《上海金融~2012 年第 3 期
段胜辉
(北京大学经济学院，北京 100871 )
摘要:商业银行通过银信合作发行理财产品来规避信贷规模控制和法定存款准备金的约束，造成经济中实
际货币供应量的变化。本文通过运用存款创造和货币供应的理论模型证明了银信合作会增加货币供应量，削弱
央行的反通胀政策。在此基础上，利用 2008 年 1 月到 2011 年 6 月的月度数据证实了银信合作对货币供应的扩
张作用。
关键询:银信合作;存款创造;货币扩张;货币政策
JEL 分类号 :E5 申图分类号 :F820 文献标识码 :A 文章编号: 1006-1428(2012)03-0051-06
一、引言
银信合作毫无疑问是目前理论界高度关注的"影
子银行"的最重要组成部分，分析其对货币供应的影
响机理和对货币政策的冲击将有助于理解"影子银
行"对当前我国宏观调控政策的影响。
本文所指的银信合作是指银行和信托公司合作
设计、开发和销售的一类特殊的理财产品，它必须同
时具有以下特点:(1)该理财产品通过银行渠道销售
给广大投资者，广大投资者指定银行为代理人，代其
与信托公司签署资金信托合同 j (2) 银行是与信托公
司建立信托关系的唯一直接委托人，即该理财产品是
单一信托产品，而非集合信托产品 j (3)该理财产品的
投资标的物必须是信贷类资产。可见，本文中所指的
银信合作或银信合作的理财产品是狭义的，是指信托
贷款型理财产品。→般银信合作的理财产品，信托公
司是发起人，银行只是单个委托人，但信托贷款型理
财产品却不同，真正的发起人是银行，完全由银行操
控。鉴于银信合作理财产品的主流是信贷类理财产
品，而关于信贷类理财产品的具体统计不完备，本文
利用相对较为完备的银信合作产品的统计数字作为
信贷类理财产品的估计，所以本文中提到的银信合作
产品的募集金额就全部理解为信贷类理财产品。
银信合作按照募集资金购买的贷款类别不同可以
收稿日期 :2011一 12-05
作者简介:段胜辉(1983-) ，男，北京大学经济学院博士研究生。
分成三类: (1)购买本行存量信贷资产的银信合作理财
产品。购买本行存量信贷资产的银信合作理财产品是银
信合作理财产品早期较为流行的形式，它使得本银行的
信贷资产由表内转移到表外，不仅可以规避监管部门的
信贷额度限制，又不占用银行的资本金，同时有助于银
行留住更多客户，帮助银行提升收入。在信贷规模趋紧
和利润指标增加后，发售理财产品腾挪本银行贷款出资
产负债表的方法被各家银行广泛采用。 (2)购买其他银
行存量信贷资产的银信合作理财产品。购买其他银行存
量信贷资产的银信合作理财产品于 2010 年开始流行。
这主要是因为 2009 年 12 月银监会出台政策禁止银信
合作理财产品购买本银行的信贷资产。商业银行通过发
行本行理财产品并用募集资金购买他行存量信贷资产
帮助他行把信贷资产由表内转移到表外，银行之间"互
相帮助银行个体和整体均有获益。 (3)投资于增量信
贷的信托贷款类银信合作理财产品。商业银行以理财产
品的形式募集社会资金，作为广大投资者的代理人与信
托公司签署信托合同，规定募集的理财资金用于给某企
业或单位发放贷款。在这种情况下，信托贷款与其说是
信托公司用银行的委托资金放贷，不如说是银行借信托
公司的通道把资金贷放出去，银行最终要对贷款质量乃
至广大理财产品投资者的利益负总责。这三种方式在监
管政策发生变化的情况下，可以自由转换，为商业银行
51
《上海金融}2012 年第 3 期
银信合作对货币供应量也形成了冲击，但是银信
合作对货币供应的影响层次、方向和影响程度目前尚
未有科学的结论。吴晓灵(2010)认为应该区分货币与
金融资产的区别，居民经济主体用定期存款购买信托
产品、理财产品只是改变了货币结构、货币形态，没有
增加货币供应的总量。国泰君安策略团队 (2010)认
为:银信合作的信托方式属于直接融资，使得货币创
造能力降低，筹资人直接从融资方吸取资金，不会通
过银行系统产生派生存款。这样就降低了货币供应的
增速。为了获取真实的 M2 总量，国泰君安策略团队采
用了将银信合作资金按照储蓄-信贷方式还原，将银
行的信贷从表外转移到表内，在现有 M2 统计总量的
基础上直接加上银信合作的资金数量。伍戈(2010)认
为，按照现行的货币统计制度，信贷类理财产品的大
幅增加并没有对 M2 总量的统计造成直接影响，但是
它却使得其内部结构发生相应变化。部分活期存款
(属于 Ml)转而流向信托存款(属于 M匀，直接导致货
币流动性比例(MlIM2)减小。如果理财产品收益率较
高，还会使得 M2 内部"储蓄存款"和"定期存款"转移
至"信托存款"。曾梓梁(2008)认为通过银信合作理财
产品发放信托贷款，居民的存款变成了企业的存款，
并没有影响到货币供应量的变化，事实上却发生了融
资活动，如果不考虑这个因素，单纯以货币供应量的
变化作为货币政策调控目标，其有效性将下降。姜再
勇 (2011)认为银信合作理财产品的发行在减少银行
存款总量的同时，也使得存款结构发生变化。理财产
品的大量发行减少了银行的储蓄存款或定期存款，也
使银行的活期存款规模出现大幅波动，理财产品的发
行减少了 M2，同时加大了对 Ml 的监测难度。
实际上，银信合作既然可以增加社会的信贷规模，
那么获取这些信贷的借款者其后来的行为将和经典的
存款创造模型的借款者的行为一样，为社会创造更多
的存款和货币总量，不可能存在像国泰君安策略团队
(2010)中指出的那样，直接融资结束之后没有后续的
资金利用行为。更为重要的是，当前央行的货币统计是
已经包含了银信合作产生效果之后的货币总量，而没
有银信合作时的货币统计是不能直接统计出来的。
二、理论模型
(→一)简化的存款创造模型
存款创造是货币银行学最基本的原理之-。下面
从最简单的存款创造模型出发来比较存款和购买银
信理财产品这两种截然不同的存款创造过程。假定:
(1)银行体系由中央银行和多家商业银行组成 ;(2)存
款的法定存款准备金率为 rd;(3) 准备金由库存现金
、"umuuuunwpqZE
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拓展表外信贷渠道提供了选择。
固 1 银信合作产晶发行数量和金额
在商业银行信贷规模受限，企业资金需求旺盛的
2009 年和 2010 年，银信合作产品更是得到了爆发式
的增长，成为绕开金融监管、变相放贷的主要通道，如
图 1 所示。银信合作发放的信托贷款不属于传统意义
上的一般贷款，可以规避中央的新增信贷调控指标，导
致大量的统计之外的信贷资金流人经济运行中，使货
币紧缩的政策力度大打折扣，影响到宏观调控的节奏
和方式。如图 2 所示，银信合作产生的信托贷款量已经
与新增贷款所差无几，甚至有些月份信托贷款的增加
量超过了当月的新增信贷投放量。除了对信贷增量构
成影响外，信托贷款还对信贷结构和投向产生影响，不
利于优化信贷结构。同时，随着 C凹的持续走高，存款
的实际利率下降，银信合作理财产品相对较高的收益
率吸引了大量投资者的进入，导致新增存款增速下降，
产生存款搬家现象，如图 3 所示。银信合作理财产品募
集的资金不需要缴纳法定存款准备金，存款搬家实际
上缩小了银行缴纳法定存款准备金的范围，也大幅削
弱了央行 12 次上调存款准备金的紧缩效应。
…ψ 新增值赏 --锦值古作
iiiiii iiiiii;
固 2 新增信贷与银信合作发行额
圄 3 新增存款与银信合作发行额
--倘.新蟠存款 --1民倦合作
30000
l500(J
20000
15000
10000
5000
o
5QOO
10000
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和在中央银行的存款构成; (4)公众不保留现金，将一
切货币收入都存入银行体系 ;(5) 各商业银行只保留
法定存款准备金，不持有超额准备金，其余均用于发
放贷款或投资。若存款的法定存款准备金率为时，则
某一家商业银行(记为1)每新吸收. 元存款时，整
个商业银行系统的创造存款过程如下:
表 1 商业银行系统创造存款过程
活期存款 法定准备金 贷款
1 L'ill rdL'ill L'ill{l-rd)'
2 L'ill{l-rd)' rdL'ill{l-rd)' L'ill{ l_rd)2
3 l',B(I-rdf rdL'ill{ l-rd}' L'ill{ l_rd)3
n l',B(I-rd)""' rdL'ill(l-rd)"-' L'ill{ l_rd)n
合计 ∞ m
IID = IIB L(1 一时)n→ lIR=幽8L(1 一 r俨!
I>L = I>B L(1-呻吨n=l
ðB n=l
,d =lIB
=I>B (主-1)
一家商业银行(标记为 0)和信托公司合作通过
发行理财产品来筹集资金.，并将这一资金借贷给
借款者。假设购买理财产品的投资者购买该理财产
品，由于信托理财产品的期限普遍在一年以上，银行
又充当单一的委托人决定资金的使用，不妨假设购买
者将其理解为其在银行的另外一种储蓄存款，其收益
率则是事先确定好的信托收益率。由于理财资金不需
要缴纳任何法定准备金银行可以将募集的全部资金
放贷给资金需求方，该借款者获取资金后存放在自己
的开户行(记为1)，这笔存款衍生出来的信用创造的
过程将与上面提到的信用创造过程类似。总结起来，
存在银信合作时，商业银行系统创造存款的过程如下
表所示:
表 2 存在银信合作时商业银行系统创造存款过程
n 活期存款 法定准备金 贷款
。 L' (理财资金) 。 L' (理财资金) I
1 L' rdL' L'(1-rd)'
2 L'(l-rd)' rdL'(l-rd)' L'(1-rd)2
3 L'(1 -rd)2 rdL'(1-rd)2 L'(1-rd)3
n L'(l-rd)"-l rdL'(1 -rdf-l L'(l-rd)"
1全it I L'(1+1frd) L' L'l. Bfr司
从上面的分析可见，当存在银信合作时，通过发
行理财产品，银行能够有效规避存款准备金和信贷规
模控制的要求，在存款准备金不变的情况下，多发放
.6. B 数量的贷款，为整个经济体系推入更多的货币 O
这种信用创造过程的关键之处就在于银行可以把募
集起来的理财资金全部放贷出去，而不用上缴任何的
法定存款准备金。
(二)拓展的存款创造模型
假设商业银行自愿持有的超额准备金率为 e ，每
单位存款中公众作为现金提取的比例为 c，在不区分
活期存款与定期存款的情况下，商业银行每新股收
.6. B 元存款，整个商业银行系统将增加.
位存款。可见，加入 e ，c 之后，存款创造乘数变小。
当存在商业银行和信托公司发行理财产品并运
用募集资金直接发放贷款时，整个商业银行系统将增
加.6. B [1+ l/(rd+e+c)]单位存款，仍较整个商业银行系
统多创造出. 单位存款。
(三)存款创造与货币供给
以 M 表示货币供给，货币供给由存款(D)和公众
持有的通货 (C)两部分组成，即 M=C+D。以 H 表示中
央银行的基础货币，其由商业银行持有的准备金(R)
和公众持有的通货(C)两部分组成，即 H=R+C。上述
表述可以用公式表述如下:
由于基础货币是高能货币，根据上面提到的存款
创造过程，银行系统的存款货币可以表示为:
D=(可1 _ )H
ro+e+c
、、
SJ
tA J，‘飞
当存在银信合作，合作金额为 T 时，银行系统的存
款货币可以表示为:
D=(71二)H+T
ro+e+c
货币总量为
M=C+ D=(1 +c )D=(---}主一)H=(」立二)(R+C) (3)
'(1+e+c . r<1
存在银信合作时的货币总量为:
M=C+(D叫=(1+c)D+ T=(-.!:立一)H+T
ro+e+c
(2)
ιι)(R+C)+ T (4)
ro+e+c
当存在银信合作理财时，上面的货币供给方程则
会发生显著变化，可以分为以下三种情况加以分析:
(1)理财产品替代储蓄存款。如果银信合作理财
产品的认购资金(T)来源于居民的银行存款，那么将
会有存款转变为理财资金，在这一过程中，由于居民
提取存款会首先导致整个银行系统的存款收缩
(TL)T，准备金减少 T，通货减少 c(71二)T。当
ro+e+c ro+e+c
居民购买银行理财产品后，整个系统将按照存在银信
合作时商业银行系统的存款创造过程创造信用，整个
银行系统的存款增加(1+丁l一斤，准备金增加 T，通
r<1+e+c
53
货增加 c(71÷一)T(注意:购买理财产品的第一轮中
ro+e+c
不增加现金持有量)。存款收缩和存款创造相抵后，整
个社会增加存款的净额为 T，通货 C 和准备金 R 不
变。其证明过程如下:设6M，为存款收缩过程的货币
变化， 6M2 为购买理财产品后的货币变化 ， 6M 为在
此期间整个经济体系的货币变化，则有:
6M，=6C叩=-T(1叫了_1_ (5)
ro+e+c
6M2=6C+6D=c(丁1一一)T+T(I+丁L一) (6)
rd+e+c . rd+e+c
6:M=6M,+6M2=T (7)
(2)理财产品替代通货。如果银信合作理财产品
的认购资金来源于经济主体的手持通货，那么，理财
产品的发行将使公众对通货的需求减少 T，存款减少
(芷~)T，货币总量共减少(1+云τ)T。这部分现
ro+e+c
金购买理财产品后，通过存在银信合作的银行系统存
款创造过程可以为整个经济新增存款 (lhL斤，
ro+e+c
增加通货需求 c(τ1一)T，抵消之后，整个社会的货
rd+e+c
币供应量增加 T，即:
AMI=AC+AD=-T(1+-71一一 (8)
n1+e+c
6 M2= 6 C+ 6 D=cT(了L一)+T(1+Tl一) (9)
ro+e+c r<t+e+c
6C=-T=c. 6D ii6D=(芷zz)(-bd+e+e
6M=6M,+6M2=T (10)
(3)理财产品同时替代储蓄存款和通货。如果银信
合作理财产品的认购资金部分来源于经济主体的储蓄
存款。那么可以设 xT(O<x<1)的认购资金来源于通货，
(1-x)T 的资金来源于储蓄存款。通过重复上述(1)、 (2)
过程，可以发现整个社会的货币供应量增加了 To
通过上面的分析，我们可以得到以下结论:
命题 1 :银信合作发行理财产品增加社会货币供
给的前提是募集的认购资金无需缴纳法定存款准备
金。当中央银行对银信合作理财产品征收同储蓄存款
相等的法定存款准备金时，银信合作不能增加社会货
币供给。
命题 2:银信合作发行理财产品能够增加社会的
货币供给，货币供给的增加量与购买理财产品的资金
来源(储蓄存款、通货或者二者兼有)无关，仅与理财
产品的发行数额有关。
54
《上海金融}2012 年第 3 期
命题 3:银信合作通过发放信托贷款增加整个社
会的信贷总量，在通货-存款比率固定的情况下，信
贷总量和社会货币供给增加 会导致公众持有的通
货增加。
三、实证分析
为了检验银信合作对于货币供给的影响，使用
银信合作的发行规模、利率与货币供给进行回归分
析。决定货币供给量的长期因素很多，例如国民收入
等，由于本文选取的是季度数据，而国内关于国民收
入等的统计是季度性的数据，所以本文放弃加入国
民收入等影响货币供给的因素，并在回归中对残差
结果进行分析，判断放弃加入这些因素是否会造成
遗漏变量等问题。在实证分析的过程中，按照货币层
次逐步进行分析，观察银信合作对货币供应量的影
响。
1 、数据描述 O
本研究选取的数据是从 2008 年 1 月到 2011 年 6
月的月度数据，主要数据指标如下:
1:一年期定期存款利率(单位:%)。该数据为月度
数据，来源于中国人民银行，如果在该月中国人民银
行调整利率，则以在本月内实施期较长的利率为准。
MO:流通中现金(单位:亿元)。该数据为月度数
据，来源于中国人民银行。
Ml:MO+活期存款(单位:亿元)。该数据为月度数
据，来源于中国人民银行。
M2:MO+各种存款(单位:亿元 )0 该数据为月度数
据，来源于中国人民银行。
B:基础货币(单位:亿元)。该数据为月度数据，来
源于中国人民银行。
EM:估计银信合作产品当月发行规模。该数据为
月度数据，数据来摞于用益信托工作室。
这些变量的描述统计如下表所示:
表 3 变量的描述统计
EM I MO M1 B M2
如{e田3 αJO 142∞
Median 175 αJO 586ω
Maximum 4αXJO
Minimum ∞ αX附
S创Dev
Skewness
Kurtosis 4 .431574 1 仅虽6295
Jarque-Bera ω ω65 α)]6
Probability 。 αJ0516 。.044420
Sum ∞ 1582807 8664332. 5964376 2464862
Sum Sq. Dev. 8E+ω +ω +1O + 1O +11
2、数据的稳定性检验。
下表显示，变量 EM 、MO ，Ml 、B 、I 的原始值都不
《上海金融>2012 年第 3 期
能拒绝存在单位根的原假设，因此都是非平稳的，而
这些变量的一阶差分方程在 5%的显著水平下则都是
平稳的，由此可以认为这些变量都是 1 (1 )过程，满足
协整检验的前提。在选取的数据中发现，银信合作的
收益率和 M2 都是带有时间趋势的平稳过程。由于
M2 是趋势平稳的，所以仅研究 MO ，M1 和基础货币与
银信合作发行额之间的短期均衡关系。
表 4 变量的 ADF 检验
变量 检验形式 ADF统计量 临界值 平稳性(c, T. P) (5%显著水平)
EM (C. T. 1) -3 .526ω9 不平稳
EM 的一阶差分 (c, O. 1) 白 平稳
MO (c, O. 1) 白∞l 不平稳
MO 的一阶差分 (C. O. 1) 平稳
M1 (C. T. 1) 不平稳
M1 的一阶差分 (C. O. 1) 平稳
B (C. T. 1) 不平稳
B 的一阶差分 (C. O. 1) 平稳
I (C. O. 1) 不平稳
I 的一阶差分 (0. O. 1) 平稳
3 、协整分析。
(1)EM ， 1 和 MO 之间的协整分析 O 运用 Engle
&Granger(1987)提出的两步法检验变量 EM ， I 和 MO
之间是否存在协整关系。通过运用最小二乘法得到下
面的估计结果:
MO = + *EM - 呵
() () ()
R2 为 ，调整后的 R2 为 ， F 统计
量为 ， DW 为(方程下面的括号内为 t
值)。
对该方程的残差序列进行单位根检验，ADF 的检
验结果如下:
Prob. •
Auarr晴'咀edDickl的-Fuller test statistic
Test crilical values: 1 %始咽i
5'也恰帽4
10% 抱帽t
*MacKinnon (1996) 时静sìded 萨帽lues
6677228 0 创沁0
气
-1 .949097
斗 .611824
这表明，即使在 1%水平的临界值水平下，ADF 检
验统计仍然拒绝接受残差序列存在单位根的原假
设，即残差序列为平稳序列，这意味着 EM 、 I 和 MO
存在协整关系，这表明银信合作对 MO 有显著影响。
(2)EM ，1 和 B 之间的协整分析。运用同样的方
法，对 EM ，I 和 B 之间是否存在协整关系进行检验。
通过运用最小二乘法得到下面的估计结果:
B = + *EM - 呵
() ( ) ( )
R2 为 ，调整后的 R2 为 ， F 统
计量为 ， DW 为 16581(方程下面的括号、内
为 t 值)。
对该方程的残差序列进行单位根检验，ADF 的检
验结果如下:
t-Statistic Prob.*
hJOmer菌创 Dickev平t革中e旷 teststa也stic
Tes电 cr撞屹atval回s: 1% 抱回#
5% 梅咽;
10% 始VeI
*M配Kinnon (1996)町悔sid创 p唰惜S
过.372组量 。"附1
斗 949856
这表明，即使在 1%水平的临界值水平下，ADF 检
验统计仍然拒绝接受残差序列存在单位根的原假设，
即残差序列为平稳序列，这意味着 EM ，I 和 B 存在协
整关系，这表明银信合作对 B 有显著影响。
(3)EM 、I 和 M1 之间的协整分析。运用同样的方
法，对 EM ， I 和 M1 之间是否存在协整关系进行检验。
通过运用最小二乘法得到下面的估计结果:
Ml = + *EM - 叮
() ( )一钊46 )
R2 为 ，调整后的配为 ， F 统计
量为 ， DW 为 (方程下面的括号内
为 t 值)。
对该方程的残差序列进行单位根检验，ADF 的检
验结果如下:
t-Statistic Prob.*
J\uomented Dic陆v-Fu加始回 S搜捕istic
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写Mac灿、阳n (1996) one-sid创 p-values
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句。，，
句，也
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a".
，
而'-enwh
尊
au
饨，怎吨，如''唱··
这表明，在 5%水平的临界值水平下，ADF 检验统
计拒绝接受残差序列存在单位根的原假设，即残差序
列为平稳序列，这意味着 EM 、I 和 M1 存在协整关系，
这表明银信合作对 M1 有显著影响。
四、结论及政策建议
由于 M2 是趋势平稳序列，EM 和 I 为一阶差分平
稳序列，因此，无法通过协整来求解银信合作与 M2
的短期均衡关系。通过上面的三组协整关系的估计来
看，银信合作对货币供给量的三个层次(MO万和 M1)
均有显著的影响，银信合作规模的扩大会导致货币供
给的显著增加，这就证实了我们在本文第二部分的理
论分析结论。由于现实经济中银信合作广泛存在，其
对货币供给的影响已经在中国人民银行的货币统计
中体现出来，但是其对信贷的影响则没有统计出来，
所以，我们看到的 MO ，M1 和 M2 都是现实经济中存
55
在的货币的不同层次的准确度量，而新增信贷的统计
则是不完备的。货币统计的准确提出了另外一个问
题，如果没有银信合作，那么真实的货币供给数据应
该是多少，其中间的差值就是银信合作对货币供给的
影响。总之，银信合作的存在较之其不存在增加了货
币供给。
通过对银信合作对货币供给影响的分析可以发
现，当前我国的货币政策在实践中受到了各种金融创
新的干扰，为了提高货币政策的有效性和针对性，建
议当前中央银行采取下列措施来加强对金融机构的
监管，完善货币政策的作用机制:(1)扩大存款保证金
的缴纳范围 O 将理财产品募集的资金也纳入到存款保
证进度的缴纳范围内，既可以有效化解银信合作对存
款准备金的规避，又可以有效监管存款准备金的规
模。当前央行已经将银行的保证金存款等纳入到存款
准备金的缴纳范围就是一例成功的运用，能够有效约
束商业银行的规避行为。 (2)提高利率。银行存款利率
《上海金融}2012 年第 3 期
和银信合作的回报率之间的巨大利差是存款搬家和
银信合作发行量不断上升的根本原因。通过适当提高
利率稳定存款规模，可以有效化解银信合作理财对存
款的替代，降低其对货币的扩张效应。上述的协整分
析也表明提高利率可以降低货币的供应量，有利于中
央银行控制通货膨胀。
参考文献:
[1]吴晓灵等.表外融资:堵还是疏?口].国家财经
周刊，2010 年 8 月.
[2]国泰君安策略团队 (2010).上半年银信合作撑
起本轮反弹[N]. 证券时报，2010- 08-07.
[3]伍戈.信贷规模规避与货币政策调控[J].财经科
学，2010，(9):10-16.
[4]曾梓梁.银信合作理财模式的发展及其建议口].
中国城市经济，2∞8 ， (11):77-79.
(责任编辑:姜夭鹰)
-\...\I也』也斗止』也-\...\I之二』也』ι-\...\I也』也-\-\...\I也』ι』也』也』也-\...\Iι-\...\I也』也-\...\I之』也』也-\...\I也-\...\I之-\...\I也-\-\...\Iι...\I.!二-\-\-\...\I占二-\-\...\I之
(上接第 90 页)综合前述的实证研究结果，得出
以下结论，黄金价格和官方售金、黄金商品消费之间
存在相互影响关系，前者对后者的影响作用要明显大
于后者对前者的影响作用。由此可见，黄金价格波动
的主要原因来自于除商品属性和货币属性之外的金
融属性。具体来说: 1 、世界黄金价格对于官方售金和
黄金商品消费的影响作用十分明显，对黄金商品消费
的影响作用要强于对官方售金的影响作用。 2、世界黄
金价格的波动虽然也受到了官方售金和黄金商品消
费的影响，但影响作用整体并不显著，其中，黄金商品
消费对于黄金价格的影响稍稍更加直接，官方售金对
于黄金长期价格的形成也有影响作用，但并不显著。
这样的结论无疑具有重要的现实意义，黄金具备
商品属性、货币属性和金融属性，而商品属性和货币
属性对于黄金价格的波动影响作用都有限，那么决定
黄金价格的就是黄金的金融属性，这与世界黄金市场
的实际是相符的，目前世界黄金市场中以黄金为投资
标的的金融市场和金融交易占据了 979毛以上的市场
份额，属于世界金融市场重要的组成部分。
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(责任编辑:咎剑飞)
