金融學(xué)術(shù)論文金融創(chuàng)新對我國貨幣政策有效性的影響

　　這篇金融學(xué)術(shù)論文發(fā)表了金融創(chuàng)新對我國貨幣政策有效性的影響，論文分析了金融創(chuàng)新對我國貨幣的有效性的理論分析，中國金融創(chuàng)新需要實(shí)施新的政策措施來引導(dǎo)，從而減弱其對貨幣政策有效性的影響。
 

　　關(guān)鍵詞：金融學(xué)術(shù)論文發(fā)表,貨幣政策論文

　　1 金融創(chuàng)新與我國貨幣政策有效性的理論分析

　　1.1 金融創(chuàng)新對貨幣供求的影響

　　1.1.1 金融創(chuàng)新對貨幣需求的影響

　　①金融創(chuàng)新對貨幣需求的構(gòu)成進(jìn)行了改變，交易性貨幣需求下降，投資性貨幣需求上升。金融工具不斷創(chuàng)新，使得人們減少貨幣持有量，增加非貨幣性的金融資產(chǎn)的持有量。此外，金融創(chuàng)新改革了支付結(jié)算系統(tǒng)，削弱了人們對貨幣的流動(dòng)性偏好，導(dǎo)致交易性貨幣需求的下降。

　�、诮鹑趧�(chuàng)新對傳統(tǒng)的貨幣需求動(dòng)機(jī)造成了一定的沖擊，使得貨幣需求函數(shù)的穩(wěn)定性下降。在短期內(nèi)國民收入具有穩(wěn)定性，這就說明了由收入決定的交易性貨幣需求是可以預(yù)測并且相對穩(wěn)定的，而受市場利率、機(jī)會成本、投資預(yù)期等不穩(wěn)定因素影響的投資性貨幣需求則相對不穩(wěn)定。此外，金融創(chuàng)新引起利率、匯率、股價(jià)變化無常，以及人們心理預(yù)期是無規(guī)律的，因此，隨著投機(jī)性貨幣需求比重的上升，貨幣需求穩(wěn)定性必然遭到削弱。

　　1.1.2 金融創(chuàng)新對貨幣供給的影響

　　金融創(chuàng)新的發(fā)展使得控制基礎(chǔ)貨幣變得異常困難。一方面，金融創(chuàng)新的發(fā)展使得高能貨幣不再只有存款準(zhǔn)備金和現(xiàn)金;另一方面，貨幣乘數(shù)的通貨存款比例、非交易存款比率以及超額存款準(zhǔn)備金率都因金融創(chuàng)新的發(fā)展而變得不穩(wěn)定，也因此降低了貨幣供應(yīng)量的可控性。

　　1.2 金融創(chuàng)新對貨幣政策工具的影響

　　1.2.1 減弱了法定存款準(zhǔn)備金制度的作用力

　�、倏s小了存款準(zhǔn)備金制度的作用范圍。隨著金融創(chuàng)新，同業(yè)拆借、回購協(xié)議等非存款工具使得大量資金從銀行流入非存款性金融機(jī)構(gòu)和金融市場，這樣商業(yè)銀行既能確保自己應(yīng)有的負(fù)債規(guī)模，又能逃避存款準(zhǔn)備金制度的約束。

　　②降低了實(shí)際提繳的法定準(zhǔn)備金。商業(yè)銀行持續(xù)更新負(fù)債業(yè)務(wù)種類和方式來規(guī)避無息的法定存款準(zhǔn)備金，從而降低商業(yè)銀行的融資成本，擴(kuò)大利潤空間。

　　③增強(qiáng)銀行超額準(zhǔn)備金率的彈性。銀行的超額準(zhǔn)備金率不變的情況下，增加或減少法定存款準(zhǔn)備金率可以成倍地收縮或擴(kuò)張貨幣創(chuàng)造能力。金融創(chuàng)新為銀行調(diào)整超額準(zhǔn)備金提供了豐富而便利的條件，增加了銀行超額準(zhǔn)備金率的彈性。

　　1.2.2 削弱了再貼現(xiàn)政策的效果

　�、俳鹑趧�(chuàng)新減弱了規(guī)定再貼現(xiàn)條件的約束力。金融創(chuàng)新削弱了“真實(shí)票據(jù)說”理論的影響力，使得新型票據(jù)都能滿足貨幣當(dāng)局的規(guī)定，金融機(jī)構(gòu)符合再貼現(xiàn)的條件。

　�、诮鹑趧�(chuàng)新使調(diào)整再貼現(xiàn)率喪失作用力。貨幣政策目標(biāo)調(diào)整再貼現(xiàn)率，其作用的大小與金融機(jī)構(gòu)對中央銀行再貼現(xiàn)的依賴程度成正比。金融創(chuàng)新為商業(yè)銀行提供了多元化的融資渠道，靈活便利的融資方式，且降低了成本。

　　1.2.3 強(qiáng)化了公開市場操作的作用

　　①金融工具的創(chuàng)新為公開市場操作提供多種工具。一方面，金融工具的創(chuàng)新為中央銀行公開市場操作提供了更為多元化的條件;另一方面，金融交易方式的創(chuàng)新為中央銀行公開市場操作提供更為靈活的買賣方式。

　�、诮鹑趧�(chuàng)新改變了金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)。在各金融機(jī)構(gòu)中，政府債券都是舉足輕重的二級準(zhǔn)備和流動(dòng)性資產(chǎn)，因此，在補(bǔ)充流動(dòng)性資產(chǎn)或調(diào)整資產(chǎn)組合中金融機(jī)構(gòu)越來越離不開公開市場，積極參與市場交易，不僅客觀地與貨幣當(dāng)局合作，而且對加強(qiáng)政策效果也起到有利作用。

　�、劢鹑趧�(chuàng)新使公開市場操作的“告示效應(yīng)”得到增強(qiáng)。中央銀行的公開市場操作通過影響政府債券的收益率和價(jià)格來調(diào)整一般證券的收益率和價(jià)格，增減貨幣供應(yīng)量和信用總量，指引公眾和金融機(jī)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)前景的判斷，進(jìn)一步擴(kuò)大了公開市場業(yè)務(wù)的影響范圍。

　　1.3 金融創(chuàng)新對貨幣政策中介目標(biāo)的影響

　　1.3.1 破壞了中介目標(biāo)的可測性

　　金融創(chuàng)新以后，新工具的不斷涌現(xiàn)使得作為貨幣政策中介目標(biāo)的金融變量的越來越難定義，界限也越來越模糊，貨幣的定義與計(jì)量日益復(fù)雜化，加之表外業(yè)務(wù)的多元化，貨幣供應(yīng)量的可測性遭到了破壞。

　　1.3.2 降低了中介目標(biāo)的可控性

　　一方面，金融創(chuàng)新使貨幣供應(yīng)量的構(gòu)成變得難以界定，加大了貨幣乘數(shù)的不確定性，中央銀行對于準(zhǔn)確地控制貨幣供應(yīng)量更是難以判斷;另一方面，金融創(chuàng)新縮小存款準(zhǔn)備金率和再貼現(xiàn)率的作用范圍并減弱了其執(zhí)行力度，這使中央銀行很難通過政策工具控制貨幣供應(yīng)量。 　　1.3.3 影響了貨幣政策中介目標(biāo)的相關(guān)性

　�、俳鹑趧�(chuàng)新破壞了貨幣供應(yīng)量的相關(guān)性。隨著金融產(chǎn)品的創(chuàng)新，金融工具多元化趨勢不斷發(fā)展，金融交易規(guī)模明顯擴(kuò)大，貨幣供應(yīng)量的流向日益分散，中央銀行通過控制貨幣供應(yīng)量來實(shí)現(xiàn)貨幣政策最終目標(biāo)變得異常艱難。

　　②金融創(chuàng)新相對加強(qiáng)了利率的相關(guān)性。作為各種金融資產(chǎn)價(jià)格的直接體現(xiàn)，利率的作用越來越顯著，因此，通過變動(dòng)利率指導(dǎo)各經(jīng)濟(jì)主體對未來經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期以及投資、消費(fèi)等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，可實(shí)現(xiàn)貨幣政策的最終目標(biāo)。

　　2 金融創(chuàng)新與我國貨幣政策有效性的實(shí)證分析

　　2.1 實(shí)證目的與數(shù)據(jù)說明

　　對金融創(chuàng)新指標(biāo)與貨幣政策中介指標(biāo)之間進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，主要為說明金融創(chuàng)新是否對貨幣政策產(chǎn)生影響。如果金融創(chuàng)新指標(biāo)與貨幣政策中介目標(biāo)之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，那么說明金融創(chuàng)新的因素已滲透到貨幣政策傳導(dǎo)的過程當(dāng)中，通過貨幣政策中介目標(biāo)影響最終目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)程度。本文的實(shí)證分析采用2008年9月至2014年的9月的數(shù)據(jù)，全部數(shù)據(jù)來自于中國人民銀行網(wǎng)站，并根據(jù)其整理而成。數(shù)據(jù)處理和模型估計(jì)皆通過Eviews5.0獲得。

　　2.2 建立多元回歸模型并進(jìn)行檢驗(yàn)

　　2.2.1 變量的選取

　　影響貨幣政策的因素有很多，其中，M2、M1、交易性金融資產(chǎn)是主要因素。所以，我們可以考慮二元回歸模型。通過實(shí)際經(jīng)濟(jì)分析，可以選取M2作為被解釋變量Y，M1作為X1i，交易性金融資產(chǎn)作為X2i。樣本區(qū)間取2008年9月到2014年9月來檢驗(yàn)金融創(chuàng)新與貨幣政策有效性的關(guān)系。見表1。

　　2.2.2 建立回歸模型

　　用Eviews5.0軟件建立樣本區(qū)間為2006-2012年的時(shí)間序列文件，利用散點(diǎn)圖可知Y與X1，X2之間均呈線性關(guān)系，故選擇如下多元線性回歸模型：

　　Yi=β0+β1X1i+β2X2i+μi (1)

　　2.2.3 估計(jì)回歸方程

　　在打開的Eviews5.0軟件的工作文件中，選擇菜單“Quick”，點(diǎn)擊“Estimate Equation”，在打開的新窗口的空白欄中輸入簡化的估計(jì)方程式：

　　Y C X1 X2 執(zhí)行命令：

　　因此，所估計(jì)的回歸方程為

　　Yi=-112966.0+3.40X1i+26.28X2i

　　其中，■■=3.40，說明在其他因素不變的情況下，M2每增加1億元，M1平均增加3.40億元;■■=26.28，說明假定其他因素不變，M2每增加1億元，交易性金融資產(chǎn)平均增加26.28億元;■■=-112966.0，表示在M2、M1、交易性金融資產(chǎn)為零的情況下，M2平均減少112966，沒有實(shí)際意義。

　�、贁M合優(yōu)度：R2=0.977，修正的可決系數(shù)為R2=0.966這說明模型對樣本擬合的很好。R2=0.977擬合度接近于1，說明回歸直線對樣本點(diǎn)模擬的很好。M2變異中的97.70%可以用M1，交易性金融資產(chǎn)這兩個(gè)變量的變化來解釋。

　　②回歸方程的顯著性檢驗(yàn)：F統(tǒng)計(jì)量的值為86.8477>F0.05(2，4)=4.76，因此回歸方程的總體線性關(guān)系顯著成立。

　�、圩兞康娘@著性檢驗(yàn)：變量X1，X2的t統(tǒng)計(jì)量的值分別為：t^β1=11.63，t^β2=0.41，給定顯著性水平α=0.05，查表得臨界值t0.025(4)=2.776，顯然變量X1的t統(tǒng)計(jì)量值大于臨界值，而X2的t統(tǒng)計(jì)量值小于臨界值。因此在0.05的顯著性水平下，M1對M2有顯著性影響。但是交易性金融資產(chǎn)對M2的影響不顯著。但在0.3的顯著性水平下是顯著的。

　　3 結(jié)論與建議

　　目前看來，我國貨幣政策并不十分有效，金融創(chuàng)新在一定程度上削弱了貨幣政策的有效性。

　　在政策主體方面，由于在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中商業(yè)銀行的重要性不斷減弱，因此，應(yīng)使中央銀行的地位不斷增強(qiáng)，確保貨幣政策的獨(dú)立性。在政策體系方面，根據(jù)金融創(chuàng)新靈活性的特點(diǎn)，創(chuàng)建貨幣政策體系靜態(tài)的創(chuàng)新機(jī)制和動(dòng)態(tài)的自我調(diào)整機(jī)制，實(shí)施不同的政策措施，運(yùn)用不同的金融工具，進(jìn)行靈活調(diào)控。在政策操作方面，金融創(chuàng)新工具的多樣性為調(diào)整貨幣政策工具的選擇提供了條件，因此，應(yīng)更多關(guān)注貨幣政策操作的指引性影響，通過引導(dǎo)社會公眾的預(yù)期，實(shí)現(xiàn)貨幣政策的操作目標(biāo)。在政策環(huán)境改革方面，務(wù)必適當(dāng)加快整個(gè)經(jīng)濟(jì)體制改革，并要嚴(yán)格控制改革轉(zhuǎn)軌的風(fēng)險(xiǎn)，按部就班，有步驟有重心地推動(dòng)。

　　推薦期刊：《中國房地產(chǎn)金融》(月刊)1992年創(chuàng)刊，是由中國房地產(chǎn)業(yè)協(xié)會金融專業(yè)委員會主辦的專業(yè)性學(xué)術(shù)經(jīng)濟(jì)期刊。是我國目前唯一一份經(jīng)國家新聞出版署批準(zhǔn)向國內(nèi)外公開發(fā)行的房地產(chǎn)金融專業(yè)期刊。

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