本文摘要：这篇金融学术论文发表了金融创新对我国货币政策有效性的影响，论文分析了金融创新对我国货币的有效性的理论分析，中国金融创新需要实施新的政策措施来引导，从而减弱其对货币政策有效性的影响。
这篇金融学术论文发表了金融创新对我国货币政策有效性的影响，论文分析了金融创新对我国货币的有效性的理论分析，中国金融创新需要实施新的政策措施来引导，从而减弱其对货币政策有效性的影响。
关键词：金融学术论文发表,货币政策论文
1 金融创新与我国货币政策有效性的理论分析
1.1 金融创新对货币供求的影响
1.1.1 金融创新对货币需求的影响
①金融创新对货币需求的构成进行了改变，交易性货币需求下降，投资性货币需求上升。金融工具不断创新，使得人们减少货币持有量，增加非货币性的金融资产的持有量。此外，金融创新改革了支付结算系统，削弱了人们对货币的流动性偏好，导致交易性货币需求的下降。
②金融创新对传统的货币需求动机造成了一定的冲击，使得货币需求函数的稳定性下降。在短期内国民收入具有稳定性，这就说明了由收入决定的交易性货币需求是可以预测并且相对稳定的，而受市场利率、机会成本、投资预期等不稳定因素影响的投资性货币需求则相对不稳定。此外，金融创新引起利率、汇率、股价变化无常，以及人们心理预期是无规律的，因此，随着投机性货币需求比重的上升，货币需求稳定性必然遭到削弱。
1.1.2 金融创新对货币供给的影响
金融创新的发展使得控制基础货币变得异常困难。一方面，金融创新的发展使得高能货币不再只有存款准备金和现金;另一方面，货币乘数的通货存款比例、非交易存款比率以及超额存款准备金率都因金融创新的发展而变得不稳定，也因此降低了货币供应量的可控性。
1.2 金融创新对货币政策工具的影响
1.2.1 减弱了法定存款准备金制度的作用力
①缩小了存款准备金制度的作用范围。随着金融创新，同业拆借、回购协议等非存款工具使得大量资金从银行流入非存款性金融机构和金融市场，这样商业银行既能确保自己应有的负债规模，又能逃避存款准备金制度的约束。
②降低了实际提缴的法定准备金。商业银行持续更新负债业务种类和方式来规避无息的法定存款准备金，从而降低商业银行的融资成本，扩大利润空间。
③增强银行超额准备金率的弹性。银行的超额准备金率不变的情况下，增加或减少法定存款准备金率可以成倍地收缩或扩张货币创造能力。金融创新为银行调整超额准备金提供了丰富而便利的条件，增加了银行超额准备金率的弹性。
1.2.2 削弱了再贴现政策的效果
①金融创新减弱了规定再贴现条件的约束力。金融创新削弱了“真实票据说”理论的影响力，使得新型票据都能满足货币当局的规定，金融机构符合再贴现的条件。
②金融创新使调整再贴现率丧失作用力。货币政策目标调整再贴现率，其作用的大小与金融机构对中央银行再贴现的依赖程度成正比。金融创新为商业银行提供了多元化的融资渠道，灵活便利的融资方式，且降低了成本。
1.2.3 强化了公开市场操作的作用
①金融工具的创新为公开市场操作提供多种工具。一方面，金融工具的创新为中央银行公开市场操作提供了更为多元化的条件;另一方面，金融交易方式的创新为中央银行公开市场操作提供更为灵活的买卖方式。
②金融创新改变了金融机构资产负债结构。在各金融机构中，政府债券都是举足轻重的二级准备和流动性资产，因此，在补充流动性资产或调整资产组合中金融机构越来越离不开公开市场，积极参与市场交易，不仅客观地与货币当局合作，而且对加强政策效果也起到有利作用。
③金融创新使公开市场操作的“告示效应”得到增强。中央银行的公开市场操作通过影响政府债券的收益率和价格来调整一般证券的收益率和价格，增减货币供应量和信用总量，指引公众和金融机构对经济前景的判断，进一步扩大了公开市场业务的影响范围。
1.3 金融创新对货币政策中介目标的影响
1.3.1 破坏了中介目标的可测性
金融创新以后，新工具的不断涌现使得作为货币政策中介目标的金融变量的越来越难定义，界限也越来越模糊，货币的定义与计量日益复杂化，加之表外业务的多元化，货币供应量的可测性遭到了破坏。
1.3.2 降低了中介目标的可控性
一方面，金融创新使货币供应量的构成变得难以界定，加大了货币乘数的不确定性，中央银行对于准确地控制货币供应量更是难以判断;另一方面，金融创新缩小存款准备金率和再贴现率的作用范围并减弱了其执行力度，这使中央银行很难通过政策工具控制货币供应量。 1.3.3 影响了货币政策中介目标的相关性
①金融创新破坏了货币供应量的相关性。随着金融产品的创新，金融工具多元化趋势不断发展，金融交易规模明显扩大，货币供应量的流向日益分散，中央银行通过控制货币供应量来实现货币政策最终目标变得异常艰难。
②金融创新相对加强了利率的相关性。作为各种金融资产价格的直接体现，利率的作用越来越显著，因此，通过变动利率指导各经济主体对未来经济前景的预期以及投资、消费等经济活动，可实现货币政策的最终目标。
2 金融创新与我国货币政策有效性的实证分析
2.1 实证目的与数据说明
对金融创新指标与货币政策中介指标之间进行实证检验，主要为说明金融创新是否对货币政策产生影响。如果金融创新指标与货币政策中介目标之间存在长期稳定的关系，那么说明金融创新的因素已渗透到货币政策传导的过程当中，通过货币政策中介目标影响最终目标的实现程度。本文的实证分析采用2008年9月至2014年的9月的数据，全部数据来自于中国人民银行网站，并根据其整理而成。数据处理和模型估计皆通过Eviews5.0获得。
2.2 建立多元回归模型并进行检验
2.2.1 变量的选取
影响货币政策的因素有很多，其中，M2、M1、交易性金融资产是主要因素。所以，我们可以考虑二元回归模型。通过实际经济分析，可以选取M2作为被解释变量Y，M1作为X1i，交易性金融资产作为X2i。样本区间取2008年9月到2014年9月来检验金融创新与货币政策有效性的关系。见表1。
2.2.2 建立回归模型
用Eviews5.0软件建立样本区间为2006-2012年的时间序列文件，利用散点图可知Y与X1，X2之间均呈线性关系，故选择如下多元线性回归模型：
Yi=β0+β1X1i+β2X2i+μi (1)
2.2.3 估计回归方程
在打开的Eviews5.0软件的工作文件中，选择菜单“Quick”，点击“Estimate Equation”，在打开的新窗口的空白栏中输入简化的估计方程式：
Y C X1 X2 执行命令：
因此，所估计的回归方程为
Yi=-112966.0+3.40X1i+26.28X2i
其中，■■=3.40，说明在其他因素不变的情况下，M2每增加1亿元，M1平均增加3.40亿元;■■=26.28，说明假定其他因素不变，M2每增加1亿元，交易性金融资产平均增加26.28亿元;■■=-112966.0，表示在M2、M1、交易性金融资产为零的情况下，M2平均减少112966，没有实际意义。
①拟合优度：R2=0.977，修正的可决系数为R2=0.966这说明模型对样本拟合的很好。R2=0.977拟合度接近于1，说明回归直线对样本点模拟的很好。M2变异中的97.70%可以用M1，交易性金融资产这两个变量的变化来解释。
②回归方程的显著性检验：F统计量的值为86.8477>F0.05(2，4)=4.76，因此回归方程的总体线性关系显著成立。
③变量的显著性检验：变量X1，X2的t统计量的值分别为：t^β1=11.63，t^β2=0.41，给定显著性水平α=0.05，查表得临界值t0.025(4)=2.776，显然变量X1的t统计量值大于临界值，而X2的t统计量值小于临界值。因此在0.05的显著性水平下，M1对M2有显著性影响。但是交易性金融资产对M2的影响不显著。但在0.3的显著性水平下是显著的。
3 结论与建议
目前看来，我国货币政策并不十分有效，金融创新在一定程度上削弱了货币政策的有效性。
在政策主体方面，由于在货币政策传导机制中商业银行的重要性不断减弱，因此，应使中央银行的地位不断增强，确保货币政策的独立性。在政策体系方面，根据金融创新灵活性的特点，创建货币政策体系静态的创新机制和动态的自我调整机制，实施不同的政策措施，运用不同的金融工具，进行灵活调控。在政策操作方面，金融创新工具的多样性为调整货币政策工具的选择提供了条件，因此，应更多关注货币政策操作的指引性影响，通过引导社会公众的预期，实现货币政策的操作目标。在政策环境改革方面，务必适当加快整个经济体制改革，并要严格控制改革转轨的风险，按部就班，有步骤有重心地推动。
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