效率，但其越拉越长的金融衍生链条反而加剧了信息不透明的程度，当金融现货市场面临系统性风险时，恐慌性抛售金融期货产品会导致衍生风险的积聚和扩散。

股指期货市场是股票现货市场深化的产物，也是股票现货市场发展的助推器，但股指期货经济功能的发挥是以相对有效的股票现货市场和风险防范体系为基础的。当股票现货市场出现猛烈的单边下行行情时，股指期货交易无法在短期内有效分散系统性风险，而其杠杆交易的特性反而会形成衍生风险并导致其积聚和扩散，诱发金融加速器效应。以此次美国次贷危机为例，股指期货作为风险对冲工具，在危机爆发的初期显示出其资本市场稳定器的重要功能，但随着次贷风险加速暴露和违约率的上升，直接冲击到发放次级贷款的金融机构时，市场恐慌快速蔓延，并引发资本市场剧烈波动。投资者为了转移股市的系统性风险，开始大量抛售S&P500股票指数期货合约。指数期货合约价格的下跌又引发了新一轮的股票抛售狂潮，导致美国股市单周急挫，全球股票市值一周蒸发超过6万多亿美元，创造了自1970年有纪录以来的单周最大跌幅，并引发了持续性下跌。从2008年10月到2009年3月，美国S&P500股票指数由1176点下跌到666点，跌幅近50%，因此，本文以上述时间段内S&P500现货指数和期货指数的日收盘数据为样本，对S&P500股指期货市场的金融加速器效应进行计量检验。样本数据来源于文华财经网站。

二、股指期货市场金融加速器效应的计量检验

本文拟建立向量自回归（VAR）模型来检验S&P500股指期货市场与股票现货市场之间衍生风险的相互引导关系；金融加速器效应能够形成并持续的另一重要原因在于投资者的不稳定预期和非理性决策，会导致投资者对利空信息的反应过度和对利好信息的反应不足，这一信息反应模式可以通过非对称信息广义自回归条件异方差（EGARCH）模型来检验。

（一）脉冲响应函数分析

股指期货合约具有不同的交割月份，它们的价格有机的、动态的、连续的反映着当前变化中的及变化后的供求关系，实际上检验了众多交易者对未来供求状况的预测，因此能反映价格的动态走势，表现出价格形成上的连贯性和指示调节作用上的超前性。由于股指期货的价格发现功能，无论冲击来自现货市场还是期货市场，率先进行反应的是期货指数。这一市场反应模式可以利用脉冲响应函数进行检验。VAR模型的脉冲响应函数描述的是，在随机扰动项上施加一个标准差大小的冲击后，对模型中变量的当期值和未来值所带来的影响。本文的VAR模型如下：

式中，F代表S&P500指数期货的日收益率，S代表S&P500指数的日收益率。k代表VAR模型滞后期，依据AIC准则确定为4阶。当μ1t=1，μ2t=0时，脉冲响应函数描述的是S&P500股指期货市场的一个标准差的冲击对Ft和St产生的影响；反之，当μ1t=0，μ2t=1时，脉冲响应函数描述的是S&P500股票现货市场的一个标准差的冲击对Ft和St产生的影响。图1和图2表明，股灾期间无论是冲击来自股指期货市场还是来自股票现货市场，都是Ft率先对冲击做出明显反应，而St对市场冲击的反应微弱，也就是面对市场冲击，投资者率先在股指期货市场进行交易导致Ft显著变动。

（二）预测方差分解

VAR模型的预测方差分解描述的是对模型中变量产生影响的每个随机扰动项μt的相对重要性。市场冲击会对Ft和St的预测方差产生影响，而Ft的预测方差可以分解为源自μ1t（S&P500股指期货市场）的冲击和源自μ2t（S&P500股票现货市场）的冲击；St的预测方差同样可以分解为源自S&P500股指期货市场的冲击和S&P500股票现货市场的冲击。通过预测方差分解可知，次贷危机期间，Ft的波动主要源于股指期货市场的冲击，而St的波动既源于股指期货市场的冲击，也源于股票现货市场的冲击。这说明机期间，投资者不仅通过抛售期货合约避险，而且对市场信心的丧失引发了股票的直接抛售行为，两种卖压在股指期货市场和股票现货市场之间的传递，导致了股价与期价的双双狂泻。这说明次贷危机期间股指期货市场发现更多的是恐慌性信息，恐慌性抛售改变了股指期货价格和股票现货价格的波动形态。无论冲击来自期货市场还是现货市场，股指期货价格的变化总比现货价格的变化表现出更大的波动。这种区别反映了两个市场的特征，即期货价格能比现货价格更快地对冲击作出反应，也意味着现货市场的冲击最先带来的是期货价格的变化而不是现货价格。

（三）格兰杰因果关系检验

在不同市场状态下，股指期货市场与股票现货市场之间的引导关系存在着差异。Ahbyaknar(2001)运用GARCH模型对1996年至1999年英国FT-SE100现货指数与期货指数的日收盘数据的研究表明，交易成本是造成市场交易者比较偏好期货交易的原因。在利好消息期间，领先—滞后关系不存在；在中性消息期间，期货领先现货；在利空消息期间，领先—滞后关系不稳定。高波动率时期，期货领先现货；低波动时期，没有明确的形态。股票市场本论文由整理提供出现高交易量与低交易量时，期货大幅领先现货。对期货市场与现货市场引导关系另一种思路是VAR模型中的格兰杰因果检验。表1的数据表明，次贷危机期间St-i不是Ft的格兰杰原因与Ft-i不是St的格兰杰原因的原假设都被拒绝，这说明S与F因市场的恐慌性抛售而存在双向引导关系，因此衍生风险会在股指期货市场与股票现货市场之间形成反馈循环。随着金融市场摩擦成本的增大，指数套利无法剔除非理对理的长期并且是实质性的影响，恐慌性抛售致使风险无法快速、平稳地得到释放，导致衍生风险积聚。

（四）非对称冲击效应检验

金融市场的运行实践表明，许多时间序列的现期方差与前期的“波动”有关系，Engle（1982）将描述这类关系的模型称为自回归条件异方差（ARCH）模型：δ2t=α0+α1μ2t-1+α2μ2t-1+……+αpμ2t-p。为解决ARCH模型中的解释变量之间的多重共线性问题，Bollerslev（1986）提出了广义自回归条件异方差（GARCH）模型：δ2t=α0+α1μ2t-1+βδ2t-1，随后该模型被广泛应用于金融时间序列分析。但对于许多金融资产而言，负的冲击似乎比正的冲击更容易引起它的波动，而由Nelson（1991）提出的非对称信息广义自回归条件异方差（EGARCH）模型可以反应这一特征事实。EGARCH的条件方差模型可以表示为：

由于γ1和γ2的非负约束，如果模型中的γ3<0，则负向冲击（μt-1<0）对lnσ2t的影响参数为γ2-γ3，而正向冲击（μt-1>0）对lnσ2t的影响参数为γ2+γ3，由于γ2-γ3>γ2+γ3，所以负向冲击对lnσ2t产生了更大影响。

本文首先对次贷危机期间S&P500指数期货的收益率进行了ARCH效应检验，发现S&P500指数期货市场ARCH效应显著，即存在波动积聚效应。进一步对次贷危机期间S&P500指数期货的收益率进行非对称冲击分析，得EGARCH估计方程为：

令Zt-1=μt-1/σt-1，则f(Zt-1)=γ2Zt-1+γ3Zt-1为S&P500股指期货市场的非对称冲击效应曲线。如表2所示，当μt-1>0，即S&P500股指期货市场的冲击为正向时，非对称冲击效应系数为0.21；当μt-1<0，即S&P500股指期货市场的冲击为负向时，非对称冲击效应系数为-0.57。由此可见，次贷危机期间投资者对股指期货市场上的负向冲击反应强烈，对股指期货市场上的正向冲击反应较弱。也就是说，由于衍生风险的积聚和扩散，导致股指期货市场上产生了非对称的金融加速机制，由此引发了市场的剧烈波动。

三、结论与建议

（一）股指期货衍生于股票现货市场，其价格发现、套期保值和指数套利等功能的有效发挥是以相对稳定和有效的风险防范体系为条件的。本文的实证分析表明，次贷危机发生后，股指期货率先对市场冲击做出反应，使用组合资产保险交易策略的机构通过在股指期货市场上大量抛售合约，以实现对所持股票的保值。但随着危机的深化，市场的悲观预期引发了股市的抛售狂潮，股价的下跌又会引发对股指期货合约的新一轮抛售，这个过程循环下去，导致股指期货市场与股票现货市场形成恐慌性双向引导关系，形成衍生风险的积聚和扩散，引发股指期货价格和股票现货价格双双下泻。进一步的检验发现，随着次贷危机的深化和蔓延，股指期货市场摩擦成本逐渐增大，由此引发了非对称波动的金融加速器效应。

（二）马可维茨的资产组合理论认为，投资的预期收益是风险的线性函数，即每增加一个单位风险，投资所要求的收益补偿始终不变，因此理性的投资决策会遵循资本资产定价模型。而金融加速器理论认为，大多数投资者并非是标准金融投资者而是行为投资者，他们对收益的效用函数是凹函数，而对损失的效用函数是凸函数。表现为投资者在投资账面值损失时更加厌恶风险，而在投资账面值盈利时，随着收益的增加，其满足程度递减。即投资者由于亏损导致的感觉上的不快乐程度大于相同数量的盈利所带来的快乐程度，投资者对损失更敏感。投资者投资时判断效用的依据并不像有效市场理论中所论述的是最终的财富水平，而是总会以自己身处的位置和衡量标准来判断行为的收益与损失，也就是选取一个决策参考点，在参考点上，人们更重视预期与结果的差距而不是价值本身。也正由于决策参考点的存在，使得预期具有不确定性和不稳定性。当股市的泡沫吹到了顶点，人们的盈利预期降低，价格回落时，就会出现下行的正反馈过程，形成“愈跌愈抛,愈抛愈跌”的态势，导致股市泡沫破灭。股市泡沫的破灭最先在股指期货市场表现出来，股指期货市场上的反常价格在下行正反馈机制作用下，传递到股票现货市场，形成风险联动。超级秘书网

（三）2010年2月20日中国证监会正式批准中国金融期货交易所开展沪深300股指期货交易，标志着中国股指期货交易的正式诞生。为防范股指期货市场可能产生的金融加速器效应，中金所规定了12%的保证金等严格的交易制度，但考虑到目前的市场环境和已有的10%的涨跌幅限制，中金所暂时取消了“熔断制度”。而各国的股指期货市场运行实践表明，股指期货市场的熔断制度在股灾期间可对衍生风险起到一定的预警和减震的作用。因此，本文建议当沪深300股指期货交易运行相对平稳后，可考虑降低涨跌幅限制标准（如20%的涨跌幅限制）来提高市场的活跃性，而市场的预警机制通过恢复熔断制度来实现。但目前沪深300股票指数期货的熔断制度缺乏针对金融加速器效应的弹性设计。因此，考虑到投资者易出现对收益的反应不足和对风险的反应过度的非理性决策，本文建议未来的熔断制度应考虑市场非对称波动的特点，在单边上升行情时，实行“熔而不断”；在单边下行行情时实行“熔而且断”，以平抑股指期货市场非对称波动引发的金融加速器效应。

（四）沪深300股指期货的开发将有助于我国股票市场的深化和金融衍生品市场的发展，但现阶段我国股票市场浓烈的投机气氛以及制度性缺陷会制约股指期货功能的有效发挥。特别是作为金融衍生工具，股指期货的杠杆交易决定了其助涨助跌的性质，因此当投机资本对一国脆弱的金融体系进行攻击时，会选择操纵股指期货引发衍生风险的积聚和扩散，而限制交易、提高利率以及政府注资等反危机措施，往往会降低市场的流动性并加重投资者对股市下跌的预期，这种对衍生风险的过度反应会加剧股市与期市的风险联动，通过加速机制引发股市和期市的暴跌。我国汇率制度与货币政策的持续冲突已经形成了人民币对外升值和对内贬值的双重压力，同时这种压力也会成为国际投机资本狙击人民币的动力，而我国股指期货的开发和外资银行人民币业务的开展，客观上也为国际投机资本的立体攻击创造了条件。因此，我国应尽快完善由政府、同业协会和交易所共同参与、有机结合的“三级监管制度”，完善套期保值和价格发现的市场环境，逐步形成有效的风险预警体系和疏导机制，避免金融衍生风险的积聚和扩散。

参考文献：

[1]白钦先，谭庆华.美国次贷危机深层根源分析：从金融共谋结构与机制新视角的考察[J].金融评论，2008;5

第3篇：金融期货论文范文

关键词：MFS；广义货币总量；加权货币总量；货币服务指数

文章编号：1003―4625(2007)03―0026 03

中图分类号：F832．O

文献标识码：A

[收稿日期]2006－12

注：本文系国家社科基金资助项目《中国货币与金融统计体系及其国际接轨》(批准号：02CTJ004)阶段性成果。

[作者简介]任英华(1975－)，女，浙江东阳人，讲师，博士研究生，研究方向：金融统计与风险管理，国际贸易与投资；许涤龙(1962-)，男，湖南衡阳人，院长，教授，博士生导师，经济学博士，研究方向：宏观经济与金融统计。

一、引言

货币政策中介目标有五种基本类型，即汇率目标、货币总量目标、利率目标、通胀目标、隐性货币政策目标。货币总量目标是货币政策中介目标选择的基本类型之一，我国目前采用简单加总的货币总量作为货币政策的中介目标。但有不少学者对目前这种货币总量作为货币政策中介目标提出了异议：如李卓，高岚(2004)从相关性、可控性、可测性、抗干扰性等四个角度对货币供应量作为货币政策中介目标效果的分析表明：货币供应量作为中介目标存在很多问题，应该另行选择。封思贤(2006)通过运用向量自回归(VAR)模型、脉冲响应函数(IRF)、方差分解分析等经济计量方法，对我国现行货币政策中介目标进行了实证分析并得出结论：货币供应量作为中介目标的有效性正不断降低，实际利率作为中介目标的实施效果好于货币供应量。尹中立(2006)认为以货币总量作为我国货币政策中介目标，该目标越来越难以琢磨，其中原因很多，金融市场的发展，尤其是股票市场的发展是影响货币政策中介目标稳定性的重要原因之一。这些研究均表明，我国货币供应量作为货币政策中介目标的实施效果存在一定的问题。

笔者认为，无论是放弃还是坚持以货币总量目标作为中介目标，有一点是必须要明确的，即货币总量统计在货币政策制定及其对整个宏观调控、对经济金融政策的信息支撑作用是不可替代的。测度货币总量的根本目的是通过对货币的控制实现经济的均衡增长和物价水平的稳定。因此，科学测度货币总量不仅具有重要的理论价值，而且今后也仍然是货币与金融统计工作的一个中心工作和任务。由国际货币基金组织(IMF)2000年推出的《货币与金融统计手册》(简称MFS)是目前世界编制或公布经济和金融数据的国际标准，对各国金融统计具有极大的指导作用。本文拟通过对《货币与金融统计手册》(简称MFS)这一国际准则中关于货币总量测度的研究，以期从中得到启示，从而为我国货币总量科学测度提供参考。

二、MFS货币总量测度研究

(一)广义货币总量的界定

MFS所定义的货币概念是广义范畴的。MFS认为，狭义货币通常被定义为包括货币和可转让存款，而金融创新却削弱了狭义货币对于政策目的的有用性，广义货币则能较好地适用于政策目的。因此，MFS认为，广义货币总量的每个组成部分都有以下三个基本方面：1．属于广义货币的金融资产；2．货币的持有部门；3．货币的发行部门。

MFS这个定义实际上是在探讨可纳入货币总量的组成部分。第一方面说明哪些金融资产可以纳入广义货币，这是选择货币总量组成部分的主要特性。几乎所有的金融资产都有“货币性”，只是程度不同而已。哪些金融资产是广义货币，哪些不是，一般可从货币的流动性、储藏价值功能和其他基本特性如法定货币、可转让性、可分割性、期限、交易成本、盈利性等角度判断。例如：货币和可转让存款是流动性最强的金融资产，属于广义货币。它们的货币特征可概括为：是法定货币；具有广为接受性；零期限，可直接用于支付；无交易成本或交易成本很低；可分割成更小的单位。

第二方面说明哪些部门持有的金融资产可以纳入广义货币。根据定义，货币持有部门通常包括除存款性公司和中央政府之外的所有居民部门。也就是说，货币持有者一般包括：1．公共和其他非金融性公司；2．中央政府之外的其他政府单位；3．住户和为住户提供服务的非营利机构；4．金融性公司部门中除存款性公司分部门(即中央银行和其他存款性公司)之外的所有机构单位。

第三方面说明哪些部门发行被持有者持有的金融资产可以纳入广义货币。货币发行部门通常包括中央银行和其他存款性公司。中央银行发行本国货币，也可以发行包括在广义货币中的存款或证券。其他存款性公司吸收的存款可看作是其发行的存款凭证，是创造存款货币的部门。

MFS广义货币总量概念的提出，就有了一种统一的“格式”为有关国家编制广义货币总量，从而有利于进行国际对比，解决了各国因货币定义不同而导致的无法比较的问题。

(二)流动性总量的界定

MFS提倡各国在编制广义货币总量时，还可以对流动性总量进行测度。对于流动性总量，MFS是这样定义的：除了广义货币负债之外，流动性总量还包括其他被认为具有一定流动性，但还不足以纳入国家定义的广义货币之内的金融资产。也就是说，流动性总量的组成包括两个部分，即广义货币的组成部分和具有一定流动性的其他负债。流动性总量在负债的类型和涵盖的发行部门这两方面比广义货币的范围要广。

进行流动性总量的测度的原因是，MFS认为，有些金融资产货币性强弱的判断并不是十分清楚，这样就使一些具有一定流动性，但还不足以纳入国家定义的广义货币之内的金融资产被排除在统计监测之外。为了扩大货币监测的范围，MFS建议各国根据需要除了统计监测广义货币之外，还可统计监测流动性总量。

(三)MFS货币总量测度方法评价

MFS主张的货币总量测度方法主要有以下两种：

1．简单加总法。简单加总法是先根据金融资产的流动性来划分货币供应量层次，然后将不同层次的货币总量指标如M1、M2、M3等，按各自包括的组成部分以相等的权数简单相加。这种方法由于计量简明，因此为大多数国家所采纳。但这种传统的货币总量计量方法也受到了批评，主要是因为该方法的基本假设与微观经济理论相悖。该方法假设货币资产的持有者将构成货币总量的各类货币资产看做是完全的替代品，因此在计算时赋予各类货币资产相同的权重，例如M2中的现金、支票存款、储蓄存款与定期存款等各项货币资产的权重都等于1。然而，根据微观经济学的需求理论，人们之所以持有不同货币，原因在于不同货币的交易职能和价值储藏手段是有差异的。就交易职能而言，人们会选择具有高流动性的货币资产；而对于价值储

藏手段，人们会选择能够保值的货币资产。也就是说，实际上，货币持有者并不认为这些货币资产具有完全替代性。

2．加权汇总法。该方法考虑到了不同货币性资产的不完全替代性。由于货币总量是由各种流动性不同(或货币性有差别)的金融资产构成的，因此，可按流动性的不同程度(或货币性的程度)确定各组成部分的权重(大于0小于1)，然后求出货币的各个组成部分的加权平均总量，这一货币总量就是货币的加权度量，通常称之为加权货币总量。

常用的货币总量有货币服务总量和拉式加权货币服务总量。由于货币服务总量度量了服务性流量，因而不能与货币存量直接比较。因此，人们更愿意使用指数的形式来反映货币的增长情况，如拉式货币服务指数和Divisia货币服务指数就是目前主要使用的两种总量指数。这种统计指数可以反映所有货币服务总量的动态及平均变化程度，它提供了度量货币增长的另一种形式。各种货币总量和货币服务指数具体的计算公式如下：

(1)货币服务总量

由于货币资产是一种提供货币服务的耐用品，因此，对货币所提供服务的度量，可称为货币服务总量，其计算方法为：

注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”

式中：TMS是t期的货币服务总量；m是第i种金融工具的数量。式(1)表示对所有金融工具货币性的一个总的衡量，即将每一种金融工具的服务加总的结果。

(2)拉式加权货币服务总量

注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”

式中：LWMS是第i种金融工具在第t期的拉氏加权货币服务总量；r是第i种工具在基期的收益率；是作为参照物的某种金融工具在基期的基准利率。

(3)拉式货币服务指数

注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”

式中：LWSI是第t期的拉式货币服务指数；m是第i种金融工具基期的数量。r是基期作为参照物的金融工具的基准利率；r是第i种工具的收益率。由于拉氏指数使用固定基期权数，因此，用这种方法度量时，可不受一定时期利率变化的影响。

(4)Divisia货币服务指数

该指数是由巴内特(Barnett，1980)将微观经济总量理论、统计指数理论与货币理论结合起来，通过解消费者最优选择问题而导出的。该指数以货币资产的机会成本来建立权数加总各种货币资产。持有货币资产的机会成本，也叫“使用者成本”(usercost)。持有每一种货币资产的开支(该种货币资产总量×使用者成本)占持有全部货币资产的总开支的比重，就是该种货币资产在货币总量中的权重。显然，如果某项货币资产的流动性强，则收益率低，与基准利率的差值大，在货币总量中的相对权重就增加。在离散时间情况下，Divisi货币数量指数可表示为：

式中：D为第t期的Divisa货币总量；为第i种货币资产占总支出的比重；m是第i种货币资产在时刻t的数量；p是第i种货币资产在时刻t的机会成本，或称价格，它是由第i种货币资产的自身收益与某一基准利率决定的，其计算公式为是基准利率；是第i种货币资产的自身收益，ro是极小的常数。公式(4)表示Divisa货币总量的增长率等于各货币资产的增长率按其支出的比重加权加总。由于该指数的权重表现为每一种货币提供服务占所有货币资产提供服务总量的比重，这样，以加权的方式就能体现不同货币层次的结构，进而对宏观经济指标予以反映。因此，Divisia货币服务指数可以很好地体现各货币层次由于流动性、安全性、机会成本带来的结构上的差异。

三、借鉴MFS，科学测度我国货币总量的建议

通过对MFS货币总量测度方法的解读和评价，在我国货币总量测度具体操作上，笔者认为应在以下几个方面加强研究和改进。

(一)把握好选择标准，是科学测度货币总量的前提和关键

货币总量的选择总是要结合政策目标，选取可用于宏观经济分析的货币总量。MFS认为选择的标准一般有以下几点：一是货币总量与宏观经济变量之间要有可预见的关系为准，具体包括价格总水平、国民收入(国内生产总值及其组成部分)、国际收支的组成部分。二是货币总量与中介目标变量之间要有可预见的关系，如货币总量与利率、基础货币。三是要考虑中央银行使用货币政策工具的可预见效果，具体包括对中介目标变量的影响、对货币总量的间接影响等。从目前简单加总的货币供应量作为我国货币总量的实施效果来看，有不尽如人意的地方，而这又恰好是我们研究和改进的突破口。因此，把握好选择标准，是科学测度货币总量的前提和关键。

(二)扩大货币总量统计机构范围，并编制金融性公司概览，以完善货币总量基础数据的来源

货币基础数据的提供，是正确统计货币总量的基础。与MFS相比较，我国的货币总量统计也是在金融性公司分类的基础上，对报表数据逐级汇总、合并和轧差而形成的。与MFS略不同的是，我国货币总量统计采取两种并行的表述方式：一是单独编制货币供应量统计表、基础货币统计表等；二是按MFS的要求编制货币当局等机构的资产负债表以及存款性公司概览。在机构范围上，我国货币总量统计的覆盖的金融机构只有存款性公司，其他金融性公司不包括在内。我国应按照MFS的要求，尽快编制金融性公司概览，与国际标准相接轨。

(三)积极修订货币供应量层次，进一步改善货币总量测度的科学性和准确性

现阶段，我国根据国际通用原则，以货币流动性差别作为划分各层次货币供应量的标准，把货币供应划分为以下三个层次：Mo：流通中现金；M1(即货币)：Mo+活期存款；M2：M1+准货币(储蓄存款+定期存款+其他存款)。考虑到金融创新的影响，对货币统计口径主要作过2次修订：第一次是从2001年7月起，将证券公司客户保证金计入广义货币供应量(M2)；第二次是2002年初，将在中国的外资、合资金融机构的人民币存款业务，分别计入了不同层次的货币供应量。由于金融创新的影响，使货币属性的界线不像以前那样分明了。人们对于目前这种货币供应层次划分仍存在很大的分歧。基于这些变化，我国应尽快研究并积极应对金融创新对货币总量统计的影响，对货币总量计量的口径作相应的调整。在科学计量货币总量时还要考虑统计口径要符合国际通行的原则，与国际通行准则的货币计量方式有可比性。

(四)试编加权货币总量，使其作为我国货币政策中介目标的有效辅助工具

目前我国货币供应总量是按简单加总的方法计算的，由于简单加总的货币总量与产出和物价的稳定关系受到金融创新的影响，难以准确地描述货币作为交易中介的本质及其对其他宏观经济指标的影响，难以有效地测定货币需求。因此，探索具有坚实理论基础，并与经济变量之间相关性程度高的货币定义，对货币政策制定和实施都有很大的必要性与现实意义。李治国，施月华(2003)就认为，Divisia货币数量指数充分考虑了货币总量中各类资产的货币性职能，可作为我国货币政策中介目标的有效辅助工具。因此，我国实际部门和理论界应加强加权货币总量，特别是货币服务指数(monetary services index)体系的研究和构建，以提高中央银行以货币供应量作为中介目标的有效性。

(五)增加流动性总量的统计，扩大货币监测范围

要使货币总量更好地担当好货币政策中介目标的角色，我们认为，扩大货币监测范围也是一个不错的选择。MFS中流动性总量的提出，告诉我们建立一种比广义货币更广义的测度也是可能的。世界上有些国家如日本已开始统计流动性总量，我国目前尚未正式统计流动性总量。因此，我国应加强对流动性总量的理论研究和实践，以扩大货币监测范围。

参考文献：

[1]国际货币基金组织[R]，货币与金融统计手册(MFS)，2000．

[2]国际货币基金组织，许涤龙等译，货币与金融统计手册(MFS)[J]，金融学家,2001年专刊。

[3]尹中立，重启IPO对货币政策中介目标的影响[J]，中国金 融,2006,(14)．

[4]李卓，高岚，我国货币政策中介目标――对我国货币政策中介目标选择的思考[J]，浙江金,2004,(1－2)．

第4篇：金融期货论文范文

论文摘要：金融创新对金融业及其经济的发展产生了深远的影响，为金融业的发展注入了新的活力，虽然金融创新也有它的负面作用，但是从整体来看，它的积极的正面的对金融业影响远远大于负面影响。本文主要从金融机构、金融市场以及金融制度三方面探讨了金融创新对金融业的正面影响，供大家参考。

早在20世纪60年代，麦金荣等经济学家就提出了金融抑制对经济增长的抑制作用，并提出了金融创新促进经济增长的建议，它对金融业及其经济的发展产生了深远的影响，为金融业的发展注入了新的活力，虽然金融创新也有它的负面作用，但是从整体来看，它的积极的正面的对金融业影响远远大于负面影响。本文主要从金融机构、金融市场以及金融制度三方面探讨了金融创新对金融业的正面影响，供大家参考。

一、金融创新对金融机构的影响

1.金融创新提升了金融业发展能力。金融创新不仅仅是在业务发展、机构放大、就业增长和素质提高方面对金融业的发展能有一定的促进作用，还由于金融机构盈利能力增强，把金融机构的资本扩张能力和现代化的设备水平的提高带动起来。也许更值得一提的是，金融创新还推动了金融产值的快速增长，促使一个国家的第三产业和国内生产总值的比例迅速上升，为第三产业和GDP增长做出了重要贡献。

2.金融创新能力提高了金融机构的竞争力。金融组织创新促使金融机构纷纷有新的成员加入，促成了多种金融机构并存的模式；金融工具创新、金融业务创新使传统的金融措施对顾客的吸引力降低，造成利润逐渐下降。所有这些，都强化了金融机构的竞争。

3.金融创新提高了金融机构对经营风险的抵御能力。金融创新的这种影响，主要通过金融机构对具有风险转移功能金融工具的使用体现出来。例如，浮动利率债券或浮动利率的票据，这种建立在传统金融工具的特点的基础上的金融创新工具，能促使金融机构降低筹资利率风险。

二、金融创新对金融市场的影响

1.金融创新提高了金融市场的深度和广度。金融工具的创新丰富了金融市场的交易品种，导致金融市场接纳的金融资产的品种不断增加。各种类型的债券陆续出现，特别是金融衍生产品的序列已经延长，种类繁多、各具特色，技术也越来越强。从衍生产品的组合设计来看，也可以看作是花样翻新，不但有金融工具和金融衍生品的嫁接，如外汇期货，债券期货、股票期货等；还有衍生工具之间的搭配，例如期货期权，换期权等两种金融衍生品组合而成的“再衍生工具”。此外， 还有对基础衍生工具的参数和性质进行重新设计后产生的创新衍生产品。

2.金融创新促使国际金融市场融资证券化。主要体现在三个方面:一是证券发行融资方式的重要程度大大超过了银行贷款，具体表现为银行贷款的数量急剧下降、循环国际证券急剧上升。二是商业银行作为重要的微观金融主体，资产和负债越来越证券化。商业银行的总资产中有相当多证券资产的形式存在，商业银行成为重要的国际证券市场的投资者。此外，商业银行贷款资产也实现了证券化。至于负债债务证券化，是指银行更注重通过发行浮动利率债券和长期债券基金，而传统的依靠吸收存款的融资方式的比例下降。三是商业银行不仅作为国际证券市场的发行者，还参与国际证券业务的经营，成为新发证券承销机构。

3.金融创新促进金融市场一体化。金融创新对金融市场一体化的影响主要表现在三个方面:一是加快金融创新国际资本的流动，促进国际资本市场规模迅速扩大、促使一体化程度加深。一些创新的金融工具在国内金融市场或国际金融市场问世以后，交易规模迅速扩大并且快速向全球金融市场发展，而这又在客观上要求这些金融工具的交易惯例、市场交易价格和投资回报在不同的金融市场上基本一致，从而促进了不同的金融市场之间的关联度改善。二是金融衍生工具不仅为金融主体规避风险和套期保值提供了有效手段，因为相同的货币的浮动利率和固定利率之间、不同货币的利率之间存在差异，并对金融主体套利投机收益和套汇收益提供了可能。三是一些创新金融工具或衍生工具的交易， 本身就要以多个金融市场做依托，是一种跨市场的国际性金融交易。

三、金融创新对金融制度的影响

1.金融创新模糊了融资边界。金融创新使得直接融资与间接融资、资本市场和货币市场的界限越来越模糊，从而导致融资体制发生了深刻的结构性变化。按照一般的金融学原理，间接融资是指以银行作为信贷中介的资金融通资行为，而直接融资则是筹资人和投资人没有必要借助金融中介机构直接融资。至于货币市场与资本市场融资期限的分类则作为主要的客观标准。融资期限不超过十二个月期限的市场为货币市场，反之为资本市场。这样来解释这种融资制度相关的四个基本概念，在不同类型的金融文件和金融教科书中似乎已经成为规则得到了一致的认可。然而，金融创新将使这些划分标准遇到了很大的挑战。

2.金融创新促进国际货币制度的变迁。金融创新促进国际货币一体化的进程。欧元的开始使用就是一个典型的例子。欧元货币制度创新推出的意义主要表现在两个方面:第一，欧元制度是一种不与国家权力相联系的创新的货币制度。在人类的历史上的货币统一，基本都是以统一主权作为前提和条件。而欧元作为一个超国家组织的产物，是在国家主权分立的情况下实现的货币整合，也就是欧元体现的货币的统一，是超越国家主权的限制，与国家主权统一相分离的。从这个意义上说，欧元的开始使用不仅推动了货币制度创新，还对传统的金融学的货币制度理论提出了挑战。其次，欧元是符合经济和金融全球化和货币形式出现的一种创新。货币制度创新，不仅包括深化金融体制演化和货币形式的发展演变，也包括总体货币制度不变下的货币一体化。

四、结论

总之，金融创新对金融市场和金融制度产生了积极的影响，作为金融业的工作人员，只有认真研究、趋利避害，才能极大限度地发挥它的积极作用。

参考文献

[1]柯健.金融创新的风险及其控制策略分析[J].昆明理工大学学报(社会科学版)，2009， (06) .

[2]刘志海，王睿.浅论金融创新和金融风险的关系[J].金融经济，2006，(02).

第5篇：金融期货论文范文

关键词:金融加速器;期限错配;货币错配;脆弱性

中图分类号:F23文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)07-0070-02

本文打破了传统的分析金融脆弱性的思路,欲从资产负债表角度用金融加速器理论和期限错配和货币错配学说来来解释金融的脆弱性。

一、因金融加速器引发的金融脆弱性

1.金融加速器理论。金融加速器理论最早是伯南克和格特勒在1989年提出的,在信息不对称的信贷市场中,因委托关系的存在,产生成本。由于企业资产负债表状况的变动影响到企业的成本,企业的投资受到资金流动性和净值的影响。由于企业的资产负债表状况的变动影响到信贷市场上成本的变动,进而导致初始冲击的扩大机制即金融加速器。

2.金融加速器理论的实证研究成果。金融加速器理论的研究是基于企业的资产负债表。国外关于金融加速器的实证研究有Gertler和Gilchrist(1993,1994)指出,金融传导机制的作用在经济繁荣和经济萧条时是不对称的,其对小的企业的作用更加的明显。并发现小的公司的利息保障倍数对存货的影响在经济低迷时高,在经济繁荣时低。Vermeulen(2000)考察了1983―1997年德、法、意、西班牙投资实证分析了金融加速器的作用,资产负债表在经济衰退时对投资的影响是显著的,状况差的资产负债表能放大货币政策的冲击并对公司的投资支出有负面的影响。资产负债表对小公司的投资影响最大,但是并未发现在经济低迷时期资产负债表对大公司的影响。

国内关于金融加速器机制的实证研究成果比较少,具代表性的有宋海明阐述了金融加速器对经济波动的影响,外部的冲击可以通过企业的净值影响企业的外部融资溢价,进而影响企业的投资和生产决策,造成经济的波动。赵振全、于振、刘淼(2007)在《金融加速器效应在中国存在吗》中运用VAR模型,以金融加速器理论为出发点,对宏观层面上中国信贷市场与宏观经济波动的非线性关联进行了实证研究,结果表明,中国存在显著的金融加速器,揭示了信贷规模调整调控作用机制下产生的风险性问题。运用此理论可以解释部分宏观经济波动的轨迹特征。

3.金融加速器引发金融脆弱性的机制。金融加速器理论的核心是当经济中出现负向的冲击时,会引起企业净值的减少,成本增加,则贷方将向潜在的借方收取更高的利息以补偿成本,从而是企业的外部融资成本升高,即外部融资溢价增加,这会进一步地使企业减少本期的费用、投资和下一期的产出,放大负向的冲击效应,从而引起经济的衰退。金融加速器的存在不仅仅会扩大经济的波动幅度,而且会对经济周期产生不对称的影响:在经济衰退时期,金融加速器的作用比较大;在经济高涨的时期金融加速器的作用比较小。

二、新兴市场货币错配和期限错配导致金融脆弱性

1.关于新兴市场货币错配和期限错配的概述。新兴的市场由于在通货膨胀、财政赤字、金融自由化程度和制度不完善方面问题严重使货币错配和期限错配成为新兴市场的一个常态性问题。资产负债表的失衡表现在货币错配和期限错配,货币错配是指一个行为经济主体在进行国际经济来往时,由于其资产和负债、收入和支出使用了不同的货币来计值,因而在汇率变动时会受到影响。货币错配的后果是资产负债表易受到本币贬值所带来的冲击。期限错配是长期非流动资产对应短期债务,其后果是将资产负债表暴露在展期风险和利率风险之下。

2.关于新兴市场货币错配和期限错配的实证研究成果。国外关于期限错配和货币错配的研究最早是基于原罪假说(OSH)基础上的关于货币错配的研究,Barry Eichgreen、Ricardo、Haunsmann和Ugo Panizza等都对这样问题进行了深入的研究,此时货币错配强调的是资本市场的不完善,国家信用等级等问题。而关于货币错配的起源Morris Goldstein和Philip Turner认为,国家内部政策和制度的缺陷是导致货币错配的主要原因。Calvo和Reinhart(2001)研究发现,货币的错配会使产出的急剧下降,而对于外币债务负担较重且货币贬值幅度大的国家而言,产出下降的更快。

国内关于货币错配和期限错配的实证研究成果有裴平、孙兆斌(2006)从国际收支的角度,采用AECM指数体系,对1985―2004年的中国货币错配进行了实证研究,结果表明中国存在严重的货币错配,已对经济运行、货币政策的有效性及汇率制度产生明显的负面影响。陈建波(2007)从全新的角度即中央银行的资产负债的角度分析货币的错配。认为中国的货币错配存在严重的不对称,货币错配的风险主要集中在中央银行,利用中央银行的资产负债表具体的分析中国中央银行面临的货币错配风险。夏建伟、曹广喜(2007)指出,在新兴的市场中,只要银行体系存在大规模的货币错配,不管是净外币负债还是净外币资产,都会增加金融体系的脆弱性,在经济的基本面恶化的情况下可能会引发金融危机和货币危机。而且在出现不利的冲突时,银行体系中存在的货币错配将会进一步恶化资产和负债的期限错配。

3.货币错配和期限错配引发金融脆弱性的机制。货币错配是由于资产负债不同的计值方法,在汇率变动时,因本币贬值造成资产负债表失衡,引发金融脆弱性。期限错配是因展期风险和利率风险造成的资产负债表的失衡,引发金融脆弱性。而对于新兴市场的资本项目危机通常发生在债权人对一国的主要部门的资产负债表的信心丧失之时,此时会引起大规模的投资组合的调整,而随着汇率、利率和其他资产价格的调整,经济的总体资产负债状况急剧的恶化,引发金融的脆弱性。

资产负债表反映一定时点上国家经济部门的总体资产负债情况,是应用资产负债表进行宏观经济分析的重要数据来源,通过资产负债的相对变动及其构成和差额的分析,可以用来分析期限错配和货币错配问题,对金融体系的脆弱性做出系统评价。但中国的资产负债表的编制不够规范、及时,因此,要尽快的公布规范及时的资产负债表,是我们用资产负债分析法分析的前提。

参考文献:

[1]向新民.金融系统的脆弱性和稳定性研究[M].北京:中国经济出版社,2005.

[2]王东风.国外金融脆弱性理论研究评述[J].国外社会科学,2007,(5):49-56.

[3]吴建环,王韬,赵君丽.金融加速器理论及发展[J].统计与决策,2004,(4):103-104.

[4]宋明海.金融加速器理论:经济波动的新视角[J].中国金融家,2004,(3):2-4.

[5]赵振全,于震,刘淼.金融加速器效应在中国存在吗[J].经济研究,2007,(6).

[6]杜清源,龚六堂.带“金融加速器”的RBC模型[J].金融研究,2005,(4):16-30.

[7]唐宋元.有关货币错配问题的研究的文献综述[J].金融教学和研究,2006,(2):10-13.

[8]裴平,孙兆斌.中国的国际收支失衡和货币错配[J].国际金融研究,2006,(8):66-72.

[9]贺庆春,刘少波.货币错配现象的理论解释及其对中国的启示[J].当代财经,2007,(4):55-61.

[10]陈建波.中国货币错配的非对称性研究[J].金融理论和实践,2007,(8):19-21.

[11]夏建伟,曹广喜.货币错配与金融危机和货币危机[J].当代财经,2007,(4):50-54.

[12]李伟杰.金融危机理论沿革和新发展[J].当代经济管理,2008,(2):5-9.

[13]Eichgreen,Barry,Ricardo Hausmann and Ugo Panizza(2003):“The mystery of original sin”.University of California,Berkeley,

Harvard University and inter-American Development Bank.

[14]IMF,H.P.,1992,The balance Sheet approach and its applications at the fund.

第6篇：金融期货论文范文

【论文摘要】：对股指期货的相关理论及其应用特点作了简略介绍，讨论了我国资本市场引入股指期货这一新型 金融 工具的必要性。同时在新的会计准则引入公允价值这一重要概念的情况下。针对股指期货自身的特点，探讨了对于套期保值和投机套利两种不同目的的股指期货交易的会计处理方法。

随着证券市场规模的不断扩大和机构投资者的成长，市场对规避股市单边巨幅涨跌风险的要求日益迫切，无论是投资者还是理论工作者，对推出股票指数期货(下简称股指期货)以规避股市统性风险的呼声都越来越高。

1. 股票指数期货的理论和运用

1.1 股票指数期货的含义

股指期货是以股价指数为依据的期货，是买卖双方根据事先的约定，同意在未来某一个特定的时间按照双方事先约定的股价进行股票指数交易的一种标准化协议。

1.2 股指期货具有以下特征

⑴ 以现金结算而不是实物(股票)交割。这是它与其他形式期货之间的最大不同之处，它使得投资者未必一定要持有股票才能参与股票市场的幻想成为可能。

⑵ 股指期货交易具有"以小搏大"的高杠杆作用。股票指数期的买卖以保证金方式进行。买入或卖出一张合约都要垫付一笔保证金，作为日后合约到期时履行交收责任的保证金。但通常投资人在买卖股票时，一般必须存放的保证金不得低于股票的50％，而股指期货合约则只需10％左右，这就产生了高的杠杆作用使投资者可以以小本获大利。

⑶ 期货合约是由"点"来表示，价格的升降也由"点"来 计算 的。合约到期结算以差额折成现金完成交割手续。这种结算方法避免了从股票市场上收集股票作为交割物的繁琐步骤，同时也节省了不少交易费用。

1.3 股指期货的应用

首先，股指期货主要用于套期保值。由于股市市价经常因外界因素的影响而变动，这就给股票投资者带来了难以预测的巨大风险，而股指期货则为股市参与者提供了避免股市系统风险的套期保值手段。如果持有股票的投资者在对未来股市走势感到难以把握，为了防范股市下跌的风险，可以出售股指期货合约，这样，一旦股市下跌，投资者就能从期货交易中获利；如果投资者准备在近期购入部分股票，但资金尚未到位，为了防止股市短期上升，投资者可以在期货市场上买进股指期货合约。这样，一旦股价上涨，投资者就可以从期货交易中获利，弥补因市价上涨所多付出的资金。

其次，股指期货还可以用来套利和投机。在股指期货交易中，一般只需交付5％一10％的保证金即可操作，也就是说，期货交易者可以控制几十倍于投资金额的合约资产，具有较强的杠杆效应，相比在股票现货市场上投机更有"以小搏大"的优势，从而受到投机者的青睐。当然，在收益可能成倍放大的同时，投资者所承担的风险也会增大。

2. 我国资本市场引进股指期货的必要性

⑴ 可以帮助投资者规避证券市场的风险

根据西方股票投资组合理论，卖空和买空机制的并存可使一个股票投资组合的方差为零(通常用方差表示风险)，即达到理论上规避风险的目的。我国股市中，现在应经批准采用"融资、融券"的方式进行投资，打破了原有的交易限制。所以我们也可以考虑通过引入指数期货，在期货市场和股市的反向等额操作来达到规避系统性风险之目的。

⑵ 对投机者来说股指期货又提供了一条获利途径

如果他们对后市预测准确，利用股指期货的保证金制度，其获利空间将比在股市大许多倍。

⑶ 股指期货的价值发现功能可以提高股市的有效性

在我国由于机构和散户的信息不对称，股市的未来走势信息完全由机构把握。无法反映在股价指数中的不对称信息，导致股市的大起大落。但实行了指数期货后，未来股市走势就可以通过股票指数期货市场变为公开信息，股市价格对这一信息的迅速反映可以大大提高股市的有效性。

⑷ 指数期货的套期保值功能有利于壮大股市投资者的队伍

股指期货的推出，使这 企业 有了套期保值的工具。在股票资产组合的市值上升但不允许出售时可以不必担心在允许卖出之日市值再次缩小。即在盈利时可以通过股指期货锁定利润。这样大大提高了它们入市的积极性。

3. 股指期货的 会计 处理

⑴ 股指期货的会计确认

股指期货的会计确认，按照传统的观念，仅确认股指期货交易的保证金即可。但这种处理方式不能充分解释股指期货合约产生的权利、义务和相应风险。国际会计准则委员会(1asc)对 金融 工具的确认也制定了标准：当一个企业成为构成金融工具的合约性条款的一个履行方时，就应该在资产负债表上确认一项金融资产或金融负债。综合 参考 上述两种确认标准，我们可以把股指期货的初始确认归纳为以下两个条件：(1)由股指期货交易形成金融资产或负债的相关 经济 利益很可能流入或流出企；(2)由股指期货交易所获得资产或者承担的金融债务能够可靠地加以计量。

⑵ 股指期货合约

股指期货合约是一种在未来以确定日期、价格、数量买卖标的指数的合约，投资者以一定的保证金作为对将来买入或卖出的指数的承诺，这就意味着投资者相关经济利益将来很可能流入或流出。上面两个条件在企业进行股指期货交易成功后就同时满足，所以当企业成为股指期货合约条款的一方时，就应在其资产负债表上确认金融资产和金融负债。

4. 股指期货的会计计量

会计计量是股指期货会计核算的关键所在。在股指期货初始确认时，应以取得股指期货合约的公允价值进行初始计量，相关交易费用计入当期损益。在初始确认后，投资者在平仓前已经能够控制期货合约，故应对持有股指期货合约期间的公允价值变动进行计量。因为市场交易价格是投资者充分考虑了股指期货合约未来现金流量及其不确定性风险之后所形成的共识，一般以其作为股指期货合约的公允价值。各种股指期货合约通过公允价值计量，有利于提高信息的可比性。使用公允价值计量可以在报告期末按不同时点的公允价值进行后续计量，能更真实地反映收益和风险，体现会计计量属性的配比原则。

5. 股指期货的会计记录与处理

我国《企业会计准则》中，在金融资产资产的计量中引入公允价值这一计量基础；2007中注协编著的cpa《会计》教材中，也在对金融资产的定义和分类中，明确地将作为金融衍生工具的股指期货划分为以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融资产。同时也指出，如果衍生工具被企业指定为有效套期关系中的套期工具，那么该衍生工具初期确认后的公允价值变动应根据其对应的套期关系不同，采用相应的方法进行处理。

参考 文献

[1] 陈晓红, 曹玲. 股指期货交易的会计处理[j]. 中南大学学报（社会 科学 版)，2003(02).

[2] 段绍龙． 股票指数期货及会计处理[j]. 合作经济与科技，2005(22).

第7篇：金融期货论文范文

关键词:新兴市场国;资本项目开放;货币政策;金融加速器

中图分类号:F821　文献标识码:A　文章编号:1006-1428(2010)11-0041-04

一、新兴市场国家国际资本流动及结果

近二十年来,以东亚、拉美等国家为代表的新兴市场国,凭其经济发展的强劲势头吸引了国际资本的注意力,国际资本流动的规模和过去相比有了极大的增长。国际资本的流入一方面推动了新兴市场国的经济繁荣,另一方面也构成了这些国家经济不稳定的重要根源,同时也为货币政策带来了挑战。由资本流动引发的资本逆转、债务美元化以及资本流动顺周期特征,是新兴市场国特有的经济现象,也是传统的货币理论所不能解释的,研究新兴市场国的货币政策选择必须正视这些问题给货币政策带来的挑战。

(一)资本流动的强顺周期性

新兴市场国和发达国家相比,资本流动呈现出极强的顺周期性(procyclical nature)。资本流动顺周期性是指,当这些新兴市场国经济表现较好时,资本大量流入,资金融资成本降低,继续推动经济的繁荣,相反在经济出现滑坡时,资本又会争先退出新兴市场,融资成本上升,使得这些新兴市场国经济雪上加霜。从表1我们可以看到,在发达国家,国际资本流动规模在不同经济阶段中的差异不大,但对于新兴市场国而言,繁荣期的资本净流入要远远高于萧条期。另外,表I也告诉我们当新兴市场国处于经济繁荣时,由于其在国际市场上的信用等级较好,国际资本的融资利率较低,而在经济出现不利因素时,信用等级升级很快,国际资本的利率也攀升很快,相比之下,发达国家的信用等级就稳定很多。新兴市场国的资本流动强顺周期性,不仅使得新兴市场国难以使用国际资本市场来平滑国内经济,反倒加剧了新兴市场国的经济波动,加重了货币政策稳定经济的任务。不仅如此,资本流动的强顺周期性也削弱了新兴市场国的货币政策效力。以萧条期为例,中央银行为了刺激国内需求,需要调低短期利率,以促进长期利率的自动下调,然而在资本流动顺周期影响下,新兴市场国长期利率并不会自动下降,货币政策难以奏效。

(二)资本逆转

资本流动的易变性是新兴市场国国际资本流动的另一个特征,研究发现与发达国家相比新兴市场国容易发生资本逆转现象(sudden stop),即原来呈现的国际资本大规模流入情景会突然停止,甚至变成是资本大规模流出。资本逆转更多发生在新兴市场国而不是发达国家,并且资本逆转给新兴市场国带来的经济破坏力更大。例如Calvo等(2004)的实证检验表明,在大幅本币贬值过程中伴随发生资本逆转的概率,在新兴市场国是63%,而在发达国家却只有17%。多种因素可以对新兴国家的资本突然逆转现象做出解释,其中,新兴市场国落后的金融市场以及低效的财政政策等因素被认为是罪魁祸首。资本逆转的可能性极大地加大了新兴市场国货币政策的实施难度。首先,资本逆转弱化了新兴市场国货币当局的最后贷款人功能。中央银行稳定经济的能力也因此被削弱。第二,资本逆转会修改货币传导机制。资本逆转改变汇率、利率的传导机制。例如Chfistiano等(2002)指出,在资本逆转的经济中如果在贸易部门和非贸易部门之间存在着生产调整的障碍,中央银行下调利率反倒带来经济紧缩的效果。第三,资本逆转下中央银行难以实现稳定通胀的目标。稳定通货膨胀已被广泛接受为中央银行的主要货币政策目标,通货膨胀目标制无论在发达国家还是在发展中国家都极为盛行,但是资本逆转却对通货膨胀目标制直接构成了威胁。因此我们对新兴市场国的货币政策分析不能忽视这一特征。

(三)债务美元化及货币错配

新兴市场国的资本流动会引发债务美元化及货币错配现象。债务美元化,是指承担的债务的计值货币和偿还货币都不是本币,货币错配是指在债务美元化下,经济体的收入与支出、资产和负债存在着计值货币的差异。表2告诉我们新兴市场国的债务美元化问题非常严重。当债务的计值和偿还是以美元为代表的外币计值,而能产生归还能力的收入却是本币,这就产生了货币错配。那么货币错配为什么是集中在新兴市场国?这可以用“原罪论”来解释。原罪现象是指这些国家的长期借贷市场不发达,因此长期资金的融资依赖国外金融市场。由于这些国家一方面不能从国际市场上获得本币资金,另一方面在国内又缺少固定利率的长期借贷市场,就在这双方面制约下,新兴市场国的长期资金只能借助于国际市场上的外币资金。至于为什么新兴市场国会有原罪现象,相关的因素有金融发展水平落后、货币可靠性低、财政稳健性差、信贷市场不完全,等等。债务美元化及相应的货币错配对新兴市场国货币政策影响深远。首先,债务美元化下,汇率对经济的作用变得复杂起来。债务美元化缩小了汇率制度的选择空间,使得发展中国家不敢让汇率更自由地浮动。其次,新兴市场国债务美元化以及货币错配的经济特征,也改变了货币政策的作用效果。就如Cook(2004)指出。新兴国家债务美元化现象,让原本膨胀性的货币政策反倒体现出紧缩效应,逆周期的货币政策不能再有效地发挥平稳经济功能。再次,债务美元化下,新兴市场国金融体系稳健性降低,经济体变得更为脆弱,因此也会加剧资本波动及相应的投资和产出波动。最后,受债务美元化和资本逆转现象的共同作用,新兴市场国中央银行的最后贷款人功能已被严重削弱。因此。我们若要对新兴市场国的货币政策选择提供中肯的建议,必须要注视债务美元化及货币错配的可能后果。

从上文我们看到新兴市场国的国际资本流动带有强烈的顺周期性,并且带来资本逆转、债务美元化以及货币错配等问题,这些现象加重了新兴市场国货币政策稳定经济的负担,又修改了汇率、利率等的货币传导机制,削弱甚至颠倒了货币政策的执行效果,缩小了货币政策的可选择空间。因此每一个欲更多开放该国资本项目的新兴市场国,应当密切关注这些经济现象,以及给货币政策带来的挑战。

三、传统货币理论的局限性

研究开放经济货币政策的传统理论主要有蒙代尔一弗莱明模型以及多恩布什的汇率超调理论,另外由Obsffeld和Rooff(1995)f121提出的新开放宏观经济模型影响力巨大,也常见于开放经济的货币政策分

析。然而这些理论难以对新兴市场国上述的经济现象作出解释,更难以用于这些背景下的货币政策分析。

首先,传统理论中对消费者的行为设定和国际资本的顺周期特征难以相容,资本流动的顺周期性不能由传统的开放经济禀赋模型所解释。在传统理论中,消费者的消费行为被刻划为在生命期限内平稳消费,这样在经济繁荣的年份要有储蓄,在国际经济活动中表现为向海外借出资金,资本流动表现为净流出,在经济萧条年份为了保持理想的消费水准,需要从海外借人资金,资本流动表现为净流入。因此依据传统理论的观点,资本流动表现为逆周期性。

其次,传统模型对国际金融市场、国际资本市场的完全性假设,也排斥了资本逆转现象的发生。不论是在无摩擦的实际经济周期模型中,还是在价格粘性的凯恩斯模型中,国际资本市场、国际金融市场被设定为在消费平衡、风险分担以及信贷分配方面是完全的,国际市场为各国居民提供了平滑消费的渠道。在这样的安排下,资本逆转是根本不会发生的,因为当一个国家被卷入到不利的状态中,其他国家会和这个国家共同承担个别收入波动的风险。其他国家的资本流入该国帮助该国经济恢复到正常水平。可见在传统理论的假设安排下,资本逆转根本没有发生的可能。

资本流动的顺周期性、资本逆转等现象和传统理论的假设相互冲突,债务美元化和货币错配也难以在传统理论框架中体现出来,所以我们若在新兴市场国的货币政策分析中,完全以传统理论作为分析框架。必然会得出具有误导性的政策结论。若要研究新兴市场国的货币政策,寻找合适的货币政策规则,我们就必须要有能反映新兴市场国经济特征的理论框架。

四、金融加速器模型在新兴市场国研究中的运用

传统货币理论因为建立在国际金融市场的完全性假设基础上,因此难以适应新兴市场国货币政策的需要。所幸的是,金融市场的不完全及对宏观经济的作用,这方面的研究已被新凯恩斯主义学者所重视。特别是最近十年中,已有多位学者开始重视新兴市场国在国际金融市场的特殊地位,研究国际金融市场不完全性对新兴市场货币政策的影响。这些模型可以归类为开放经济的金融加速器模型。

金融市场的不完全被认为是新兴市场国区别于发达国家的典型特征之一。新兴市场所面临的金融市场不完全包括两个层面,即国际金融市场的不完全和国内金融市场的不完全。众所周知,和发达国家相比新兴市场国难以从国际金融市场获得资金,为了获得资金必须要承担比发达国家高得多的利率成本,这就是国际金融市场不完全的体现。金融市场的不完全性对于整个经济的作用被解释为金融加速器(Finaneial aeeelerator)。这个概念首先由Bemanke等(1996)提出的,所谓“金融加速器”,其意思就是金融市场好比一个加速装置,当经济中出现一点很小的冲击,如货币冲击、技术冲击、政府支出冲击等等,不完全的金融市场能把该冲击的作用扩大,以至于该冲击对整个经济社会产生巨大的后果。在金融加速器的概念刚提出的时候,分析还是停留在封闭经济中,分析国内金融市场不完全的作用。后来,在Gertler等(2001)的努力下,金融加速器机制已成功地扩展到开放经济宏观模型的分析中,从而揭示了国际金融市场不完全的影响。开放经济的金融加速器模型包含了汇率的金融加速器机制,该机制强调在资本项目开放的经济体中,汇率会改变公司净值。从而影响海外的融资成本,该机制图1所示。

透过该机制新兴市场国资本流动的特殊性及后果都可以在模型中体现出来。首先,该机制可以体现资本流动的顺周期性。在该类模型中,以信贷形式流入新兴市场国的国外资金成本被设定为和公司收入、净值相挂钩,在繁荣时期,公司收入提高,净值提高。风险溢价和外部融资成本也因此而降,资本流入增加,反之则反是。其次,该机制也蕴含资本逆转的可能。在金融加速器模型中,风险溢价这个关键变量是传统模型所没有的,我们只需把该变量设定为外生冲击变量,就可以将资本逆转现象融入模型中。最后,该机制也能解释债务美元化现象。在模型中,承受外债的经济主体如果主要是非贸易部门生产商或资本经营商,那么此时模型就可以体现新兴市场国债务美元化以及货币错配的独特经济特征。正因为开放经济的金融加速器模型具有上述这些优势。所以自Gertler等(2001)以后,多位学者都用该模型分析新兴市场国的货币政策,如Chang&Velasco(2001)、Cook(2004)、De vereLlX等(2006)、Curdia(2007)、C6spedes等(2001,2002)。

第8篇：金融期货论文范文

论文关键词：股指期货，HS300，GARCH模型，TARCH模型

一、引言

股指期货是为了满足管理股票现货市场风险，尤其是系统性风险。股指期货的诞生之初，是为了满足在金融产品收益波动日益加剧的环境下，投资者进行有效避险的需要。自从1982年2月，美国堪萨斯期货交易所(KCBT)首先推出了世界上第一个股价指数期货合约——价值线指数期货合约，上市伊始就受到投资者的广泛欢迎。短短几十年内几乎所有的发达国家都拥有股指期货市场和交易所，甚至亚洲的其他新兴国家。本文主要通过对股票指数期货推出前后的数据进行分析，利用GARCH模型和时间序列说明波动率的变动TARCH模型，为克服GARCH模型的不足，还将引入TGARCH和EGARCH模型，对股指期货对现货市场的影响进行实证分析。

二、数据的选取和处理

1.我国沪深300股指期货简介

HS300股指期货于2005年4月8日正式，由沪深两市A股中规模大、流动性好、最具代表性的300只股票组成，以综合反映沪深A股市场整体表现论文的格式。根据中国证监会（证监函［2010］74号）文件，在2010年4月16日在中国金融期货交易所上市沪深300股指期货合约。

2.数据的处理

本文所选取的数据是2010年4月16日至2010年8月20日HS300股指期货日收盘价(数据来源:中国金融期货交易所)和2009年12月1日至2010年8月20日HS300指数的日收盘价(数据来源:大智慧)，作为本文分析数据。

三、实证分析

1.HS300指数日收益率的描述性统计

由图1知均值0.1106，标准差0.0156，偏度-0.5652，峰度4.1630。 Jarque-Bera统计量为19.0744。由此可见，样本期内该收益率序列尺具有典型金融数据的负偏、尖峰厚尾的统计特征。HS300指数日收益率起伏呈波浪状，具有明显的波动集群性现象，表明收益率序列很有可能存在ARCH现象。

图1 HS300指数日收益率描述性统计量及柱状图

2.HS300指数日收益率的GARCH检验

（1）平稳性检验

建立模型之前必须先对HS300指数日收益率序列进行单位根检验。这里选择ADF ( AugmentDickey-Fuller)检验。通过Eviews软件得到如下结果，如表1所示:

表1 HS300指数日收益率ADF检验结果

t-Statistic

Prob.

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-12.17685

0.0000

Test critical values:

1% level

-3.474874

第9篇：金融期货论文范文

[关键词]shibor隔夜利率；货币政策；中介指标；有效性

一、问题的提出

货币政策中介指标选择是中央银行理论的一个重要组成部分，自20世纪80年代后，世界金融环境发生了显著变化，相对于传统中央银行理论，尤其是这个理论中的货币政策中介指标的选择而言，这些变化实际上潜移默化地反映了中介指标重新阐释和重新选择的客观必然性。从国内理论发展情况看，21世纪初国内就有学者提出，应当选择由商业银行及多种金融机构短期资金行为构成的货币市场短期利率，作为传统货币政策中介指标选择的补充。甚至有学者认为，中央银行应主要观测短期货币市场利率的变化，以此作为货币政策调整的市场依据。对于中国而言，自有金融市场以来一直是以银行间接金融为主，但是自20世纪90年代后，直接金融发展较快，中国金融市场的宏观结构开始向直接融资与间接金融并重的方向发展。尽管目前中国的银行间接金融仍然占据金融市场的主导地位，但是，金融机构主体多元化和金融工具多元化的发展，各种以微观市场行为为代表的直接金融在市场中的地位变得突出起来，并已成为中国金融宏观结构变化的突出反映。

中国的间接金融调控始于20世纪90年代后期，所谓“货币政策”也是在这一时期开始形成。以M系列值为代表的层次化货币指标体系作为货币中介指标选择，逐渐成为中国货币政策理论的一个组成部分。自21世纪开始，中国金融市场化改革进入显著提速期。这种提速集中体现在：微观金融层面上具有了更多的市场内涵，尤其反映在金融机构主体、金融工具多元化和金融机构、金融行为都更依托于“市场”这个中心。市场机制作用日益显著，货币流通渠道和速率也开始发生改变，就货币政策中介指标选择而言，这种变化使得我国中央银行理论必须直面发展适应性问题，即市场化水平提高后传统货币政策中介指标选择的可靠性问题。传统货币政策中介指标选择的可靠性因金融市场化发展而出现减弱，如果这就是宏观货币政策必须正视的现实，那么，中央银行选择货币市场短期利率作为政策中介指标就会成为货币政策理论与实践发展的必然。

在我国，从中央银行实践的角度提出以利率，甚至以短期利率和为货币政策中介指标选择的讨论并不充分。但从国外文献看，对利率在货币政策中的作用的讨论却是相对充分的。如Barro and Gordon在其论文中表明，货币总量作为反映货币政策的变量以及作为货币规则工具，并未产生较好的效果，而政府提出的利率政策在平滑经济波动方面却起到了重要的作用。Taylor同样认为，利率在经济运行过程当中有至关重要的作用，并提出相关的理论来阐述利率的政策效应传导过程。Cochrane则对泰勒规则的确定性和识别问题进行了讨论，并充分肯定了该规则的核心即利率，具有较高的适用性。Gertler and Mark在其讨论次贷危机之后货币政策走向的论文中提出：利率作为货币政策中介指标是具有重要作用的。Poutineau etal.在描述静态新凯恩斯主义宏观经济学与金融摩擦模型时提出：宏观审慎政策在解决顺周期性问题时，利率的重要作用是显著的。

就国内而言，对于以利率作为中介指标选择的讨论虽然并没有形成多数意见，但是，认为货币供给量已经不适合作为货币政策中介指标的观点却并不鲜见。如夏斌和廖强应于2001年，分析了货币供应量失效现象，并提出了“货币供应量已不宜作为我国货币政策的中介目标”的观点。刘金全和刘兆波指出：通过实证发现，我国货币政策中介指标与宏观经济周期波动具有显著的关联性，货币政策的效应依赖经济周期的具体阶段，并且进一步指出：重新确定货币政策中介指标是经济运行和宏观经济调控的内在要求。项卫星和李宏瑾提出：数量型货币调控面临诸多挑战，间接货币调控应转向以利率为核心。最新针对这一问题提出看法的两位学者是任杰和尚友芳，他们认为：我国货币政策中介目标由货币供应量向利率转换的条件正在不断成熟。

相较于国外学术界，国内在这一问题上未形成多数意见，仅仅是理论讨论不充分的表现之一，而实际上，如果理论上认同应逐步实现以利率作为货币政策中介指标，那么，在实践上应选择什么期限的利率体系作为货币政策中介指标才能更好反映宏观货币政策操作的有效性，这却是国内理论讨论不充分的另一个重要方面。当然，这也是本文立足于Shibor体系来实证选择Shibor隔夜利率作为货币政策中介指标具有重要理论意义和实践意义的原因。

二、传统货币供应量中介指标选择面临的挑战

作为货币政策实践的一个重要组成部分，中介指标选择的关键因素是能否可靠地反映货币流通状况。这里我们之所以提出货币政策中介指标的实践问题，就是因为国内金融环境变化引致传统中介指标选择的可靠性问题。归纳起来，引致可靠性问题的原因主要在以下两个方面：

（一）货币供给的壬特性日益突出，导致M系列值“失真”

中央银行通过货币政策工具来操控货币供应量，意味着货币供应量必须作为一个外生变量来对宏观经济增长产生影响。有关货币供应量究竟是经济的内生变量还是外生变量，在西方经济学理论领域是有不同看法的。但是在中国，由于从一开始就遵行的是政府管理经济，加之市场经济发展起步较晚，所以多数学者认为，1995年开始实行间接调控以来，货币供应量对经济运行始终是一个外生变量。有关这一理论认识，国内学者李腊生和翟淑萍曾经利用1998―2006年的GDP数据，发现在10%的显著性下，利率是GDP的Granger原因，但是在1%的显著性水平下，M2是GDP的Granger原因，从理论意义看待这一检验结论，我们可用以下一段语言表述：比较而言，货币供给量作为中介指标选择，在可靠性上是利率指标所不能比拟的。换句话说，也就是10%的显著水平下，选择利率作为中介指标是存在可靠性质疑的。而这样的实证检验结果及其理论结论之所以成立，原因就在于从1995年开始到21世纪最初的这一时期，国内以间接金融为主的金融结构并未发生本质改变。

在以传统银行机构为枢纽的货币流通体系中，货币流通速度是相对稳定的，尤其是在金融工具单一的环境中，货币沿着传统的存、放、汇路径运行，加之具有强制指令特性的信贷计划在微观金融层面上具有决定性的意义，所以，影响货币运动的因素始终保持着相对稳定。但是，在经历了21世纪前15年的金融多元化发展，货币供应外生性认识所依据的微观金融环境已在潜移默化中发生了很大改变，货币成为与其他金融资产并行的无风险资产选择，这样一个包含在20世纪30年代英国经济学家梅纳德.凯恩斯的货币需求理论中的金融市场资产选择行为，实际已成为今天中国普遍存在的微观金融发展现实。货币供给尽管在操作上仍然是外生的，但是，影响这个供给量的因素却不再是中央银行一家，而是包含了整个金融市场参与者基于利益驱动的微观金融行为。金融微观行为成为货币供给影响因素这一现实变化，使得长期以来一直以外生变量看待的货币供应量，逐渐具有内生特性，按照奥籍英国经济学家冯・哈耶克的经济学方法分析，这就表明货币供应量也不再是中央银行、商业银行和实质经济之间的一个简单传递变量，而是需要以概率理论来加以有机解说的微观经济和金融行为集合。这实际上也就表明，适应经济运行所产生的货币需求和由这样一个需求所客观决定的货币供给已经具有了明显的内生特性。在这种情况下，M系列值如果仍然作为中央银行主观控制变量来看待，显然就存在中介指标“失真”的问题。

（二）金融市场主体多元和工具多元，导致货币乘数稳定假设“失真”

货币供给作为货币政策中介指标选择，其实有一个潜在的假设前提：货币乘数稳定，因为只有货币乘数是稳定的，货币供应量变化才能按照确定的传导机制将政策效应传递给实质经济，否则，货币供应量的变化就很难由实质经济按照预期变化来诠释货币政策的可靠性和有效性。正如前述所证明的那样，货币供应量作为货币政策中介指标选择而能够被经济运行预期目标所证明，其前提是货币供应量是外生的。也就是说，央行每投进一元货币，作为外生变量会按照稳定的乘数关系和流通速度进入实质经济并对实质经济产生影响。但是，当货币乘数和货币流通速度受到具有随机特性的微观经济主体的行为影响，央行所投进去的每一元基础货币不再按照乘数效应稳定地放大和缩小时，货币供给就完全可能不在中央货币政策的计算范・围内。当然，目前对中国的货币供给控制而言，中央银行可操控强度仍然是很高的。但是，对于建立在宏观经济目标基础上的货币供应量，由于市场因素，或者因为货币乘数稳定的这一假设出现“失真”，往往会使货币供给与既定目标之间出现偏差，降低货币供应量与货币政策终极目标之间的相关性。

上图是2001―2014年货币乘数变化趋势，分析可知，样本起始年为2001年，货币乘数在4.2周围，而2014年为样本结束年，乘数也几乎在4.2周围。可是从13年的区间整体看，如果以4.2为中间线，正负叠加计算，波动幅度达到正负1.2。2008年以后虽然没有连续性的上升和下降，但是出现了年份间的波动幅度加大。所以，从这样一个图也基本能证明货币乘数稳定的假定已不再是中国货币流通的现实，即使是现实至少也已经不具有典型性。

从我们国家自2013年以来的情况看，尤其是从长期以扩大就业为主要政策目标的货币政策实施情况看，货币供应量增长，接近于出现了奥地利籍英国经济学家冯.哈耶克提到过的“累进式的通货膨胀”，而从中央银行理论去分析这样的情况，本质上就是货币供应量与建立在宏观经济目标基础上的货币政策目标之间的相关性显著降低。

三、Shibor隔夜利率及其作为货币中介指标的实证分析

Shibor是中国人民银行培养形成的基准利率体系，于2007年1月4日开始正式运行。从利率体系运行的角度看，Shibor就是信用等级较高的银行组成报价团自主形成的人民币同业拆出利率报价的算术平均利率，是一种单利、无担保和批发性的利率。目前，对社会公布的、以期限来划分的Shibor利率有如下几种：隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年。

“Shibor隔夜拆借利率”是银行间以一天为期限互相拆借资金的利率。从金融本质看，银行间短期拆借利率水映全社会的流动性，银行间短期拆借利率拆入拆出对比，反映金融业内部头寸分布的均衡性。因此，在金融市场发达的国家，隔夜拆借或者17天内的拆借利率成为货币市场上最基本和最核心的利率，也是反应最为及时和最具时效的货币供求关系。从利率机制本身看，其他利率都要直接或间接地受到银行间拆借利率变动的影响，一些处于世界金融中心地位的国家，其银行间短期拆借利率的变动都会对国际金融市场产生显著影响，比如“美国联邦基金利率”（Federal funds rate）、“伦敦同业拆借利率”（LIBOR）。所以，银行间拆借利率对于一国资金市场的指导地位，通常可以作为一国利率市场化程度的重要参考。

（一）选择Shibor隔夜利率作为货币政策中介指标的理论分析

在中央银行理论中，货币供应量和利率均可作为货币政策中介指标。一般而言，货币供应量作为中介指标，更多地反映经济调控的长期目标，而利率更多地反映现实经济运行要求。之所以货币政策中介指标选择短期利率体系中低于7天的利率档次，原因在于长期的利率变化是不规则的，变化不规则势必会影响到利率的时间序列性质以及与之直接相关的金融资产的收益率曲线。所以，本文讨论选择Shi-bor隔夜利率而不选择超过一天的短期拆借利率，也正是基于同样的原理。

Bofio在其以14个工业化国家为对象的研究中发现，有11个国家的中央银行选择隔夜拆借利率作为货币政策中介指标，有2个国家的中央银行选择了30～90天的利率作为货币政策中介指标，有1个国家选择30天利率作为货币政策中介指标。国际学者的研究表明：在市场发达国家，选择利率甚至选择最能反映社会流动性变化的银行间短期拆借利率作为货币政策中介指标已经是一种发展现实。而国内学者的研究结论，尽管可能在实践层面上还需要在金融市场化程度提高的过程逐步实现，但是，作为货币政策中介指标选择的一种可以预期的理论结论和实践方向，应该说是基本符合中国经济和金融改革发展现实的。

这里，我们以一个将30天利率作为货币政策中介指标的央行为例，并且做以下两点假设：一是央行对该中介目标的调控是可以预期的；二是该目标利率可以十分精确地影响到市场利率。如果中央银行想在第t天把30天的目标利率从6%降到5%，根据利率期限结构学说，第t天与第t-1天为起始时间的30天目标利率就重叠了29天。其计算公式为：

如果我们关注隔夜利率，那么短期利率的变动则会使长期利率十分平滑地变动。也就是说，理论上以银行间短期利率，尤其是以与国际金融市场变动频率具有一致性的、最具有影响力的隔夜拆借利率作为货币政策关注的变量，基于它对整个金融市场的资金成本的指导性或“牵引”意义，它将会使资金长期利率的时间序列变得平滑，从而对于货币政策目标的实现产生可观测和可度量的效果。实际上，中央银行自2007年以来有意识地开始培育SHbor利率体系，从某种意义上说，也体现了中央银行货币政策取向的一种适应性调整，或者说是为适应发展而做出的一种主观改变。

（二）实证分析

上述关于选择银行间短期拆借利率作为货币政策中介指标的理论分析，是不是就与中国货币政策实践具有吻合性呢。这里我们用Shibor隔夜利率和国民经济宏观数据来做一个实证分析。

1.变量的选取及样本数据来源。关于实证所需要的变量选择或实证所需相关数据的来源问题，我们特别做出如下三个方面的说明：（1）经济增长变量指标说明。本文与多数实证研究一样，也采用国内生产总值作为经济增长指标。但这里需要说明的是，考虑到Shibor隔夜拆借利率的期限特征，我们采用国家统计局公布的季度名义GDP，时间区间为2006年的第4季度到2015年的第l季度，总体分析样本可达到34个。（2）利率变量的选择说明。截至目前，上海同业拆借利率应该是利率市场化未正式推行时期市场化特性较高的利率指标，比其他利率更具有优势，这是我们选择Shibor隔夜利率的基本原因。这里我们下载了上海同业拆借利率官方网站公布的数据，样本数据的时间区间为2006―2015年，由于隔夜利率在交易日每天都有一个报价，故我们利用几何平均法将隔夜利率转换为季度数据来与GDP季度数据匹配。（3）研究方法说明。宏观经济指标GDP和Shibor隔夜利率都属于时间序列数据，对于时间序列数据的处理，我们采用最通常的“增广迪基-富勒检验（ADF）”，利用这个检验来验证Shibor数据是不是平稳数据，如果数据是非平稳的，则通过差分将其处理成为平稳数据。得到平稳数据后，再利用格兰杰因果检验，观察Shibor隔夜利率与GDP之间的影响关系。

2.实证分析。根据前述研究分析方法说明，我们的实证分析主要分为以下两个部分：

（1）单位根检验。我们利用ADF检验来检验GDP和Shibor隔夜利率数据的平稳性，模型为：

对于滞后项m的取值，我们使用SIC准则，得到的Shibor隔夜数据检验结果如表1所示。

从表1的计算数据来看，P值为0。3832，在1%的显著性水平下不显著，因而可以接受该数据是非平稳序列的原假设，则Shibor隔夜利率数据是非平稳的。为此，我们按照常规方法对Shibor隔夜利率数据进行一阶差分。然后，再次对其进行ADF检验，新的检验结果是P值为0.0001，在1%的显著性水平下是显著的，表明拒绝该数据是非平稳的原假设，表述则为：一阶差分后的Shibor隔夜利率数据是平稳的。

重复以上相关步骤，我们同样可得出GDP数据的平稳性，即GDP数据的P值为0.2884，表明在10%的显著性水平下不显著，接受该数据是非平稳的原假设；在对其进行一阶差分后，P值为-0.0914，表明在10%的显著性水平下是显著的，即差分后的数据是平稳的。

本文对两个变量之间关系的阐述是在格兰杰检验的基础上进行的，在进行格兰杰检验之前，需要把时间序列数据通过差分的方法将其变为平稳的。通过单位根检验的结果来调整GDP和Shibor隔夜利率数据，使其具有平稳性，并且我们假设两个变量的误差项是不相关的。

（2）格兰杰因果检验。由上述的检验过程得出的结论，我们把GDP和Shibor隔夜利率的一阶差分数据用于格兰杰因果关系检验，得出结果见表2。

由表2的结果可知，在第一个零假设下，F统计量的P值为0.0002，由此可以拒绝该原假设，Shibor隔夜利率是GDP的格兰杰原因；在第二个零假设下，F统计量的P值为0.2627，由此便接受该原假设，GDP不是Shibor隔夜利率的格兰杰原因。

3.实证结论。通过上述两个步骤的实证分析，GDP与Shibor隔夜利率之间的影响关系基本结论如下：（1）数据检验的直观结论是：Shibor隔夜利率是GDP的Granger原因，但GDP不是Shibor隔夜利率的Granger原因。也就是说，这种影响关系存在但并不是交互的，Shibor隔夜利率变动会影响产出的变化，但产出的变化并不会影响Shibor隔夜利率的变化。（2）从经济学原理分析，尤其是从中央银行理论中的货币政策中介指标选择理论来分析，这样的数据实证结果同时也表明：Shibor隔夜利率作为宏观货币政策的调整变量指标，由于其对GDP会产生影响而适合作为货币政策中介变量，并且其在显著性水平为1%的情况下成立。即中央银行可以通过Shibor隔夜利率这个变量对经济的发展情况进行调整，而经济的发展波动对Shibor隔夜利率这个变量的影响则是不显著的。

四、研究结论与政策建议

（一）研究结论

实证分析所求证的结果同样可以用规范经济学方法来分析，尤其是观察中国近几年的金融市场化改革进展，关于“Shibor隔夜利率的作用日益重要”的判断，是可以找到与上述实证结果相吻合或相近的实践原因的。

1.利率市场化水平提高。之前国内大多学者研究认为，利率作为中国的货币政策变量为时过早，而得出这样一个结论的依据主要是：实证检验发现利率与GDP无格兰杰因果关系，或有格兰杰因果关系，但显著性水平较高，没有M1或M2对GDP的影响更有效。但随着时间的推移，之前学者的实证研究完全可能因为变量的市场内涵提高而变得与今天的经济和金融现实脱节。本文前述所做的分析，选择的是最新数据，当然也是最接近国家对利率管制放开程度提高的这一个时期，所以，上述所做的实证检验出现了与之前研究不同的结果，即Shibor隔夜利率适合作为货币政策中介变量，这并不证明此前的实证研究为“伪证”，而是与国家利率市场化改革进展加速、数据样本市场内涵提高有关。尽管至今中国的利率也并未完全市场化，但是由于中央银行逐步放宽对利率浮动区间的管制，金融机构的弹性利率机制一定程度上体现了金融对实质经济效率的选择效应，而这正是利率可以作为外生性变量对经济增长产生影响，且效果会越来越显著直至替代货币供给量的真正原因。

2.Shibor利率在市场化产品定价过程中得到越来越广泛的应用。在中国，由于中央银行在货币市场很少通过金融工具买卖来调控金融，所以并不像市场经济发达国家那样，中央银行的贴现率对金融市场的资产交易产生直接影响，或直接作为金融资产定价依据。但是，中国的金融市场发展是有目共睹的，金融工具多元化的发展也是很快的，我国中央银行的贴现率对金融市场的影响弱于市场经济发达的国家，这实际上也在客观上提高和扩大了Shibor利率在金融市场中的应用，尤其是对金融产品定价过程中的应用。比如，Shibor利率对中国债券的定价就具有指导性的作用。截至2013年5月，以Shibor利率为基准的浮息债券就占到市场发行量的18%。再如，在许多金融创新产品当中，以Shibor利率为贴现因子的情况的越来越多（利率互换、远期利率协议等）。

（二）政策建议

对于中国来说，有一个基本的发展现实是可以肯定的，那就是经济与金融的市场化改革是一个不可逆的发展进程。相较于市场经济发达的国家来说，在市场化发展过程中，从利益机制充分发挥效率的基本选择来看，单一的绝对量指标与反映支出与收益对比关系的相对量指标相比，后者更符合市场机制内涵要求。所以，对于中国货币政策发展或具体到中介指标选择的讨论，我们可基于以上实证提出如下建议：

1.应有意识地将Shibor拆借利率纳入货币政策的中介指标选择范围。银行间短期同业拆借利率可以充分地反映中央银行的政策立场，它包含了充分的信息以至于我们不用十分关注其他变量。因为不同期限的利率是影响投资、消费、融资、储蓄的决定性因素，而在各类短期利率当中，最重要的当然是灵敏度相对较高的Shi-bor隔夜利率。央行可以通过调整各国内主要金融机构的头寸来间接控制Shibor隔夜利率，而且由于Shibor隔夜利率对其他期限利率的影响平缓有效，中央银行只需设定好目标利率水平，就可以通过简化操作来向外界传递出简洁高效的货币政策信号。所以，中央银行进一步完善货币政策体系的规划应基于货币政策的长期适应性调整需要，有目标地考虑将Shibor隔夜利率纳入货币政策中介指标选择范围。