货币政策论文范文

一、相关理论

信息经济学研究范式在分析货币政策调整对公司投资决策的影响时，认为公司的资产负债表是一个整体，左右两侧相互影响，公司的资产状况会影响公司的融资能力，而公司外部资金的可得性反过来影响公司的投资决策，其机理在于投资者和公司之间存在信息不对称。由于信息不对称，债权人与公司之间就会出现逆向选择和道德风险，即相对于外部债权人，公司的所有者（实际控制者）对公司投资项目拥有较多的信息，或者是当债权人把资金借给公司后，公司的管理者可能会发生败德行为。债权人为了控制逆向选择或道德风险，会限制信贷资金的供应量，对小公司会出现信贷配给，对大公司会出现债务积压，限制了公司外部债务资金的可得性，此时资金市场就不能由资金供求调节而出现均衡，而是债权人根据自身期望收益最大化确定均衡价格，均衡价格确定资金的供给量和需求量。这种研究范式是从市场主体最优的角度去分析问题，而不是从市场均衡的角度去分析问题。本文主要是基于信息经济学的研究范式，考察货币政策影响公司投资的融资约束渠道的存在性，即货币政策调整是否会改变公司外部融资约束程度，进而影响公司投资支出。

二、假设的提出

研究表明，1998年以来我国实施的扩张性财政政策对全国经济全要素生产率增长、省份经济全要素生产率增长和技术进步具有较强的促进作用（郭庆旺、贾俊雪，2005）。这意味着扩张性财政政策不仅可以改善经济环境和投资环境，在量的方面增加公司利润，而且可以在质的方面提高公司效率。另外，由于扩张性财政政策可以通过增发国债等方式扩大购买支出，通过转移支付方式调整收入分配，借以刺激消费和投资增长；通过税收政策减少税收支出，进而刺激公司再投资，拓展资本规模。因而，扩张性财政政策有利于公司会计业绩的增长。而扩张性货币政策通常意味着货币供给增加和利率下降，信用也变得更加充足，新的投资项目将更为有利可图；与此同时，在扩张性货币政策下，每一利率水平下的需求也会增加，这些都会导致公司有更好的盈利机会和盈利水平。根据以上分析，我们提出以下假说1：假说1：扩张性货币政策与公司的会计业绩显著正相关。

三、模型设计

1.模型设计。为了检验不同货币政策下的公司绩效之间的差异，本文使用绩效的托宾Q模型，此模型是近来研究公司绩效的学者常使用的模型（Fazzraietal，1988，KaplanandZingales，1997，Duehinetal，2009）。具体模型如下。AP代表会计业绩包括三个指标：营业利润率、利润率、净利润率（营业利润、利润总额和净利润除以年度平均总资产），t代表时间下标，i代表公司下标，TobinQ代表公司成长机会，LDBL是财务杠杆，MP表示货币政策类型哑变量。

2.货币政策类型的界定方法。根据对2007年至2014年第三季度货币政策执行报告的解读，我国货币政策根据经济发展需要进行了相机适应性调整。虽然由于篇幅的原因，没有列示货币政策执行报告及其类型，但是，我国自2001年第1季度至2007年第1季度一直使用稳健性货币政策，中间虽然也存在一些微调，但都没有更改基本的货币政策类型。货币政策发生重大变化是从2007年第二季度开始的。为了控制经济增长过快，公司绩效过度，国家及时采用了适度从紧货币政策，适度从紧货币政策实施了两个季度后，政府认为经济增长速度依然过快，货币政策改为紧缩货币政策，紧缩性货币政策实施了三个季度，由于受到国际金融危机的影响，经济从增长过快转向趋冷，自2008年第3季度开始采用适度宽松的货币政策。总的来说，从2007年第2季度至2008年第2季度实行的是紧缩的货币政策；从2008年第3季度到2010年第4季度实行的是宽松的货币政策；从2011年第1季度至2014年第3季度实施的是稳健的货币政策。

四、样本选取及假设检验

一、DSGE模型的构建

为引入预期冲击的因素参考吴化斌等[15]和Fujiwara等[16]设置，本文把可预期的冲击设为4期，即n=4。引入预期冲击的模型更加符合经济主体前向预期的决策行为。

（一）货币政策我国从1996年以来采用货币供应量作为货币政策中介目标，为了模拟真实的经济环境，本文选用货币供应量规则表征货币政策，参考李成等[17]、马文涛和魏福成[18]的建模思想，把货币政策规则设定为。表示货币供应量增长率，ξ和π分别表示货币供应量增长率和通货膨胀的稳态值。在理性预期行为下，公众在接受央行公布未来货币政策的信息后，相应地调整决策和行为，也即公众做出了货币政策前瞻性指引所希望引导的预期，用,jmtjε−来表示这种对货币政策预期的冲击。

（二）家庭代表性家庭对消费、劳动供给、实际货币余额持有量、投资、资本存量和债券持有量做出选择来最大化效用的期望现值。家庭提供差异化的劳动，是劳动市场上的垄断供给者，不同劳动之间的替代弹性为θw。本文采用Calvo[21]的方式引入工资黏性：每期家庭以1-γw的概率调整工资。

（三）厂商厂商包括完全竞争的最终产品厂商和垄断竞争的中间品生产厂商。最终产品厂商以价格Pi(i)购买中间品Yi(i)生产最终商品Yt，生产函数采用CES函数形式。

二、模型参数校准和贝叶斯估计

（一）数据选取考虑到数据的可得性，以及与货币政策中介目标相适应，选取1996年第1季度至2013年第4季度中国宏观经济数据，以国内生产总值GDP、社会消费品零售总额、固定资产投资完成额和货币供应量M2作为模型中产出Y、消费C、投资I和货币供应量M的观测变量。将居民消费价格指数CPI以1996年第一季度为基期进行定基处理。各观测变量值除以定基CPI得到实际值，然后进行季节调整并取对数，运用HP滤波做去除趋势处理，得到本文所需要的波动序列。数据来源：Wind数据库、中国人民银行网站、国家统计局网站。

（二）参数校准及贝叶斯估计对部分参数根据现有文献及实际数据进行了校准。取贴现因子β为0.99，折旧率δ为0.025，消费习惯参数h为0.65，消费占比cy和投资占比iy校准为0.359和0.3916，其余参数选择贝叶斯估计。近年来贝叶斯估计方法被大量用来估计DSGE模型。其基本原理是结合了设定的参数先验分布p(Θ)，与利用卡尔曼滤波从状态空间方程中计算得到的基于样本数据的似然值。基于MATLAB的工具包DYNARE，采用蒙特卡洛马尔科夫链（MCMC）抽样的方法完成参数估计。预先设定的先验分布与贝叶斯估计的结果见表1，其中第2、3列为先验分布类型和均值，参考了国内有关文献，标准差的先验分布本文设为逆伽玛分布（InvGamma），其先验均值的设定与庄子罐等[23]一致。模型的估计结果见表1。从表1可得，效用函数的参数σ、φ和v的估计值分为0.3947、0.4319和0.4185与杨雪等[19]的估计结果接近；投资调整成本参数φ的估计值为0.2670，稍大于庄子罐等[23]的取值；ρz估计值为0.7544，与陈师和赵磊[24]的估计结果0.717接近；α的估计值为0.4508，接近杨雪等[19]的估计结果0.42；货币政策参数φm、φπ和φy分别为0.8332、1.0962和1.1981，接近于马文涛和魏福成[18]的估计结果0.8628、1.2952和1.4348。较大的货币政策平滑因子φm的估计值表明了央行较强的政策平滑倾向，保持政策的延续性为经济发展提供稳定的政策环境。产出增速反应系数φy的估计值大于通胀预期反映系数φπ，说明比较而言产出的平稳增长受到了更多关注。

一、财政与货币政策的差异性

1.两者调节的领域存在差异性货币政策的调节领域主要集中于经济领域，而相比于货币政策，财政政策的调节领域更为宽泛，不仅局限于经济领域，还涉及社会发展的非经济领域。具体地说，货币政策是通过改变货币供应量来影响国民经济，货币供应量的改变主要发生于流通环节，对流通环节的调控主要集中于市场经济领域，在这一系列的连锁反馈过程中，货币政策要发挥其功能需要商业银行的配合和传导，因此受金融系统边界的制约，由此可见这种政策的调节领域比较有限。财政政策主要发生于国民收入的分配再分配环节，通过财政收入和支出的变动涉及社会稳定各个方面的实现，特别是在缩小收入差距，推动科教文卫事业的发展等领域，具有货币政策无法比拟的优势。

2.两者调节的作用机制存在差异性财政政策更关注经济公平，货币政策更体现经济效率。这是因为，尽管财政政策与货币政策调控的都是货币资金，但其资金的性质明显不同。货币政策调控的资金为借贷资金，具有明显的偿还性，其资金使用效益的提高会使经济的运行更富有效率;相比之下，财政政策的货币资金较具有无偿性。通过资金的无偿占有和使用，调节不同人群、不同地区、不同行业之间的利益分配关系，实现社会的公平。

3.两者调节的时滞存在差异性从政策制定角度来看，财政政策的制定时滞较长，而货币政策的制定时滞较短。政府制定和修订财政政策要经过立法机关审议和批准，有一整套极其严格的程序，不允许随意变动年初的财政预算，因此往往需要较长的周期。货币政策的制定和修订由中央银行决定，中央银行具有一定的独立性，所以政策的变动时滞较短。从政策执行角度来看，货币政策时滞较长，财政政策时滞较短。货币政策的实施要有传导渠道承载，无论通过利率渠道传导还是通过信贷渠道传导，都需要较长的传导链条，因而货币政策部分乃至全部效力的发挥要有较长的时间分布间隔。财政政策一般通过政府直接安排收支，且政策实施具有某种强制性，其达到的效果也较易在短时间内显现。

4.两者调节的方式存在差异性尽管市场经济的宏观调控体系以间接调控为基本特点，但财政政策能够由政府直接调节和控制来实现，因而更具有直接性，特别是在调节经济结构领域，通过财政支出的增减变动和税率的大小变化，可以直接作用于投资和消费的结构与规模。相比较而言，货币政策的间接性较强。政策的实施不仅需要畅通的传导路径为依托，还需要商业银行的紧密配合，且政策效应的发挥还受到企业管理经营机制的市场化程度以及居民的消费意愿等因素的制约。综上所述，财政政策和货币政策既具有一致性也存在差异性，表明二者之间密切相关，在宏观调控中不可替代和相互补充。因此在实践中，只有根据自身特点将两者有效结合在一起，才能更容易和准确地达到国家宏观调控的目标。

二、财政与货币政策搭配的理论综述

1.封闭经济条件下IS－LM模型IS－LM模型是由JohnRichardHicks和AlvinHansen(1937)在凯恩斯宏观经济理论基础上得出的一个经济分析模型，用于反映产品市场和货币市场同时均衡的条件下，国民收入和利率的关系，该模型广泛应用于财政与货币政策研究。IS曲线用来描述产品市场均衡，根据封闭经济国民收入等式:Y=C+I+G可以获得关于收入和利率关系的向右下方倾斜的IS曲线。LM曲线用来描述货币市场均衡，根据等式M/P=L1(r)+L2(y)可以获得关于收入和利率关系的向右上方倾斜的LM曲线。IS与LM曲线的交点意味着产品市场和货币市场同时均衡时的利率和收入水平。然而这一均衡并不是充分就业时的均衡，因此需要财政与货币政策进行调节，其中财政政策改变IS曲线的位置，货币政策改变LM曲线的位置，通过IS和LM曲线位置的变化，实现充分就业下的均衡状态。伴随着IS－LM模型的诞生，经济学家对它的批评和指责就不绝于耳。例如，模型的创始人J.R.Hicks就公开表达了对该模型的不满:IS曲线表示的是流量均衡关系，而LM曲线表示的是存量均衡关系。若要产品市场和货币市场在一年中同时达到均衡，则在整个过程中货币的供给必须与需求保持相等，这只有在不确定的预期每天都正确的情况下实现，这显然不可能。A.Leijonhufvud的批评指出:IS－LM模型的一个假设是两种市场的均衡相互独立，一条曲线的变动不会引起另一条曲线的变动，这种假设不正确，IS和LM应该是相互依存的关系。尽管各种对IS－LM模型的批评不无道理，但并没有因此撼动该模型在现代宏观经济学的重要地位。无论是后来的货币学派、理性预期学派还是供给学派，其理论都没有取代正统的IS－LM模型，反而被纳入该模型，丰富和拓展了该模型。因而无论从理论还是实践上都证明IS－LM模型的巨大价值，是政府分析财政货币政策的重要工具。

2.米德冲突开放经济下，宏观经济政策不仅要实现内部均衡，还要实现外部均衡。当一种经济政策面对两个宏观经济目标时，就会出现内外冲突的问题。詹姆斯•米德最早研究了这个问题，称之为“米德冲突”。他详细分析了两国为维持内外均衡的金融政策之间存在的冲突:设定两个国家A和B，在A国的国内支出上出现了自发紧缩，其结果导致了A、B两国国民收入的紧缩，并且使国际贸易朝着有利于A国的方向变动。在这种情况下，A国需要采取政策性膨胀来实现内外均衡。具体地说，就是一方面停止国内的萧条以实现内部均衡，另一方面抑制A国进口需求的缩减和A国的贸易差额移向顺差以实现外部均衡，对A国来说，这不会产生政策冲突问题。但如果A国不这样做，B国就会面临严重的政策冲突。为了实现内部均衡，B国的国内支出需要有政策性膨胀来制止经济萧条，但为了外部均衡，B国又要求国内支出有政策性收缩，以便在A国对B国出口需求缩减的同时，限制B国的进口需求。这就存在尖锐的政策冲突，稳定国民收入的政策性膨胀会导致国际收支更加不均衡，可使国际收支达到均衡的政策性紧缩又会加剧国民收入的下降。可见，在米德的分析中，内外均衡的矛盾表现为国内总需求紧缩和国际收支逆差之间的矛盾。由于政府只能运用金融政策一种工具，因此必然导致调控中左支右绌的情况。以上米德的论述传递出这样一个信息:在开放经济中内外均衡的冲突十分常见和频繁，单一的金融政策无法解决内外均衡冲突的两难困境，运用政策搭配才是治本之道。米德的这一思想构筑了政策搭配理论的基石。随后经济学家们在此领域的研究都是以米德冲突理论为依据展开的。

欧洲央行QE给丹麦带来的压力也不比瑞士轻多少。丹麦克朗与欧元采取的是联系汇率制，欧元兑丹麦克朗的目标汇率为7.46038，丹麦央行可容忍的浮动区间为2.25%。不难想象，欧洲央行的QE与大规模的量化宽松政策，同样会导致欧元区的资本涌向丹麦，使丹麦克朗与欧元的联系汇率遇到了极大的压力。这迫使丹麦央行在2015年开年之后三周之内四次火线降息，至2005年2月6日，丹麦存款利率已降至-0.75%。需要澄清的是，这里所指的丹麦存款利率，并不是我们常指的老百姓在银行存款的利率，自然地，存款也并不是丹麦老百姓在丹麦商业银行的存款，而是丹麦国民银行（即丹麦央行）在常规公开市场操作中，与其交易对手之间买卖的存款凭证。前述所谓存款利率，实为丹麦国民银行向其交易对手购买存款凭证所支付的利率。为阻止本币升值而降息的还有土耳其。元月下旬，土耳其央行将隔夜贷款利率由9%下调至8.75%，隔夜拆借利率从5%降至4.75%，同时维持5.5%的基准利率不变。土耳其央行降息主要是遏制土耳其货币里拉升值趋势，减缓货币升值对其国际收支造成的不良影响。

澳大利亚、加拿大等国也纷纷降息，一时间，降息路上，成群结队，热闹非凡。再把目光转向日本。持续低迷暮气沉沉的日本经济、昔日在全球风光无限的日本企业巨头，现已不断收缩在海外的业务战线，甚至其生存都频频告急，极大地挫伤了日本的民族自尊。虽然日本商人孙正义放出豪言，要让机器人把日本经济在2050年带回全球第一的宝座，但远水解不了近渴。虽然地缘政治紧张驱使的民族主义情绪把安倍推上了连任，但安倍政府对付经济不振，仍是其绕不过去的选择。在这种情况下，推动以日元贬值为特征、量化宽松为核心的安倍经济学，成了把日本经济拉出衰退的稻草。与欧洲央行和美联储量化宽松不同，日本央行不仅确定其资产购买计划的规模，而且也以日本商业银行准备金余额为操作目标，购买的合格资产不仅包括国债，甚至一度包括股票，无所不用其极。2014年11月底，日本央行已把资产购买量扩张至了80万亿日元的历史最高水平。日本不仅是全球率先推出量化宽松的国家，也是迄今为止持续时间最长的国家。经济凋敝、工业衰败，但印钞厂却格外繁忙。日本量化宽松，似乎成功地阻止了日本物价陷入长期负增长的通缩局面，CPI在2014年12月上升至2.4%，失业率降至3.4%，但消费者支出却下降3.4%，直接拖累了日本经济增长。

降息、宽松货币政策、阻止物价进一步下跌和刺激经济，成了全球各大经济体央行的主要政策选择和任务。但也有逆全球降息大潮而动的，如俄罗斯和巴西。在瑞郎和丹麦克朗遭遇升值压力的时候，俄罗斯和巴西代表的一些新兴经济体的货币却出现了贬值压力，并导致其国内通胀率持续上升，这使得它们的货币政策在全球降息潮中显得非常另类。地缘政治关系紧张、油价的持续暴跌，给严重依赖于石油出口的俄罗斯经济造成的沉重打击，俄罗斯有切肤之痛。俄罗斯卢布汇价因油价崩盘而大幅下挫。2014年初，美元与卢布之间的汇率为32卢布/美元，而到2015年2月6日，就改写为68.6卢布/美元了，期间，一度贬值到80卢布上下。卢布的汇率贬值直接导致俄罗斯国内货币攀升，俄罗斯2015年1月的通胀率达到了15%的高水平，比2014年1月的6.1%上升了8.9个百分点。卢布的对内对外双双贬值，迫使俄罗斯央行大幅提升利率，不惜牺牲经济增长来换取市场对卢布的信心。俄罗斯央行网站显示，至2月6日，它提供的隔夜贷款利率达到了16%，常备存款便利的隔夜利率达到了14%的水平，两种利率与俄罗斯元月通胀率相当。大幅升息，对俄罗斯而言，无疑是极其痛苦的选择，但这是不得已而为之的选择。在地球的另一端，巴西的通胀率虽没有俄罗斯那么严重，但实际的通胀率已经超过了该国央行4.5%的目标值，2015年1月实际的通胀率达到了7.14%，不仅大幅超过其目标值，而且也超过了其6.5%的容忍上限。其货币的对外价值方面，其贬值的幅度虽不像卢布那样让其持有者损失惨烈，但损失也不小。2014年初，里亚尔对美元的汇率为2.3975，到2015年2月6日已贬至了2.7641。

2014年10月末，罗塞夫获选连任仅数日后，巴西央行就出乎市场意外而加息；2014年12月和2015年1月又接连两次加息，使该国的基准利率提升至了12.25%的高水平。2月2日，巴西央行公布的调查报告显示，金融市场预期2015年巴西经济增长率仅为0.03%，通胀率则会突破7%，似乎有滞胀的危险。就在大部分国家降息刺激经济或应对本币升值，抑或升息以应对本币贬值之际，美联储又是另一个特立独行者，稳坐钓鱼台。次贷危机之后，美国的量化宽松帮助美国较快地摆脱了经济衰退，尤其是在2011年的扭转操作（美联储以短期国债置换中长期国债，引导中长期国债利率下行）后，美国失业率在三年里就从原来的9.5%下降到了目前的5.6%；美国的股票市场也正从流动型驱动转向增长型驱动。经济企稳、失业率大幅下降，让美联储在2014年第三季度就结束了量化宽松，只不过保留了到期资产的续做，以维持既有的流动性供给。市场普遍预计，2015年美联储将进入加息周期，促使非传统货币政策向传统货币政策的回归。但国际大宗商品价格下跌，全球新一轮降息潮，在一定程度上打乱了美联储原已计划的货币政策调整的节奏。在最新的美联储决策会议上，美联储表示，对加息要保持耐心。这导致一些机构修正了此前对美联储加息时间节点的预期，甚至有机构预测，美联储加息可能要推迟到2016年第一季度了。

总之，在中国辞旧迎新之际，全球货币政策因国内（地区）经济环境、形势的巨大差异而出现了明显的分化。尽管如此，降息或更大规模的刺激依然是占主导性的一面，反应了危机的后遗症仍在深刻地影响着全球经济发展。这其中，既有主动应对国内（地区）经济不振的选择，也有如瑞士和丹麦这样被欧洲央行推着走的被动选择。只希望，在这个大潮中，不管是主动地往前走，还是被推着往前走，不要发生踩踏事故。

作者：彭兴韵单位：中国社会科学院金融研究所货币理论与货币政策研究室主任

一、文献综述

国内研究方面，不少学者从理论和实证的角度分析了我国财政政策和货币政策的相互关系。姚大鹏（2005）基于IS-LM模型分析认为，从微观和中观层面上改革我国的经济结构，可以使我国的IS曲线和LM曲线更加平缓，从而使财政政策和货币政策的调节效果加强，增强两者之间的协调性。李颖（2007）认为仅依靠货币政策并不能够有效治理我国流动性过剩问题，只有配合相应的财政政策，建立起消费主导的良性经济发展模式和合理的国民收入分配格局，才能有效抑制流动性过剩带来的通货膨胀。苗艳芳（2008）认为我国的财政政策和货币政策的配合方面存在三大问题：财政政策和货币政策“缺位”和“越位”并存、财政部门和金融部门合作不默契、财政政策和货币政策缺乏高水平和深层次配合。李颖（2010）提出应该从四个层面加强财政政策和货币政策的配合效果：共同目标、相对作用、实施主体以及搭配方式。曾倩（2011）总结了从1998年到2010年间我国每年的财政政策和货币政策文件内容，发现我国的财政政策措施和货币政策措施之间缺乏配合，而且当财政政策和货币政策相互配合时往往出现“一边倒”的调整模式，这为宏观经济带来了过强的刺激，很容易导致经济“过冷”或“过热”，不利于宏观经济的平稳健康发展。张志栋和靳玉英（2011）利用1980年~2009的年度数据为样本建立MS-OLS模型研究财政政策和货币政策在价格决定方面的政策效果，实证结果证明，财政政策和货币政策在物价稳定方面能够有效互补。

从上文文献综述中我们发现，无论从理论上还是实践上，财政政策和货币政策的效果并不一定是相互加强的，财政政策和货币政策能否相互配合取决于经济结构、宏观调控体系、经济发展水平以及时间等多种因素，分析影响财政政策和货币政策协调性的重要因素，对于增强我国宏观调控体系的科学性和有效性具有十分重要的意义。但是，国内学者大都从理论和政策层面分析财政政策和货币政策之间的协调性问题，忽视了对两者之间配合效果的实证研究。张志栋和靳玉英（2011）仅分析了价格层面的配合效果，研究角度比较有限，而且利用29年的年度数据时间序列较短，建立的模型并不具有很好的稳健型。为了弥补目前学术研究的不足，本文采用1999年1月至2014年1月的月度数据建立了VAR回归模型，对我国财政政策货币政策之间的互动效果进行了分析检验，希望就政策组合的效应和政策制定的效果得到清晰的结论，并针对性地提出改进财政政策和货币政策协调性的有益建议。

二、计量模型

1.计量方法。VAR模型可以用下式表示：其中Yt为时间序列构成的向量，p为自回归滞后阶数，ut~IID（0，Ω）是随机误差列向量，其中每个元素都是非自相关的，但不同方程对应的随机误差项之间可能存在相关。

2.样本与统计数据说明。本文利用财政预算收入完成额、财政预算支出完成额、货币供给M2三变量构成的VAR模型研究财政货币政策之间的影响关系，为消除变量之间的异方差，将统计数据取对数后进行分析。样本取自期间为1999年1月~2014年1月的月度数据。本文以lnczsr和lnczzc作为代表财政政策效果的统计量，以lnm2作为代表货币政策效果的统计量。Lnczsr表示取对数的财政预算收入完成额，lnczzc表示取对数的财政预算支出完成额，lnm2表示取对数的广义货币供给量M2。所有数据均来自CCER经济金融数据库。模型利用软件EViews7拟合。

3.VAR模型的设定和估计。（1）以（lnczsr，lnczzc，lnm2）变量构成一个三变量的VAR模型。在得到正确的模型估计结果前我们需要确定VAR模型的滞后阶数。根据SC准则和HQ准则确定最优滞后期为4期。并对VAR（4）模型中的残差是否服从独立同分布进行了检验，通过诊断检验。（2）从水平的VAR（4）模型可以得到估计表达式。

三个方程的可决系数（R2）分别是0.9258，0.8696，0.9998，拟合优度较高。从第一个方程来看，度量货币供应水平的lnm2的滞后二阶的系数为负（-1.790），但是所有lnm2变量的系数之和为正（1.0052），可见总体上增加货币供给速度将增加财政收入增加速度。从第二个方程来看，所有lnm2变量的系数之和为正（1.2655），可见总体上增加货币供给速度将增加财政支出增加速度。从第三个方程来看，度量财政政策的财政收入增长速度的总系数为负（-0.023），说明财政收入增长速度的增加将降低货币供应量的增加速度，而度量财政政策的财政支出增长速度的总系数为正（0.0189），说明财政收入增长速度的增加将增加货币供应量的增加速度。综合以上的分析，我们得出如下结论：当货币政策扩张时，由于税收制度的稳定机制导致财政收入也相应增加，这将削弱货币政策刺激经济的效果；但是扩张货币供给是同时配合增加财政支出，可以抵消掉财政收入增加的负面效果。（3）格兰杰因果关系检验。检验结果如表1所示。检验结果发现lnczsr，lnczzc，lnm2三个变量互为格兰杰因，说明财政政策和货币政策的协调性较强。（4）脉冲响应函数。脉冲响应函数是描述一个内生变量对误差的反应，也即在扰动项上加一个标准差大小的新息（innovation）冲击对内生变量的当前值和未来值的影响。图1是对VAR（4）模型的脉冲响应函数曲线，横轴表示滞后阶数，纵轴表示内生变量对冲击的响应程度。从图1中可以看出，对对数的财政支出施加一个单位的正向冲击，6个月内引起对数财政收入的小幅波动，在10个月之后冲击的作用消失，财政收入和财政支出逐渐一致，但引起对数货币供给量的大幅度波动，前5个月波动幅度在-6至4个标准差之间，10个月后波动以一个正的标准差为均值上下波动，且波动幅度逐渐减少，30个月后对数的货币供给大致稳定在1.0个标准差处。对对数的财政收入施加一个单位的正向冲击，在6个月内引起对数的财政支出的小幅波动，在10个月之后冲击的作用消失，财政收入和财政支出逐渐一致，但引起对数的货币供给量的大幅度波动，前5个月波动幅度在-2至4个标准差之间，10个月后波动以一个正的标准差为均值上下波动，且波动幅度逐渐减少，30个月后对数的货币供给大致稳定在1.0个标准差处。对对数的货币供给施加一个单位的正向冲击，对数货币供应量的正向冲击虽然会随着时间的延长有所减弱但是其影响却会长期存在，在15个月之后稳定在0.7个标准差的位置，而且该冲击在5个月之后将导致对数的财政支出的小幅增加和对数的财政收入的小幅减少。由此我们可以得到如下结论：第一，财政政策的冲击将对货币政策产生长期影响，具体而言，扩张性的财政政策会增强货币政策的效果，而且增加财政支出和增加财政收入对于货币政策的增强效果是一致的。第二，货币政策的正向冲击对财政政策的影响作用非常小，而且还会引起财政赤字。（5）预测方差分解。VAR方差分解能够分析影响内生变量的结构冲击的贡献度，图2是对VAR（4）模型的方差分解曲线，横轴表示滞后阶数，纵轴表示内生变量之间的对结构冲击的相对作用。从图2中可以看出，对数财政收入变动中，自身波动的解释部分大概占到75%~100%，自身波动的影响逐渐减弱，稳定在75%左右；0%~20%由对数的财政支出的波动解释，且影响逐渐增强并稳定在20%左右；0%~5%由对数的货币供给量波动解释，且影响逐渐增强并稳定在5%左右。对数的财政支出变动中，自身波动的解释部分大概占到74%~82%，自身波动的影响逐渐减弱，稳定在74%左右；18%~18%由对数的财政支出的波动解释，且影响逐渐增强并稳定在18%左右；0%~8%由对数的货币供给量波动解释，且影响逐渐增强并稳定在8%左右。对数的财政支出变动中，自身波动的解释部分大概占到65%~100%，自身波动的影响逐渐减弱，稳定在65%左右；0%~25%由对数的财政支出的波动解释，且影响逐渐增强并稳定在25%左右；0%~10%由对数的货币供给量波动解释，且影响逐渐增强并稳定在10%左右。由此我们可以得到如下结论：财政政策对货币政策的影响效果要大于货币政策对财政政策的影响效果。

一、文献综述

货币政策的传导渠道可以分为“货币渠道”和“信贷渠道”，其中与银行关系密切的是信贷渠道。早期关于信贷传导渠道的研究主要集中在信贷传导渠道的存在性及其与货币政策贷款渠道效率的比较（Kashyap、Stein和Wilcox，1993）。如今，众多国内外学者将研究视角从宏观转向微观，利用银行或企业的微观数据来研究银行异质性对货币政策信贷传导效果的影响。部分国外学者的研究结果表明，在面临紧缩性货币政策时，规模大、资本水平高、流动性水平高的银行信贷收缩越不明显（Altunbas等人，2012；Jimenez和Ongena，2013）。但一些国家金融体系的制度安排存在特殊性，在某些制度安排（如政府隐性担保、存款保险制度等）下可能会产生不同的研究结论（Takeda等人，2013）。此外，一些学者还从银行业市场竞争结构、股权结构等视角分析了与货币政策信贷传导之间的关系（Bhaumik等人，2014）。在我国，企业和居民的融资主要依赖于银行贷款，而存款又是银行主要资金来源，因此信贷渠道在货币政策传导中具有非常重要的作用（周英章和蒋振声，2002）。王毓和胡莹（2011）利用我国加总的数据，通过VAR和VECM模型研究发现国有银行和股份制银行对货币政策的传导效果有显著差异。李涛和刘明宇（2012）等学者研究表明，当央行实行紧缩性货币政策时，资产规模小、资本充足率和流动性比率高的银行，贷款下降幅度较大。冀志斌、宋清华（2013）等运用我国上市银行数据研究了上市银行股权结构、高管薪酬与货币政策传导效率的关系。总的来说，我国学者早期的研究大多是利用VAR或VECM模型将银行作为一个宏观经济的部门进行总量分析，较少将银行作为一个微观主体来研究其对经济的影响。近期，越来越多国内学者将银行微观数据加入研究，但目前对于银行异质性的讨论大多基于银行资产规模、资本状况及盈利性这三个特征。本文将考虑银行资产规模、资本状况、流动性、盈利性、经营效率五大银行特征对货币政策信贷传导的影响，并进一步将样本分为国有大型商业银行和中小型商业银行（全国性股份制商业银行和城商行）两个子样本，将股权结构特征也纳入考虑。

二、模型构建与变量选择

本部分设定参照Kashyap和Stein(2000)、Gunjia和Yuan(2010)的经验模型。Kashyap和Stein(2000)运用分组法将银行按照规模、流动性水平、资本充足程度分组，讨论了货币政策变量在银行异质性条件下对银行信贷行为的影响。Gunjia和Yuan(2010)在Kashyap和Stein(2000)研究的基础上，首次将银行异质性特征与货币政策变量的交叉项纳入模型。分组法的优点在于可以更加清晰反映出货币政策及银行异质性特征对信贷投放的直接影响，而交叉项法可以进一步考察不同银行在面临货币政策变动时，各银行异质性特征对其信贷投放的间接影响。这两种方法各有千秋，根据研究目的和意义，我们综合采用了Kashyap和Stein(2000)分组法与Gunjia和Yuan(2010)交叉项法，选择相应的变量考察银行异质性特征对货币政策信贷传导的影响。基于分组法构建的模型如下：d(lnloani,t)=α0+α1d(lnsizei,t)+α2eai,t-1+α3roai,t-1+α4roei,t-1+α5liqi,t-1+βMPt+γd(lngdpt)+mit模型中，被解释变量d(lnloani,t)代表信贷规模的变量，以银行贷款的对数增长率表示。解释变量分为三类，一类是表示银行异质性特征的变量，主要有d(lnsizei,t)（银行总资产）、ea（资本水平）、roa（盈利水平）、liq（流动性）、roe（经营效率），分别以银行总资产对数增长率、权益/总资产、净利润/总资产、流动性资产/总资产、营业成本/营业收入表示。为减轻内生性问题，我们将银行异质性特征变量取滞后一期值。第二类代表宏观调控层面的货币政策变量MPt，用法定存款准备金率及一年期贷款基准利率的数据。第三类代表信贷需求层面，以国民生产总值（gdp）的对数增长率（d(lngdpt)）作为信贷需求的变量。mit为随机误差项，它满足相互独立、零均值、等方差的假设。在这个模型中，货币政策对银行信贷投放的影响通过系数β体现出来。而银行异质性特征对银行信贷增速的影响，具体就体现在系数αi上。基于交叉法构建的模型如下：d(lnloani,t)=α0+α1d(lnsizei,t)+α2eai,t-1+α3roai,t-1+α4roei,t-1+α5liqi,t-1+β1MPt*d(lnsizei,t)+β2MPt*eai,t-1+β3MPt*roai,t-1+β4MPt*roei,t-1+β5MPt*liqi,t-1+γd(lngdpt)+mit在该模型中,交叉项考察了在银行异质性条件下，货币政策对银行信贷投放的影响，可通过直接观察系数βi识别。为了验证银行异质性对货币政策信贷传导的影响，我们选取上市银行进行样本研究，至今，已有16家银行完成上市。其中，农业银行和光大银行上市较晚（两家银行均于2010年上市），数据不足予以剔除。此外，考虑到上海交易所和深圳交易所上市交易规则不尽相同，基于数据的统一性，本文将深圳发展银行和宁波银行（两家银行均在在深圳交易所上市）在样本中予以剔除。最终选择12家在上交所上市的银行2007年一季度至2014年二季度的面板数据进行模型分析1。数据来源为国家统计局及wind数据库。本部分的解释变量主要是政策变量及前定变量，因此内生性问题并非是主要问题，主要采用固定效应模型或随机效应模型进行估计即可。

三、实证结果及分析

在估计方程之前，通过Hausman检验判定是随机效应模型还是固定效应模型，检验结果详见表1。

（一）分组法估计基于分组法的估计结果如表2：从总样本的分组回归结果看，银行规模、资本水平、盈利性、流动性水平对银行信贷增速的影响显著，而银行效率变量的系数基本不显著。规模因素是影响国有银行和中小银行信贷增速的最主要因素，银行资产规模与信贷规模增长正相关。我国实际GDP增量对各类型银行信贷增速具有2%个点的负向影响，表明我国银行信贷具有一定的逆周期性。从子样本的实证结果看，国有大型银行和中小型商业银行信贷投放的驱动因素存在一定差异，国有银行资本资产比率系数不显著，而中小银行更易受资本资产比率的影响。存在差异的原因是，一方面，国有银行背靠国家信用，即使资本金下降，也未对其信贷规模产生显著影响；另一方面，国有银行面临更加严格的资本“硬约束”，特别是工商银行和中国银行作为全球系统性重要银行，为了发挥银行业“稳定器”的作用，势必将资本比率控制在较高的水平内，资本金的微弱下降不会对其信贷投放产生过多影响。而中小型银行与国有银行相比缺少足够的政府隐性担保，随着银行业市场化的不断深入，中小型银行对其风险资产和信贷的约束逐步强化。从表2可以看出，存款准备金率和一年期贷款基准利率系数为负且在统计上显著，说明紧缩性的货币政策会导致银行信贷供给的减少，这在一定程度上也验证了我国货币政策信贷渠道的存在性。

（二）交叉项估计采用交叉项估计，一方面可以检验分组估计的稳健性，另一方面可以进一步考察银行异质性微观特征是否会影响银行信贷行为对货币政策的传导。基于交叉项法的估计结果见表3、4。从表3、4可以看出，银行规模、资本水平、盈利性水平、流动性水平对我国上市银行信贷增速的影响显著，而银行效率未产生显著影响，这与分组估计的结果是一致的。对比子样本估计结果，不难发现，中小型银行的信贷增速更易受资本比率的影响，这同样验证了分组估计的结果。我们更关注的是银行异质性特征变量与货币政策交叉项的系数符号及其显著性。1.银行规模变量与货币政策交叉项的结果观察表3、4，银行规模变量与货币政策交叉项的结果都十分显著，且为负相关关系，表明银行规模越大，其信贷增速对紧缩性货币政策的反应越敏感，对信贷规模抑制作用越强。银行规模作用的效果显著，可能的原因是存款作为我国银行信贷资金的主要来源，其供给者存在明显的“规模偏好”，在存款利率下限受到管制的情况下，存款者更倾向于将资金存放到大银行。2.盈利性水平的交叉项估计结果当央行实行紧缩性货币政策时，中小银行的盈利性水平越低，货币政策对其信贷规模抑制作用越弱；而国有银行的盈利性水平并不会显著影响货币政策抑制银行信贷增速的效果。这是因为，国有银行盈利水平高且盈利来源多元，紧缩性货币政策对其盈利性风险的影响较小，信贷规模收缩并不显著。而中小银行在经营过程中更加注重盈利性，更具有“逆向选择”和“道德风险”动机。即使央行为了控制信贷扩张实行了紧缩性的货币政策，盈利性水平低的银行也有较强的信贷扩张冲动，所以紧缩性的货币政策对其信贷规模抑制作用弱。3.银行效率的交叉项估计结果银行效率大小与货币政策信贷渠道之间的关系较为模糊。大多数情况下，银行效率与货币政策银行贷款渠道关系不显著，但当提高法定存款准备金率时，国有银行的银行效率越高，对信贷规模增速的抑制作用越强。4.资本水平与流动性水平的交叉项估计结果综合表3、4，资本水平与流动性水平的交叉项均不显著，对此，我们提出如下解释：第一，我国宽松的资本补充机制弱化了资本水平对货币政策信贷传导的作用。在我国宽松的资本补充机制下，资本金管理中并未建立起资本、信贷规模的自我约束机制，并且陷入了“信贷扩张———资本水平下降———再融资———资本水平上升———信贷再扩张”的被动状态，因此资本水平并不会影响央行紧缩性货币政策的传导效率。第二，银行同业拆借制度弱化了流动性水平对货币政策信贷传导的作用。经过近20年的发展，银行同业拆借市场不仅作为同业之间调整资金余缺的市场，而且成为了银行扩大资产业务的重要手段。样本期内，我国上市贷款规模增长率增加明显的时期，流动性水平下降明显，随后，各家银行寻求同业拆借资金补充流动性比率，陷入了“信贷扩张———流动性水平下降———银行同业市场拆入资金———流动性水平上升”的被动情况。因此紧缩性货币政策下各银行的信贷供给水平并不会因流动性水平的不同而有差异化反应。

一、文献综述

（一）财务危机对于财务危机，国内外学者都对其做过大量研究，分别从微观因素和宏观因素对财务危机进行预测。Beave（r1966）通过对财务指标预测财务危机有效性的研究发现现金流量，负债比率等指标对于财务危机预测效果较好；后续研究Beaver（1968）又发现证券市场的价格波动也会影响公司潜在财务风险；Altman（1968）的Z-score模型将影响财务危机的因素概括为营运资金比资产总额，留存收益比资产总额，息税前利润比资产总额，股东收益的市场价值总额比负债总额和销售收入比资产总额；Moyer,R.C.(1977)则在其基础上继续完善，认为未来预测模型应当加入其他因素使其更加准确，包括公司年限，宏观经济因素，收入稳定性以及对于风险管理手段的选择等；Dambolena,I.G.等人(1980)研究发现财务指标的稳定性也会对财务危机产生影响；Sush⁃ilB.Wadhwani(1986)认为高通胀会对实体经济产生不利影响;MalcolmSmith（2007）再次提出应该在现有财务危机预测模型中加入一些其他因素，比如宏观经济因素货币政策等，从而使预警模型更加准确；YipingQu(2008)通过分析2000年4月到2005年9月企业财务危机概率和宏观经济因素的关系得出不同宏观经济因素包括CPI、利率、汇率等对不同地方不同企业的财务风险有不同影响;F.DeGraeve,T.Kickb,M.Koetter(2008)认为货币政策与金融稳定之间存在权衡关系，意外紧缩货币政策会增加公司财务风险;Jialiu（2009）的研究也表明宏观经济因素，包括利率、信贷、利润、通货膨胀等都会在长期和短期经营中对企业失败产生不同程度的影响；A.Bhattacharjee等人（2009）认为公司行为对破产和收购的影响取决于宏观经济环境，宏观经济的不稳定会提高破产风险，降低并购风险;吕峻等人（2008），李秉成等人（2013）的研究都说明货币政策对于企业财务风险有一定影响。

（二）过度投资过度投资会给企业价值带来严重影响，企业应合理安排投资，防止过度投资的发生。针对过度投资产生的原因有很多，其中包括两权分离问题（Jesen1986）；投资者过度自信（MalmendierandTate2005）；自由现金流过剩（Richardson,S2006）；管理者因素（姜付秀等2009，蔡吉普2009，詹雷2013等）等因素。以往文献集中于企业内部因素，对于外部因素很少提到货币政策的影响，AnilKKashyap等人（1994）曾通过对美国制造业企业在不同宏观环境下投资行为的研究发现货币紧缩期，企业投资行为较保守。本文在此基础上着重讨论货币政策对过度投资可能产生的影响。

二、研究设计

（一）理论基础与假设货币政策趋于紧缩时期，随着央行提高存款准备金率和再贴现利率，公开卖出有价证券等行为的发生，货币供应量会减少，从而引起资金短缺，此时企业的自由现金流会相应减少，导致企业陷入财务危机的概率增加。然而企业自由现金流减少会使企业过度投资倾向下降，管理者会更为理性地投资，提高资金配置效率。相反，当企业处于货币宽松期，存款准备金率和再贴现率处于较低水平，货币供应量较多，企业的资金也就越充裕，企业可用于投资的自由现金流也相应较多，这会使投资者更加倾向于多投资，显然过度投资概率也会增加，企业资金较充裕同时会降低企业陷入财务危机的概率。结合上一篇过度投资与财务危机的研究结论，过度投资又会引起财务危机的发生，但存在一定滞后期。以此循环我们便得出图1。因此，根据上述分析本文作出如下假设。

（二）指标选取与衡量1.货币政策指标本文拟采用李志平（2011）提到的名义GDP增长率与货币发行量M2之差MP来衡量货币政策，将MP大于0定义为货币紧缩期并令MP=1，将MP为负值时当作货币宽松期并令MP=0。经过调查计算在2004~2014年期间货币政策紧缩期为2004，2006，2007，2010，2011；货币政策宽松期为2003，2005，2008，2009，2012，2013。2.财务危机风险衡量指标在刘红霞（2004），岳上植（2009），李益骐（2009）等人对财务危机预警模型研究得出的结论基础上，本文决定选择如下指标对财务危机进行预测。X1：名义GDP增长率与货币发行量M2之差MP,紧缩期取1，宽松期为0；X2：现金比率=(货币资金+短期投资)/流动负债；X3：应收账款周转率=销售收入/平均应收账款；X4：总资产周转率=营业收入/平均资产总额；X5：总资产净利率=净利润/平均资产总额；X6：息税前利润=销售收入总额-变动成本总额-固定经营成本=企业的净利润+企业支付的利息费用+企业支付的所得税；X7：资本积累率=股东权益增长率=当年所有者权益增长额÷年初的所有者权益×100%；X8：每股经营活动产生的现金流量净额=（经营活动现金净额-优先股股利）/流通在外普通股数量；X9：短期投资=持有时间不超过一年（含一年）的有价证券和其他投资，包括各种股票、债券、基金等；X10：总资产周转率=（年末资产总额-年初资产总额）/年初资产总额×100%；X11：息税前利润与资产总额比。上述指标中X3、X4表示的是企业经营效率，X2、X8表示企业的偿债能力，X5、X6表示企业的盈利能力，X7、X10表示企业的成长能力。3.过度投资指标基于魏明海（2007），辛清泉（2007），毛舒悦等人（2011），黄珺等人（2012）的研究，本文依旧选择Richardson模型来计算衡量企业的过度投资。模型二所述I值的取值与此模型得出的Iover（即残值ε）有关，当Iover大于0时I取1，反之取0。

（三）回归模型的建立为检验假设1我们建立了模型一：财务危机预警模型。对于财务危机模型，本文决定采用logit回归分析模型进行财务危机的预测。假设公司i在第t年发生财务危机与否是一个随机变量Yi,t。

三、实证分析

一、我国货币政策目标的选择演变历程及效果分析

1984年中国人民银行开始专门行使央行职能，中央银行开始制定实施货币政策，但是此时的货币政策目标体系还没有建立。国际理论经济学界针对货币政策目标存在着不同的看法，有单一目标论，双重目标论，多目标论。单一目标论从货币是再生产的第一推动力出发，以经济增长促经济发展作为货币政策的目标，并在经济发展的基础上稳定物价，即经济增长应摆在首位。双重目标论认为央行的货币政策目标不应是单一的，而应兼顾发展经济和稳定物价的要求：在经济发展中求稳定，就在稳定中求发展。若不能兼顾，则二者的要求均不能实现。多目标论认为货币政策涉及面广，即目标不应是双重的，而应是多重的。我国经过长期的尝试，总结调控经验，最终1995年在《中国人民银行法》第3条规定：中国人民银行的货币政策目标是保持货币币值稳定，并以此促进经济增长。1984年以来货币政策目标随着经济形势多次变化，效果各有不同。

1.双目标制时期的调控效果。中共十二大提出“翻两番”战略目标，我国经济从1982年开始进入了高速增长时期。经过连续两年多的经济扩张，至1984年第四季度，经济出现了明显的过热势头。为满足高速经济增长中的投资、消费需求，财政收支出现较大赤字，为了弥补赤字而超量发行货币，使通货膨胀率直线上升，面对严峻的宏观经济形势，央行开始实施以平衡信贷、稳定物价为主要目标的货币政策。本次货币政策实践是我国在宏观经济管理方式上的重大尝试，由计划干预到间接宏观调控过度。但由于当时经济的市场化程度不高，工具体系不完善，因而政策的效果并不理想。1993年和1994年我国的零售物价上涨均超过两位数，分别为13.2%和21.7%，通货膨胀率居高不下。双目标制显现出顾此失彼的缺陷，经济、金融界的人士对我国货币政策目标开始了新的思考。

2.单一目标制下的调控效果。直至1995年《中国人民银行法》明确地将货币政策的目标界定为保持人民币币值稳定并以此促进经济增长，才以法律形式暂时结束了有关我国货币政策目标的争论，央行的货币政策目标变成了单一目标。1997年下半年爆发了亚洲金融危机，突袭亚洲经济体，我国的总需求首次出现严重不足，治理通货紧缩成为刻不容缓的问题。这一时期，货币政策更加注重促进经济增长这一目标。1997年下半年央行采取了一系列扩张性的货币政策措施，如增加货币供给量、两次下调存款准备金率等，以刺激国内需求，拉动经济增长。但是，由于国内外经济形势受危机影响较大，国内需求并没有像设想的那样出现大幅增长，货币政策效果并不明显，居民储蓄存款仍保持较快的增长率，投资需求和消费需求未能被有效激活，我国货币政策的有效性受到重创。这一时期，我国的货币政策目标依照经济形势进行了灵活调整，之所有没有达到预期的效果，与缺乏灵活多样的货币政策工具息息相关。2003年初，我国宏观经济运行发生了很大的变化，出现了信贷、投资、金融机构贷款和外汇储备快速增长等新变化，宏观调控的难度加大，使得1998年以来名义上实施的稳健货币政策内涵开始发生变化，中央银行开始紧缩银根，多次上调存款准备金和再贴现利率，而且公开市场操作在整个货币政策调控中发挥了重大作用。2007年开始采用“适度从紧的货币政策”，中央银行十次上调准备金率，五次提高利率，六次发行定向央行票据，20年来首次动用特种存款。2008年实施“从紧”的货币政策，但货币政策的实施效果与调控目标还有较大的差距：CPI居高不下，M2增长较快，控制难度加大，使得物价稳定的最初目标没有较好的实现。究其原因：是经济增速仍处高位，而且多年的“高增长、低通胀”的格局被打破，因而在货币政策体系中如何科学合理地运用货币政策工具成为改善货币政策调控效果的关键。2011至2014主要实行稳健的货币政策，虽然同为稳健，但对政策目标的侧重及松紧拿捏程度均有所不同。2012年12月末M2增速已逐渐接近年初设定的目标，货币环境基本回归常态，GDP增速也实现了微幅反转，扭转连续7个季度逐季下滑的局面，货币政策调控效果基本实现了目标。2013年，基于物价调控的压力，货币政策实现了真正的稳健，既不放松也不收紧银根，适时预调、微调，灵活运用各种流动性管理工具，积极引导货币信贷和社会融资规模保持合理增长。2013年中国广义货币供应量M2控制在14%以内，新增人民币贷款控制在9万亿元以内，社会融资规模是17.3万亿元以内，基本达到调控目标要求。2014在经济新常态下，经济运行土壤变化了，央行加快了金融改革，总量调控成为要务，成果显著。

二、提高我国货币政策有效性的建议

总结各个时期货币政策的实施效果，鉴于我国货币政策目标体系中尚有不足，经济新常态下，货币政策的目标设定与调控手段应该建立在央行的独立性基础上，综合运用数量型、价格型等多种货币政策工具组合，健全宏观审慎政策框架，加强利率市场化建设，加强流动性管理，引导货币信贷及社会融资规模合理增长。针对现行金融市场管理中的问题，取长补短，完善金融市场建设。

1.确定中央银行在货币政策制定中的独立性。中央银行的地位和作用是不言而喻的，具有独立性的中央银行才能保证货币政策的制定和执行不受其他外力因素的干扰。因此，我国一个首先增强中央银行的独立性，这是提高货币政策有效性的关键，同时，中央银行也应当明确货币政策的最终目标在于保持货币币值稳定，并以此促进经济增长。更加要明确中央银行与政府在货币政策的制定和操作中的权利与责任，政府应当赋予央行完全的货币政策决策权，最大限度的避免因为政府过度干预导致的货币政策失效。在调控过程中，增强央行在货币政策工具选择上的自主性，提高政策的透明度，增强央行经济形势预测的能力，从而在整体上实现货币政策调控效果的改善。

2.改变我国利率体系的倒挂机制,建立市场化的利率体系。央行通过对利率的调节来影响金融市场的资金供求,最终达到预期的货币政策目标。因而,利率渠道发挥作用的前提是利率的市场化。如果利率处于严格的管制下,就会破环资金供求的内在平衡机制,进而制约信贷渠道。当央行实行扩张性的货币政策时，可贷资金的增加不会引起管制利率的相应下降,资金需求也不会及时增长,这样就会造成信贷过度扩张,带来通胀压力。反之,当央行实行紧缩性的货币政策时，可贷资金的减少也不会引起利率的上升,资金需求不会相应下降,最终导致信贷过度收缩。因此,要提高利率渠道与信用渠道的传导效率，首先要建立市场化的利率体系。同时,要将利率市场化改革与货币市场的发展有机结合起来,使存贷款利率不再受央行管制,而是真正由资金供求决定,才能使利率成为灵敏、高效的市场信号,引导企业投融资,为资产负债表渠道的畅通奠定基础，为货币政策目标的实现打下坚实的基础。