政策對金融的影響范文

導語：如何才能寫好一篇政策對金融的影響，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

1、近年來，隨著企業規模的擴大，信貸類金融創新產品不斷增加，資產業務產品創新取得了巨大的成就。提高信貸業務服務質量成為金融企業競爭力的核心，實現了信貸結構優化，也改善了客戶結構。當然，一些金融機構在創新過程中，過于盲目，給企業造成不必要的經濟損失。因此對于我國金融企業來說，實現金融創新是必要的，同時也要根據機構的現狀，嚴格控制金融產品和金融服務。

2、保險、基金等理財產品成為金融創新產品中的新亮點，為企業帶來了一定的經濟效益。理財產品是金融機構負債業務產品中的一部分。能夠確保本金不受損失的基礎上獲得一定收益成為客戶投資的重要原因之一，當然這樣也給銀行帶來了一定的壓力，銀行需要承擔一部分金融風險。并且對于我國金融機構發行的理財產品來說，缺乏個性化的服務是其需要突破的瓶頸。

3、另外，中間產品業務質量的提升是我國金融機構獲取經濟效益的重要因素之一。但就目前各大金融機構的現狀來說，中間業務產品較多但是技術含量并不高。機構之間的競爭較激烈，很多金融機構在產品開發過程中不能實現真正的創新。這些現狀都對我國的貨幣政策傳導造成一定的影響。

二．金融創新對我國貨幣政策傳導的影響

金融創新對我國貨幣傳導政策的影響主要包括對貨幣供給變動以及貨幣傳導渠道的影響兩個方面。其中貨幣供給的影響因素主要包括銀行等金融機構的貨幣層次界定、外匯存款、融資貸款以及基金等業務辦理過程中存在的問題;而貨幣傳導渠道的影響因素主要包括

1．貨幣的供給受到金融創新的影響明顯

(1)金融創新產品的增多降低貨幣供應的可預測性。金融創新產品的增多使貨幣層次變得復雜，加速了不同層次貨幣之間的轉換，提高了其流通速度，因此必須對貨幣及其分層進行重新定義明確貨幣層次之間的界限，尤其是對流通中的準貨幣，如活期存款與準貨幣之間的界限等，以提高貨幣供應和流通的穩定性，提高政府以及央行對其的控制力度，使其及時準確的了解金融數據。在現實金融創新中，活期存款與流通資金之間的界限不明確，銀行等金融機構常將其作為結算甚至支付工具。金融機構在進行創新的同時對其負債狀況的計算方式不明確，如信用卡的大量出現導致一些銀行的金融風險增加，但是金融機構并未降低列入資產負債表，這樣很容易導致無法區分投機性貨幣與交易性貨幣，導致貨幣供應層次之間的劃分較為混亂。(2)外匯存款的增加改變了貨幣供給結構。隨著國家政策的開放，外匯存款的數量明顯增加。同時外匯存款的優勢在于可以隨時兌換為人民幣進行流通，這樣給金融創新帶來了方便，拓寬了其途徑。但是就目前我國關于外匯存款的法律法規來說，其尚不屬于貨幣統計范疇，因此造成了貨幣供給結構的改變，為金融機構的創新帶來了較大的挑戰。(3)票據融資業務的出現。票據融資業務是金融機構獲得資金的主要來源，也是影響貨幣傳導的重要因素。其在貨幣供給和傳導渠道兩個方面都對貨幣政策傳導造成影響。此外，票據本身的流通性和支付性可以通過多種方式實現流通性與支付性，如貼現或再貼現等方式。這樣對我國的貨幣流通統計造成一定的影響。(4)貸款融資業務改變了資金供給結構。近年來，銀行系統拓寬了業務范圍，融資范圍擴大，如個人公積金貸款、中小企業融資貸款等方式。但是，這個過程中的所產生的存款尚未納入貨幣供應范圍之內，影響貨幣供給計算。(5)債券的發行改變了資金核算范圍。在廣義貨幣流通統計中，常由于無法進行合理的統計而造成貨幣供給量的重復計算，同時對于短期債券來說，政策性銀行向金融機構發行的期限低于1一年的金融債券，并不能全部納入廣義貨幣的統計，這樣也造成了廣義資金統計的重復計算。而對于企業短期融資債券應作為一種銀行存款，但是根據現有的法律法規，尚不能將其列入貨幣供給。總之，在債券發行過程中，資金核算的方式尚不明確，導致許多貨幣資金計算不準確，出現重復計算和沒有計算的情況。

2．金融創新與貨幣乘數、貨幣供給量和基礎貨幣的關系

貨幣乘數的公式為K=Dd/B=1/(h+r+e+f+p)(Dd、B、h、r、e、f、p分別代表活期存款額、基礎貨幣、實際提現率、法定準備金率、超額準備金率、財政性存款占活期存款的比率和郵政儲蓄占活期存款的比率)而貨幣供給公式為M=K*B(M、K、B分別代表貨幣供給量、貨幣乘數、基礎貨幣)通過公式我們可以分析金融創新對貨幣乘數的具體影響:①由于金融創新對貨幣的流動性有所提高，所以現金的持有量明顯減少，那么提現率就將隨之下降，貨幣乘數被放大了②法定存款準備金由于金融創新的影響提取次數以及金額逐漸減少，法定準備金比率就會降低，貨幣乘數被放大了③金融創新會產生強流通性的金融工具，直接減少貨幣的交易性、預防性需求，相反增大了投機性貨幣的需求，所以貨幣市場是資金補充的理想平臺，金融機構也就沒有必要再中國銀行存放超額準備金，降低了超額準備金比率，貨幣乘數被放大了④金融衍生工具的推廣使貨幣流通性更強，銀行類似活期存款的貨幣量增大，所以財政性存款占活期存款的比率以及郵政儲蓄占活期存款的比率都會下降，貨幣乘數被放大了。貨幣供給量以及貨幣乘數都存在不確定性，所以金融創新間接影響了貨幣當局對基礎貨幣的控制。

三．金融創新對貨幣供給傳導的影響

1．金融創新改變了貨幣需求結構，降低了貨幣需求的穩定性。我國經濟的快速發展也使人們對貨幣的需求不斷增加，一些金融工具的創新導致了貨幣供給的不穩定，改變了貨幣需求的結構，尤其是一些信用卡產品的出現，增加了貨幣的功能，提高了其投機需求，使銀行存在一定的金融風險。同時，金融創新使利率的彈性降低，金融行業之間的競爭激烈，這使得金融工具不斷趨于同質化，沒有實現真正的創新。金融產品不具有不可替代性，利率就不能成為評價銀行客戶的唯一準則。資產的調整要通過收益以及結構利率的上升或下降的現狀決定，利率不再起到絕對的決定作用，這無疑影響了貨幣供給的穩定性。最后，金融創新使貨幣需求本身與價格以及銀行利率之間的關系變得模糊，貨幣的穩定性得不到保證，銀行的利率彈性也受到影響。

2．金融創新導致貨幣當局的調控難度增大隨著基金、債券等理財產品的發行，其對貨幣市場的影響也逐漸體現出來。首先:基金等理財產品并沒有納入銀行的存款范圍，因此無法受到存款準備金率的保護。在沒有更加合理的理財產品相關法律法規出臺的情況下，很多銀行投資者就會放棄銀行存款而選擇購買理財產品。同時，存款利率的上升以與理財產品所獲得的收益不成正比，且通常低于其收益。而相對于銀行系統來說。理財產品變相增加了投資成本，提高了市場利率，同時無法實現對客戶投資的有效控制。大部分銀行存款被轉化為投資理財產品，這樣使銀行的資金結構發生變化，理財產品無法受到存款準備金率的影響。理財產品也抑制了金融機構其他業務的發展，如理財產品的增加降低了企業用于企業貸款的資金，使貨幣結構發生變化。也就是說，金融機構的理財產品對銀行最大的影響就是改變了其資金供給結構，使其不穩定因素增加。同時理財產品不屬于銀行存款范疇，無法受到存款準備金率的包括，銀行雖然對利率等做出了適當的調整，但是對于理財產品業務來說，卻不能構成有效地影響。與基金等理財產品相比，票據業務也對貨幣供給結構造成一定的影響。這是由于與票據業務相關的保證金存款同樣不能計入存款準備金，這樣以存款為主要業務的金融機構的存款準備金的基數就會受到影響而改變，通常會降低。票據業務拓寬了金融企業獲取資金的途徑，一方面維持了其經營，另一方面也使其對再貼現的相關業務依賴性降低，市場公開化程度明顯得到提高，促進了貨幣政策傳導。

3．金融創新給傳導機制帶來的負面影響與傳統的金融市場相比，金融創新增加了金融市場的復雜性，改變了資金流通結構，也增大了其流通速度，但是這樣也給貨幣當局的調控帶來了影響，使其無法進行正確的決策，無法實現對其變化的正確把握。金融衍生工具的出現使銀行系統創新產品同質化，傳統的銀行利率和貨幣政策無法對其進行合理的控制，不穩定因素增多。這樣貨幣的傳導時間就無法確定，甚至形成時滯。

四．關于降低我國金融創新對貨幣政策傳導影響的幾點思考

金融創新是金融企業可持續發展的必經之路。我國的金融創新處在初級階段，創新動機不明確，創新手段較單一，使企業的經濟效益無法提高。這與金融機構的制度不健全，金融市場發展不穩定等有很大的關系，同時，大量的國外金融機構進入中國市場，給國內金融機構創新帶來了巨大的挑戰。為了減小其對貨幣傳導的影響，促進我國的金融創新，政府應充分發揮其主導作用，規范金融市場的相關制度，擴大金融產品創新范圍的同時要嚴格控制產品或工具的質量。同時，應逐漸完善準備金制度，實現公開化的貨幣流通政策以提高央行對貨幣供給的控制力度。提高金融創新技術，這要求以央行為核心的政府金融部門時刻關注金融產品創新過程及其變化，時刻保持清醒的頭腦，建立合理規范化的金融創新制度，促進貨幣政策傳導。

五．總結

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[關鍵詞]房地產金融調控；MVRM模型；累計異常回報率

一、房地產金融調控的進程描述及事件日的確定

(一)房地產金融調控政策介紹

自從商品房改革以后，國內的房地產業一直保持高速增長。為限制房地產業的過快發展，防止泡沫發生，同時為了保護國內商業銀行，國家出臺了一系列政策措施，希望過快發展的房地產業能夠軟著陸。在這一系列政策措施中，2003年6月央行的121號令、2005年3月、6月國務院及七部委出臺的新舊“國八條”、2006年5月國務院出臺的“國六條”和“九部委十五條”是其核心事件。除以上三項措施外，我國自2002年4月至2007年10月相繼出臺了30余項措施來調控房地產市場，而其基本上都是圍繞著三個核心事件展開的。

(二)事件日以及虛擬假設的確定

1．事件日的確定。本文選擇的10個事件及其發生日期見表1。

2．虛擬假設的確定。

H01：在某一個事件發生時，房地產上市公司的平均異常回報率為0。

H02：一系列金融調控事件對房地產上市公司平均的異常回報率為0。

H03：一系列金融調控事件對房地產上市公司的系統風險的改變量為0。

假設中主要是從證券市場的角度分析行業調控的影響。第一個假設單獨考慮每一次事件的影響。第二個假設則將所有的行業調控政策和事件看作一個事件，來衡量房地產上市公司股東財富，即公司價值變化。第三個假設是從房地產上市公司系統風險的角度進行考察，以檢驗房地產金融調控是否帶來投資風險的變化。

二、房地產金融調控政策產生的經濟效應的計量分析

(一)實證方法與樣本選擇

1．包含風險因素的MVILM模型。John J.Binder在比較事件研究法中運用的幾種基準模型中提出，當樣本公司是非相關行業，或者各個樣本所經歷的事件窗非完全重合時，簡單的單因素市場模型是首選。而本文研究金融調控政策對于房地產行業的經濟效應，不僅違背了樣本公司是非相關行業的假設，而且各個樣本公司又經歷完全相同的事件窗。由于行業的相關性以及事件窗的重合，各個樣本間異常回報率的協方差將不再為零，因此聯合異常回報率的分布結果將不再可信，這種情況被稱為“聚類性”(clustering)。“聚類性”問題可以通過兩種方式解決。第一種方式是利用組合的方式，經過加權的組合的回報率，計算行業水平的平均異常回報率；第二種方法是分解上述方程到每一個證券，即對每一個獨立的證券做如上方程的回歸分析，形成一個系統模型。綜合以上所有因素，本文將采用如下MVRM模型：

其中：R1t，R2t…RNt分別為N只股票在t日的回報率；β11，β21，…βN1分別為N只股票關于市場回報率的系統風險系數；Rmt為t日經過加權的市場組合回報率；β12，β22，…βN2分別為發生事件時，N只股票關于市場回報率的系統風險的變化量；Dyear為一個虛擬變量，在一系列事件發生的一整段時期內為1，否則為0；Da為一個虛擬變量，在第a件事發生時為1，否則為0；γ1a，γ2a，…γNa分別為N只股票在發生第a次事件時的財富效應；μ1t，μ2t，…μNt分別為N只股票在t日內的誤差項。

以上模型是為了檢驗假設1，為了檢驗假設2，本文還建立如下模型：

Rit=αi+βi1Rmt+βi2DyearRmt+γiD+μit，i=1…N　(2)

其中：D為一個虛擬變量，在所有的10個事件窗內為1，否則為0。其余變量與模型(1)相同，該模型意為將所有金融調控政策看作是一個事件。同樣，對所有的樣本公司進行擬合估計，形成一個MVRM模型。

2．樣本選擇以及數據的獲得。本文選取所有中國A股上市房地產公司在2002年1月1日到2007年9月30日的交易數據以及財務數據作為研究樣本。根據華夏證券交易軟件，同時參考證券之星等軟件對上市公司的分類，篩選出的房地產上市公司共有51家。由于其中一些公司存在數據缺失，另有一些公司是在樣本期間完成上市的，故對這些股票進行了剔除。最終確定的樣本房地產上市公司為43家，其中深圳22家，上海21家。本文所選用的個股回報率數據分兩階段收集。在2002年1月1日到2003年12月31日的所有數據，均來自深圳市國泰安公司設計和開發的“中國股票市場研究數據庫(CSMAR)”。而從2004年1月1日到2007年9月30日，作者按照CSMAR定義的公式進行計算，得到每個個股和市場指數的日回報率。

在確定個股以及市場的日回報率后，最關鍵的問題在于事件窗的確定。在目前為止的討論中，一直假設事件發生的當日，MVRM模型中值取1，其余為0，由此來衡量事件的影響。但取值成立的前提需滿足兩個條件：(1)事件日能夠準確的確定，即事件為市場所知的日期；(2)市場達到半強有效，即對突發的事件股市能做出迅速的反應。因而，綜合以上考慮，針對我國市場的特性，并參考陳漢文、陳向民的研究方法，本文將事件窗定義為事件日前5天以及事件日后5天，共11天。在這11天中，模型中取值均為1，其他情況下為0。在衡量各個股票系統風險的變化時，對于發生一系列政策事件的整段時期內，即從2002年5月28日一直到2007年9月30日，虛擬變量均取值為1，其他時期內為0，由此來衡量在政策事件發生后，房地產行業股票系統風險的變化。

(二)房地產金融調控產生的行業內經濟效應

1．事件窗選擇正確性的考察。在用計量方法分析政策事件造成的累計異常收益率前，本文先從直觀上：分析樣本公司的平均月回報率與市場指數回報率的變

動趨勢，以考察前文事件窗選擇的正確性。首先計算43個樣本公司的日回報率的截面日平均值，隨后計算出其相應的月平均回報率，用以表示房地產公司的平均月回報率。

運用Eviews3.1軟件對數列進行分析，在滬市房地產公司平均月回報率與滬市A股指數的數據描述圖中可發現，在2003年6月、2005年3月、5月以及2006年5月底，房地產公司的截面月平均回報率均有明顯負的CAR，而在2007年9月底有正的CAR。參照表1，說明事件3、5、6、7、8和事件10均對滬市房地產上市公司產生了明顯的影響；在深市房地產公司平均月回報率與深市A股指數的數據描述圖中可發現!滬市的情況略有不同。2002年5月、2003年6月、2005年3月、5月以及2006年5月有較明顯負的CAR，2007年9月有正的CAR。同樣參照表1，說明事件1、3、5、6、7、8、10均對深市房地產上市公司產生了明顯影響。針對以上情況，如下表格做了詳細比較：

2．異常回報率CAR的計量分析。Schwart指出，在相同的時間里，同一行業各公司的股票回報率是同時相關。因此，在研究行業政策變化時，各公司回報率的殘差將不再是獨立同分布的。在誤差項同時相關但不同時刻協方差為零時，似無關回歸模型將比OLS估計產生更有效的估計結果。因此，本文運用MVRM模型，用數據對上文提出的兩個模型進行擬合：

在模型1中，將本文所考察的所有政策事件視為一個事件，在10個事件窗口中，事件變量取值為1，其余時間取值為0。在模型2中，即上文提到的MVRM系統模型，可以單獨衡量每個事件的影響。由此，將分別檢驗前文提出的前兩個虛擬假設。利用Eviews軟件做數據的SUR估計，得到的實證結果如表4。模型1中，事件窗用一個單一的虛擬變量來表示。衡量股票系統風險的值在事件發生的整段時間內可以改變。由表4所示，事件窗虛擬變量系數為負(-0.001619)且在1％的水平上顯著。由此，拒絕了本文第二個虛擬假設H02，即在政府對房地產一系列金融調控后，房地產上市企業平均的累計異常回報率(CAR)顯著為負。

同時，在政策事件發生期間，系統風險的改變量為正(0.024072)且在5％的水平上顯著，拒絕了本文第三個虛擬假設H03。因此，當將所有的政策事件作為一個事件來考察時，平均而言，房地產上市公司股票價值有明顯下降，而投資房地產業的系統風險顯著增大。結果證明，以央行和國務院為主導的金融宏觀調控政策的頒布對房地產行業確實產生了明顯的經濟效應，一方面減少了房地產上市公司的股東財富，進而減少公司價值，另一方面增加了投資者投資房地產公司股票的系統風險。

雖然計量模型的結果較好地反應了調控政策對于房地產上市公司的影響，但是如果將此結論用于整個房地產行業，還必須考慮以下兩個關鍵問題：(1)國內股票市場的弱有效性。由于股市并未達到半強有效，所以在運用事件研究的方法時，可能股市并不能迅速的做出反應，本文選取的事件窗的長度可能無法包含事件所產生的所有影響。(2)國內目前有房地產企業上萬家，單憑43家上市公司，無法準確得到事件對于全部房地產公司的影響。因此，考慮到以上兩個主要因素，本文接下來將利用一些宏觀數據，來簡要考察金融調控政策對于房地產全行業的影響，以作為本文實證分析的補充。

3．金融調控政策對房地產全行業的影響。本文結合事件發生期間的經國家統計局公布的國房景氣指數(表5)，以全面考察調控政策事件對我國房地產業產生的最直接的影響。數據來源是中國國家統計局網站的國房景氣統計數據。

首先，考察代表總體景氣的國房景氣指數和資金來源指數。由表5所示，國房景氣指數與資金來源指數的走勢大體一致。對于從2002年5月政府開始的對房地產業的宏觀調控，2002年的2次事件所產生的影響并不明顯，造成這種情況的可能原因是房地產業是周期非常長的產業，所受到的影響不會在短期內出現。而在2003年6月，資金來源指數分別出現了比較明顯的下降，同時國房景氣指數也開始下調。隨后在2003年8月間，資金來源指數出現明顯的回升，恰好吻合了此間國務院出臺的對房地產行業的利好消息。然而，從2005年5月開始，兩指數雙雙下滑，而資金來源指數的跌幅尤為明顯。直到2007年9月才稍有回升。以上的分析證明了政府對房地產調控的顯著影響，從資金來源方面看，政府的調控意圖及結果將更為明顯。

其次，考察房地產業新開工面積指數和竣工面積指數。表5顯示了兩指數的基本走勢。竣工面積指數從2003年6月開始大幅下調，而新開工面積在2005年3月開始出現急劇下滑。兩個指數之間的時間差，可以用國內房地產開發的現狀來解釋。在開發商動工時，大部分資金可以由建筑施工單位墊資解決，故有一個緩沖期。而房地產即將竣工時，由于以前靠期房按揭貸款的資金來源也隨著121文件、新舊“國八條”、“國六條”及“九部委十五條”的頒布而截斷，故出現了竣工面積指數的大幅度下降。

最后，考察商品房價格指數和商品房空置面積。商品房價格由商品房的供求狀況決定。表5顯示，經歷金融調控后，商品房價格逐步走高，證實了商品房供給的減少大于住房需求的減少，從而出現市場上供不應求。因此，商品房空置面積也將逐步減少。由此一來，政府對房地產業宏觀調控的結果是，商品房的空置面積雖然逐步減少，但是商品房價格卻不斷攀升。因此，宏觀政策除了對房地產公司價值產生負面影響外，對社會公眾也產生了一定的負面影響。

三、結論與建議

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推進供給側結構性改革，是適應和引領經濟發展新常態的重大創新，是推動新舊動能接續的重要抓手，是補齊民生短板、改善百姓消費的突破口。供給側結構改革對推動產業結構升級具有重要的意義，而強有力的財政金融政策則是實現實現產業結構升級的支持，因此研究財政金融政策對產業結構升級的影響具有現實借鑒意義。 

一、財政金融政策影響產業結構升級的理論研究 

（1）財政政策促進產業結構升級的影響機制。具體表現在：一是稅收政策的影響機制。稅收是國家為滿足社會的需要，而通過法律、行政等手段實現對社會財富的平均分配。稅收政策可以通過集中收入作用，控制與調節國民收入，從而影響產業結構的變動；二是財政支出政策的影響機制。財政支出是通過對財政支出的分配實現產業結構調整的導向，按照經濟性質分類，財政支出涵蓋購買性和轉移性，購買性就是通過政府購買社會產品等實現對就業、生產的影響。轉移性就是政府將財政資金無償轉移實現對產業結構的調整升級。（2）金融政策促進產業結構升級的影響機制。金融政策對產業結構升級的作用機制主要表現在：一方面促進產業整合。完善的金融體系對產業結構升級提供了資金支持，通過資金配置促進主導產業的形成與發展。另一方面通過金融與技術結構的現代化整合，推動我國傳統產業的技術創新，從而提高高附加值和高新技術產業。 

二、我國產業結構升級過程中所存在的問題 

（1）金融政策仍以重型結構為主，忽視第三產業的健康發展。金融政策是推動產業結構轉型升級的重要推力，近些年我國加強了對第三產業的支持力度，但是就第三產業的發展需求現狀而言，我國對第三產業的支持還存在較大的缺陷，尤其是針對科技型中小企業的發展支持存在很大的缺口，據不完全調查，我國科技型小微企業融資缺口非常大，影響我國科技產業的健康發展。（2）我國資本市場不完善，影響產業結構調整。資金市場的健康發展對促進產業結構調整具有重要的促進意義，但是我國資金市場的發展還存在很多問題，尤其是資金市場機制不完善嚴重影響產業結構升級轉型，以中小第三板為例，由于該平臺存在很多缺陷，導致企業利用該平臺的效率還不高。 

三、財政金融政策對產業結構升級的影響對策 

（1）完善財政稅賦政策，促進產業結構升級。財政稅賦對實現產業結構調整升級具有引導作用，因此政府部門要積極貫徹落實“十三五”產業結構升級的戰略目標：一是要進一步推動與落實增值稅改革。增值稅改革是我國構建經濟新常態、推動供給側改革的具體體現，通過增值稅改革可以實現對產業結構升級的引導作用，營改增的政策取向，更強調推動服務業特別是研發等生產業發展，促進產業分工優化，拉長產業鏈，帶動制造業升級。據稅務部門統計，營改增試點以來，我國第三產業增加值占GDP的比重由2012年的45.5%逐年提高到2015年的50.5%；二是完善稅賦稅種。我國政府要在產業結構升級轉型中不斷優化稅負稅種，通過完善的稅種實現產業結構升級。

      （2）優化金融政策工具，促進產業機構優化。一是增加信貸投入，優化金融機構結構。金融機構要加大對中小企業尤其是科技產業的支持力度，實現金融政策的引導功能。為此金融機構要通過存款準備金率、差別化利率等實現對產業的結構調整。同時金融監管部門也要通過優化政策等提高金融市場機制的完善，充分發揮市場競爭機制，大力發展外資銀行，形成多元化的金融體系。二是建立多層次的資本市場，提高對產業結構升級的促進能力。我國要積極推進資本市場的融資能力，充分利用主板市場、創業市場等平臺推動第三新型產業的發展。例如針對高新技術產業我們可以引入風險投資，通過風投實現高新產業的發展。三是引導信貸流向，將央行的基礎貨幣注入與商行的放貸行為更為密切的掛鉤，以提升對經濟發展中的重點和薄弱環節的金融支持。

篇4

一、電子貨幣發展對貨幣政策的影響

電子貨幣產品，主要被設計用來替代流通中的通貨，而中央銀行發行的用于流通的通貨是整個貨幣供給的一部分，因此對流通中通貨的影響會直接影響到貨幣供給，影響最大的是狹義貨幣M1。許多國家都將M1定義為：流通中的通貨加活期存款。由于流通中的通貨在M1中占的比重較大，因而電子貨幣的替代作用會對它產生較大影響，而其他層次的貨幣供給，如M2和M3，由于流通中的通貨在其中所占比重較小，因而影響也較小。電子貨幣對M1的影響主要表現在三個方面：(1)商業銀行在中央銀行的存款規模；(2)中央銀行對商業銀行所要求的準備金規模；(3)傳統上對M1的定義。

在現代銀行體制下，存款是通過對基礎貨幣的再創造過程而產生的，貨幣供給等于基礎貨幣量與貨幣乘數之積。基礎貨幣等于流通中的通貨加上商業銀行在中央銀行的存款，也就是商業銀行在中央銀行的準備金數量。電子貨幣對流通中通貨的替代作用會通過三個途徑影響M1：(1)由于流通中的通貨數量減少而影響M1；(2)通過改變商業銀行在中央銀行的準備金數量而影響M1；(3)通過貨幣乘數對M1產生影響。

由于電子貨幣的替代作用，中央銀行資產負債表的規模會縮小，中央銀行一般通過公開市場業務調節貨幣供應量，縮小的資產負債規模將會加大調節難度。

在貨幣需求方面，流通中通貨的減少加快了貨幣的流通速度，根據貨幣數量理論，電子貨幣的替代作用使得利用通貨進行交易的次數減少，因而對貨幣的需求減少。而電子貨幣在信用創造方面的作用，又使得對貨幣的需求處于不穩定狀態，從而導致利率波動。根據凱恩斯貨幣需求理論，貨幣需求與利率直接相關，利率的波動反過來又導致貨幣需求的不穩定。這樣金融當局在利用貨幣政策工具通過影響利率而實施貨幣政策時，會由于上面的反作用而使利率的傳導作用減弱。

電子貨幣的發展會逐步減弱人們對流通中通貨的需求，降低通貨在廣義貨幣和金融資產中的比重，使得只盯住基礎貨幣的貨幣政策效力不可避免地大打折扣。

商業銀行作為直接貨幣供給者，其進行創造存款貨幣的存貸活動，提供貨幣供給的數量，都建立在基礎貨幣這個基礎上。基礎貨幣及其增減變化直接決定著商業銀行準備金的增減，從而決定著商業銀行創造存款貨幣的能量，而電子貨幣對流通中通貨的替代作用使得這種能量減弱。電子貨幣的發展不可避免地使傳統的基礎貨幣結構和內涵受到沖擊，如果電子貨幣對流通中的通貨只是完全的替代作用，那么只需將電子貨幣余額加入到基礎貨幣中，即基礎貨幣應由商業銀行在中央銀行的存款準備金、流通在銀行體系之外的通貨和電子貨幣余額三者構成。但是，由于目前發行電子貨幣的機構可能不是中央銀行，因此電子貨幣還沒有起到對創造貨幣產生作用的高能貨幣的作用。同時由于電子貨幣的信用作用，也使得它的創造貨幣能力與傳統的存款貨幣創造能力不同。

電子貨幣的發行，擴大了貨幣供給主體，加大了貨幣乘數，對現實貨幣供應量產生影響，使貨幣供應在一定程度上脫離了中央銀行的控制，從而使貨幣供應越來越多地受到經濟體系內部因素的支配，以及市場因素的支配。貨幣供應內生性的增強，要求中央銀行的貨幣政策及貨幣供給體系進行變革和完善。

二、電子貨幣與金融監管

目前金融監管的內容主要包括市場準入、市場運作過程和市場退出。其中市場運作過程監管又包括資本充足性監管、流動性監管、業務范圍監管、貸款風險監管、外匯風險監管、準備金管理和存款保險管理等幾個方面。

電子貨幣的發行使流通中的貨幣需求減少，減少了金融當局的貨幣發行數量，從而減少了金融當局的鑄幣收益。

電子貨幣的流動性也同樣影響電子貨幣的發行規模和余額。其發行的規模越大，可用于結算的余額就越多，但同時也要求有更多的傳統貨幣隨時準備贖回相當數量的電子貨幣。這一點要求中央銀行有足夠的貨幣儲備，以便應付可能出現的人們對某一電子貨幣系統產生的信心危機。因此，電子貨幣的發行和流通對中央銀行的貨幣政策提出了挑戰，對貨幣當局的貨幣供給調控能力提出了質疑。

中央銀行不僅應當有效控制電子貨幣的發行數量，還必須對電子貨幣的發行主體和電子貨幣的種類進行必要的限制。目前，國外主要有以下幾類發行機構：銀行、受管制的非銀行金融機構及非金融機構。但是多數國家發行電子貨幣的機構主要還是信用機構，這—點非常重要。我們認為，在中央銀行制定電子貨幣的監管措施時，應當首先考慮電子貨幣發行機構的信用等級，并根據其信用等級決定獲取電子貨幣發行資格、發行電子貨幣的數量、種類和業務范圍。而電子貨幣發行機構的信用等級應當每年進行核定，考核的指標可以選擇資本金、已發行電子貨幣的數量及其余額，流通速度、外匯交易額、準備金和存款保險等內容。

此外，要對發行電子貨幣的機構，特別是發行電子貨幣的非銀行金融機構進行有效管理，必須將非銀行金融機構與商業銀行進行同等的控制與監管，對其發行的電子貨幣余額要求在中央銀行存有相應規模的準備金，以便加強對貨幣供給的控制。當然，目前世界上發行電子貨幣的大多數國家對電子貨幣的發行機構沒有額外的準備金要求，仍然按照現有金融業的規則進行管理。但從風險控制的角度來看，如果能夠將電子貨幣和傳統貨幣區分開來，分別制定各自的準備金率，更有利于中央銀行貨幣政策的穩定。

為了實現對電子貨幣信用創造功能的有效監控與測度，還應建立一套完備的監控體系，增加對貨幣需求以及貨幣流通速度的定量測度，以便控制貨幣供求，使貨幣政策得以有效實施和貫徹。

三、網絡銀行與金融監管

網絡銀行通過因特網或其它公用網絡與客戶直接聯系，進行各種資產、負債業務或表外業務，它與傳統意義上的銀行不同。網絡銀行具有方便、快捷、超越時空等特點，它所使用的運作工具更是有別于傳統銀行。與網絡銀行的發展相適應，電子貨幣在其業務傳遞中占據了主要的地位。過去傳統銀行使用的票據和單據等將全面電子化、改用電子貨幣；所有銀行業務文件和辦公文件也將完全電子化，采用數字簽名、數字驗證技術和公共鑰匙密碼技術等；而銀行與客戶之間的聯系則直接使用數據通信和網絡傳遞等方式。

網絡銀行的整個交易過程幾乎全部在網上完成，金融交易的“虛擬化”，使銀行業務失去了時間和地域的限制，交易對象變得難以明確，交易過程更加不透明。由于多種原因，銀行對客戶的了解往往是不夠的，這也加大了貸款監測的難度。網絡銀行業務的開展，使習慣于集中管理的金融監管當局和監管制度變得難以適應這一新變化。特別在對網絡銀行業務范圍的劃分上，到底采用一個什么樣的標準和尺度，顯然是必須最先考慮的問題。

通過計算機與網絡，可以在瞬間將巨額資金從地球的這一端傳送到地球的另一端，大量資金的突發性轉移無疑加劇了金融市場的波動，而網絡的快速傳播特征，會使這種波動迅速蔓延，造成整個金融體系的不穩定。例如，大量資金短期涌入某個國家，會造成該國匯率和利率的大幅波動，造成該國本幣的急劇升值或貶值，甚至會影響該國的貨幣信用，造成該國金融市場的劇烈波動。而這種波動會迅速蔓延到其他國家，造成整個金融市場動蕩，甚至全球經濟動蕩，金融風險演變成金融危機，而金融危機會造成社會經濟的動蕩與衰退。網絡銀行資金的大規模快速流動還將導致中央銀行難以準確了解其資產的實際情況，造成信息不對稱，使風險集中，速度加快，風險形式更加多樣化。顯然，傳統的金融稽核手段尚沒有非常適合網絡銀行金融監管的方法。

在網絡銀行面前，現行金融監管體系中的現場監管將變得蒼白無力。網絡銀行金融服務的延伸，擴展了金融業務空間，也使金融監管的范圍變得更加廣泛，在某種程度上削弱了監管力度。網絡銀行主要通過大量無紙化操作進行交易，不僅無憑證可查，而且一般都設有密碼，使監管當局無法收集到相關資料做進一步的稽核審查。同時，許多金融交易在網上進行，其電子記錄可以不留任何痕跡地加以修改，使確認該筆交易的過程復雜化，監管當局對銀行業務難以核查，造成監管數據不能準確反映銀行實際經營情況。

因此，就稽核方式而言，在對網絡銀行進行具體稽核時，報表稽核應當成為重中之重。而報表稽核的重要性和效率性，使得報表格式的統一化和數據轉換接口的標準化問題被提到議事日程上來了。由于過去整個金融系統的電子化建設規劃不統一，各家銀行的電子化水平參差不齊，軟硬件系統缺乏必要的兼容性，非現場監督電腦體系網絡化和信息資源的共享程度很低，這些均在一定程度上影響了監管效率。同時由于稽核指標體系缺乏層次性和統一性，導致宏觀和微觀監管指標比例出現失調。所以，中央銀行在對網絡銀行制定相關的法律法規時，應當首先考慮整個金融系統電子化建設的全面規劃，建立統一和規范的非現場監督體系，將報表格式標準化，并按銀行會計數據管理規則建立科學的監控指標體系，從而達到非現場稽核和報表稽核高效準確的目的。報表稽核的結果也可作為電子貨幣發行機構的信用評級依據。

與傳統銀行的信息披露不同，對網絡銀行的信息披露要求應當更加嚴格，特別要強調其信息披露的公開性。所謂信息披露是指網絡銀行及時向公眾其經營活動和財務狀況的有關信息，良好的信息披露制度可以促使投資者和存款人對其運作狀況進行充分的了解，影響他們的投資和存款行為，以避免可能造成的被動。但是由于種種原因，現有的銀行信息披露內容和方式還存在許多問題。隨著我國金融企業逐步實現股份制，并最終步入上市公司的行列，對于那些從事網絡銀行業務的上市金融機構，更應當遵循“公開、公平、公正”的原則，及時準確地披露其經營成果和財務狀況。

除上述技術操作方面的問題外，網絡銀行還面臨以下幾類風險，如法律風險、信用風險、管理風險和網絡犯罪風險

四、結論和建議

根據上面的分析可以得出以下結論：電子貨幣的快速發展對金融體系會產生巨大的影響，對傳統貨幣政策體系產生的影響更是不容忽視的，而電子貨幣和網絡銀行業務的開展對金融監管的內容和方法提出了挑戰。

電子貨幣的產生減少了原有系統的風險，使得封閉和孤立系統由于信息不完備而造成的風險基本消除，但同時也派生出一些新的問題，技術的進步使得風險更加難以測度和控制。

新的電子支付系統發展的關鍵是要有整體規劃，涉及的部門也不僅限于金融當局，我們要將電子支付系統及電子商務涉及到的有關法律、中央銀行的貨幣政策、監管內容方法、稅收問題、電子貨幣的發行體系的建立等統一規劃，分步實施。

篇5

【關鍵詞】互聯網金融 政策性擔保機構 績效

一、問題的提出

近年來，互聯網金融發展雖然暴露出諸多問題，但是隨著前海微眾銀行和網商銀行等新型互聯網金融機構發展壯大及監管機制的完善，互聯網金融將會進入健康穩定發展時期。互聯網金融機構突破時空限制的服務能力，雖然能讓小微企業融資擺脫地域限制，但是信用風險、流動性風險等傳統金融風險依然存在[4]，而且借貸雙方空間距離的拉長可能會產生更為嚴重的信息不對稱。為控制風險，阿里小貸等互聯網金融機構，或限定服務對象的范圍和融資期限，或創設新型擔保模式。這些措施雖然有助于控制風險，但是也極大地限制了互聯網金融功能的發揮，難以滿足小微企業的各種融資需求，甚至還存在法律風險。這表明互聯網金融機構向小微企業提供融資雖然擁有諸多優勢，但是破解小微企業融資難的問題依然需要政策性擔保機構的協助[1]。我國雖然形成了全國政策性擔保機構為龍頭，地方政策性擔保機構為主體的小微企業融資擔保體系[5]，但是政策性擔保機構的運行均以傳統金融體系為依托，且尚未形成有效的溝通協作機制。Riding A. et al.（2007）和Zechini S. et al.（2009）等的研究表明政策性擔保機構的運行績效，不僅受其自身運行機制的影響，而且還受宏觀經濟特別是金融市場環境的影響。這表明互聯網金融的發展和金融市場環境的改變，可能會對我國政策性擔保機構的運行績效產生顯著的影響。因此，深入分析互聯網金融發展對政策性擔保機制運行績效的影響機理及應對策略，不僅有助于完善我國政策性小微企業融資擔保體系提供理論參照，而且還有助于促進互聯網金融健康發展。

二、傳統金融h境下政策性擔保機構的運行績效

關于政策擔保機構的運行績效及其影響因素，學術界已經開展了大量的研究，但大多是實證研究如Riding A. et al.（2007）和Zechini S. et al.（2009）等，僅有Bourle`s R. et al.（2014）等少數文獻運用規范方法研究政策性擔保機構運行機理與績效。因對政策性擔保機構運行績效的評估存在爭議及研究對象的差異，實證研究的結果并未取得一致的結果。Bourle`s R. et al.（2014）的理論模型雖然在諸多假設基礎上構建的，但是較好地解釋了政策性擔保機構的運行機制，及其運行績效的影響因素。基于此，借鑒Bourle`s R. et al.（2014）的建模方法并根據互聯網金融發展特點進行適當修正，構建模型，分析互聯網金融發展對政策性擔保機構運行績效的影響。為便于對比分析，擬首先分析傳統金融環境下政策性擔保機構的運行機制與績效。

（一）模型假設

鑒于小微企業普遍缺乏有價值的抵押品，假設經濟中存在一個初始資產為零和風險中性的企業家，擁有投資額為D的項目。如果項目經營成功，總回報為ρD；如果項目經營失敗，則沒有任何收入。投資回報率ρ受項目特點和企業家努力水平的影響，在區間[ρh，ρ1]之間取值。企業家以利率向金融機構申請借款D（1+rph>pl>0。項目經營成功的概率，雖然受外部環境、項目的特點和企業家努力水平等因素的影響，但是項目的特點為前定變量，外部環境為宏觀因素，因此，項目經營成功概率主要受企業家努力水平的影響。為此，假定項目經營成功的概率與企業家的努力水平高度正相關，即企業家選擇高努力水平，項目成功概率為ph；選擇低努力水平，項目成功概率為p1。企業家選擇高努力水平，項目成功概率較高，但是需要支付私人成本Cs；選擇低努力水平，項目成功概率較低，但是可獲得私人收益φ。根據現代契約理論，在信息不對稱條件下，私人成本和私人收益的存在，會對企業家和金融機構的策略選擇產生影響。作為委托人的金融機構雖然也追求利潤最大化，但是激烈的市場競爭會使利潤逐步收斂于零。為使模型簡化，假設僅預期企業家選擇高努力水平，且貸款的期望利潤等于，金融機構才會批準企業家的貸款申請。

（二）單純市場機制下金融機構的信貸決策分析

為考察政策性擔保機構的運行績效，擬先分析單純市場機制下企業家和金融機構的策略選擇。鑒于企業家的初始資產為零，單純市場機制條件下，企業家和金融機構的收益完全取決于項目能否經營成功。如果項目經營成功，金融機構能夠收回本金和利息，企業家獲得剩余的收益，即ρD-（1+r）D；如果項目經營失敗，企業家和金融機構的收益均為0。由于企業家的努力水平、私人成本和私人收益等均不能為金融機構觀測，因此，作為經濟理性人的企業家，只有當選擇高努力水平的期望收益大于等于選擇低努力水平的期望收益時，才會選擇高努力水平，即企業家選擇高努力水平的激勵相容機制可表示為：

企業家的私人收益和私人成本主要受信息不對稱程度影響，短期內不會發生變化。如果努力水平的值也由項目特征和外部環境等因素外生決定，則企業家的策略選擇主要受項目經營成功回報率的影響，即企業家選擇高努力水平的激勵相容機制可表示為：

式（2）表明，企業家選擇高努力水平的條件是項目經營成功的收益，不僅能夠歸還貸款的本息，而且能夠彌補選擇高努力水平引致的私人成本及因此放棄的私人收益之和。如果考慮聲譽機制的影響，只要式（2）中的等式成立，企業家便會選擇高努力水平。因此，企業家選擇高努力水平的條件可進一步簡化為：

由于僅當金融機構預期企業家選擇高努力水平，金融機構才會批準其借款申請，金融機構向企業家貸款的期望利潤E（π）可以表示為：

根據零期望利潤的假設條件，金融機構批準企業家貸款申請的條件可表示為：

將式（5）代入式（3）中，可得企業家選擇高努力水平的最低條件：

式（6）表明，企業家的私人收益和私人成本越低，高努力水平的值越大，低努力水平的值越低，企業家貸款申請獲得批準的可能性越大。但是在單純市場機制條件下，企業家的努力水平、私人成本和私人收益等均無法為金融機構所觀測，企業家只有通過提供擔保或保證等方式表明，選擇低努力水平是不理性，才能獲得金融機構的信貸支持。無法提供足值擔保或保證的小微企業或企業家，將難以獲得金融機構的信貸支持。

（三）政策性擔保機構對金融機構信貸決策的影響分析

在政策性擔保機構介入的條件下，如果項目經營失敗，根據擔保契約，金融機構能獲得一定比例的補償，企業家依然沒有任何收入；如果項目經營成功，金融機構能按時收回本息，企業家獲得剩余收益。這表明政策性擔保機構的介入，僅對金融機構的期望收益產生影響，對企業家的期望收益沒有直接影響。因此，政策性擔保機構的介入對企業家的策略選擇及其激勵相容機制不會產生顯著的影響。基于此，下文主要通過分析政策性擔保機構對金融機構信貸決策的影響，而考察政策性保機構的運行績效。傳統金融環境下，政策性擔保公司、小微企業和金融機構均在同一地區，且擁有地方政府和金融監管機構的大力支持，政策性擔保機構與其他擔保參人之間的信息不對稱程度較低，擔保的交易成本也相對較低。為簡化分析，假設擔保的交易成本為零，擔保比率為λ（0

政策性擔保機構的介入，雖然降低金融機構的信貸風險，但是金融機構仍需承擔部分風險，因此，零期望利潤的條件依然有效，即金融機構批準企業家貸款申請的最低條件可表示為：

式（9）表明政策性擔保機構的擔保，通過分擔貸款損失會使金融機構要求的最低利率下降，從而使獲擔保企業家的融資成本降低。將式（8）代入式（3），可得企業家選擇較高努力水平的最低回報率：

因00，有：1-λ（1-ph）

式（11）表明，政策性擔保機構的擔保，通過降低金融機構要求的最低貸款利率，會使企業家選擇高努力水平要求的最低回報率降低。由于項目回報率是連續的，因此，政策性擔保機構的擔保，會讓更多企業家選擇高努力水平，進而使得更多企業家貸款申請能夠得到金融機構的批準。這表明在傳統金融環境下，如果金融機構僅向小微企業提供融資服務，政策性擔保機構的介入，不僅能降低獲擔保小微企業融資成本，而且還能讓更多小微企業的融資需求得到滿足，即政策性擔保機構具有顯著的運行績效。

三、互聯網金融對政策性擔保機構運行績效的影響

互聯網金融環境下，政策性擔保機構分擔信貸風險的方式、擔保參與人的收益分布等雖然并未發生顯著的變化，但是互聯網金融機構跨區域經營模式，可能會使小微企業、互聯網金融機構和政策性擔保機構之間的空間距離顯著拉長。如果政策性擔保機構之間缺乏協作，空間距離的拉長將顯著增加政策性擔保機構與互聯網金融機構之間的信息不對稱程度。根據現代契約理論，政策性擔保機構與互聯網金融機構之間信息不對稱程度的增加，將會使擔保契約的簽訂和監督執行的成本增加，即交易成本增加。政策性擔保機構，雖然不以盈利為目的，但是仍需要通過向擔保對象收取一定的費用，以彌補擔保過程中發生的交易成本。因此，交易成本的增加最終必然會通過利率上升或費用增加等方式，轉嫁給申請貸款的企業家。基于此，為簡化分析，假定互聯網金融機構通過提高利率的方式，將增加的交易成本轉嫁給申請貸款的企業家；政策性擔保機構的擔保比率仍為λ，互聯網金融機構要求的貸款利率為rλl，擔保的交易成本cD（其中1+rλl

根據零期望利潤的條件，互聯網金融機構批準企業家貸款申請的最低條件可表示為：

式（14）表明，互聯網金融環境下，如果政策性擔保機構擔保比例不變，互聯網金融機構要求的最低貸款利率，會因交易成本的增加而上升。因企業家選擇高努力水平的激勵相容機制不變，將式（13）代入式（3），可得互聯網金融環境下企業家選擇高努力水平要求的最低回報率：

式（16）表明，互聯網金融環境下，擔保交易成本的增加及其引致的貸款利率上升，將會導致企業家選擇高努力水平要求項目最低回報率上升。由于項目的回報率是連續分布，這將導致更多企業家選擇低努力水平，進而使得更多企業家的貸款申請被金融機構拒絕。這表明互聯網金融環境下，如果政策性擔保機構之間缺乏協作，空間距離拉長將會增加擔保的交易成本增加。這不僅會增加獲得擔保企業家的融資成本，而且減少獲得貸款支持企業家的數量，即互聯網金融環境下政策性擔保機構的運行績效可能顯著下降。

四、政策建議

上述研究的結果表明，隨著互聯網金融的深入發展，政策性擔保機構運行機制也需要進行改革，才能實現既定的政策目的。我國雖然構建覆蓋全國的政策性擔保體系，但是運行績效并不顯著，小微企業依然普遍存在融資難融資貴的問題。究其原因雖然有多方面，但是單個機構實力弱小且各自為政、風險分擔機制不健全和社會信用環境欠佳等是主要原因。因此，為充分發揮互聯網金融的優勢破解小微企業融資難的問題，必須要對我國現有政策性擔保體系進行改革。根據研究結論及國際成功經驗，我國政策性擔保體系改革重點要從以下三個方面展開。

（一）設立新型國家政策性再擔保機構

科學確定中央政府與地方政府之間的出資比例，構建激勵相容的代償風險分擔機制；構建地區分支機構之間的信息共享和業務協作機制，降低空間距離拉長的不利影響；加強與地方政策性擔保機構之間的合作，以國家政策性再擔保機構為紐帶，構建政策性擔保機構的協作聯盟，形成運行高效的分保、聯保、共保等協作機制。

（二）完善擔保參與人之間的風險分擔機制

依托政策性擔保機構協作聯盟，密切與金融機構之間的合作關系，完善擔保貸款的風險分擔機制，構建政策性擔保機構和金融機構之間的信息交流機制，形成政府、金融機構和小微企業等參與方共贏的信貸風險分擔機制，提高金融機構參與政策性擔保機構的積極性。

（三）加強小微企業信用信息數據庫的建設

以中國人民銀行征信中心為基礎，構建全覆蓋的小微企業信用信息數據庫，創造條件構建擔保機構查詢申請人信用信息的通道與機制，降低擔保人與銀行及申請人之間的信息不對稱程度。

篇6

【關鍵詞】金融政策；房地產價格；成交量；協整模型

一、文獻綜述

目前，對于金融政策對房地產市場影響的研究主要集中于貨幣數量論及金融政策的固定資產價格傳導機制。貨幣數量論是一種用流通中的貨幣數量的變動來說明商品價格變動的貨幣理論；金融政策的固定資產傳導機制則是指通過金融政策的調整和操作來影響資產的相對價格，引導人們進行資產結構調整，進而影響到貨幣總需求。貨幣數量論研究的主要學者為費希爾（Fisher）和費里德曼（Friedman）。20世紀初，費希爾（Fisher，1911）在其代表作《貨幣購買力：其決定因素及其與信貸、利息和危機的關系》中提出現金交易方程式MV=PT，并指出在貨幣的流通速度與商品交易量不變的條件下，物價水平隨流通貨幣量的變動成正比例變動。弗里德曼（Friedman，1963）指出通貨膨脹每時每刻每處都是一個貨幣現象，貨幣供給量的變動會對價格產生影響，為了控制通貨膨脹必須控制貨幣供應量。金融政策的資產價格傳導機制則主要包括Q效應渠道和財富效應渠道。托賓（Tobin，1969）在其著名的Q理

論中指出，擴張性的金融政策降低了市場短期利率，導致資產價格上漲；莫迪利亞尼（Modigliani，1971）則指出貨幣供給量的增加提高了資產價格，進而使得消費者的畢生財富也增加，最后傳導至消費的增加。Jonathan和Richard（2007）對歷年美國的金融政策進行了研究，并對金融政策下的房地產市場VAR模型、長期供求模型、短期價格調整模型、短期供給模型等進行分析，認為80年代以后的緊縮的金融政策對房地產價格有影響。

國內學者目前研究主要集中在金融政策對房地產價格的影響分析和金融政策對房地產市場調控效用兩方面。關于金融政策對于房地產價格影響的研究方面，崔光燦（2006）從銀行信貸、利率、匯率三方面闡述金融政策對房地產價格的影響，認為最有效的手段就是利率，與之相應是對房地產信貸數量的控制。通常情況下，房價的過快上揚可以通過提高利率和緊縮信貸等途徑加以調控。劉傳哲，何凌云（2006）利用1998-2005年季度數據為樣本，對貨幣供應量、金融機構一年期貸款利率、房地產價格指數等數據進行序列平穩性及因果關系檢驗，得出貨幣供應量的變動能迅速作用于房地產價格，而利率與房地產價格之間沒有聯動性；關于調控的效用，聶學峰，劉傳哲（2005）通過1999年至2005年的季度數據，對我國金融政策對房地產市場影響的效應和時滯進行實證研究表明，金融政策對房地產市場影響時滯為2個季度，其中貨幣供應量比利率的影響更為顯著；并提出實施數量型為主的金融政策能夠穩定房地產市場，避免泡沫的產生。劉洪玉（2008）把傳導機制分為數量型和價格型。數量型主要是通過調整貨幣供給量來影響信貸規模的大小，而價格型主要是通過調整貸款利率來影響開發商和購房者的融資成本.

綜上所述，迄今為止對金融政策與房地產價格價格關系的研究或者以國家、地區為研究單位，或者以差異為研究對象，基本上處于一個宏觀面的研究。本文基于前人研究的理論基礎上，研究貨幣供應量和銀行貸款利率變動對嘉興市房地產價格及成交量的影響，以期解釋金融政策對嘉興市房地產價格的影響。

二、實證分析

（一）變量選擇及數據

本文所有數據均來源于國家統計局《中國統計年鑒》、《中國人民銀行統計月報》和嘉興市統計信息網（）。樣本期間為2008年3月至2012年12月的月度數據。貨幣供應量為與實際變量之間關系最密切的M2的月度數據為樣本；嘉興市房地產價格增長率P以及銷售面積增長率采用同比數據（上年同月=100）。所采用的計量分析軟件為Eviews6.0。另外，由于貨幣供應量M2的月度數據與其它變量數值相差巨大，所以對其取對數的一階差分形式以減小模型估計的誤差。筆者初步假定嘉興市房地產價格增長率為P、嘉興市房地產成交量增長率為V、實際利率為I及貨幣供應量增長率為MS。

（二）嘉興市房地產價格、成交量與貨幣供應量和利率的協整分析

為了避免各變量由于非平穩而造成的偽回歸問題，首先對各變量進行平穩性檢驗。本文運用ADF（augment Dickey-Fuller test）檢驗對上述P、V、MS、I、和P、V、MS、I進行檢驗，具體檢驗結果如圖所示。從檢驗結果可以看出，八個變量序列的水平值在1%的顯著性水平下都不能拒絕有單位根的零假設，所以都不是平穩序列；而P、V、MS、I等四個變量的一階差分在1%的顯著水平下均能拒絕含有單位根的原假設，所以都為平穩序列，各變量均為一階單整的序列。

由于變量P、V、MS和I均為一階單整序列，因此可能存在有長期穩定關系，本文使用Johansen協整檢驗法來確定各變量之間的協整關系。從表2和表3可知，在原假設假定為不存在協整關系的前提下，Johansen檢驗的Y1Trace統計量為45.07933，大于5%條件下的臨界值29.79707，這就說明了變量之間至少存在一個線性獨立的協整關系。此外，在原假設為至多存在一個協整關系的前提下，Trace值為15.42999且小于5%條件下的臨界值15.49471，即接受至多一個協整關系的原假設。由此，我們可以判斷出嘉興市房地產價格增長率P、貨幣供應量增長率MS 以及一年期銀行貸款利率I之間存在唯一的線性獨立的協整關系。Johansen檢驗的 Y2Trace統計量為68.12010，大于5%條件下的臨界值29.79707，這就說明了變量之間至少存在一個線性獨立的協整關系。此外，在原假設為至多存在一個協整關系的前提下，Trace值為15.42999且小于5%條件下的臨界值15.49471，即接受至多一個協整關系的原假設。由此，我們可以判斷出嘉興市房地產成交量增長率V、貨幣供應量增長率MS 以及一年期貸款利率I之間存在唯一的線性獨立的協整關系。

（三）嘉興市房地產價格、成交量與貨幣供應量和利率的誤差修正模型

根據格蘭杰定理，有協整關系的變量之間一定存在誤差正模型，它反映了變量間的短期動態影響關系。建立誤差修正模型一般分兩步，分別建立區分數據長期特征和短期特征的計量經濟學模型。從理論上講，第一步，建立長期關系模型。即通過OLS法估計出時間序列變量間的關系，若估計結果形成平穩的殘差序列時，那么這些變量間就存在相互協整的關系，長期關系模型的變量選擇是合理的，回歸系數具有經濟意義。第二步，建立短期動態關系，即誤差修正方程。將長期關系模型中各變量以一階差分及其各階滯后期形式重新加以改造，并將長期關系模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的檢驗過程中，對短期動態關系進行逐項檢驗，不顯著的項逐漸被剔除直到最適當的方法被找到為止。

本文按照Hendry的從一般到簡單的模型估計方法，對嘉興市房地產價格、成交量與利率、貨幣供應量的協整方程利用 AIC 和 SC 最小的原則確定滯后期為2，然后逐步去掉統計檢驗不顯著的變量，得到嘉興市房地產價格的誤差修正模型如下：

從上述滯后期為k=2的誤差修正模型可以看出，短期中變量的相關關系與長期時是一致的，但是t統計量顯示，所有變量都不顯著。由此可以推斷，在短期中，房地產價格與貨幣供應量呈正相關與實際利率呈負相關，但是相關關系都不顯著。從嘉興市房地產價格、成交量的誤差修正模型看出，實際利率的影響作用是十分微弱的。而貨幣供應量的變動對房地產價格指數影響較大，因此，采用貨幣政策，在短期內對抑制嘉興市市房地產價格的作用效果并不會太明顯。

（四）Granger因果檢驗

在經濟學中，顯著相關的變量之間未必都是有意義的。為了研究房地產價格、名義利率和貨幣供應量之間的因果關系，本文采用格蘭杰因果關系檢驗法進行檢驗。從表5中可以看出，在5%的水平下，貨幣供應量MS是嘉興市房地產價格變動的Granger原因，而利率I的變動不是嘉興市房地產價格變動的Granger原因。同時，貨幣供應量和利率都不是嘉興市房地產成交量的Granger原因。

三、研究結論

綜合對嘉興市房地產價格、成交量與貨幣供應量及銀行貸款利率長期均衡的協整分析、短期誤差修正模型和Granger因果檢驗分析，實證結果表明，嘉興市房地產價格、成交量與貨幣供應量和實際利率之間存在長期穩定的協整關系，且與貨幣供應量成正比、實際利率成反比關系。同時，貨幣供應量MS是嘉興市房地產價格變動的Granger原因，而利率I的變動不是嘉興市房地產價格變動的Granger原因。同時，貨幣供應量和利率都不是嘉興市房地產成交量的Granger原因。誤差修正模型結果顯示，在短期中，對嘉興市房地產價格的調控作用效果不大；而在長期中，貨幣供應量變動、選擇根據嘉興市通貨膨脹率制定與全國差異性貸款利率雖然能達到調控的目的，但是可行性較小，運用金融政策手段對嘉興市房地產價格進行調控具有較大難度。因此，在運用金融政策對嘉興市市房地產價格調控的同時，也應該尋求與其他政策手段的配合使用。

參考文獻：

[1]陳肯界，王學武.中國房地產價格波動與金融政策：一個實證研究[J].上海金融學院學報，2010（03）：40-46.

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[7]Ben S.Bernanke and Mark Gertler.Inside the Black Box：The Credit Channel of Monetary Policy Transmission. Journal of Economic Persoectives.1995，9（4）.

篇7

關鍵詞：金融脫媒現象；平穩性檢驗；因果關系檢驗

中圖分類號：F823/827.0文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2008）011-0074-02

所謂“金融脫媒”就是指在分業管理和分業經營的制度背景下，資金盈余者也就是儲蓄者和資金短缺者也就是融資者，不通過銀行等金融中介機構而直接進行資金交易的現象。這種現象將增加央行實施貨幣政策的難度，其原因如下：一是從居民角度說，在收入不斷提高的情況下，傾向于更高的回報率和更為多樣化的資產形式，從而影響居民定期存款比率，通過貨幣乘數的作用最后影響央行的貨幣供給量；二是企業為尋求更為便利的融資渠道和更低廉的融資成本，通過債券、股票、融資票據等證券直接籌措資金，從而影響商業銀行的信貸規模，而信貸規模是央行實施貨幣政策的中介目標之一；三是各類理財機構如基金等，在傳統的直接和間接基礎上發展多種形式的金融產品和金融方式以賺取收益，這會影響央行貨幣供給量的統計口徑。本文試從貨幣政策中介目標角度分析金融脫媒現象對我國貨幣政策的影響。

一、貨幣政策中介目標的含義及選擇

貨幣政策中介目標是中央銀行為實現貨幣政策最終目標而設置的可供觀測和調整的中間性或傳導性的金融變量。一個有效的貨幣政策操作框架中，中介目標的選擇至關重要，通常需要遵循相關性、可測性和可控性三原則。因而本文主要圍繞三個基本問題來評價金融脫媒現象對貨幣政策中介目標的影響：一是貨幣政策的中介目標在金融脫媒現象的沖擊下能否正確定義與計量；二是貨幣當局能否有強有力的手段來控制貨幣政策的中介目標；三是受金融脫媒現象的影響，貨幣政策的中介目標與最終目標之間是否存在長期穩定的相關或均衡關系。

二、金融脫媒現象破壞了中介目標的可測性

1.貨幣結構。在新的金融工具不斷涌現之前，貨幣層次的內涵是比較明確的，作為交易余額的貨幣和作為投資手段的流動性資產之間的界線清晰，特征分明，貨幣存量的統計也相對容易。然而由于金融脫媒現象的出現，各種新型貨幣性金融工具大量涌現，增強了金融資產之間的可替代性，改變了作為交易媒介的資產和高度流動性資產的構成，引起經濟主體資產組合發生變化，不同層次的貨幣供給發生改變。

2.貨幣性能。金融脫媒產生了多種新型金融工具，大多金融工具具有高度流動性和再造能力，只是風險不同而已。按照現行貨幣定義，它們具有貨幣的某些特性，甚至可以成為新的貨幣成分，從而使貨幣的性能和特征產生變化。比如，網絡貨幣、基金憑證、股票保證金存款、投資連結保險、分紅保險、保險信用卡等都在不同程度上與已有的貨幣成分相近似，但是，它們基本上不屬于通常的貨幣統計范圍，這種貨幣性能的變化使得貨幣當局更加難以清晰地區分廣義貨幣和狹義貨幣以及M1、M2、M3 等貨幣層次的內涵。

3.貨幣供應數量。就貨幣供應量而言，盡管一定時點上社會財富和貨幣數量相對確定，而且貨幣供應統計口徑比較穩定，但當社會財富從已有的貨幣定義形式轉化為其他形式之后，貨幣創造的機能也隨之發生變化，比如有的貨幣變成基金憑證、股票保證金存款、投資連結保險等，這樣，原有貨幣供應統計的覆蓋面變得相對狹窄，產生貨幣統計上的“遺漏”現象。從動態來看，貨幣結構的變化會抑制貨幣的創造能力，貨幣替代現象可以更好地得到解釋。比如，在儲蓄資產轉化為其他形式金融資產之后，貨幣結構隨之發生變化，相應的貨幣創造能力也會有所減弱，這便相當于財富從貨幣形式轉化為其他金融資產形式。因此，金融脫媒的出現，會產生貨幣替代現象。

三、金融脫媒現象降低了貨幣政策中介目標的可控性

金融脫媒促進了資本市場的發展，提升了金融資產的證券化率，眾多介于資本市場和貨幣市場之間的新型金融工具涌現。這些金融工具大多既具有資本市場工具的高收益特征，通過各種避險操作組合，又呈現出貨幣市場工具的短期限高流動性的特征，符合安全性、流動性和盈利性三性原則。如貨幣市場基金、銀證轉賬、銀證通等等，這些貨幣性極強的信用工具和存款種類能夠在很大程度上滿足人們的流動性需要，從而減弱了人們的流動性偏好，導致貨幣需求總量下降。而且由于貨幣(狹義貨幣)不生息或很少生息，既然其他資產可以帶來更高的回報，于是人們開始在其資產組合中盡量減少貨幣的持有量，增加非貨幣性的金融資產，其結果直接導致交易性貨幣需求減少和投資性貨幣需求的增加，從而貨幣結構發生變化。

四、金融脫媒現象削弱了中介目標的相關性理論及實證分析

本文運用1999年1月至2007年8月的月度數據，比較檢驗貸款總量與貨幣供給總量之間的因果關系以及股票市場融資額與貨幣供給總量之間的因果關系。這里之所以選擇股票市場融資額這一變量，是因為我們無法獲得企業債券發行融資的季度或月度數據，故而無法獲得資本市場全部證券發行融資額的季度或月度數據。考慮到目前我國企業債券市場不發達，發行量一直不大，股票市場融資可以近似代表資本市場的融資。進一步需要說明的是，這里股票市場融資額包含股票首發融資、配股融資以及可轉債融資。選取的三個變量：貸款總量（ALLLOAN）、貨幣供給總量（M2）以及股票市場融資額（SECFUND），其數據來源于中國人民銀行網站、中國證券監督管理委員會網站以及歷年《中國金融年鑒》。

（一）檢驗模型說明

（1）時間序列平穩性檢驗模型。DF平穩性檢驗就是以回歸模型：Yt=α+β×Yt-1+ ut和Yt=α+ρ×Yt-1+ut進行估計，公式中Yt為時間序列，α、β為常數，ρ=β-1為隨機誤差項。備擇假設H0為：ρ=0，說明觀測的時間序列存在單位根，是非平穩時間序列。否則，該序列的統計量絕對值大于DF臨界值的絕對值，認為該序列是平穩時間序列。Dickey和Fuller在檢驗過程中發現，在DF檢驗中不能保證回歸模型中μt為白噪聲，于是對DF 檢驗進行了修正，提出了ADF檢驗模型。回歸模型為：Yt=α1+α2×t+ρ×Yt-1+βi×∑Yt-i+ut，等式中α1、α2、ρ、βi為參數，m為最優滯后項，ut為殘差項，t是線性時間趨勢項。

（2）最優滯后階數m的確定。由于檢驗結論對滯后階較為敏感，不恰當的滯后階數將可能產生錯誤的結論，本文采用AIC定階準則：AIC(k)=－2L/n+2 k/n (7) 來確定最優滯后階數，其中L=-n/2×ln2π-n/2×lnσ2-n/2,式中n為估計方程的有效觀測值數，k 為回歸解釋變量的個數(即滯后階數)，σ2 為方差的極大似然估計值。AIC 的大小取決于L和k，k取值越小，AIC 值越小；L 取值越大，AIC 值越小。滯后階數k小表明模型簡潔，L 大表明模型精確。滿足AIC(m)=min{AIC(k)k=1,2,3...}的m就是最優滯后階數。

（3）格蘭杰因果關系檢驗。1）檢驗“股票市場融資額不是導致M2變化的原因”的零假設，需要對無條件限制模型：M2=c+∑αiM2t-i+∑βiSECFUND和有條件限制模型：M2=c+∑αiM2t-I進行估計。2）用各個回歸方程的殘差平方和計算F統計量。3）檢驗零假設：H。：βJ= 0(J=1,2,3,...,n)，若其中至少有一個顯著地不為零，則拒絕“股票市場融資額不是導致M2變化的原因”，的零假設，接受股票市場融資額是導致M2變化的原因；反之亦然。檢驗“貸款總量不是導致M2變化的原因”的零假設，僅需對模型M2=c+∑αiM2t-i+∑βiALLLOAN的有條件及無條件限制模型做類似上面的回歸估計和統計檢驗即可。

（二）實證檢驗及結果分析

（1）經濟變量的平穩性檢驗。三個經濟變量的平穩性檢驗采用ADF方法，確定滯后階數的原則為AIC最小準則，差分序列的檢驗類型按相應原則確定。檢驗結果如下表：

（2）經濟變量之間的格蘭杰因果關系檢驗。運用經濟計量軟件Eviews3.1，分別對貸款總量ALLLOAN以及股票市場融資SECFUND 是否顯著地影響貨幣供給總量M2的檢驗結果如下表，確定滯后階數的原則AIC最小準則。

表2

表2說明，股票市場融資額SECFUND在96.06％的顯著性水平上是貨幣供給總量M2的格蘭杰原因，貸款總量ALLLOAN在8.41%的顯著性水平上是貨幣供給總量M2的格蘭杰原因。綜合兩個Granger檢驗的結果，可以認為自上世紀90年代以后，由于金融脫媒的深化，作為貨幣政策傳統中介目標變量的貸款總量不再能顯著地影響貨幣供給總量的變化，從而與貨幣政策的最終目標也就不再具有顯著的相關性。

參考文獻：

[1] 李揚.脫媒――中國金融改革和發展的新挑戰[N].中國證券報,2008-01.

[2] 李揚.理性認識發展直接融資與資金脫媒[N].中國金融時報,2007-12.

篇8

【關鍵詞】互聯網金融 發展 證券行業 影響對策

互聯網金融是現代科學發展的產物。其不僅有效地提升了人們的支付效率，還能與證券行業相輔相成，讓互聯網金融發展的模式逐步得到創新。但在實際的應用過程中，其依舊會面臨諸多的阻礙。因此，證券行業要抓住機遇、迎接挑戰，做好本職工作，苦練“內功”，充分利用互聯網這個業務辦理的新載體和新渠道，切實發揮自身的業務優勢，結合互聯網技術來發揮金融優勢，實現差異化發展，找準自身的發展方向，促進證券業務和互聯網的不斷融合。

一、互聯網金融對證券的有利影響

（一）轉變證券業的價值創造和實現方式

隨著互聯網行業的迅速發展，現在證券行業的交易也逐漸趨于互聯網化。所謂的互聯網金融，就是將金融通過一定的方式與互聯網行業相結合，以實現證券行業價值創造速度。相較于傳統的證券行業而言，互聯網金融擁有強大的信息處理能力，對于數據的分析和分類整理都能夠非常迅速地得出結論。在這種電子環境下所選取出來的電子產品，相對來說，也更為公平有效。另外由于互聯網的廣泛性，也使得證券行業的發展范圍得以延伸。其次，在互聯網技術的支持下，證券企業也開發出了電子支付平臺，使得支付方式也更為便捷。而各種社交網絡平臺的開發，使得不聯網發展下的數據庫越來越集中化，這也非常有利于證券行業的發展。

（二）拓寬證券業發展渠道

通過互聯網與證券行業的有機結合，可以在很大程度上拓寬證券業發展渠道，同時還可以進一步拓寬證券行業發展的業務。結合網絡本身所具有的特性來進行分析，網絡本身就有很強的跨地域性，不受時間以及空間的限制，通過網絡進行信息開發和用戶服務的行為姜維在很大程度上降低傭金率，最終影響企業發展。由此可見，證券業務公司可以通過一定的互聯網平臺來進行相應的管理，進一步加強公司的業務管理。并且在當前互聯網的時代下，券商產品所面臨的客戶面也更加廣泛，不同客戶之間的消費需求也有所不同，具有很大的差異化。而面對著客戶消費模式的轉變，券商也需要做好相應業務的調整工作，完成相應的業務，以保證公司的順利發展。

二、互聯網金融下證券發展存在的問題

（一）技術水平不足

在當前互聯網經濟的時代下，證券行業也的打了非常迅速的發展。但是相對于專業的互聯網公司而言，證券行業發展互聯網金融還處于一個比較初級的階段，在一些專業技術的應用上還存在著許多的不足。在進行產品開發的過程中，證券商會因專業技術等一些方面的限制，導致所開發出來的一些平臺不夠精致，相應的功能也不夠完善，導致后臺的操作過于復雜，最終出現一系列的問題，甚至在很大程度上影響到公司的效益。而對于證券行業而言，做好大數據的分析工作也都是非常重要的一個部分，這是整個公司得以正常運行的一個基礎。但是對于這些數據的歸納和整理工作需要券商能夠熟練掌握相應的互聯網操作技術，這是企業得以發展的一個關鍵因素。

（二）數據資源不足

隨著互聯網的不斷發展，現在各行各業都實現了與互聯網相結合。在當前的發展趨勢下，未來的證券發展也會更加信息化，券商在進行相關業務發展的過程中，需要依靠數據的挖掘并分析來進行數據的定位，才能夠開發出更符合客戶需求的產品。但是證券行業的發展由于其他的金融產品有所不同，券商并沒有與客戶建立一個非常直接的聯系，也沒有非常充分地利用相關的數據資源。在這樣的一個環境下，就會使得證券行業的發展受到一定程度的限制，而資源的不足就是限制其發展最為關鍵的一個因素。

（三）市場環境有待改善

從一定層面上來看，互聯網金融還具有一定的分現行，因此證券商業與互聯網進行融合的過程中，還需要對市場環境進行進一步地完善。經過一定的研究和分析，我們可以看到其主要表現在以下兩個方面：

1.券商開展互聯網金融立法不足。目前我國的互聯網金融還處于一個比較初級的階段，在個方面的法制還不夠完善，不僅僅缺乏相應的技術支持，還缺乏相應的法律支持和政府的指導。因此，在當前環境下，還不能夠完全適應互聯網金融的發展；

2.政府的監管不足。由于互聯網金融參與者較多的市場，在當前的市場環境下，互聯網金融占據著一個非常重要的位置，而一些券商在進行相關業務的過程中，也沒有實行實名制的方式，從而在一定程度上增加交易的風險。

三、互聯網金融的發展對證券行業的策略分析

（一）提高證券團隊專業水平

在進行互聯網金融發展的過程中，證券行業要重視科技的力量，提高團隊的專業水平。經過一定的分析，我們可以從以下兩個方面來進行相應的完善工作：一是券商應加強互聯網金融這一發展板塊的重視，可以大力引進先進的設備，引進相應的人才，并進行相應產品以及網上建議平臺的開發。還需要做好相關工作人員的培訓工作，進一步提高團隊的專業水平，并加強團隊專業水平的技術交流，促進其共同的發展；二是要定制相關的網絡風險源，不僅僅可以對網絡風險進行有效地防范，還可以避免發生不必要的損失。

（二）創新科技發展理念

在當前互聯網發展的時代下，證券行業需要從以下幾個方面出發，來進行科技發展理念的新工作：

1.做好經營理念和管理的創新。在網絡的市場調節機制下，進一步擴大市場的前提條件就是依靠先進的移動設備和互聯網技術，并通過客戶端設備的完善，來制定出更加完備的方案，并開發出更加符合客戶需求的產品；

2.要改變營銷方式。要制定出以客戶需求為中心的銷售方案，尊重客戶的選擇與需求，以進一步滿足不同客戶的需求；

3.要做好經營模式的創新。要進行更加積極的探索，利用互聯網的便捷性、時效性以及其大中性的特點，來進行更好的經營，可以通過線上和線下兩方面相結合的模式，來進行相關的服務。

（三）完善市場環境

隨著證券行業與互聯網行業的有機結合，互聯網金融也得到了迅速的發展。但是當前的市場環境還不夠完善，需要采取一定的措施，來對其進行更進一步地完善：

1.完善互聯網金融以及券商開展互聯網金融法律法規，有效地對反市場秩序；

2.加強網絡管理，保護個人信息。這是非常好重要的一個方面，同時也是證券行業得以有效發展的一個基礎；

3.建立有效的互聯網監管體系。其不及你進要明確監督管理的原則，還需要對相應的互聯網金融行為進行進一步地范。

（四）創造證券經紀和財富管理的新渠道

證券與互聯網的加速融合，有助于券商拓寬營銷渠道，進一步擴大服務邊界，優化現有經紀業務和財富管理業務傳統的運營管理模式。同時，網上開戶和網上證券產品銷售將使得券商的地域和物理網點優勢不再明顯，傭金率進一步下降，新產品經紀和資管業務的地位逐步提升，這將迫使券商經紀業務由傳統通道向信用中介和理財業務終端轉型。在不久的將來，網絡將成為券商發展經紀業務、財富管理業務的主要平臺。現在很多證券企業已經逐步采用多種不同的方式進行融資渠道的拓寬，互聯網渠道也逐步的成為證券企業的主要融資渠道。因此，在互聯網金融模式下，資金供需雙方直接交易，可以達到與直接融資和間接融資一樣的資源配置效率，市場有效性大大提高，接近一般均衡定理描述的無金融中介狀態，這將極大地影響證券金融中介功能的發揮。從而全面打破固定的融資以及投資的格局。還能讓互聯網金融對證券行業的負面影響持續降低。最終實現互聯網金融與證券行業的相互促進，相輔相成。

四、結語

互聯網金融的發展對證券行業的十分關鍵，其影響也同樣深遠。為了能夠讓互聯網金融發展的效率得到全面性的提升，需要采用多種不同的方式對其證券體系結構進行相應的優化。同時，還要結合實際情況，全面探討互聯網金融對證券行業的優勢以及負面影響。最后，制定相關的策略對其互聯網發展的趨勢進行良好的預判，實現互聯網金融與證券行業的相互促進。

參考文獻

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篇9

關鍵詞：影響；建議

由美國次貸危機引發的全球金融危機使銀行監管問題變得更為突出。各國銀行業監管框架的嚴格程度是否能在一定程度上解釋各國金融危機嚴重性的差異并降低金融危機的成本成為業界研究的主要課題。本文基于金融危機理論，探討了銀行監管功能在金融危機中發揮的作用，并提出了進一步完善銀行監管功能的可行性建議。

1、銀行監管功能對金融危機的影響

當銀行體系爆發危機時，通常最先遭受打擊的是那些銀行監管較弱國家的銀行，但是由于監管較強和較弱國家的銀行之間存在差異，就會使得金融危機更加惡化。因為當發生銀行恐慌和銀行過度厭惡風險時，銀行監管較弱國家的存款人和貸款人開始提取他們的資金并把其放人銀行監管較強國家的銀行。這更加重了銀行監管較弱國家銀行的壓力，最終導致最弱環節的崩潰，經由傳導效應，最后形成金融危機。一般而言，金融危機中，各國銀行業監管功能都在一定程度上發生了變化，所使用的峪管手段也日趨嚴格。不同的監管功能對金融危機的嚴重程度以及處理金融危機所付出的成本亦有所不同。

首先，在金融危機中，普遍采取的銀行監管手段就是信貸配額。正如Barrell Davis和Pomerantz(2006)探討的一樣，信貸配給是金融危機普遍存在的后果之一，其減少了消費和投資。信貸配額反映了信息不對稱以及銀行對風險厭惡程度的增加。信貸配額通過減少信貸供給提高貸款的價格，使存貸利差擴大，最終達到增加銀行利潤的目的。進一步講，銀行利差的擴大增加了價格配給并有助于銀行危機后的資本重建。

其次，金融創新和國際金融一體化加劇了金融危機的嚴重性和傳導效應。2007年以來的金融危機是伴隨一系列的金融創新以及國際金融一體化而產生的。通常而言，創新和一體化有助于風險管理，因為分散風險將增加福利，減少投資風險溢價。但是銀行業中較為復雜的金融創新主要目的在于隱藏風險而非管理風險。因此，貸款的金融創新增加了借款人的風險，并且貸款人將風險完全轉移了。例如，美國的次級貸款被打包出售，很難用傳統手段衡量其價值。因為金融資本流動障礙在很大程度上被轉移。美國次級貸款和破產監管對其他國家的市場利差風險的影響無法衡量。

最后，銀行監管導致銀行的收益從嚴格監管業務向寬松監管業務轉移，促使銀行開發業務創新工具并引發新的金融危機。在銀行業務監管范圍內，銀行業務的預期收益水平不能低于替代性業務所產生的收益。否則，會使銀行業務從嚴格監管業務轉向寬松監管業務。為了保護自身的業務，這些銀行抓住時機力圖尋找相關的放松監管業務。例如商業銀行建立其他的非銀行業務渠道、使用結構性投資工具，以及運作對沖基金等。目的是將各種類型的銀行監管問題限定在存款保險和穩定的傳統銀行業務之外。傳統銀行只持有流動資產和安全資產。在狹義的傳統銀行體系之外，都需銀行的客戶自行解決。在無政府支持或納稅人

金融危機后，歐美等國先后在不同程度上實施了加強銀行監管的改革。現以美國和英國為例進行說明。一方面，美國提出了《美國金融監管改革藍圖》，對原來的“雙線多頭監管”制度進行了改革。危機前，美國金融監管政策一直是“雙線多頭”：“雙線”是指聯邦政府和州政府兩條線，即聯邦政府機構管理在聯邦注冊的“國民銀行”，州政府管理在州注冊的商業銀行；“多頭”是指有多個履行金融監督管理職能的機構。危機后的改革主要包括美國現行監管體制、短期建議、中期建議以及最佳監管體系的長期建議。為了解決監管失效問題，美財政部提出了一個理想的監管框架。在此框架下，基本目標主要包括，其一，市場穩定調節監管機構，用以解決金融市場的整體穩定；其二，審慎的金融監管機構，用以解決有限的市場法規造成的政府擔保問題；其三，商業行為的監管機構，用以解決與金融企業有關的消費者保護問題。從長期看，新改革方案在降低監管成本和提高監管效率方面的措施還是很有力度的。

另一方面，早在19世紀建立的英國金融監管體系僅限于狹義的郵政儲蓄銀行和信托儲蓄銀行。官方穩定的監管網絡使得銀行在保持流動性和安全性的同時，也限制了其收益性。隨著英國銀行監管體系的放松管制，在政府不限制銀行建立清算所時，狹義銀行之外的銀行體系開始迅速發展，向私人部門提供貸款，參加經濟的主要結算過程。金融危機的爆發，反映了英國需要一個高效率運作的監管體系。Barrell和Davis(2005)認為歐洲金融市場必須有統一的監管辦法，可以包括歐洲經濟地區的所有成員。包括冰島和挪威。但至今尚無監管框架。只有一套謹慎監管的指引，并且歐洲各國對于指引的解釋通常有很大差異。根本就不存在危機管理的統一框架。

很顯然，金融危機要求包括英美在內的各國必須實行更為嚴格的銀行監管制度。銀行監管改革會改變銀行的成本結構，如果銀行業市場是競爭的，那么這些成本變化就會通過增加服務成本或者增加貸款的收費傳遞給銀行服務的客戶。從而影響客戶的行為，最終改變消費和投資。

2、政策建議

綜上所述，從金融和經濟穩定發展考慮，為防范并有效地處理金融危機，必須加強銀行業的監管。經過上述分析，現分別從金融危機產生的兩個重要源頭即金融創新和流動性風險兩個角度提出一些可行性的建議。

篇10

【關鍵詞】金融創新；貨幣政策；影響方面；應對措施

一、金融創新與貨幣政策概念

（一）金融創新概念的解析

金融創新是指金融機構創造的新的金融產品、新的金融交易方式以及新的金融機構和新的金融市場，適應市場生存和發展，迎合消費者的需要的規格，即金融領域內各種金融要素實行新的組合。

（二）貨幣政策的概念和工具

在促進宏觀經濟平穩增長、保證幣值穩定等方面，作為一項重要的、有效的宏觀調控工具，貨幣政策發揮著重要作用。但是，隨著金融創新的不斷發展，貨幣與宏觀經濟之間內在的相關關系，各金融行為主體的行為方式，甚至是整個金融體系都發生了深刻的變化，不斷減弱貨幣政策的作用效果，使得傳統貨幣政策操作失去了應有的前提和依據。

二、我國金融創新現狀

迄今為止，對金融創新的討論我國學術界越來越頻繁，但是基本都是集中在宏觀層面，而對個人而言，金融創新的影響卻很少有人關注。在二十世紀六十年代，全球經濟開始高速發展，金融創新的資本流動加快，在這種背景下，金融管制較為以往年代而言要顯得放松，因此，在二十世紀九十年代的時候，金融創新得到了發展和應用的機遇。

新的金融技術、工具、規則的出現不是目的，只是一個過程。它最終是想為人們的生活提供更多的便利，提高通過金融運行的效率。銀行自身結構發生了很大變化，開始慢慢淡化以前金融機構之間的界限，而其它金融行業利潤和規模又因其他金融機構的競爭而漸降，所以在此背景下，銀行業就開始快速向其他業務領域擴張。

三、我國貨幣政策的現狀分析

對金融創新的需求量而言，我國的實體經濟層次在不斷提高，快速擴大，金融體制的改革尤其是金融業全面開放后，迫使我國金融機構的新步伐，競爭直接帶來創新業務。使我國金融管制趨于寬松的、放松的市場環境中，我國金融創新在各種原因作用下將步入新的發展階段。

當前，全國主要中心城市是外資金融機構主要的分布點，由于經營范圍，各個行業收到地域的約束和限制，就造成了國內金融機構人才的競爭威脅，但限制如果取消，外資金融機構擴大中介服務市場份額與傳統金融業務，將與國內金融機構開全面的競爭，以先進的技術挖掘國內尚未開發的客戶。隨著國際金融市場一體化進程的加快，以及我國金融市場的進一步開發，存貸款利率也逐漸加快，而與金融創新相關的貨幣政策也迎來新一輪的改革。

四、金融創新對貨幣政策的影響

（一）從政策方面看

金融創新會影響傳統貨幣政策與貨幣供求機制，但這不意味貨幣政策沒有了本身功能，只能說明傳統貨幣政策操作體系不起作用了。政策體系方面，需要建立有動態的自我調整機制以及自身的創新機制的貨幣政策體系。假如說市場本身發展力量的自發顯示是金融創新，那么政府運用貨幣手段調整和補救市場發展中某些方面的缺陷和失靈，就可以稱之為貨幣政策。金融創新對貨幣政策之間沖擊與調整的對比較量會一直持續，只要仍然存在市場缺陷和失靈，那么便有必要存在這種較量。

（二）從貨幣政策工具方面看

金融創新使金融創新為中央銀行的公開市場業務提供了許多有效的手段，強化了公開市場業務的作用。同時，金融創新使存款準備金制度的作用范圍縮小，又能確保負債規模的增加，如商業銀行通過新的金融工具的使用而不受存款準備金制約。

（三）從對貨幣結構和內涵的影響看

貨幣的定義日益復雜，本國貨幣和外國貨幣互相替代，廣義的貨幣與狹義的貨幣互相兼容。再者，金融創新減弱了人們的貨幣需求，在既定的總資產中，在經濟活動中貨幣的使用減少，人們以貨幣形式保有的欲望下降，在廣義貨幣和金融資產中，降低了貨幣的比重。

（四）從對貨幣政策傳導機制的影響看

貨幣在市場中不斷涌現和迅速擴散，金融創新增大了我國貨幣政策傳導的不確定性，從而改變了社會公眾的行為，以及金融創新的金融機構。這加重了傳導時滯的不確定性因素，使貨幣的需求和資產的結構變為多變的狀態，開始復雜化，這也給貨幣的政策的判定效果帶來很大困難，傳導過程變性很高，所以在時間上，很難把握貨幣政策的傳導滯留。

（五）從對貨幣政策中間目標的影響看

新和金融國際化是相對的，跨國銀行的國外利潤的比重也不斷上升，而金融創對國內的利率變化反映遲鈍，。金融創新使貨幣需求的利率彈性不斷下降，要達到增減某一貨幣量的目的，金融創新使得銀行間資產的替代彈性大大提高，然后使利率經常波動，對宏觀經濟變量的作用，利率調控相對縮小。

五、我國貨幣政策應對金融創新的措施

（一）規范和發展貨幣市場

在貨幣市場上，中心銀行和商業銀行維持秩序穩定的正常運作的最基本條件就是要有一個具備相當規模的貨幣市場，并且這個市場穩定有序。在貨幣市場不健全、不穩定的不規范和情況下，貨幣政策也很難發揮效力，中心銀行的調控是很難操作的。這就客觀要求進行宏觀調控間接手段提供市場基礎，為中心銀行運用市場機制，加快貨幣市場的建設步伐，以便發揮中心銀行貨幣政策的最大的效力。

（二）放寬中小金融機構的市場準入

在強化信貸約束機制的同時，強化激勵機制。要正確處理國有商業銀行的改革中金融風險防范的金融創新之間的矛盾，大力支持有發展前途、有市場需求的行業、企業和產品。同樣，對要追究形成風險、盲目發放貸款結構相應的責任。只有這樣，才能真正解決信貸收縮機制和穩健的貨幣政策的矛盾。在進一步促進中小金融機構發展方面，放寬中小金融機構的市場準入，出臺一些新的措施和鼓勵政策。

（三）加快利率市場化進程

目前，我國中央銀行決定銀行存貸款基準利率，利率市場化程度低。這種非市場化的利率，抑制了宏觀金融調控措施的高效率實施，使貨幣市場的利率彈性有限，同時不利于調整經濟結構、優化資源配置，削弱了利率傳導貨幣政策的效果。因此，必須不斷地完善利率結構，加快推進利率市場化改革，以中央銀行基準利率為引導，形成以市場資金供求為基礎，貨幣市場利率為中介的利率形成和傳導機制，發揮利率的市場導向功能。

（四）積極穩妥地推進人民幣匯率形成機制和外匯管理體制改革

缺乏彈性的匯率制度，在開放經濟條件下，是制約我國貨幣政策有效性的一個重要因素。進一步逐步放松資本管制，逐步放寬人民幣匯率的浮動區間，完善中國匯率形成的市場機制，允許資本有限制地流動，同時培育相對均衡匯率，是提高貨幣政策有效性的當務之急，是解決流動性過剩的根本途徑。

（五）確立有效的貨幣政策工具

貨幣政策的有效發揮要想達到事半功倍的效果，選擇科學有效的貨幣政策工具是關鍵。應加快貨幣市場建設，擴大公開市場操作規模的同時，完善公開市場操作，擴大市場交易主體，大力發展票據市場和銀行間債券市場，提高貨幣政策運用的效率，促進商業銀行的資金治理水平。同時，在投放基礎貨幣當中，要合理運用中心銀行的再貸款，發揮再貼現等工具的作用。

六、結論

借助不同的政策工具，運用不同的政策方式，建立貨幣政策體系自身的創新機制，針對金融創新的靈活性、動態自我調整機制，進行靈活調控。針對金融創新的多樣性，嚴格控制改革轉軌風險，適當加快整個經濟體制改革，有重點、有步驟，循序漸進地推進金融創新改革，提高我國貨幣政策應對金融創新的風險能力。

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