金融数据政策精选(九篇)

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第1篇：金融数据政策范文

关键词：农业贷款；政策有效性；农村信用社改革；农村金融机构准入条件；新型农村金融机构

一、 引言

农业发展历来是我国经济发展的重中之重，但由于农业贷款对象可抵押物缺乏、放款风险高等因素，导致农业贷款的发放受到限制。近年来，国家出台多项政策，规范农村金融管理，降低农村金融机构准入门槛，扩大农业贷款可抵押物品范围，意在促进农业贷款的增长，为农业经济发展提供资金支持。本文旨在通过实证检验，分析这些政策促进农业贷款增长的有效性。

二、文献综述

崔姹、孙文生和李建平的实证分析表明，农民收入会影响到农业贷款的增长。张永志等人的研究表明，农业行业市场风险、自然灾害风险、农业贷款政策风险以及农村地区所吸收的存款资金外流问题，导致了农业贷款不足。王敏杰、应丽艳通过实证分析表明，农民收入及耕地面积等因素会影响信贷风险及资金需求，进一步影响农业贷款的发放。张燕、杜国宏基于上海六县区农业贷款难的问题进行了分析，提出农村信用环境欠佳、抵押担保机制不健全以、政策法规不够完善以及信息流动性差，导致了农业贷款难的问题。缪仕国和胡冰川通过对江苏省农村信用社的研究表明，当地的产业结构、投入产业风险情况以及农村信用社的产权及制度都会影响农业贷款的占比。

上述一些研究对影响农业贷款的因素，比如农民收入和资金需求等，进行了实证分析。也有研究就农村信用社改革等政策因素对农业贷款的影响进行了分析，但并没有对政策变化进行量化分析。

三、 经济学原理

农业贷款总量受到多方面因素的影响，第三产业的资金需求、金融机构的资金供给共同决定了农业贷款得增长。农业生产总值在一定程度上代表了农业产业的扩张趋势，如果农业产业持续发展，对资金的需求也会随之增加。而金融机构对第三产业的资金供给则受到了金融环境的影响，农民收入的增加会提升借款人的还款能力，降低不良贷款比率，从而使农业贷款的发放更加容易。

近年来，国家出台了多项政策，鼓励农村金融的发展，为第三产业提供资金支持，有利于农业贷款的发放。2003年，农村信用社改革政策出台，明确了产权制度，使得运营更加规范，对打造农村金融环境的长期稳定是有利的。2006年，银监会调整农村地区银行金融机构的准入标准，鼓励农村金融发展。2007年，银监会6项新型农村金融机构的行政许可，通过降低存款准备金率以鼓励设立新型的农村金融机构，并对新型农村金融机构设定一定的存贷比要求，为农村金融提供更广泛的资金来源。自此政策出台后，国内村镇银行、小额贷款公司数目显著增长。

由于有滞后效应，以上因素的改变可能要经过一段时间才能影响到农业贷款的改变。

四、 实证检验

（一）研究方法：根据Dickey & Fuller 提出的残差项序列相关的ADF 单位根检验法，检验原数据是否为平稳序列，对于非平稳序列进行处理使之成为平稳序列，从而避免伪回归现象。如果原序列是平稳的，那么，将利用理论模型进行回归检验（OLS） ，并确定农业贷款、农业产出、和农民收入之间的关系。本文将运用邹氏检验法（Chow’s Test）检验回归方程残差序列是否有结构性断点。如果有，则说明在某一时间点，原回归方程的残差方差出现变化，原模型出现结构性变化。本文还将引入虚拟变量，通过判断虚拟变量前的系数是否显著来判断相关政策的出台是否影响了原方程的截距和斜率，从而判断政策的有效性。在该项研究中，最优滞后期数的确定是按Schwarz 评价准则（SC） 确定的。

（二）数据说明：本文选取了2000年至2009年农业贷款发放、农业生产总值和农民收入的季度数据，以分析农业产业资金需求和贷款人信用状况与农业贷款的关系。图1 显示的是2000～2009 年农业贷款的增长趋势，图2 显示的是农业生产总值的变化，图3 为农村居民人均纯收入的变化趋势。数据来源于CSMAR和中经数据库，原数据均为当年季度累计数据，处理为当季度发生数据。

2003年8月，农村信用社改革开始；2005年，银监会调整农村金融机构准入条件；2007年，银监会出台政策鼓励新型农村金融机构的设立，在监管、补贴、奖励等政策方面多有优惠。三个政策旨在鼓励推动农村金融的发展，为第三产业提供资金支持。本研究选取以上三个时间点，设立虚拟变量，分析三个政策是否对农业贷款的发放有显著影响，探究政策的有效性。

（三）检验分析：

1.平稳性检验：对农业贷款季度发放值（Ad）、农业产值（Ag）取对数，分别以LnAd、LnAg代表。通过单方根检验发现，LnAd和农民收入（In）均为非平稳序列，且均为一阶单整序列， LnAg是平稳序列，结果见表1。采用一阶差分法处理原序列，用dLnAd、dIn 分别表示对相关变量取一阶差分值。从表1可以看出，经过处理后所有数据序列在1 %显著水平上都是平稳的。本文数据由Eviews软件处理而成。

dLnAdt 对LnAgt和dInt的滞后项进行回归，筛选出系数显著的滞后项，同时根据信息准则法（Akaike info criterion和Schwarz criterion）以及节俭性原则（parsimony）， 上述模型选择对LnAgt滞后2期和dInt滞后3期的值进行OLS回归分析。

4.虚拟变量的引入：根据三项政策出台的时间点，分别引入虚拟变量，考虑到政策出台到施加影响会有一定的时间间隔，本文多次多虚拟变量的滞后项进行回归。

经检验，农业合作社改革滞后三期对原模型结构有显著影响，改变了农业产值变化率的斜率，降低了农业产值变化率的影响。

五、研究结论

农民收入的增加和农业生产总值的增加与农业贷款发放有正向关系。贷款人偿付能力的提升可以降低贷款风险，改善金融环境，促进农业贷款的增加；农业产业扩张导致了资金需求的增加，是农业资金借贷市场重新平衡。

然而几项政策的出台在短期内并没有对农业贷款的发放产生正向促进作用。农业合作社的改革虽然会在长期明确产权制度，改善运营制度，从而促进农业合作社在长期支持农业发展。但短期来看，由于改革后农业合作社产权明晰，对坏账率的控制更严格，导致对风险大的农业贷款减少。

而降低农村地区金融机构准入政策和设立新型农村金融机构，会促进资本进入农业产业和乡镇地区。然而实证结果表明， 虽然这两项政策的出台导致了贷款结构的改变，但影响却是负向的。首先可能是因为检验样本比较小，政策的滞后导致了结果偏离了长期稳定关系。同时也可能是政策推出初期并不十分完善，同时出现的问题，比如较高的农业新型金融机构坏账率，是的金融机构不倾向于借贷资金给农业产业。

政策出台者应该继续落实具体支持政策，比如补贴和奖励农村金融机构政策，以便存进农村及农业发展。

参考文献：

[1]崔姹， 孙文生， 李建平，基于VAR模型的农业贷款_财政支农对农民收入增长的动态性分析_以河北为例《广东农业科学》 2011年1期 .

[2]张永志，农业贷款的总量、效应与制约因素-分析平顶山个案，《金融研究》，2003年3期 .

[3]王敏杰、应丽艳，影响农业贷款量的实证分析， 《农业机械化与电气化》，2007年2期.

第2篇：金融数据政策范文

关键词：金融中介；金融深度；经济增长

文章编号：1003-4625(2010)12-0003-05　中图分类号：F830　文献标识码：A

一、金融深化理论的发展背景

金融深化理论从开始提出至今已经30多年了，从金融深化理论到金融自由化理论到金融约束理论再到20世纪90年代之后引入内生增长模型的计量研究，有很多文献已经研究了一个国家金融的发展与一国经济增长之间的关系。

(一)研究背景

国际上金融发展理论主要分为两个阶段：第一阶段为古典方法的研究时期，从最早的20世纪60年代的理论到70年代麦金农和肖的金融自由化理论，以及后来斯蒂格利茨提出的金融约束论。这一阶段主要是从一些数量的指标和简单的计量回归模型来研究金融发展和经济发展之间的关系。第二阶段是20世纪90年代之后金融发展理论的新的发展，主要使用内生经济增长模型，使理论的研究有了微观的基础。并运用了大量的计量分析的方法，对多个国家之间的数据进行检验，试图发现金融发展和经济增长之间的关系。

雷蒙德・W・戈德史密斯作为金融发展理论的最早提出者，首次建立了一个研究金融发展的新的理论框架，并提出了衡量一国金融发展水平的五个数量化的指标。但是他只是提出了问题，并没有找到金融发展与经济增长之间相互影响的确定的关系。麦金农利用了当时的一些计量分析，在实证检验方面，主要是对利率和经济增长之间的相关关系的分析，没有特别关注金融机构的发展与经济增长之间相关关系。斯蒂格利茨和韦斯从信息不完全的角度提出了金融约束论，所用的计量模型也只是用来说明政府的作用，而不是说明金融的发展与经济发展之间的相关关系。总体来说，在古典的金融发展理论阶段，计量的检验虽然较多，但却没有集中研究金融机构与经济增长的关系。20世纪70年代之后的成果主要集中在三个方面：一是实际利率对经济增长影响的研究，二是通货膨胀对经济增长的影响，三是金融自由化对金融中介效率的影响。

20世纪90年代之后内生经济增长理论的发展给金融发展理论注入了新的活力，试图为这一理论建立微观基础，也注重讨论金融体系内生性、金融的发展对经济增长的传导机制以及金融发展与经济增长之间的因果关系的研究。在影响机制的研究方面，马尔科・帕加诺(Pagano,1993)运用AK模型对金融自由化后的金融发展对实际经济增长的影响机制进行了研究，指出利率的管制必然导致金融中介的低效率，不利于经济增长。对金融中介与经济增长关系的实证检验方面，金和莱文(Levine and King，1993)的文献是很经典的。通过使用80个国家的1960-1989年的数据，他们研究了金融中介与经济增长之间是否有稳定的正相关以及金融中介通过何种渠道与经济增长相关联，通过定义四个金融中介指标(LLY，BANK，PRIVATE，PRIVY)和四个衡量经济增长的指标(GYP-人均实际GDP增长率；GK-物质资本积累率；INV-国内总投资与GDP的比率，即投资率；EFF-生产率增长率的增加)进行分析，得出金融中介和经济增长之间的联系不仅仅是一种同时期联系，并且金融中介还会对经济增长起着先导作用的结论。金和莱文(Levine and King，1998)的文章中把股票市场也考虑到金融中介中来，回归的结果为：在考虑了其他影响因素的条件下，金融中介和经济发展的正向相关关系也非常明显，支持了原先的结论。莱文等(Levine Loayza和Beck，2000)主要考察外生因素如政策因素对金融中介影响经济发展结果的影响，采用了1960-1995年74个国家的数据。实证分析的结果为：对于政策而言，如果金融中介对经济发展有巨大的影响的话，那么以提高金融中介发展的相关法律发挥和政策改革的紧迫性就大大提高。

然而，国际上学者基本没有对中国金融发展与经济增长之间的相关关系进行过实证检验。国内一些学者在这方面也做过一些实证研究，但研究结论却各不相同。如谈儒勇(1999)运用1993-1998年有关中国金融发展和经济增长的季度数据进行实证检验，得出中国金融中介和经济增长之间有显著的相关关系，且独立于其他影响经济增长的因素。金融中介体的总体规模DEPTH指标和季节增长之间有显著的负相关关系。然而，张祖香(2002)运用了1994年到2001年的时间序列季度数据进行了检验，回归发现长期的金融深度指标(DEPTH)和经济增长有显著的正相关关系，国有商业银行相对于银行体系的规模的比例和经济增长有不显著的关系。

(二)问题的提出

虽然金融深化理论已经发展了30多年，但真正对中国的金融发展与经济增长的研究文献还是比较少的。国外的学者在做东亚国家或者发展中国家的经济增长和金融增长之间的关系的时候，都没有使用中国的数据。国内的一些研究更多的是把金融中介体的内涵扩展为包括银行系统、股票和债券市场在内的广义的资本市场。

而我们只是对中国银行体系的发展变化与经济增长之间的关系感兴趣，也就是把金融中介体限定在狭义的银行体系之内来研究，这方面的实证研究成果并不多，分析的方法多参照了金和莱文。本文主要也是采用金和莱文(Levine and King 1993)的分析方法，参考了谈儒勇(1999)中的分析框架，用1994年到2008年新的季度数据来检验两者的相关关系。针对谈儒勇(1999)中提到的由于数据太少而无法对各变量的8期滞后变量进行估计的不足，我们分别计算了4期和8期的滞后变量，并根据数据的调整状况加入了虚拟变量REFORM，这是本文在利用以前成果基础上的创新之处。

二、变量的选取和数据来源

本文需要选取反映金融深度的两个指标，反应经济增长的指标，以及其他的一些控制变量，下文将逐一介绍。

(一)金融深度指标DEPTH

本模型中，我们选取两个金融中介指标作为解释变量，来证实金融中介的发展和经济增长之间的关系。第一是传统的金融深度指标(DEPTH)，它反映了金融中介的总体规模，等于全部金融中介的流动负债与当季GDP的比率，即DEPTH在数量上等于

(M2／GDP)。这一指标在金和莱文(Levine and King，1993)的实证研究中表示为LLY。在戈德史密斯的《金融结构与金融发展》一书，这一指标被称作货币化比率。全部金融中介体的流动负债实际上就是M3，但由于中国缺乏以前年度M3的统计数据，因此采用与谈儒勇文章中相同的做法，用M2替代。本模型运用1994-2008年M2，GDP的季度数据，两者相除得到当季度的DEPTH，两者均来自《中国人民银行统计季报》(1996.1-2009.2)。从《中国人民银行统计季报》上得到的M2值是已经经过季节调整后的数据，而季度GDP数据并没有经过季节调整。为此，本文采用国际上通用的X-12-ARIMA方法，运用Eviews软件，对季度GDP数据进行了季节调整。图1显示了1994年到2008年经过季节调整后的DEPTH季度数据。

从总体规模来看，这一指标在过去15年里先是缓慢上升，从1994年的3.48缓慢上升到2003年的6.25，之后又缓慢下降到2008年的5.86。自1997年亚洲金融危机爆发以后，为了度过这次危机，中国政府启动了积极的财政政策和宽松的货币政策。其中宽松的货币政策主要包括降低存贷款利率、法定准备金和超额准备金率。1998年中国政府连续三次降低存贷款利率、法定准备金率和超额准备金率，1999年又再次降低存贷款利率、法定准备金率和超额准备金率。这些宽松的货币政策一共持续了六年，直到2003年。因此，我们可以看到金融深度指标(DEPTH)在1994年之后一直呈现出上升趋势，直到2003年达到峰值后，才出现了缓慢的下降趋势。

(二)金融深度指标BANK

本模型中用到的第二个金融中介指标是金和莱文(Levine and King，1993)提出的BANK，即指存款货币银行国内资产与存款货币银行国内资产加上中央银行国内资产的比率。由于2002年起中国人民银行按照国际货币基金组织《货币与金融统计手册》对货币金融统计制度进行了修订，所以2002年前后BANK的计算有些小差异。在2002年以前，BANK等于存款货币银行资产负债表上五个资产类账户(储备资产、中央银行债券、对中央政府债权、对其他部门债权和对非货币金融机构债权)的季末余额之和除以存款货币银行资产负债表上五个资产类账户以及货币当局资产负债表上四个资产类账户(对政府债权、对存款货币银行债权、对非货币金融机构债权和对非金融部门债权)的季末余额之和。2002年以后，存款货币银行的国内总资产分为六个账户(储备资产、中央银行债券、对政府债权、对非金融机构债权、对特定存款机构债权、对其他金融机构债权和其他资产)。因此，BANK指标中存款货币银行国内资产变成上述六项之和。数据来自《中国人民银行统计季报》(1996.1-2009.2)。图2显示了1994年到2008年BANK的季度数据，BANK值在过去15年内缓慢上升，从1996年的0.78上升到2008年的0.93。存款货币银行的国内资产所占比例逐渐上升，表明近年来政策性银行、商业银行以及股份制银行得到了长足的发展。

(三)经济增长指标

此外我们还需选取一个经济增长指标作为模型的因变量：每季度的GDP环比增长率。首先，我们从《中国人民银行统计季报》(1996.1-2006.1)获取了1994-2008年每季度的名义GDP，并采用国际上通用的X-12-ARIMA方法，对其进行季节调整；其次，运用从Wind咨训数据库取得GDP季度同比增长率，计算出以1993年为基期的季度实际GDP；最后运用经过季节调整的季度实际GDP数据，算出每季度的GDP环比增长率。图3显示了1994年到2008年每季度GDP的环比增长率数据。可以看出，在1997年和2008年金融危机时，GDP环比增长率有一个较大的下降。

(四)控制变量

在现实世界中，经济增长还可能受其他因素的影响。为了检验金融中介和经济增长之间的关系是否独立于其他变量，有必要对这些变量进行控制。在谈儒勇的文章中，加入了当季进出口贸易总额与当季GDP的比率(TRADE)。考虑到政府积极(紧缩)财政政策对国民生产总值的刺激(收缩)作用，我们选取了另一个变量政府支出(EXPEND)，即政府购买加上转移支付。数据也来自中国经济信息网数据库(http：//db.cei.省略/)。同时，我们也运用X-12-ARIMA方法对进出口贸易总额和政府支出的季度数据进行了季节调整。

1997年初，中国人民银行对金融统计制度进行了调整。一是扩大了统计范围，将各商业银行所属的房地产信贷部、国际业务部和信用卡等部门、机构数据并入表中；二是对统计数据项目的设置进行了细化，对有关误差与遗漏作了重新修订。因此，自1997年一季度起数据与历史数据不完全可比，为解决数据的可比性问题，我们加入了虚拟变量(RE-FORM)，规定1996年4季度及以前的虚拟变量取值为0，从1997年1季度开始都取值为1。

三、回归的结果及分析

我们先对模型中的所有变量进行了一次回归以计算出各变量之间的相关系数。从回归结果的相关矩阵表知，BANK和DEPTH的相关系数是0.8416，说明两者存在相关性，但这两个指标所包含的信息又有所不同的，是不可以相互替代的，它们分别从不同的侧面反映金融中介体的发达程度。

我们使用了最小二乘法，运用1994-2008年的各季度数据对我国金融中介和经济增长关系进行线性回归，如表1、表2所示。表1反映的是经济增长与金融中介指标及其滞后四期(即上年同季度)变量之间的关系；表2反映的是经济增长与金融中介指标及其滞后八期变量(前年同季度)之间的关系。

注：被解释变量为GY：实际GDP的环比增长率，1994年第一季度到2008年第四季度。GY4，GY8分别是GY滞后四期和八期的GDP环比增长率。观测值个数为60个。每项后面的两个值分别是系数。T检验值。解释变量注释如下：

DEPTH：金融深度指标，等于每季平均M2除以李度的GDP。DEPTH4，DEPTH8分别是滞后四期和八期的金融深度指标。

BANK：存款货币银行相对于中央银行的重要性指标。BANK4，BANK8分别是滞后四期和八期的存款货币银行相对于中央银行的重要性指标。

TRADE：每季贸易总额除以季度GDP。TRADE4，TRADE8分别是滞后四期和八期的每季贸易总额除以季度GDP。

EXPEND：每季度政府的财政支出，包括政府购买和转移支付。EXPEND4，EXPEND8分别是滞后四期和八期的每季度政府的财政支出。

REFORM：一个虚拟变量，在1997年前取值为零，从1997年第一季度开始取值为壹。

从以上两个表可以看出，中国金融中介和经济增长之间有显著的相关关系。金融深度指标DEPTH较显著地进入模型，这说明本季DEPTH和本季度GDP环比增长率GY之间有显著的相关关系。同时，DEPTH4，DEPTH8的显著性也比较高，这说明货币政策同样具有时滞性。并且DEPTH 4，DEPTH8的系数相差很小，这证明了货币政策的时滞较长，在两年之内没有太大的改变。

值得注意的是，本文的实证研究结果并不支持货币当局的逆周期操作。在谈儒勇(1999)一文中解释DEPTH及其滞后变量的估计系数为负时，提到货币当局逆周期操作方面的原因――“货币政策之所以逆周期操作，是为了通过货币政策来熨平经济波动。在经济处于高涨期，货币当局通常减少货币供应量M3，加之此时GDP较高，所以金融深度MJGDP较低；而在经济处于衰退期，货币当局通常增加货币供应量M2，加之此时GDP较低，所以金融深度M2/GDP较高”。本文的实证研究结果显示，不管是DEPTH还是其滞后变量的估计系数都是正的，DEPTH对经济有促进作用。

存款货币银行相对于中央银行的重要性指标BANK，或其滞后变量单独进入模型是不显著的，这一结论与谈儒勇的结论相反，但当BANK4和DEPTH4同时进入回归模型中，两者的T检验值都得到显著提高(虽然此时BANK的T检验值还不是特别高)，且此时BANK4，BANK8的估计系数都为负。这表明，如果存款货币银行的相对重要性和经济增长之间存在一定的关系，那么一定是负相关关系。但因为T值不是特别大，对此负相关关系的作用我们仍然不能十分确定。　在加入新的变量TRADE,EXPEND后，DEPTH的仍然非常显著，这说明金融深度发展和经济增长的关系独立于其他影响经济增长的因素(如进出口总额，政府支出)。此外，BANK及其滞后项的显著性水平也明显提高，如表1第7列显示BANK4的P值达到2.2％，且此时的估计系数为负。这说明经济增长在一定程度上还是受中央银行的拉动。

四、结论

金融深化理论从提出开始已经30多年了，从金融深化理论到金融自由化理论到金融约束理论再到20世纪90年代之后引入内生增长模型的计量研究，国外有很多文献已经研究了一个国家金融的发展与一国经济增长之间的关系。本文运用中国1994年至2008年的宏观季度数据对中国金融中介对经济增长的影响进行实证分析，主要结论如下。

首先，两个金融深度指标在过去15年的变化，都反映了中国金融中介在过去15年里得到了发展。传统的金融深度指标(DEPTH)，它反映了金融中介的总体规模，这一指标在过去15年里先是缓慢上升，从1994年的3.48缓慢上升到2003年的6.25，之后又缓慢下降到2008年的5.86。第二个指标BANK，即指存款货币银行国内资产与存款货币银行国内资产加上中央银行国内资产的比率在过去15年里逐步上升，从1996年的0.78上升到2008年的0.93。

其次，本文运用实证研究，回归分析了中国的金融发展与经济增长之间的关系。结果表明，总的货币发行规模与经济增长之间有比较显著的正相关关系，银行体系内部的结构与经济增长之间存在比较显著的负相关关系。因此，货币发行总规模对经济增长有促进作用，并且这种促进作用具有时滞性。同时，存款货币银行相对于中央银行的重要性对经济增长没有显著的促进作用，甚至存款货币银行相对于中央银行重要性的滞后性指标和经济增长存在负向的相关关系，中央银行仍然对经济增长具有拉动作用，且这种拉动作用具有时滞性，在当期表现得并不明显。

最后，本文的回归结果不但验证了货币政策的时滞性，还体现了货币政策的时滞较长。回归结果显示四阶滞后项和八阶滞后项的系数相差很小，在两年之内并没有太大的改变。

参考文献：

[1]戈德史密斯，金融结构与金融发展[M]，上海：上海三联书店，上海人民出版社,1994.

[2]麦金农，经济发展中的货币与资本[M]_上海：上海三联书店，上海人民出版社,1997.

[3]麦金农，经济市场化的次序――向市场经济过渡时期的金融控制[M]，上海：上海三联书店，上海人民出版社,1997.

[4]李丹红，发展中国家金融自由化研究[N]，北京：经济日报出版社,2003.

[5]彭兴韵，金融发展的路径依赖与金融自由化[M]，上海：上海三联书店，上海人民出版社,2002.

[6]雷达，金融发展与金融自由化[M]，北京：中国青年出版社,2005.

[7]马君潞，金融自由化[M]，北京：中国金融出版社,1999.

[8]张荔，金融自由化效应分析[M]，北京：中国金融出版社,2003.

[9]王曙光，金融自由化与经济发展[M]，北京：北京大学出版社,2004.

[10]谈儒勇，中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J]，经济研究，1999,(10).

[11]张祖香，金融中介和经济发展：以中国大陆为例[D]，岭南大学硕士毕业论文，2002.

第3篇：金融数据政策范文

关于经济增长要素贡献问题，曾有学者利用我国相关统计数据回归出各参数的时间序列方程，利用回归得到的方程计算经济增长中各个要素的贡献程度，通过对相关因素的计算得到估计结果如表1所示。从上表可以看出，资本对我国经济持续增长的贡献度呈明显上升趋势，其对经济增长的贡献越来越大。观察计算结果可知，目前的资本贡献度已经超过60%。而资本对经济的影响主要是通过金融市场上运作来完成的。一方面商业信贷加速了经济发展，促进了资本的积累，另一方面政策性金融的低息贷款也成为资本积累的重要条件。

二、指标选取与变量设计

由于统计数据受限，本文用农业GDP数据近似代表衡量农村经济增长的农村国民收入。根据数据的可获得性，本文从中国农业发展银行贷款余额、农村合作信用社贷款余额和农业机械总动力三方面来分析其对农业GDP的作用。根据数据的可获得性，本次实证分析的数据时间段为1997年至2014年。农业GDP数据来源于中国统计年鉴，用Y表示；农发行贷款余额数据来源于中国农业发展银行年报，用X1表示；农信社贷款余额数据来源于农村金融统计年鉴，用X2表示；农业机械总动力数据来源于中国统计年鉴，用X3表示。以农业GDP作为被解释变量，农发行贷款余额、农信社贷款余额和农业机械总动力为解释变量，进行多元线性计量回归分析。

三、结果分析

（一）变量筛选过程

如图1所示，模型最先引入了X1变量，建立了模型1；接着引入了X3变量，建立了模型2；没有变量剔除，所以模型2重包含两个变量，即X1和X3。

（二）模型摘要信息

图2给出了关于模型的拟合情况，从图可以看出模型2的调整R2=0.967，大于模型1的调整R2值0.945，说明生成模型可解释的比例越来越大，将变量X3引入方程具有一定的效果。

（三）回归系数估计

第4篇：金融数据政策范文

关键词：金融机构；分类；货币金融统计

中图分类号：F832.3 文献标识码：A 文章编号：1006-8937（2012）11-0022-02

1 货币金融统计方法论体系概述

货币与金融体系作为宏观经济的重要组成部分，其内容主要由货币统计和金融统计量部分构成。其基本目的主要在于获取宏观经济统计中货币、信贷、债务等金融总量数据，从而为国家制定各项经济政策提供相应的依据和建议，该体系对整个国民经济体系的稳定运行有其独到的意义。

其中，货币统计是指一个经济体的金融部门的资产和负债的存量和流量的宏观反映，而金融统计则是指一个经济体所有经济部门的金融资产和负债的存量和流量的宏观反映。二者都是依赖于微观基础，从宏观角度出发对金融总量加以衡量。

根据《MFS2000》中对货币统计和金融统计的定义和论述，我们可以将整个货币金融体系作如下概括，进而形成货币金融统计方法论体系（如图1所示）。

我们可以清楚地看到，货币金融统计方法论体系由目的体系、微观系统体系和总量体系构成，其中， 目的体系由基本目的和其他目的构成，而微观系统体系则由主体识别、客体识别和一致性约定构成，从而通过同质性分量加总得到总量，通过对总量的静态和动态分析从而达到构建该体系总量体系的目的。

2 金融机构部门分类

根据MFS2000的定义，金融性公司部门包括所有主要从事金融中介或相关辅金融活动的居民公司或准公司。主要依据其经济目标、职能和行为是否具有同一性，将其划分存款性公司和非存款性公司，而存款性公司有课进一步划分为中央银行和其他存款型公司，如图2所示。

在我国，中央银行主要是指中国人民银行，他处于金融体系核心地位，是金融市场最重要的参与者之一。它具有制定相关法律法规，控制监管金融市场，防范化解金融市场系统性风险，负责货币政策的制定和实施，同时国库、主持清算等其他金融部门所不具备的特殊职能，是政府机构，需要单独列出。而央行的划分对于货币金融统计学方法论体系的重要意义在下文中会有所阐述。

金融机构部门分类是金融主体识别的主要内容，也是货币金融统计学方法论体系的有机组成部分，以下分别从两个角度论述金融机构部门分类的必要性。

3 从金融视角加以分析

3.1 从货币政策实施的角度分析

众所周知，中央银行首先是发行的银行，同时也是银行的银行，是政府的银行。他承担着国家制定货币政策、发行货币、对金融系统进行监督和管理从而维持币值稳定，保持经济增长。其中，央行作为法定支付手段和即时流动性的唯一提供者，货币政策的制定和实施作为央行工作的重中之重。货币政策借助银行体系，率先应用于实体经济，通过超导机制发挥作用，对整个国民经济的稳定和发展起到了相当的作用。

央行希望可以通过货币政策的实施实现高就业率、经济增长、物价稳定、利率稳定、金融市场和外汇市场稳定六项最终目的。然而由于这些目标之间自身存在的冲突性是央行需要根据经济运行状况在其中做出适当的选择，以期使国家经济获得最大的发展。央行可以通过例如公开市场操作等政策工具间接影响这些目标，但由于政策本身实施和作用的滞后性，直接盯住这些目标是不现实的，于是央行通常选择盯住指标而非目标的方式观测经济运作情况，通常选择对就业率和物价水平有直接影响的中介指标加以观察（譬如货币总量），同时对例如准备金总量等一系列对货币政策极为敏感操作指标进行控制。即是借助操作指标和中介指标引导货币政策来实现货币政策目标。

由此可见，中介指标对于货币政策实施不可或缺。在我国通常选择货币供应量作为中介指标加以观察。分而货币供应量统计的机构范围正是以金融机构部门分类为依据。通过衡量金融机构与其他国民经济机构部门之间以及金融机构之间发生的金融交易，进一步对不同层次的货币供应量进行核算，从而反映货币的创造过程，揭示影响货币供应量变动的因素。如果不进行金融机构部门识别和划分，则难以依据同质性原理对货币供应量做出准确的划分和统计，难以详尽反映货币创造过程，进而影响货币政策的实施和制定，违背了货币统计工作初衷，也难以实现了货币金融统计的基本目的。

3.2 从维护金融市场稳定性的角度加以分析

央行工作的重中之重是维持金融系统的稳定性，降低金融系统的系统性风险。这不仅需要建立金融风险预警机制，加强金融稳定性测定与评估，同时也需要加大金融市场监管，积极推动金融改革，以改革促稳定。可以看到，无论是出于对系统分险的事前防范预警亦或是事后评估，都难与宏观数据的搜集脱离干系。只有掌握各金融机构的财务状况和金融子市场的交易情况, 才能避免金融市场中的多米诺骨牌效应造成的巨大灾难，或是对已然产生的恶性后果加以妥善处理，譬如对受冲击机构实施救助。其中，救助的实施则需要我们对于求助机构有一个全面而细致的了解。机构的性质、职能、和目的决定了我们需要对其采取的救助方式以及流动性支持的规模。而这一切都与金融机构部门分类息息相关。金融机构部门分类不仅提高了央行政策工具的使用效率，也降低了救助时间和处置成本，使得央行救助的以规模化，从而更好的发挥央行最后贷款人的职责，为金融市场稳定做出突出贡献。

同时，对于风险预警机制的建立以及稳定评估框架的建立，都需要我们从微观层次对照国际标准与金融各部门机构自身的性质，设计出一套合理科学的监管指标。对于不同类型的金融机构部门分类监管，分类测定，从而及时掌握金融机构运营状况，及时监测金融风险。同时针对不同性质的金融机构部门各自运行特点和局限，制定适宜的信息披露和法律制度，从而保证各金融部门有条不紊的运行，维持金融市场的稳定。

此外，推动金融改革，以改革促稳定未降低金融市场风险提出了一个全新的思路，如何能够立足于金融机构各部门特点，对现有金融机构部门分类和划分所存在的滞后性、过渡性和局限性加以变革，在与国际划分标准接轨的同时依据中国国情，保留中国特色，从而能够帮助政府真正把握宏观经济形势，了解各金融部门发展动态，切实制定相关政策发挥更大的作用。

3.3 从统计视角加以分析

根据货币金融统计方法论体系，货币金融统计主要研究对象是经济单位，即微观系统体系，而其中的主体识别系统中金融机构公司的性质、分类及其演变等内容是货币金融理论体系中不可或缺的重要组成部分，同时也是货币与金融统计体系的基本构成要素。

从统计数据的获得来说，一切宏观数据的获得与评价都是依赖于微观数据的质量，毫无疑问，对金融机构进行科学的分类，不仅大大简化了数据搜集和汇总过程，使数据自成体系，清晰明了，也对统计工作的顺利开展有着举足轻重的作用。难以想象，对于在性质各异的金融机构中使用同一套统计工作流程和质量控制体系所造成的工作不便和获得的统计数据质量各异。只有对开展对金融机构部门加以科学的分类，才可以针对各类金融机构制定适宜的核算范围和特定的核算监管机构，从而确保统计工作的不重不漏，保证统计工作完成质量。

此外，针对不同类型金融机构各自的发展和运行状况，及时有针对性的修订金融统计手册，明确金融交易核算范围，从而能够在满足金融统计需要的同时更好地兼顾货币统计要求，提高统计所获的微观数据的可用性和真实性。由此可见，金融机构部门分类不仅决定了其对于可提供分析、有一定质量的宏观金融数据的可行性，而且更好地反映出金融活动的变化的真实性，为国家正确制定相关政策提供依据。

第5篇：金融数据政策范文

【关键词】金融政策；房地产价格；成交量；协整模型

一、文献综述

目前，对于金融政策对房地产市场影响的研究主要集中于货币数量论及金融政策的固定资产价格传导机制。货币数量论是一种用流通中的货币数量的变动来说明商品价格变动的货币理论；金融政策的固定资产传导机制则是指通过金融政策的调整和操作来影响资产的相对价格，引导人们进行资产结构调整，进而影响到货币总需求。货币数量论研究的主要学者为费希尔（Fisher）和费里德曼（Friedman）。20世纪初，费希尔（Fisher，1911）在其代表作《货币购买力：其决定因素及其与信贷、利息和危机的关系》中提出现金交易方程式MV=PT，并指出在货币的流通速度与商品交易量不变的条件下，物价水平随流通货币量的变动成正比例变动。弗里德曼（Friedman，1963）指出通货膨胀每时每刻每处都是一个货币现象，货币供给量的变动会对价格产生影响，为了控制通货膨胀必须控制货币供应量。金融政策的资产价格传导机制则主要包括Q效应渠道和财富效应渠道。托宾（Tobin，1969）在其著名的Q理

论中指出，扩张性的金融政策降低了市场短期利率，导致资产价格上涨；莫迪利亚尼（Modigliani，1971）则指出货币供给量的增加提高了资产价格，进而使得消费者的毕生财富也增加，最后传导至消费的增加。Jonathan和Richard（2007）对历年美国的金融政策进行了研究，并对金融政策下的房地产市场VAR模型、长期供求模型、短期价格调整模型、短期供给模型等进行分析，认为80年代以后的紧缩的金融政策对房地产价格有影响。

国内学者目前研究主要集中在金融政策对房地产价格的影响分析和金融政策对房地产市场调控效用两方面。关于金融政策对于房地产价格影响的研究方面，崔光灿（2006）从银行信贷、利率、汇率三方面阐述金融政策对房地产价格的影响，认为最有效的手段就是利率，与之相应是对房地产信贷数量的控制。通常情况下，房价的过快上扬可以通过提高利率和紧缩信贷等途径加以调控。刘传哲，何凌云（2006）利用1998-2005年季度数据为样本，对货币供应量、金融机构一年期贷款利率、房地产价格指数等数据进行序列平稳性及因果关系检验，得出货币供应量的变动能迅速作用于房地产价格，而利率与房地产价格之间没有联动性；关于调控的效用，聂学峰，刘传哲（2005）通过1999年至2005年的季度数据，对我国金融政策对房地产市场影响的效应和时滞进行实证研究表明，金融政策对房地产市场影响时滞为2个季度，其中货币供应量比利率的影响更为显著；并提出实施数量型为主的金融政策能够稳定房地产市场，避免泡沫的产生。刘洪玉（2008）把传导机制分为数量型和价格型。数量型主要是通过调整货币供给量来影响信贷规模的大小，而价格型主要是通过调整贷款利率来影响开发商和购房者的融资成本.

综上所述，迄今为止对金融政策与房地产价格价格关系的研究或者以国家、地区为研究单位，或者以差异为研究对象，基本上处于一个宏观面的研究。本文基于前人研究的理论基础上，研究货币供应量和银行贷款利率变动对嘉兴市房地产价格及成交量的影响，以期解释金融政策对嘉兴市房地产价格的影响。

二、实证分析

（一）变量选择及数据

本文所有数据均来源于国家统计局《中国统计年鉴》、《中国人民银行统计月报》和嘉兴市统计信息网（）。样本期间为2008年3月至2012年12月的月度数据。货币供应量为与实际变量之间关系最密切的M2的月度数据为样本；嘉兴市房地产价格增长率P以及销售面积增长率采用同比数据（上年同月=100）。所采用的计量分析软件为Eviews6.0。另外，由于货币供应量M2的月度数据与其它变量数值相差巨大，所以对其取对数的一阶差分形式以减小模型估计的误差。笔者初步假定嘉兴市房地产价格增长率为P、嘉兴市房地产成交量增长率为V、实际利率为I及货币供应量增长率为MS。

（二）嘉兴市房地产价格、成交量与货币供应量和利率的协整分析

为了避免各变量由于非平稳而造成的伪回归问题，首先对各变量进行平稳性检验。本文运用ADF（augment Dickey-Fuller test）检验对上述P、V、MS、I、和P、V、MS、I进行检验，具体检验结果如图所示。从检验结果可以看出，八个变量序列的水平值在1%的显著性水平下都不能拒绝有单位根的零假设，所以都不是平稳序列；而P、V、MS、I等四个变量的一阶差分在1%的显著水平下均能拒绝含有单位根的原假设，所以都为平稳序列，各变量均为一阶单整的序列。

由于变量P、V、MS和I均为一阶单整序列，因此可能存在有长期稳定关系，本文使用Johansen协整检验法来确定各变量之间的协整关系。从表2和表3可知，在原假设假定为不存在协整关系的前提下，Johansen检验的Y1Trace统计量为45.07933，大于5%条件下的临界值29.79707，这就说明了变量之间至少存在一个线性独立的协整关系。此外，在原假设为至多存在一个协整关系的前提下，Trace值为15.42999且小于5%条件下的临界值15.49471，即接受至多一个协整关系的原假设。由此，我们可以判断出嘉兴市房地产价格增长率P、货币供应量增长率MS 以及一年期银行贷款利率I之间存在唯一的线性独立的协整关系。Johansen检验的 Y2Trace统计量为68.12010，大于5%条件下的临界值29.79707，这就说明了变量之间至少存在一个线性独立的协整关系。此外，在原假设为至多存在一个协整关系的前提下，Trace值为15.42999且小于5%条件下的临界值15.49471，即接受至多一个协整关系的原假设。由此，我们可以判断出嘉兴市房地产成交量增长率V、货币供应量增长率MS 以及一年期贷款利率I之间存在唯一的线性独立的协整关系。

（三）嘉兴市房地产价格、成交量与货币供应量和利率的误差修正模型

根据格兰杰定理，有协整关系的变量之间一定存在误差正模型，它反映了变量间的短期动态影响关系。建立误差修正模型一般分两步，分别建立区分数据长期特征和短期特征的计量经济学模型。从理论上讲，第一步，建立长期关系模型。即通过OLS法估计出时间序列变量间的关系，若估计结果形成平稳的残差序列时，那么这些变量间就存在相互协整的关系，长期关系模型的变量选择是合理的，回归系数具有经济意义。第二步，建立短期动态关系，即误差修正方程。将长期关系模型中各变量以一阶差分及其各阶滞后期形式重新加以改造，并将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的检验过程中，对短期动态关系进行逐项检验，不显著的项逐渐被剔除直到最适当的方法被找到为止。

本文按照Hendry的从一般到简单的模型估计方法，对嘉兴市房地产价格、成交量与利率、货币供应量的协整方程利用 AIC 和 SC 最小的原则确定滞后期为2，然后逐步去掉统计检验不显著的变量，得到嘉兴市房地产价格的误差修正模型如下：

从上述滞后期为k=2的误差修正模型可以看出，短期中变量的相关关系与长期时是一致的，但是t统计量显示，所有变量都不显著。由此可以推断，在短期中，房地产价格与货币供应量呈正相关与实际利率呈负相关，但是相关关系都不显著。从嘉兴市房地产价格、成交量的误差修正模型看出，实际利率的影响作用是十分微弱的。而货币供应量的变动对房地产价格指数影响较大，因此，采用货币政策，在短期内对抑制嘉兴市市房地产价格的作用效果并不会太明显。

（四）Granger因果检验

在经济学中，显著相关的变量之间未必都是有意义的。为了研究房地产价格、名义利率和货币供应量之间的因果关系，本文采用格兰杰因果关系检验法进行检验。从表5中可以看出，在5%的水平下，货币供应量MS是嘉兴市房地产价格变动的Granger原因，而利率I的变动不是嘉兴市房地产价格变动的Granger原因。同时，货币供应量和利率都不是嘉兴市房地产成交量的Granger原因。

三、研究结论

综合对嘉兴市房地产价格、成交量与货币供应量及银行贷款利率长期均衡的协整分析、短期误差修正模型和Granger因果检验分析，实证结果表明，嘉兴市房地产价格、成交量与货币供应量和实际利率之间存在长期稳定的协整关系，且与货币供应量成正比、实际利率成反比关系。同时，货币供应量MS是嘉兴市房地产价格变动的Granger原因，而利率I的变动不是嘉兴市房地产价格变动的Granger原因。同时，货币供应量和利率都不是嘉兴市房地产成交量的Granger原因。误差修正模型结果显示，在短期中，对嘉兴市房地产价格的调控作用效果不大；而在长期中，货币供应量变动、选择根据嘉兴市通货膨胀率制定与全国差异性贷款利率虽然能达到调控的目的，但是可行性较小，运用金融政策手段对嘉兴市房地产价格进行调控具有较大难度。因此，在运用金融政策对嘉兴市市房地产价格调控的同时，也应该寻求与其他政策手段的配合使用。

参考文献：

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[2]戴金平，金永军，陈柳钦.金融政策的产业效应分析——基于中国金融政策的实证研究[J].上海财经大学学报，2005（4）：8-15.

[3]葛红玲.金融政策对北京房价的影响分析[J].中央财经大学学报，2008（7）：44-49.

[4]胡慧萍.金融政策对房地产市场影响的实证分析[J].中南财经政法大学研究生学报，2007（03）：20-28.

[5]刘传哲，何凌云.我国金融政策房地产传导渠道效率检验[J]南方金融，2006（7）：5-7.

[6]Hilde C.Bj rnlanda.b. and DagHenning Jacobsen.The role of house prices in the monetary policy transmission mechanism in small open economies，Journal of Financial Stability（2），2010，218-229.

[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）.

第6篇：金融数据政策范文

（河海大学企业管理学院，江苏 常州 213022）

摘　要：互联网金融的发展为小微企业融资难问题提供了新的解决思路。文章先详细阐述了互联网金融在小微企业融资领域的应用现状，然后根据应用现状，分析了互联网金融企业在服务小微企业的过程中产生的问题，最后就如何解决这些问题提出了建议。

关键词 ：互联网金融；大数据；信用风险

中图分类号：F832

文献标志码：A

文章编号：1000-8772（2014）16-0111-02

引言

小微企业数量大、分布广、类型多、活性强，是国民经济不可或缺的依靠力量。然而，小微企业融资难、融资贵问题一直制约着我国小微企业的发展。

随着信息时代的来临，互联网以飞速的发展势头将它的触角伸到了金融领域，诞生了颠覆传统金融的新型模式：互联网金融。互联网金融是传统金融与现代信息网络技术紧密结合形成的一种新型金融模式，是以计算机网络技术为基础的金融活动与相关机制的总称。互联网特有的低成本信息媒介，“大数据”资源优势和系统自动处理机制为客户带来了全新的金融服务。这一模式为小微企业创造了新的融资渠道，为小微企业的发展带来了曙光。

一、互联网金融在小微企业融资领域的应用现状

随着互联网金融的发展，一直苦于难以从传统金融机构融通资金的小微企业找到了新的融资方式，成为了互联网金融的主要客户。随着创新模式的不断推进，互联网金融在小微企业融资领域的地位日显重要。

针对小微企业对资金需求的特点，P2P行业应运而生，并出现了几轮爆发。自2007年第一家公司在上海上线以来，网络借贷平台迅猛发展到如今已经超过2000家，其中影响较大的P2P网贷平台超过350家。既有人人贷、拍拍贷这样的“纯线上”的借贷平台，也有以宜信为代表的基于线下发展起来的借贷平台，还有诸如达飞集团这样的线上、线下并举的借贷公司。截至2013年末，我国互联网金融规模近达10万亿。其中，P2P网贷平台累计交易额超过600亿元，人人贷的融资规模更是从2000万元剧增至2013年末的1.3亿美元，营运至今完成贷款累计达20亿元，在2013年全年业务经历了2-3倍的增长。而作为互联网金融典型代表的阿里金融截至2013年末，贷款总额超过1500亿元，到2014年2月，已累计为超过70万家小微企业提供融资服务。

互联网金融能够在小微企业融资领域获得快速发展主要源于其自身特点与小微企业需求十分契合，能够从根本上解决小微企业融资难、融资贵的问题。

目前大型商业银行不愿为小微企业提供贷款的原因主要有三个：第一，我国小微企业的经营管理水平差异较大，公开披露信息较少，缺乏合法合规、真实可信的财务报表，资金供需双方存在严重的信息不对称；第二，资金供给方审核小微企业资质、搜寻小微企业信息需付出较高的人力、物力成本，而小微企业贷款金额小、期限短，银行获利少，导致成本与收益不对等；第三，出于风险控制的目的，银行在为小微企业提供贷款时，一般要求企业提供抵押担保，小微企业由于经营规模小、固定资产少，一般很难提供抵押物。

互联网金融的发展打破了小微企业融资的瓶颈。随着互联网的发展，许多小微企业摆脱了对经销商的依赖，开始在电子商务平台上做生意，交易、发货、付款、评价均在网上完成。电子商务平台积累了企业海量历史交易数据、信用记录、客户评价，使得资金供需双方的信息不对称程度非常低。基于大数据挖掘的系统处理和互联网平台上的人机交互模式缩短了业务流程，简化了贷款审批手续，对小微企业大量数据的运算依赖互联网的云计算技术，不仅保证其安全、效率，也降低了互联网金融企业的运营成本。由于信息对称，互联网金融企业可以较好地控制贷款风险，让无抵押贷款成为了可能。

互联网金融这些信息不对称程度低，信息处理成本低，无需抵押等特点，使其成为小微企业融资领域的新生力量。

然而互联网金融在展现它多方面优势的同时也暴露出一些问题，对以阿里金融为代表的“小贷公司+电商平台”模式而言，目标客户严格限于阿里电商平台的注册会员商户，使得受益企业范围受到极大限制，而且小额贷款公司资金来源有限，限制了其贷款业务规模；对P2P模式而言：属于民间借贷范畴的“人人贷”一直处于监管的灰色地带，市场进入门槛低，鱼龙混杂，导致不止一起网络借贷平台“卷钱跑路”事件发生；国内信用体系不健全导致多数从业公司均缺乏完善和有效的审核体系，因此很难避免信用风险。

二、互联网金融模式产生问题的分析

（1）受益企业范围有限

我国小微企业分布广，数量多，大都存在融资难的问题。因此，我国小微企业的融资需求是比较旺盛的。阿里金融虽然能很好地满足小微企业的需求，但其贷款对象仅限于在阿里巴巴电子商务平台上注册的企业，许多缺乏网络建设的小微企业难以得到贷款机会。要想扩大受益企业范围，仅阿里金融一家是远远不够的，需要创造整个互联网金融的繁荣发展。但是，阿里金融的模式难以复制。阿里巴巴由于开展互联网业务的历史久，经验丰富，积累了海量的真实交易数据可供挖掘，而很多其他的电商平台则不具备这样的先天优势。

（2）贷款资金来源受限

中国现行政策不允许非金融类企业开展信贷业务，所以电子商务企业必须借助其他渠道实现资金投放。阿里巴巴等电商企业从事金融业务都是通过设立小额贷款公司来实现的。“只贷不存”是《关于小额贷款公司试点的指导意见》中重要的一项规定，其目的是避免非法集资、变相吸收公众存款等违法违规行为的出现。因此，小额贷款公司的资金来源只有自有资金和银行借款，贷款资金来源受到了很大的限制。为满足更多小微企业的需求，业务扩张是从事互联网金融企业的必经之路，而当业务规模扩张达到一定程度时，资金来源有限将成为其发展的一大瓶颈。

（3）政策风险大

互联网行业发展速度快，创新能力强，但我国缺乏对互联网金融业进行监管的专门法律规范。互联网金融企业在这种无监管、无指导的环境下通过创新和发展形成的业务模式并没有得到法律和政策的认可。金融业和互联网本来就是两个很难监管的行业，它们缺乏政策引导的融合和发展很可能带来金融业的混乱局面。

互联网金融模式中的“人人贷” 实质上属于民间借贷范畴，而我国的民间借贷在很大程度上处于监管的灰色地带，民间借贷“阳光化”的程度较低。目前，“人人贷”行业尚缺乏行业规则和准入标准，互联网金融企业的业务扩张在很大程度上是由于政府“网开一面”。未来，一旦加大对互联网金融业的监管力度，完善相关法律规范，现在的许多业务可能因为不合法不合规而被迫放弃，这无疑给互联网金融企业带来巨大损失。

（4）信用风险大

无论是阿里金融还是宜信的P2P，其信用风险的控制都是存在缺陷的。阿里金融虽然建立了量化分析系统来控制信用风险，但对量化模型形成巨大威胁的系统性风险却无法规避。

P2P模式的情况则更为严峻。由于我国现有的P2P模式完全是从西方引进的，与我国国情有许多不相符的地方。比如：国外P2P机构普遍将对借款人的评级工作外包给市场认可的评级机构，规范了信用审核程序，并分散了风险，而我国专业的信用评级机构寥寥无几，并且收费昂贵；国外的征信系统完善，不仅简化了对借款人的信用审核工作，还使得借款人不敢轻易违约，而中国社会信用体系尚未成型，信用信息没有联网公开，不仅造成了信用审核的困难，还因为借款人违约成本低而增加了违约风险；国外成熟的P2P模式采取了为贷款投保的模式，将风险转移给了保险公司，而我国的保险公司尚无类似业务，违约造成的损失将全部由P2P机构和投资者承担。

三、互联网金融服务小微企业的建议

（1） 引导小额贷款公司转型为小型区域性银行

我国现行政策限制民营企业办银行，故互联网金融企业只能通过旗下的小额贷款公司实现资金投放。要扩大互联网金融企业贷款业务的资金来源，需要在政策上鼓励并引导这些小额贷款公司转型为小型区域性银行，这些小型区域性银行专门为小微企业提供贷款，从事互联网金融业务。

其实，对小额贷款公司转制为各种类型的银行早有制度安排。2009年6月，银监会就下发《小额贷款公司改制设立村镇银行暂行规定》，但由于政策不完善，转型过程中的种种问题，导致这一规定并没有得到很好的落实。为促进互联网金融的发展，国家应加大力度支持从事互联网金融业务的小贷公司转型为小型区域性银行，使其可吸收电商平台上的资金存款，扩大贷款来源，为更多的小微企业提供贷款服务。

（2） 规范互联网金融行业的法律和政策

加快制定有关互联网金融业的法律法规、完善政策体系，能打破互联网金融企业发展方向不明、业务混乱的局面，为互联网企业的发展提供指导，减小其政策风险。

需要指出的是，有关互联网金融业的法律法规不应过于死板和严格，应该给互联网金融业一定的自我发展空间，让其在探索中发现一条更好的服务小微企业的道路。而政策体系不应限制互联网金融业的发展，而是引导其良性发展，并采取一些扶持政策和激励措施，鼓励互联网金融企业积极探索为小微企业提供贷款的新模式。

（3）完善社会征信体系，促进数据开放和共享

我国的征信体系主体是在国务院授权下，由中国人民银行组建起来的。作为征信体系建设基础设施的数据库分为两个部分：由中国人民银行组织建立的企业个人信用信息基础数据库和各家商业化信用服务公司自行建立的数据库系统，各数据库的数据不对外开放和共享。以征信中心为征信机构，统一负责企业和个人征信系统的建设运行和管理，而散落于工商、海关、法院、公安、统计、质检等部门有价值的信用信息却因为信息掌控部门和机构的垄断而无法被纳入社会信用体系。

完善社会征信体系需要对散落于各政府部门的信用体系进行整合，将社会征信体系联网公开，对来自于各个征信数据库的数据进行共享，减小征信体系的运作成本，有助于建立成熟的社会信用体系。在社会信用体系完善的情况下，各信用评级机构得到良好的发展，为互联网金融机构将对借款人的评级工作外包提供了可能；借款企业的违约成本上升，降低了互联网金融机构贷款业务所面临的信用风险；银行为信用良好的小微企业提供中长期贷款，互联网金融企业凭借其自身系统化放贷优势为小微企业提供短期随借随还贷款，使得小微企业各层次的融资需求得到满足。

参考文献：

[1] 徐慧.中小企业融资难的成因和对策[J].中国商贸，2010年26期.

[2] 季学凤.小额贷款公司在服务小企业融资过程中的困境及建议[J].财会通讯，2010年26期.

[3] 小微企业融资发展报告：中国现状及亚洲实践[R].

第7篇：金融数据政策范文

一、我国货币政策的现状

货币政策是指央行实施的，用以影响货币和其他金融条件，达到持久的真实产出增长、高就业和物价稳定等广泛目标的经济政策。对于政府而言，货币政策工具主要指法定存款准备金、再贴现率、公开市场操作这三大法宝。

1、三大货币政策工具的发展

法定存款准备金，规定了商业银行或某些国家中的储蓄机构在其存款负债中必须上缴央行一定比例的存款或者是预留库存现金。因为法定存款准备金率通过货币乘数影响货币供给来调节市场的货币供应量，从另一个方面来说，也限制了银行的一定的现金流，保障了存款用户的相对风险。从2006年第一季度到今年的第一季度，这四个季度，央行已经对存款准备金率调整13次，每次的调整基本都是提高0.5个百分点。搭配使用央行票据等对冲工具，有利于增强中央银行回收多余流动性的主动性和有效性，有利于适当调节商业银行信贷扩张能力，保持货币信贷总量适度增长。再贴现率，央行在通过“贴现窗口”贷款或再贴现或购入银行持有的金融资产向银行体系直接提供准备存款的活动中索取的利息。从而影响货币资金供求。再贴现率现为3.24%，而且这个数据近年一直都没有变动。

公开市场操作，如回购和逆回购协议、买卖政府债券、发行中央银行证券等。从我国的货币政策报告中，可以得出去年到今年的五个季度的公开市场操作情况，如表1所示。

从表1可以看出，票据发行总量和季末票据余额都是比较大的数额，央行对公开市场化操作幅度越来越大，而且根据不同的经济情况操作的幅度也不同，通过公开市场操作来对货币供应量进行微调，改善通货膨胀，而且可以灵活安排。政府在今年的货币政策执行报告中指出，进一步改进金融宏观调控，提高货币政策的预见性、科学性和有效性。人们要面对是央行的政策，但是怎么样才能有效的达到央行的预期？改善货币政策透明度是非常有必要的。

2、我国货币政策透明披露回顾

1993年以前我国央行主要是通过领导讲话来披露我国的货币政策，这种方式的缺点是通过领导讲话进行信息披露的透明度较低，公众很难在此基础上形成相对准确的预期。1993年起人民银行开始向社会公布货币供应量指标。1995年《中国人民银行法》颁布，里面明确列出：“货币政策目标是保持货币币值稳定，并以此促进经济增长。”1996年起正式采用货币供应量M1和M2作为货币政策的调控目标，每月中旬人民银行还公布上月M0、M1和M2的实际增长率、金融机构短期和中长期贷款、企业贷款、储蓄存款和外汇储备情况等月度金融统计数据。2001年开始执行货币政策报告，在每一个季度公布货币政策执行报告，内容有：继续执行稳健的货币政策，加强流动性管理，搭配运用公开市场操作、存款准备金率等多种方式回收流动，协调运用好多种流动性管理工具，保持对冲力度，引导货币信贷合理增长，维护总量平衡。2002年2月份，首次对外公布了货币政策司撰写的稳健货币政策有关问题的分析报告，报告中解释实施稳健货币政策的由来、内涵、实施效果。2004年，央行公布金融统计数据时间表，内容包括：本外币存贷款数量、余额和经济运行状况等。

从前述内容可以看出，我国货币政策经济运行透明度在最近几年提高很快，这有利于我国货币政策效果的提高。但是也要认识到，我国货币政策经济运行透明度还存在着一些问题。需要进行改善和提高。如金融数据公布的完整性、项目全面性、经济金融运行的预测报告等。

二、改善我国货币政策透明度的优点

1、降低抑制通货膨胀的成本

有利于形成对中央银行的外部监督。当中央银行不能完全排除政治干预，他们在制定政策时就会具有用通货膨胀来换取经济增长的偏好，倾向于采取“有所作为的政策”。而在实行公开的货币政策的情况下，中央银行的任何以通货膨胀来换取短期产出提高的行为，都将被市场主体所发现。在这种情况下，实施通货膨胀的货币政策将会破坏中央银行的信誉，丧失公信力是中央银行实行通货膨胀货币政策的代价。这样，提高货币政策的透明度，就会提高中央银行的公信力。货币政策的首要目标就是保持物价稳定，减少管理监管通货膨胀的成本。

2、减少信息不对称，有效引导预期

像所有公共政策一样，货币政策可以从公众的支持与理解中受益。在货币政策透明度较高情况下，中央银行向公众公开货币政策决策过程，说明决策依据，进行全面的宏观经济形势分析与预测，及时而准确地有关货币政策实施效果的统计资料等，这种高度透明的货币政策，可以使公众获得更为准确的货币政策信息，避免公众对中央银行的政策制定和执行产生误解，从而获得公众对中央银行货币政策的理解与支持，使货币政策传导渠道畅通。引导公众形成合理的预期。如果中央银行能够及时准确地向市场提供调控经济运行的各种信息，态度鲜明地表明对未来经济增长与通货膨胀风险的预测，以中央银行的权威与信誉，就可以影响公众预期，使其按货币政策制定者所期望的方向调整投资和消费行为。

3、减少市场波动，稳定金融市场

政策可信性越大，该政策对公众预期形成和决策行为的引导作用越大，其政策效应就越好；反之，可信性越小，其政策效应越差。政策的透明度是决定货币政策可信性的重要因素之一。首先，由于中央银行不能完全预料到未来的意外冲击，因此事前宣布的通货膨胀率与货币供应量增长率等指标与事后的实际结果不会完全一致。如果货币政策不具有透明度，公众就无法判断目标的偏离是由中央银行的短期行为或控制不当造成的，还是由未曾预料到的需求与供给冲击造成的，这样就会对货币政策的可信性造成损害。如果货币政策的透明度高，政策信息全面、详细与准确，那么公众不仅可以了解中央银行的政策目标，还可以了解中央银行通过什么手段与措施去实现其目标，对正在实行的措施及所取得的效果与所宣布目标偏离的原因有一个全面和正确的理解，这样便可以保持公众对中央银行的信任。当人们适应这个规则以后，政策的明确化、制度化有助于保证实现货币政策的延续性，或者至少可以增加未来政策继续采取目前这种方法的可能性，减少市场由于不确定带来的风险，增强金融市场的稳定性。

三、国内外货币政策的借鉴

货币政策透明度，大致可以分为三类：目标透明度、认识透明度、操作透明度。在这三个方面上，每个国家的侧重点都不一样，现在将对外国几个有代表的银行进行分析，提出对我国的借鉴。美联储货币政策目标在《联邦储备法》中被确定为充分就业、稳定物价和适度的长期利率。对于会议记录等信息披露在格林斯潘时期，由联邦公开市场委员会提出货币政策决策，投票结果基本是全票通过。伯南克任职到现在，联邦公开市场委员会在会后3个星期对会议纪录予以公布。美联储从1994年才开始对外公布政策。在此之前，公众和市场只能间接通过美联储在公开市场上的政策动向来判断货币政策行动的变化，即使政策决定没有变化，也对政策保持不变的依据进行解释和说明。2003年8月以来，美联储在会后声明中更加注重使用描述性的前瞻性语言，向市场传递美联储对经济前景展望和货币走势方面的信息。

新西兰储备银行采用的都是通货膨胀目标制，1990年率先采用通货膨胀目标制，其物价稳定的衡量标准是由财政部长和储备银行行长通过签订政策目标协议确定的；货币政策决策由行长个人做出，对行长货币政策决定的详尽解释取代了会议纪要。央行还会在每个季度提供短期名义利率预测，并尝试以图表的形式向公众和市场未来最有可能的政策利率路径，向公众说明其未来可能的政策行动。英格兰银行采取的措施与新西兰基本类似，即通货膨胀目标制。货币政策决策上，英格兰银行采用的是“多数票”原则。

欧洲中央银行采用的是“两支柱”的货币政策策略：经济分析和货币分析。欧洲中央银行货币政策的制定主要通过这两大支柱获得大量数据和信息。欧洲中央银行货币政策决策由管理委员会集体讨论并在取得一致的基础上做出。欧洲中央银行不公布会议记录，也不公布投票结果，只是欧洲中央银行在货币政策会议后立即宣布政策决定。

第8篇：金融数据政策范文

2005年下半年省联社建立了信息化管理的第一个系统-综合业务系统，截止目前，已建成了核心业务和信贷管理两大业务处理系统。经过逐步发展，我省农村信用联社已创建了业务交易量最大的全省集中式金融业务系统支撑平台。  

省审计厅应用信息化技术进行金融审计，大致可以分为三个阶段：

计算机应用于金融审计的初试阶段。2005年至2008年间，省联社实现了初步的信息化系统管理，省厅明确了将计算机分析应用于金融审计的思路，从省联社提取了数据，并进行了初步分析和整理，产生的审计效果比较明显。

计算机辅助金融审计阶段。2009至2011年，省厅改进完善了计算机在金融审计中的作用，逐步达到了计算机辅助金融审计的目的。（1）全方位取得数据库表和数据字典。（2）完善数据采集及转换，保证数据的完整性和准确性。（3）数据分析贯穿审计调查之中，数据分析有分有和。

积极向数据化审计走在前列的省厅学习。为做好金融行业的数据化审计，2012年我厅组织相关部门及业务人员到数据化审计开展较好的浙江审计厅考察学习，归纳提炼先进经验，对我们开展这项工作提供了审计思路。

二、全面开展金融机构数据化审计并初见成效

（一）2013年首次农信社信贷资产数据式审计的成效。省厅于2012年搭建起了全省农村合作金融机构的分析系统平台。2013年，对全省农村合作金融机构的信贷资产进行数据化分析辅助的专项审计。在此次专项审计现场实施阶段开始前，利用平台，整理采集的数据，调试模块，形成7类19项疑似问题表。

本次数据化审计初见成效，具体表现在：1.调整了农村金融机构数据分析系统，使之更加适应我省的农村金融机构的数据化审计。同时，根据当前经济发展形式，又增加的新的数据模型。通过调整和新增数据审计问题模块，进一步完善和优化了我省农村金融机构数据分析系统。2.揭示了我省农村金融机构信贷数据系统的漏洞和风险，例如：系统客户信息录入不规范，系统部分字段没有规范使用、系统对部分业务如家乐卡业务没有作及时的系统更新、个别信贷表中信息不准确等问题。3.全面反映了我省农村金融机构存在的突出问题。利用数据分析的辅助手段，审计组发现了借新还旧标准过低，部分机构以此掩盖不良贷款；发放多头、关联担保贷款等问题。4.此次审计结果形成了审计报告、决定、要情及意见，审计要情及意见被娄省长批转至省金融办。

（二）2014年建立并完善了全省农村信用社涉农信贷数据专项审计平台。2014年，省厅对陕西农村合作金融机构涉农信贷资产进行审计调查，建立了农信社涉农信贷数据分析平台，并初步形成了5类17项疑似问题模块。目前，本次审计调查的现场实施阶段已完成，审计调查成效主要表现为。1.审计调查反映我省农村合作金融机构的涉农贷款真实性逐步提高，但仍需要进一步整改。在2014年开展的省农村金融机构涉农信贷资产审计调查中发现，涉农贷款增量、增量占比、增速和农贷占比都有所下降，进一步说明经过2013年的审计及整改后，该机构涉农贷款的真实性逐步提高。但2014年对涉农贷款开展的审计调查中，发现仍存在非农贷款投向为农林牧副渔涉农贷款，并在涉农贷款科目核算的问题，仍需进一步整改。2.部分涉农政策执行不力，监管缺失。审计调查中，发现部分县级财政部门不能按照有关文件精神和规定，及时足额地拨付贴息资金或奖励资金。并对于部分政策性贷款的保障政策，相关的监管部门或省联社在检查或考核中没有落实到位，使得部分联社迫于考核和检查压力，以借新还旧形式掩盖不良贷款。3.信贷管理不严。根据数据分析及审计调查，发现省农村合作金融机构存在对政策性贷款贷后管理不严、倒贷、以贷还贷、贷款不良后继续发放涉农贷款等问题。4.党政机关干部在农村信合系统取得经营性涉农贷款的问题仍存在，省厅已形成审计移送书交纪检监察部门。

利用数据分析平台，将贷款分户账与电子名单关联运行分析，形成与当地党政机关干部名字相同的个人贷款表，即形成了疑似党政机关干部贷款表。结合前期现场调阅资料及外围延伸，我们最终审计发现并确认了存在个别党政干部无视党员干部廉洁从政准则，违规向农村信合系统以较低利率取得经营性贷款，从事经商、办企业。

三、对农村金融机构数据化审计模型案例分析

（一）违规发放多个个人担保贷款模型。此模型审计思路是：将个人贷款分户账与贷款担保表关联，将多个贷款户不同但担保企业相同的贷款记录集中并分离出来。依据以往的审计经验，此类贷款如果每笔的贷款金额相似或相同，贷款发放的时间相近或相同，很有可能担保企业为实际用款企业，及此类贷款很有可能为顶冒名或个贷公用等违规贷款。根据此模型分离出的疑似表，要关注贷款的实际用途，即贷款资金的实际流向。对于此类的审查，首先应审查此类贷款发放时所经过的个人账户情况，关注该笔贷款流至哪个账户，同时每月贷款利息的偿还来自哪个账户，这些账户与担保公司是什么样的关系，摸清这些关系，就很容易核实贷款的真实用途。还可以结合外部延伸调查的方式，延伸检查为此类贷款进行担保的担保企业的账务，尤其关注贷款发放、多笔贷款集中还息这几个日期该担保公司的往来账务情况。

（二）关联、多头垒大户贷款模型。此模型的审计思路：根据贷款表中的客户关系筛选出与贷户关联的贷款，最终形成关联、多头贷款中间表。

数据式审计仅是辅助手段，必须结合审计人员的经验、思路，才能深透审计。目前的关联多头贷款模型中间表并不能涵盖所有相关联贷款户的多头贷款，仅能反映不同金融机构向贷款户多头发放贷款的情况。依据以往的审计经验，还存在与贷户关联紧密的关系人或关系企业，在同一机构或不同机构获得贷款。简言之，即违反了对关联贷款同一授信的原则，分散相关系人或关联企业多头多笔发放贷款，在其承贷能力有限的情况下，加大了贷款风险。

依据关联多头贷款模型分类理出每一组疑似多头贷款表，重点关注贷款企业主要股东、管理层的构成、以及表上未反映但资料反映出的关联企业的信息。在结合数据平台筛查上述关系人 或关系企业，是否也存在贷款，根据贷款信息及贷款档案，进一步核实这些贷款是否也同时实际用于同一贷户或同一贷款企业集团，从而完整审查出涉及的关联多头贷款。随后根据已确定的关联多头贷款，对其进行延伸调查，审查涉及贷户的真实资产状况，或涉及关联贷款企业的财务状况，检查是否有能力偿还，并进一步揭示是否存在利用金融机构未能获取此关联企业完整信息情况下，进行违法骗贷活动。　四、做好金融数据审计工作的几点思考

（一）加强学习和培训，开拓审计思路。金融机构的业务不断地扩展、变化、创新，原有问题可能会变形、也可能会在创新过程中出现新的问题，因此金融数据审计的平台和模型也要跟随变化而变化，唯有这样才能不断发挥金融数据审计的作用。而作为审计人员，就要随时关注和学习各类政治、经济，尤其是金融方面的资讯，丰富和武装头脑，这样才能开拓审计思路，也才能完善金融数据审计。而学习和培训金融知识的方式可以采用多种方式，以自学为主，集中学习和培训为辅。

（二）加强计算机专业人员对金融数据审计的支持。目前农村金融审计的数据平台已初步建成，数据模型也在审计过程中完善和创新，但面对不断变化的金融业务，仍需要不断加强计算机专业人员与审计业务人员的配合。只有不断加强计算机专业人员与审计人员的配合和沟通，才能更好地完成审计任务。

（三）逐步完善已有的数据平台和模型，不断创新与新的金融政策、法规一致的新数据模块。在利用金融审计数据分析平台开展审计项目过程中，除利用平台数据模型，高效准确抓住审计重点、突出问题外，还要注意及时调整平台数据模型存在的偏差。同时，在实际审计中，针对新发现的重点、问题，或金融机构创新的新的业务品种，及时总结存在重点问题的共性特征，并将其转化成为新的数据模型。

（四）逐渐实现金融大数据审计下的全覆盖连动审计。金融机构下属各级机构覆盖省市县各级，尤其是农村金融机构，网点遍布各级区域，甚至在村镇也存在信用社、分社一级。要逐步将市、县两级的金融审计力量融入进来，逐步实现金融大数据审计下的全覆盖连动审计。

（五）加大金融数据审计的广度和深度。目前，省审计厅以农村金融机构为数据式审计的试点，在条件成熟情况下，金融数据审计的试点范围会逐步扩大，从银行业拓展到证券业、投资业等，不断将金融数据审计的覆盖面扩大至其他金融机构。同时，对于已作为试点的金融机构，数据分析平台及数据模型的深度也会加强，  

第9篇：金融数据政策范文

关键词：货币政策有效性；宏观调控；金融体系

一、引言

2008年下半年以来，金融危机对全球经济带来的破坏迟迟没有终止。对于欧美国家而言，常规经济政策手段在危机期间严重失效。本文致力于回答这样的问题：金融危机是否影响了我国货币政策的有效性。

货币政策有效性是指宏观经济政策能否系统影响产出、就业等经济变量，以及影响程度的大小。周英章和蒋振声用货币政策传导机制的有效性研究货币政策有效性问题，如果货币政策变量与产出协整并存在格兰杰因果关系，则认为该政策变量有效。货币政策有效性与宏观经济学中的“货币中性”非常相似，刘斌利用SVAR模型分析出货币政策冲击在短期对实体经济有影响，长期无影响，该结论与主流文献短期非中性、长期中性的判断一致。杜亮总结了检验货币政策有效性的主要方法，包括格兰杰因果检验，VAR、SVAR、VECM，货币政策规则，动态随机一般均衡模型等。

本文的思路与闫力、刘克宫、张次兰相似，构建包含货币变量和产出、价格的VAR模型。经验证据表明，金融危机没有使我国的货币政策有效性下降，反而有所上升。原因是宏观经济调控的目标和力度在金融危机前后发生变化，深层原因是我国金融体系发展缓慢，金融部门受危机影响较小，货币政策传导机制依然有效。

二、经验证据

本部分采用VAR模型对金融危机前后的货币政策有效性进行评价。分别估计全样本金融危机前和金融危机后的VAR模型，评价是否金融危机改变了货币政策对经济的干预能力，为货币政策有效性的讨论提供现实依据。

1.数据选取与来源

采购经理人指数（PMI）在经济分析实务中被广泛采用，其频度高、数据早，有一定先行性，是业界非常重视的宏观经济指标，但在学术研究中使用较少。作为产出的变量， PMI用来分析货币政策可以反映出预期在货币政策制定过程中起到的作用。现代货币政策制定具有前瞻性，预期管理是央行必须考虑的问题。市场预期对政策的响应是货币政策有效性评价的重要方面。PMI非常灵敏地反映了经济当前状况，可以作为实体经济景气程度的评价指标。数据来自中经网统计数据库，区间为2005年1月至2013年6月。

货币政策变量选取了货币供应量，具体为M2月末数同比增长率。大量研究表明，货币供应量是我国主要的货币政策中介目标。

2.实证结果

估计包含PMI、CPI、M2的VAR模型，利用其脉冲响应评估产出与价格对货币政策变量货币的响应，如果产出与价格的脉冲响应较大，则说明货币政策有效性较强，反之则认为货币政策的有效性较弱。在研究过程中，先进行全样本（2005年1月至2013年6月，图中标记为“full”）估计，然后分别估计危机前（2005年1月至2008年8月，图中标记为“before”）与危机后（2008年9月至2013年6月，图中标记为“after”）两个子样本，进而评价金融危机前后货币政策有效性的变化。

单位根检验表明，所有变量均平稳。根据Schwarz准则，选择VAR的滞后阶数为2。

图1和图2描述了包含PMI、CPI和M2的VAR模型的脉冲响应。产出对1单位货币供应量冲击的响应不为0，长期恢复到0附近，这说明我国货币供应量具有对实际变量的影响能力，短期非中性，长期呈中性。各样本脉冲响应基本都在第3期达到最大，体现出货币政策效果的滞后性。在第10期转为负值，可能由于货币政策在中长期发生转向，或者产出步入经济周期的下一个阶段。金融危机之后的产出响应增强，说明货币政策对产出影响的有效性没有下降。

图2描述了价格对货币供应量的脉冲响应。危机之前的价格响应在第8期达到最大，危机后的价格响应在10期达到最大，但峰值小于危机前，货币供应量对价格的影响具有一定持续性。积极的货币政策虽然在短期具有明显的刺激效果，但是产出在中长期表现出中性反应，而价格滞后于产出响应，因而容易出现通胀风险。比对危机前后样本，危机之后的价格响应幅度降低，滞后性增强，这说明危机后的货币供应量对价格影响更弱，政策实施的通胀成本有所下降。

价格对货币供应量冲击的响应滞后要强于产出滞后，在货币政策制定过程中需要注意此方面因素，避免由货币政策带来的通胀风险。

三、中国的货币政策具有危机免疫力的原因

以上经验证据表明，金融危机之后，我国的货币政策有效性并没有下降。货币供应量有所增强，对价格的影响有所减弱。危机前后政策有效性的变化为未来政策调节提供了有利条件。本部分将讨论为何金融危机没有弱化我国货币政策有效性，反而呈现出有效性上升的现象。

1.货币政策有效性与宏观调控的目标和力度有紧密联系

本文选取了2005年1月至2008年9月的数据，这期间我国的经济稳步上升，货币政策一直比较稳健，尤其是2007年年底到2008年上半年，宏观调控的首要任务是控制物价过快上涨。央行执行了从紧的货币政策，货币供应量增速保持平稳下降。在危机前子样本的VAR模型中，作为政策目标的产出和作为政策工具的货币供应量都没有大幅变动；危机后产出受到重创，货币供应量调整力度增强，因此图1中的脉冲响应表现为危机后强于危机前。在经济形势较平稳的阶段，宏观调控力度较弱，对产出的关注不多，货币政策刺激产出的有效性表现较差；在经济形势较为严峻的阶段，决策层宏观调控力度加大，更看重“保增长”目标，货币政策频繁操作，政策有效性也随之增强。

由于危机前货币政策的主要目标是控制物价过快上涨，货币供应量增速在危机来临之前一直处于缓慢下行的区间，通胀治理成果显著，因而价格响应在危机前的样本中较强。危机后宏观调控的主要目标从控制通胀转变为“保增长”，价格调控居于次要位置。2008年9月以后，央行执行了适度宽松的货币政策，确保经济增长，稳定市场信心。与此同时，价格下降较为明显，控制通胀不再是首要任务。这就解释了为何图2中危机后比危机前价格响应减弱。

2.中国金融业发展缓慢，货币政策传导机制在危机中没有遭到破坏

黄志刚等将货币政策效应作为经济危机的判决依据，研究表明，危机前兆期（2004年至2007年）美国的货币政策效应严重衰减，危机期间甚至失效。中国在危机最严重的阶段货币政策效应不但没有衰减，反而增加，说明该判断对中国不适用。这种巨大差别来自于中美两国经济的深层差异。与货币政策效应最为紧密的经济因素是金融市场。

美国的金融危机源于次贷危机，最先爆发在金融系统。随着金融创新的层出不穷和衍生品复杂度的增加，房价泡沫破灭，金融系统风险失控。风险随着金融系统传递，最为突出的表现是经济体流动性不足。我国受危机影响源于出口部门，美国金融危机导致我国外需不足，大量出口企业难以维系。我国实体经济而非金融部门受到冲击，消费与投资下滑导致交易性货币需求下降，经济体内流动性充裕。我国的金融部门始终没有受到太大影响，得益于金融体系发展缓慢。依赖于商业银行的货币政策传导机制也未受到影响，使得危机之后的货币政策可以有效刺激经济复苏。

四、结论

2005年1月至2013年6月的经验证据表明，金融危机不仅没有削弱我国货币政策的有效性，反而增强了有效性。

货币政策有效性与宏观经济调控的目标和力度关系紧密。不同经济周期区间有不同的宏观调控方针，货币政策对产出和价格的作用也会有很大差异。一方面说明宏观调控目标和力度在我国货币政策效果中的重要地位，另一方面表明货币政策有效性研究中应当尝试分离宏观调控因素，考察经济体本身对货币政策的响应情况。随着市场化改革的深入推进，具有计划经济色彩的宏观调控逐渐弱化，市场本身对货币政策的响应才是未来政策制定关注的重点。

虽然得益于金融体系落后，货币政策有效性对金融危机有较好的免疫能力，但是金融体系优化资源配置的功能对我国未来经济的发展依然至关重要。改善金融调控、完善组织体系、建设金融市场、深化金融改革、扩大对外开放、维护金融稳定、加强基础设施等，是“十二五”时期金融业发展和改革的重点任务。

参考文献：

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[4]苏剑，林卫斌，叶淏尹.金融危机下中美经济形势的差异与货币政策选择[J].经济学动态，2009（09）.

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