王騰飛，蔡巖兵

(1.山東師范大學(xué) 人口·資源與環(huán)境學(xué)院，濟(jì)南250014;2.山東工商學(xué)院 半島經(jīng)濟(jì)研究院，山東煙臺264005)

一、研究背景

中國人民銀行是我國貨幣政策的具體實施者，1984年金融體制改革后，中國人民銀行明確了其貨幣政策的中介目標(biāo)由控制信貸規(guī)模和現(xiàn)金的發(fā)行量，轉(zhuǎn)為控制貨幣供應(yīng)量同時會兼顧利率，貨幣供應(yīng)量成為人民銀行執(zhí)行貨幣政策最重要的中介變量［1］。因此，分析目前我國貨幣供應(yīng)量的影響因素，對于正確理解我國貨幣政策的變化，預(yù)測下一階段金融市場走勢，分析其對國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響，把握宏觀經(jīng)濟(jì)運行形勢具有重要的意義。

目前，國內(nèi)對于我國貨幣供應(yīng)量的影響因素的實證分析主要分為三類。第一類是從貨幣供給的角度出發(fā)，通過建立多元回歸模型分析貨幣供應(yīng)量的影響因素。比如胡俊華通過分解我國貨幣供應(yīng)量的諸多宏觀影響因素，建立了一個貨幣供應(yīng)量多變量模型，分析各宏觀經(jīng)濟(jì)變量對貨幣供應(yīng)量的影響并對我國貨幣供應(yīng)量做了預(yù)測［2］。這種簡單的多元回歸方法的缺點是對于時間序列數(shù)據(jù)來說，無法確定變量之間的真實關(guān)系，無法克服“偽回歸”問題。第二類是從貨幣需求方程出發(fā)研究貨幣供給的影響因素。比如隋鶴從貨幣需求理論出發(fā)，以國民生產(chǎn)總值、物價水平和利率為解釋變量，建立了一個符合我國實際的貨幣理論模型，結(jié)果顯示貨幣供給與價格水平和國民收入密切相關(guān)，與利率關(guān)系不大，這符合我國現(xiàn)實情況，模型的預(yù)測也比較好［3］。這種從貨幣需求角度出發(fā)研究貨幣供給問題的方法，缺乏對貨幣供給問題本身的思考而且無法解釋“貨幣需求之謎”。從20世紀(jì)70年代中期以來，“貨幣需求之謎”就一直存在，即用傳統(tǒng)的貨幣需求方程估計的貨幣供應(yīng)量增長率與實際的貨幣余額增長率存在較大偏差，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量與實體經(jīng)濟(jì)變量失去了穩(wěn)定的內(nèi)在聯(lián)系。第三種方法是通過利用非結(jié)構(gòu)模型方法研究貨幣供給的影響因素。比如袁永德、鄧曉蘭、陳寧建立了一個貨幣供應(yīng)量的多變量回歸模型［4］，同時通過對變量進(jìn)行了協(xié)整分析和VAR分析，得出了商業(yè)銀行信貸途徑、國庫資金以及國債余額是影響中國貨幣供應(yīng)量的最重要因素。這一類別的方法是研究時間序列數(shù)據(jù)的常用方法，可以有效解決時間序列數(shù)據(jù)的“偽回歸”問題。但是，目前這類研究采用樣本數(shù)據(jù)普遍較少，初始變量的選擇不夠充分。因此，本文將從貨幣供給角度出發(fā)，增加樣本數(shù)據(jù)，利用VAR這種非結(jié)構(gòu)模型方法去分析對我國貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響的因素。向量自回歸方法(VAR)是一種處理時間序列數(shù)據(jù)出現(xiàn)內(nèi)生性的較好的方法。在使用VAR模型時事先不需要設(shè)定變量之間的因果關(guān)系，即不需要辨別向量的內(nèi)生性，克服了時間序列數(shù)據(jù)的“偽回歸”問題。通過這種非結(jié)構(gòu)模型的方法直接討論一種變量的沖擊和波動對另一變量的影響，是處理多個相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的分析與預(yù)測最容易操作的模型之一。

二、實證分析

(一)變量選取處理及數(shù)據(jù)來源

貨幣供應(yīng)量不完全是由中央銀行控制的外生變量，而是一個受經(jīng)濟(jì)體系內(nèi)諸多因素影響的內(nèi)生變量。也就是說，貨幣供應(yīng)量主要是由經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)生決定的，中央銀行對貨幣供給具有相對的控制能力。因此我認(rèn)為影響我國貨幣供應(yīng)量的因素主要來自五個方面。一是中央銀行系統(tǒng)，主要是通過基礎(chǔ)貨幣控制、公開市場操作、利率控制和信用控制來實現(xiàn)。二是財政系統(tǒng)，主要包括反映政府財政政策的國債和財政存款余額。當(dāng)前，在我國發(fā)行國債彌補財政赤字或是償還舊債對貨幣供應(yīng)量都會產(chǎn)生影響，彭志遠(yuǎn)在《我國國債對貨幣供應(yīng)量的影響分析》中通過考察我國國債對貨幣供給量的影響發(fā)現(xiàn)1998年以后我國國債對貨幣供應(yīng)量的影響是擴(kuò)張的［5］。財政存款余額作為一種變動的貨幣資源沉淀于中央銀行，相當(dāng)于增加了央行的基礎(chǔ)貨幣投放，其存量和變動直接影響著貨幣供應(yīng)量。三是國際收支狀況，主要是外匯儲備的變動對中央銀行的基礎(chǔ)貨幣投放產(chǎn)生的影響造成貨幣供給量的變動。四是商業(yè)銀行體系，商業(yè)銀行系統(tǒng)是貨幣供應(yīng)的最重要參與者。五是金融市場，貨幣供給量的變動與股市、債市、同業(yè)拆借等金融市場存在著一定程度上的關(guān)聯(lián)。綜上所述，本文選擇廣義貨幣供應(yīng)量M2作為中國貨幣供應(yīng)變量的代表，綜合考慮央行貨幣政策、財政收支狀況、國際收支狀況、商業(yè)銀行體系、金融市場等五方面因素影響因素，選取央行票據(jù)余額、法定存款準(zhǔn)備金率、外匯儲備、財政存款余額、金融機構(gòu)本外幣貸款余額、在中央銀行準(zhǔn)備金總額、全國股票交易成交額、國債市場成交額以及銀行間同業(yè)拆借市場成交額作為可能對中國貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響的因素。

圖1 變量折線圖

本文選取2006年1月到2012年6月共78個月度數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。其中央行票據(jù)余額用央行發(fā)行在外的債券代替;商業(yè)銀行在中央銀行的儲備金總額根據(jù)央行統(tǒng)計政策的變化2011年之前以金融性機構(gòu)在央行存款額代替，2011年以后采用其他存款性公司存款余額代替;法定存款準(zhǔn)備金率根據(jù)中央銀行網(wǎng)站公告整理得出;其余變量均從網(wǎng)站直接獲得。為減少異方差的影響對數(shù)據(jù)取對數(shù)。變量前加LN表示變量取對數(shù)，加D表示一階差分形式。

(二)統(tǒng)計描述與平穩(wěn)性檢驗

直接通過建立線性回歸模型進(jìn)行分析容易出現(xiàn)“偽回歸”問題原因是時間序列數(shù)據(jù)往往都是非平穩(wěn)變量，他們都隨時間變化而變化，這樣即使方程通過了顯著性檢驗，也不能說明變量之間存在真正的關(guān)系。圖1是本文所選取的各個變量的折線圖。

從圖1簡單的折線圖中就可以看出，各個變量都有隨著時間的變化不斷增加的趨勢。下面對變量做ADF檢驗，ADF檢驗是檢驗變量平穩(wěn)性的一種常用方法。檢驗結(jié)果如從表1所示。

可以看出，變量序列 lnm2、lnwaihui、lnzhunbeijin、lnrzhunbeijin、lnyangpiao、lnczck、lnxindai、lngupiao、lnguozhai、lntongye在1%的顯著水平下都不是平穩(wěn)序列。所以，我們不能直接建立貨幣供應(yīng)量與各變量之間的多元回歸模型。不過，ADF檢驗結(jié)果同時表明各變量的一階差分形式都通過單位根檢驗，具有平穩(wěn)性，說明它們都是一階單整序列，我們可以對其進(jìn)行協(xié)整分析和建立向量自回歸模型。

表1 變量的單位根檢驗

(三)格蘭杰因果分析

格蘭杰檢驗是一種檢驗時間序列數(shù)據(jù)是否存在“偽相關(guān)”的統(tǒng)計方法，通過格蘭杰檢驗可以確定變量之間是否存在實質(zhì)關(guān)系。進(jìn)行檢驗要求變量是平穩(wěn)序列，由上面可知，各變量序列的一階差分形式是平穩(wěn)序列，我們可以對各變量的一階差分做格蘭杰檢驗。格蘭杰檢驗的方法的依據(jù)是如果在X和Y消除了趨勢之后，利用過去的X值和過去的Y值一起來對Y值本期或未來值進(jìn)行預(yù)測，比單用Y過去值進(jìn)行預(yù)測的效果更好，就說明X是Y的格蘭杰原因，即X與Y之間存在因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗假設(shè)了有關(guān)每一變量的預(yù)測信息全部包含在這些變量的時間序列之中。由于格蘭杰檢驗對滯后期的選擇比較敏感，我們對各變量對M2的影響最多選擇到滯后5期進(jìn)行檢驗。

表2 各變量對M2的格蘭杰檢驗

通過格蘭杰原因分析，我們可以看出，對我國目前來說，商業(yè)銀行準(zhǔn)備金總額、財政存款余額、法定存款準(zhǔn)備金率、股票市場成交額以及銀行間同業(yè)拆借額是M2的格蘭杰原因;而外匯儲備總額、商業(yè)銀行信貸本外幣余額、國債市場總成交額以及央行票據(jù)余額不是M2的格蘭杰原因。

進(jìn)一步深入分析，首先是符合我們一般認(rèn)識規(guī)律的幾點:商業(yè)銀行準(zhǔn)備金總額是我國M2的格蘭杰原因是因為在實行準(zhǔn)備金制度后，存款準(zhǔn)備金的數(shù)額多少反映的是商業(yè)銀行的可貸貨幣的總額，隨著商業(yè)銀行規(guī)模的擴(kuò)大，其在中央銀行的儲備金總額在擴(kuò)大，帶動我國貨幣供應(yīng)量的增加;央行票據(jù)余額不是我國貨幣供應(yīng)量變動的影響因素，應(yīng)該說是因為目前中央銀行的公開市場操作無論是規(guī)模還是能力還不是很成熟的體現(xiàn);法定存款金率是M2的格蘭杰原因說明在我國利率尚未完全市場化的背景下，法定存款準(zhǔn)備金率政策是央行調(diào)節(jié)貨幣供給的重要供具;中國人民銀行作為目前我國國庫管理的主體，財政存款余額是其主要負(fù)債項目之一，財政存款余額的變動直接影響中國人民銀行的資產(chǎn)負(fù)債表，直接影響中國人民銀行進(jìn)行基礎(chǔ)貨幣投放和信貸調(diào)節(jié)，財政存款余額反映了我國財政政策對貨幣量的影響，可見我國目前的國債政策、稅收政策以及其他財政收支政策對我國貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生明顯影響;股票市場、和銀行間同業(yè)拆借市場反映了目前金融市場對我國貨幣供應(yīng)量的影響，金融市場的日益繁榮加速貨幣的流通，對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。其次，我們發(fā)現(xiàn)現(xiàn)在大家一直比較關(guān)注的外匯儲備，商業(yè)銀行信貸余額以及國債市場并不是我國M2的格蘭杰原因。外匯儲備之所以沒有像我們想象的那樣對我國的貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響，是因為目前來說，雖然我們面臨著外匯儲備增加所帶來的貨幣被動投放，但是中央銀行已成功對沖了它對我國貨幣供應(yīng)量的影響，把外匯儲備增加而被動投放的貨幣納入整體貨幣投放來管理，而不是消極地進(jìn)行管理。商業(yè)銀行信貸余額不是M2的格蘭杰原因主要是由于2010年下半年以來我國商業(yè)銀行信貸規(guī)模趨于穩(wěn)定增長，不能有效解釋貨幣供應(yīng)量的變動，所以沒有通過格蘭杰因果檢驗。這也說明商業(yè)銀行信貸余額相對于準(zhǔn)備金總額不是很好的反映我國商業(yè)銀行信貸能力變化的變量，不能簡單地把其作為商業(yè)銀行信貸能力的變量進(jìn)行多元線性回歸分析。上面反映國債變動的財政存款余額對我國的貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生了影響，但是國債市場的成交額卻不是我國貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因，這反映了我國目前國債市場的發(fā)展不是很成熟，國債變動對貨幣供應(yīng)量的變化影響有限。

(四)協(xié)整檢驗

對我國貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響的存款準(zhǔn)備金額、財政存款余額、存款準(zhǔn)備金率、股票市場成交額以及銀行同業(yè)拆借市場成交額與貨幣供應(yīng)量它們本身都不是平穩(wěn)變量，而是一階單整變量。VAR(向量自回歸分析)分析要求變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，通過協(xié)整分析我們可以檢驗它們之間是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，進(jìn)而可以進(jìn)行向量自回歸分析。

通過表3我們可以看出在百分之一水平上變量之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，我們對這些變量進(jìn)行向量自回歸分析是有意義的。

表3 協(xié)整檢驗

(五)構(gòu)建VAR模型

建立非限制VAR模型，根據(jù)AIC和SC原則，建立滯后三期的VAR模型。在此基礎(chǔ)上我們進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解。模型結(jié)果如表4所示。

(六)脈沖響應(yīng)

表4 滯后三期的VAR模型

在檢驗了各變量之間的協(xié)整關(guān)系以及建立了VAR模型的基礎(chǔ)上建立各變量對M2的脈沖響應(yīng)圖，結(jié)果如圖2～圖6所示。

圖2反映了對準(zhǔn)備金總額的一個正的沖擊對M2的影響軌跡?？梢钥闯觯紫蓉泿殴?yīng)量會有一個正的增長，在第二個月和第四個月達(dá)到最大值，接著影響會稍微降低，在第七個月達(dá)到最低點，之后逐漸提高并趨于穩(wěn)定。準(zhǔn)備金總額對貨幣供應(yīng)量的變化的影響在短暫的波動后會趨于穩(wěn)定的正的影響。這說明，我國目前商業(yè)銀行規(guī)模的擴(kuò)大，信貸的擴(kuò)張會對我國貨幣供應(yīng)量將產(chǎn)生一個正的影響，而且這個影響將趨于穩(wěn)定。

圖2 準(zhǔn)備金總額的一個正的沖擊對M2的影響

圖3 財政存款余額的一個正的沖擊對貨幣供應(yīng)量的影響

圖3反映了財政存款余額的一個正的沖擊對貨幣供應(yīng)量的影響。財政存款余額一個正的變動會帶來M2較大的負(fù)的波動，在第四個月達(dá)到最低點，之后負(fù)的影響開始減弱，并從第十八個月開始穩(wěn)定在較小的水平。財政存款余額一個正的波動會對貨幣供應(yīng)造成短期較大的負(fù)的影響，但之后也會趨于穩(wěn)定。比如國債的發(fā)行短期內(nèi)會吸收一定的存款，從而降低銀行的信貸能力和貨幣的流通量。可以看出，我國財政政策，包括國債、稅收等的變動會對我國貨幣供應(yīng)量是會產(chǎn)生一定影響的。

圖4反映的是商業(yè)銀行法定存款準(zhǔn)備金率一個正的沖擊對我國貨幣供應(yīng)量影響?？梢钥闯?，法定存款準(zhǔn)備金率一個正的波動會導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量一個較大幅度的負(fù)波動，在第六個月達(dá)到最低值，之后影響會逐漸減輕，從20個月開始穩(wěn)定在一個較低的水平。法定存款準(zhǔn)備金率的提高會對商業(yè)銀行的信貸能力造成明顯的影響，而且這種影響是直接性的，從圖4貨幣供應(yīng)量短時間內(nèi)較大幅度的負(fù)波動就可以看出。這也可以提醒我國在采取調(diào)節(jié)法定存款準(zhǔn)備金率時要考慮到其對市場貨幣供給的影響，隨著我國貨幣市場的發(fā)展，存款準(zhǔn)備金率政策調(diào)整對市場的沖擊在增強。

圖4 商業(yè)銀行法定存款準(zhǔn)備金率一個正的沖擊對我國貨幣供應(yīng)量影響

圖5是股票市場的一個正的沖擊對我國貨幣供應(yīng)量的影響。首先貨幣供應(yīng)也是一個正的波動，在第三個月達(dá)到最高點，接著影響會逐漸減弱，在第十個月達(dá)到最低點也是唯一的負(fù)的影響，之后貨幣供給的波動會逐漸提高在36個月之后逐漸穩(wěn)定在一個較高水平?？梢钥闯?，雖然目前中國股市持續(xù)性下跌，市場信心不足，但作為我國金融市場的重要組成部分，其對貨幣供給的影響是顯著的，而且對長期的貨幣供應(yīng)有著更為明顯的影響。因此，目前對我國來說必須考慮到股市波動對貨幣供應(yīng)量的影響。推動建立一個比較成熟的股票市場從對于我國貨幣政策的影響來看也會對我國整體國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。

圖6反映的是銀行間同業(yè)拆借市場的一個正的沖擊對我國貨幣供應(yīng)量的影響。貨幣供給在第一年波動較大，在第五個月達(dá)到一個短期的最大值，之后貨幣供給的波動會逐漸提高，在第三十個月之后逐漸穩(wěn)定在一個較高水平。銀行間同業(yè)拆借市場是貨幣市場的一個重要組成部分，而且是目前來說市場化程度比較高的一個市場，它的正的波動對我國貨幣供應(yīng)量從長期來說會產(chǎn)生一個比較大的正的影響。

圖5 股票市場的一個正的沖擊對我國貨幣供應(yīng)量的影響

我們從上面各圖中可以發(fā)現(xiàn)一個共同點就是，這些變量的影響在經(jīng)過了短期的波動之后會維持在一個相對穩(wěn)定的水平上，這也反映了貨幣政策的波動會對我國貨幣供應(yīng)量進(jìn)而對國民經(jīng)濟(jì)首先會產(chǎn)生一個短期的較大的沖擊和震蕩，之后會逐漸趨于穩(wěn)定并維持在一個相對穩(wěn)定的水平上。這啟發(fā)我們在堅定使用貨幣政策調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量的時候，要考慮到其對國民經(jīng)濟(jì)的沖擊和時滯效應(yīng)。

圖6 銀行間同業(yè)拆借市場的一個正的沖擊對我國貨幣供應(yīng)量的影響

(七)方差分解模型

方差分解是從另一個角度來描述系統(tǒng)動態(tài)變化的方法。脈沖響應(yīng)反應(yīng)的是系統(tǒng)中一個變量沖擊對另一個變量的影響，而方差分解試圖將系統(tǒng)的均方誤差分解成系統(tǒng)中各個變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，計算出每個變量沖擊的相對重要性。下面作各變量對貨幣供應(yīng)量的方差分解，來看一下各變量對貨幣供應(yīng)量影響的大小。

圖7 各變量對貨幣供應(yīng)量的方差分解

從圖7可以看出:首先貨幣供應(yīng)量自身對其波動的解釋能力是一直是最強的;然后，隨著時間的推移，貨幣供應(yīng)量自身的解釋能力在下降，準(zhǔn)備金總額、股票市場和拆借市場成交額的解釋能力在逐漸增強，法定準(zhǔn)備金率在短暫的迅速提高之后開始逐漸下降，財政存款余額對貨幣供給波動的影響則一直維持在較低水平;最后，從長期來看，除貨幣供應(yīng)本身以外，反映商業(yè)銀行信貸規(guī)模變動的儲備金總額以及金融市場的規(guī)模對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生較大的影響，而存款準(zhǔn)備金率和財政存款余額等政策性變量對貨幣供應(yīng)波動的影響較小。這說明，首先貨幣供應(yīng)量具有很強的內(nèi)生性，并不是一個我們完全可以控制的外生變量，但是它對自身解釋能力的下降以及其余變量解釋能力的提高也說明我們對貨幣供應(yīng)量是能夠產(chǎn)生一定影響的。其次，我們可以看到存款準(zhǔn)備金率對貨幣供給短期波動解釋能力較強，更加顯示了存款準(zhǔn)備金率政策對貨幣供給的短期沖擊影響。最后我們看到從長期來看，對貨幣供應(yīng)產(chǎn)生影響的是包括貨幣供給自身在內(nèi)的一些市場變量，而財政存款和存款準(zhǔn)備金率等政策性變量對貨幣供給的長期影響不顯著，這提示我們推動貨幣市場發(fā)展，維持貨幣政策的穩(wěn)定，盡量減少對貨幣政策的頻繁調(diào)整，為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供穩(wěn)定的環(huán)境［6］。

三、重要結(jié)論和政策建議

1.當(dāng)前真正對我國貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響的因素是法定存款準(zhǔn)備金率政策、商業(yè)銀行的儲備金總額、政府的國債等財政政策、股票市場以及銀行間同業(yè)拆借市場，政府在進(jìn)行宏觀貨幣政策調(diào)控時應(yīng)該主要考慮這些影響因素;我們對外匯儲備增加對我國貨幣供應(yīng)壓力的擔(dān)憂是不必要的，不存在外匯儲備增加而被動進(jìn)行不必要的貨幣投放造成國內(nèi)通貨膨脹的可能性，國內(nèi)出現(xiàn)通貨膨脹現(xiàn)象不能歸咎于外因，應(yīng)更多的從自身找原因;法定存款準(zhǔn)備金率政策對貨幣供應(yīng)進(jìn)而對國民經(jīng)濟(jì)的短期沖擊較大，央行應(yīng)維持貨幣政策的穩(wěn)定性，減少不必要的變動;央行的公開市場業(yè)務(wù)需要進(jìn)一步靈活的運用，真正發(fā)揮作用;目前的國債市場對我國貨幣供應(yīng)量未產(chǎn)生應(yīng)有的調(diào)控作用，需要進(jìn)一步提升和發(fā)展國債市場［7］。

2.貨幣政策具有較強的內(nèi)生性和時滯效應(yīng)。因此應(yīng)該堅持貨幣政策的穩(wěn)健性，減少貨幣政策上的頻繁調(diào)整。我們應(yīng)該探索確立一個真正適合我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的貨幣供應(yīng)量變動模型，避免流動性的過度泛濫，出現(xiàn)通貨膨脹，帶來經(jīng)濟(jì)衰退，同時為貨幣市場和國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供穩(wěn)定的環(huán)境。

［1］王建國.貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的探討－基于貨幣需求和貨幣供給的探討［D］.上海:復(fù)旦大學(xué)，2006.

［2］胡俊華.我國廣義貨幣供應(yīng)量M2的回歸模型與預(yù)測［J］.中國貨幣市場，2007，(7):31－35.

［3］隋鶴.中國貨幣供給理論及其實證分析［J］.統(tǒng)計與決策，2007，(3):114－116.

［4］袁永德，鄧曉蘭，陳寧.我國貨幣供應(yīng)量影響因素的實證分析－兼論貨幣管理與國庫現(xiàn)金管理之間的協(xié)調(diào)［J］.財經(jīng)理論與實踐，2006，(5):13 －19.

［5］彭志遠(yuǎn).我國國債對貨幣供給量的影響分析［J］.當(dāng)代財經(jīng)，2004，(4):29－32.

［6］張麗娟.中美市場利率風(fēng)險結(jié)構(gòu)的差異與啟示［J］.湖南財政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報，2012，(6):79－84.

［7］高麗.“推進(jìn)利率市場化”能走多遠(yuǎn)?［J］.理論探索，2012，(1):73－75.