本文摘要：這篇金融學術論文發表了金融創新對我國貨幣政策有效性的影響，論文分析了金融創新對我國貨幣的有效性的理論分析，中國金融創新需要實施新的政策措施來引導，從而減弱其對貨幣政策有效性的影響。
這篇金融學術論文發表了金融創新對我國貨幣政策有效性的影響，論文分析了金融創新對我國貨幣的有效性的理論分析，中國金融創新需要實施新的政策措施來引導，從而減弱其對貨幣政策有效性的影響。
關鍵詞：金融學術論文發表,貨幣政策論文
1 金融創新與我國貨幣政策有效性的理論分析
1.1 金融創新對貨幣供求的影響
1.1.1 金融創新對貨幣需求的影響
①金融創新對貨幣需求的構成進行了改變，交易性貨幣需求下降，投資性貨幣需求上升。金融工具不斷創新，使得人們減少貨幣持有量，增加非貨幣性的金融資產的持有量。此外，金融創新改革了支付結算系統，削弱了人們對貨幣的流動性偏好，導致交易性貨幣需求的下降。
②金融創新對傳統的貨幣需求動機造成了一定的沖擊，使得貨幣需求函數的穩定性下降。在短期內國民收入具有穩定性，這就說明了由收入決定的交易性貨幣需求是可以預測并且相對穩定的，而受市場利率、機會成本、投資預期等不穩定因素影響的投資性貨幣需求則相對不穩定。此外，金融創新引起利率、匯率、股價變化無常，以及人們心理預期是無規律的，因此，隨著投機性貨幣需求比重的上升，貨幣需求穩定性必然遭到削弱。
1.1.2 金融創新對貨幣供給的影響
金融創新的發展使得控制基礎貨幣變得異常困難。一方面，金融創新的發展使得高能貨幣不再只有存款準備金和現金;另一方面，貨幣乘數的通貨存款比例、非交易存款比率以及超額存款準備金率都因金融創新的發展而變得不穩定，也因此降低了貨幣供應量的可控性。
1.2 金融創新對貨幣政策工具的影響
1.2.1 減弱了法定存款準備金制度的作用力
①縮小了存款準備金制度的作用范圍。隨著金融創新，同業拆借、回購協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構和金融市場，這樣商業銀行既能確保自己應有的負債規模，又能逃避存款準備金制度的約束。
②降低了實際提繳的法定準備金。商業銀行持續更新負債業務種類和方式來規避無息的法定存款準備金，從而降低商業銀行的融資成本，擴大利潤空間。
③增強銀行超額準備金率的彈性。銀行的超額準備金率不變的情況下，增加或減少法定存款準備金率可以成倍地收縮或擴張貨幣創造能力。金融創新為銀行調整超額準備金提供了豐富而便利的條件，增加了銀行超額準備金率的彈性。
1.2.2 削弱了再貼現政策的效果
①金融創新減弱了規定再貼現條件的約束力。金融創新削弱了“真實票據說”理論的影響力，使得新型票據都能滿足貨幣當局的規定，金融機構符合再貼現的條件。
②金融創新使調整再貼現率喪失作用力。貨幣政策目標調整再貼現率，其作用的大小與金融機構對中央銀行再貼現的依賴程度成正比。金融創新為商業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 強化了公開市場操作的作用
①金融工具的創新為公開市場操作提供多種工具。一方面，金融工具的創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，金融交易方式的創新為中央銀行公開市場操作提供更為靈活的買賣方式。
②金融創新改變了金融機構資產負債結構。在各金融機構中，政府債券都是舉足輕重的二級準備和流動性資產，因此，在補充流動性資產或調整資產組合中金融機構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局合作，而且對加強政策效果也起到有利作用。
③金融創新使公開市場操作的“告示效應”得到增強。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格來調整一般證券的收益率和價格，增減貨幣供應量和信用總量，指引公眾和金融機構對經濟前景的判斷，進一步擴大了公開市場業務的影響范圍。
1.3 金融創新對貨幣政策中介目標的影響
1.3.1 破壞了中介目標的可測性
金融創新以后，新工具的不斷涌現使得作為貨幣政策中介目標的金融變量的越來越難定義，界限也越來越模糊，貨幣的定義與計量日益復雜化，加之表外業務的多元化，貨幣供應量的可測性遭到了破壞。
1.3.2 降低了中介目標的可控性
一方面，金融創新使貨幣供應量的構成變得難以界定，加大了貨幣乘數的不確定性，中央銀行對于準確地控制貨幣供應量更是難以判斷;另一方面，金融創新縮小存款準備金率和再貼現率的作用范圍并減弱了其執行力度，這使中央銀行很難通過政策工具控制貨幣供應量。 1.3.3 影響了貨幣政策中介目標的相關性
①金融創新破壞了貨幣供應量的相關性。隨著金融產品的創新，金融工具多元化趨勢不斷發展，金融交易規模明顯擴大，貨幣供應量的流向日益分散，中央銀行通過控制貨幣供應量來實現貨幣政策最終目標變得異常艱難。
②金融創新相對加強了利率的相關性。作為各種金融資產價格的直接體現，利率的作用越來越顯著，因此，通過變動利率指導各經濟主體對未來經濟前景的預期以及投資、消費等經濟活動，可實現貨幣政策的最終目標。
2 金融創新與我國貨幣政策有效性的實證分析
2.1 實證目的與數據說明
對金融創新指標與貨幣政策中介指標之間進行實證檢驗，主要為說明金融創新是否對貨幣政策產生影響。如果金融創新指標與貨幣政策中介目標之間存在長期穩定的關系，那么說明金融創新的因素已滲透到貨幣政策傳導的過程當中，通過貨幣政策中介目標影響最終目標的實現程度。本文的實證分析采用2008年9月至2014年的9月的數據，全部數據來自于中國人民銀行網站，并根據其整理而成。數據處理和模型估計皆通過Eviews5.0獲得。
2.2 建立多元回歸模型并進行檢驗
2.2.1 變量的選取
影響貨幣政策的因素有很多，其中，M2、M1、交易性金融資產是主要因素。所以，我們可以考慮二元回歸模型。通過實際經濟分析，可以選取M2作為被解釋變量Y，M1作為X1i，交易性金融資產作為X2i。樣本區間取2008年9月到2014年9月來檢驗金融創新與貨幣政策有效性的關系。見表1。
2.2.2 建立回歸模型
用Eviews5.0軟件建立樣本區間為2006-2012年的時間序列文件，利用散點圖可知Y與X1，X2之間均呈線性關系，故選擇如下多元線性回歸模型：
Yi=β0+β1X1i+β2X2i+μi (1)
2.2.3 估計回歸方程
在打開的Eviews5.0軟件的工作文件中，選擇菜單“Quick”，點擊“Estimate Equation”，在打開的新窗口的空白欄中輸入簡化的估計方程式：
Y C X1 X2 執行命令：
因此，所估計的回歸方程為
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，交易性金融資產平均增加26.28億元;■■=-112966.0，表示在M2、M1、交易性金融資產為零的情況下，M2平均減少112966，沒有實際意義。
①擬合優度：R2=0.977，修正的可決系數為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模擬的很好。M2變異中的97.70%可以用M1，交易性金融資產這兩個變量的變化來解釋。
②回歸方程的顯著性檢驗：F統計量的值為86.8477>F0.05(2，4)=4.76，因此回歸方程的總體線性關系顯著成立。
③變量的顯著性檢驗：變量X1，X2的t統計量的值分別為：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統計量值大于臨界值，而X2的t統計量值小于臨界值。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 結論與建議
目前看來，我國貨幣政策并不十分有效，金融創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機制中商業銀行的重要性不斷減弱，因此，應使中央銀行的地位不斷增強，確保貨幣政策的獨立性。在政策體系方面，根據金融創新靈活性的特點，創建貨幣政策體系靜態的創新機制和動態的自我調整機制，實施不同的政策措施，運用不同的金融工具，進行靈活調控。在政策操作方面，金融創新工具的多樣性為調整貨幣政策工具的選擇提供了條件，因此，應更多關注貨幣政策操作的指引性影響，通過引導社會公眾的預期，實現貨幣政策的操作目標。在政策環境改革方面，務必適當加快整個經濟體制改革，并要嚴格控制改革轉軌的風險，按部就班，有步驟有重心地推動。
推薦期刊：《中國房地產金融》(月刊)1992年創刊，是由中國房地產業協會金融專業委員會主辦的專業性學術經濟期刊。是我國目前唯一一份經國家新聞出版署批準向國內外公開發行的房地產金融專業期刊。
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