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序論：在您撰寫貨幣政策論文時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
1.兩者調節的領域存在差異性貨幣政策的調節領域主要集中于經濟領域，而相比于貨幣政策，財政政策的調節領域更為寬泛，不僅局限于經濟領域，還涉及社會發展的非經濟領域。具體地說，貨幣政策是通過改變貨幣供應量來影響國民經濟，貨幣供應量的改變主要發生于流通環節，對流通環節的調控主要集中于市場經濟領域，在這一系列的連鎖反饋過程中，貨幣政策要發揮其功能需要商業銀行的配合和傳導，因此受金融系統邊界的制約，由此可見這種政策的調節領域比較有限。財政政策主要發生于國民收入的分配再分配環節，通過財政收入和支出的變動涉及社會穩定各個方面的實現，特別是在縮小收入差距，推動科教文衛事業的發展等領域，具有貨幣政策無法比擬的優勢。
2.兩者調節的作用機制存在差異性財政政策更關注經濟公平，貨幣政策更體現經濟效率。這是因為，盡管財政政策與貨幣政策調控的都是貨幣資金，但其資金的性質明顯不同。貨幣政策調控的資金為借貸資金，具有明顯的償還性，其資金使用效益的提高會使經濟的運行更富有效率;相比之下，財政政策的貨幣資金較具有無償性。通過資金的無償占有和使用，調節不同人群、不同地區、不同行業之間的利益分配關系，實現社會的公平。
3.兩者調節的時滯存在差異性從政策制定角度來看，財政政策的制定時滯較長，而貨幣政策的制定時滯較短。政府制定和修訂財政政策要經過立法機關審議和批準，有一整套極其嚴格的程序，不允許隨意變動年初的財政預算，因此往往需要較長的周期。貨幣政策的制定和修訂由中央銀行決定，中央銀行具有一定的獨立性，所以政策的變動時滯較短。從政策執行角度來看，貨幣政策時滯較長，財政政策時滯較短。貨幣政策的實施要有傳導渠道承載，無論通過利率渠道傳導還是通過信貸渠道傳導，都需要較長的傳導鏈條，因而貨幣政策部分乃至全部效力的發揮要有較長的時間分布間隔。財政政策一般通過政府直接安排收支，且政策實施具有某種強制性，其達到的效果也較易在短時間內顯現。
4.兩者調節的方式存在差異性盡管市場經濟的宏觀調控體系以間接調控為基本特點，但財政政策能夠由政府直接調節和控制來實現，因而更具有直接性，特別是在調節經濟結構領域，通過財政支出的增減變動和稅率的大小變化，可以直接作用于投資和消費的結構與規模。相比較而言，貨幣政策的間接性較強。政策的實施不僅需要暢通的傳導路徑為依托，還需要商業銀行的緊密配合，且政策效應的發揮還受到企業管理經營機制的市場化程度以及居民的消費意愿等因素的制約。綜上所述，財政政策和貨幣政策既具有一致性也存在差異性，表明二者之間密切相關，在宏觀調控中不可替代和相互補充。因此在實踐中，只有根據自身特點將兩者有效結合在一起，才能更容易和準確地達到國家宏觀調控的目標。
二、財政與貨幣政策搭配的理論綜述
1.封閉經濟條件下IS－LM模型IS－LM模型是由JohnRichardHicks和AlvinHansen(1937)在凱恩斯宏觀經濟理論基礎上得出的一個經濟分析模型，用于反映產品市場和貨幣市場同時均衡的條件下，國民收入和利率的關系，該模型廣泛應用于財政與貨幣政策研究。IS曲線用來描述產品市場均衡，根據封閉經濟國民收入等式:Y=C+I+G可以獲得關于收入和利率關系的向右下方傾斜的IS曲線。LM曲線用來描述貨幣市場均衡，根據等式M/P=L1(r)+L2(y)可以獲得關于收入和利率關系的向右上方傾斜的LM曲線。IS與LM曲線的交點意味著產品市場和貨幣市場同時均衡時的利率和收入水平。然而這一均衡并不是充分就業時的均衡，因此需要財政與貨幣政策進行調節，其中財政政策改變IS曲線的位置，貨幣政策改變LM曲線的位置，通過IS和LM曲線位置的變化，實現充分就業下的均衡狀態。伴隨著IS－LM模型的誕生，經濟學家對它的批評和指責就不絕于耳。例如，模型的創始人J.R.Hicks就公開表達了對該模型的不滿:IS曲線表示的是流量均衡關系，而LM曲線表示的是存量均衡關系。若要產品市場和貨幣市場在一年中同時達到均衡，則在整個過程中貨幣的供給必須與需求保持相等，這只有在不確定的預期每天都正確的情況下實現，這顯然不可能。A.Leijonhufvud的批評指出:IS－LM模型的一個假設是兩種市場的均衡相互獨立，一條曲線的變動不會引起另一條曲線的變動，這種假設不正確，IS和LM應該是相互依存的關系。盡管各種對IS－LM模型的批評不無道理，但并沒有因此撼動該模型在現代宏觀經濟學的重要地位。無論是后來的貨幣學派、理性預期學派還是供給學派，其理論都沒有取代正統的IS－LM模型，反而被納入該模型，豐富和拓展了該模型。因而無論從理論還是實踐上都證明IS－LM模型的巨大價值，是政府分析財政貨幣政策的重要工具。
2.米德沖突開放經濟下，宏觀經濟政策不僅要實現內部均衡，還要實現外部均衡。當一種經濟政策面對兩個宏觀經濟目標時，就會出現內外沖突的問題。詹姆斯•米德最早研究了這個問題，稱之為“米德沖突”。他詳細分析了兩國為維持內外均衡的金融政策之間存在的沖突:設定兩個國家A和B，在A國的國內支出上出現了自發緊縮，其結果導致了A、B兩國國民收入的緊縮，并且使國際貿易朝著有利于A國的方向變動。在這種情況下，A國需要采取政策性膨脹來實現內外均衡。具體地說，就是一方面停止國內的蕭條以實現內部均衡，另一方面抑制A國進口需求的縮減和A國的貿易差額移向順差以實現外部均衡，對A國來說，這不會產生政策沖突問題。但如果A國不這樣做，B國就會面臨嚴重的政策沖突。為了實現內部均衡，B國的國內支出需要有政策性膨脹來制止經濟蕭條，但為了外部均衡，B國又要求國內支出有政策性收縮，以便在A國對B國出口需求縮減的同時，限制B國的進口需求。這就存在尖銳的政策沖突，穩定國民收入的政策性膨脹會導致國際收支更加不均衡，可使國際收支達到均衡的政策性緊縮又會加劇國民收入的下降。可見，在米德的分析中，內外均衡的矛盾表現為國內總需求緊縮和國際收支逆差之間的矛盾。由于政府只能運用金融政策一種工具，因此必然導致調控中左支右絀的情況。以上米德的論述傳遞出這樣一個信息:在開放經濟中內外均衡的沖突十分常見和頻繁，單一的金融政策無法解決內外均衡沖突的兩難困境，運用政策搭配才是治本之道。米德的這一思想構筑了政策搭配理論的基石。隨后經濟學家們在此領域的研究都是以米德沖突理論為依據展開的。
3.丁伯根法則為解決內外均衡的沖突問題，經濟學家進行了大量的研究，其中丁伯根(J.Tinbergen)最早提出將政策目標和工具聯系在一起的數學模型，論證了要實現N個獨立的政策目標，至少要有相互獨立的N種有效的政策工具。這一理論被稱為丁伯根法則。這說明，只要政府能夠運用兩種獨立的政策工具，就可以通過政策工具的配合達到理想的經濟目標。當A1/B1=A2/B2時，方程組無解，這意味著兩種政策工具對兩個宏觀經濟目標有相同的影響，可以視為一個獨立的政策工具，因而不可能全部實現兩個獨立的經濟目標。丁伯根法則對經濟政策理論具有深遠意義，它的重要貢獻在于研究了政策搭配的數量匹配性，并提供了一個可擴充性較強的數學模型。該法則還進一步強調了眾多且廣泛的政策搭配是實現經濟內外均衡發展的客觀要求。
澳大利亞、加拿大等國也紛紛降息，一時間，降息路上，成群結隊，熱鬧非凡。再把目光轉向日本。持續低迷暮氣沉沉的日本經濟、昔日在全球風光無限的日本企業巨頭，現已不斷收縮在海外的業務戰線，甚至其生存都頻頻告急，極大地挫傷了日本的民族自尊。雖然日本商人孫正義放出豪言，要讓機器人把日本經濟在2050年帶回全球第一的寶座，但遠水解不了近渴。雖然地緣政治緊張驅使的民族主義情緒把安倍推上了連任，但安倍政府對付經濟不振，仍是其繞不過去的選擇。在這種情況下，推動以日元貶值為特征、量化寬松為核心的安倍經濟學，成了把日本經濟拉出衰退的稻草。與歐洲央行和美聯儲量化寬松不同，日本央行不僅確定其資產購買計劃的規模，而且也以日本商業銀行準備金余額為操作目標，購買的合格資產不僅包括國債，甚至一度包括股票，無所不用其極。2014年11月底，日本央行已把資產購買量擴張至了80萬億日元的歷史最高水平。日本不僅是全球率先推出量化寬松的國家，也是迄今為止持續時間最長的國家。經濟凋敝、工業衰敗，但印鈔廠卻格外繁忙。日本量化寬松，似乎成功地阻止了日本物價陷入長期負增長的通縮局面，CPI在2014年12月上升至2.4%，失業率降至3.4%，但消費者支出卻下降3.4%，直接拖累了日本經濟增長。
降息、寬松貨幣政策、阻止物價進一步下跌和刺激經濟，成了全球各大經濟體央行的主要政策選擇和任務。但也有逆全球降息大潮而動的，如俄羅斯和巴西。在瑞郎和丹麥克朗遭遇升值壓力的時候，俄羅斯和巴西代表的一些新興經濟體的貨幣卻出現了貶值壓力，并導致其國內通脹率持續上升，這使得它們的貨幣政策在全球降息潮中顯得非常另類。地緣政治關系緊張、油價的持續暴跌，給嚴重依賴于石油出口的俄羅斯經濟造成的沉重打擊，俄羅斯有切膚之痛。俄羅斯盧布匯價因油價崩盤而大幅下挫。2014年初，美元與盧布之間的匯率為32盧布/美元，而到2015年2月6日，就改寫為68.6盧布/美元了，期間，一度貶值到80盧布上下。盧布的匯率貶值直接導致俄羅斯國內貨幣攀升，俄羅斯2015年1月的通脹率達到了15%的高水平，比2014年1月的6.1%上升了8.9個百分點。盧布的對內對外雙雙貶值，迫使俄羅斯央行大幅提升利率，不惜犧牲經濟增長來換取市場對盧布的信心。俄羅斯央行網站顯示，至2月6日，它提供的隔夜貸款利率達到了16%，常備存款便利的隔夜利率達到了14%的水平，兩種利率與俄羅斯元月通脹率相當。大幅升息，對俄羅斯而言，無疑是極其痛苦的選擇，但這是不得已而為之的選擇。在地球的另一端，巴西的通脹率雖沒有俄羅斯那么嚴重，但實際的通脹率已經超過了該國央行4.5%的目標值，2015年1月實際的通脹率達到了7.14%，不僅大幅超過其目標值，而且也超過了其6.5%的容忍上限。其貨幣的對外價值方面，其貶值的幅度雖不像盧布那樣讓其持有者損失慘烈，但損失也不小。2014年初，里亞爾對美元的匯率為2.3975，到2015年2月6日已貶至了2.7641。
2014年10月末，羅塞夫獲選連任僅數日后，巴西央行就出乎市場意外而加息；2014年12月和2015年1月又接連兩次加息，使該國的基準利率提升至了12.25%的高水平。2月2日，巴西央行公布的調查報告顯示，金融市場預期2015年巴西經濟增長率僅為0.03%，通脹率則會突破7%，似乎有滯脹的危險。就在大部分國家降息刺激經濟或應對本幣升值，抑或升息以應對本幣貶值之際，美聯儲又是另一個特立獨行者，穩坐釣魚臺。次貸危機之后，美國的量化寬松幫助美國較快地擺脫了經濟衰退，尤其是在2011年的扭轉操作（美聯儲以短期國債置換中長期國債，引導中長期國債利率下行）后，美國失業率在三年里就從原來的9.5%下降到了目前的5.6%；美國的股票市場也正從流動型驅動轉向增長型驅動。經濟企穩、失業率大幅下降，讓美聯儲在2014年第三季度就結束了量化寬松，只不過保留了到期資產的續做，以維持既有的流動性供給。市場普遍預計，2015年美聯儲將進入加息周期，促使非傳統貨幣政策向傳統貨幣政策的回歸。但國際大宗商品價格下跌，全球新一輪降息潮，在一定程度上打亂了美聯儲原已計劃的貨幣政策調整的節奏。在最新的美聯儲決策會議上，美聯儲表示，對加息要保持耐心。這導致一些機構修正了此前對美聯儲加息時間節點的預期，甚至有機構預測，美聯儲加息可能要推遲到2016年第一季度了。
信息經濟學研究范式在分析貨幣政策調整對公司投資決策的影響時，認為公司的資產負債表是一個整體，左右兩側相互影響，公司的資產狀況會影響公司的融資能力，而公司外部資金的可得性反過來影響公司的投資決策，其機理在于投資者和公司之間存在信息不對稱。由于信息不對稱，債權人與公司之間就會出現逆向選擇和道德風險，即相對于外部債權人，公司的所有者（實際控制者）對公司投資項目擁有較多的信息，或者是當債權人把資金借給公司后，公司的管理者可能會發生敗德行為。債權人為了控制逆向選擇或道德風險，會限制信貸資金的供應量，對小公司會出現信貸配給，對大公司會出現債務積壓，限制了公司外部債務資金的可得性，此時資金市場就不能由資金供求調節而出現均衡，而是債權人根據自身期望收益最大化確定均衡價格，均衡價格確定資金的供給量和需求量。這種研究范式是從市場主體最優的角度去分析問題，而不是從市場均衡的角度去分析問題。本文主要是基于信息經濟學的研究范式，考察貨幣政策影響公司投資的融資約束渠道的存在性，即貨幣政策調整是否會改變公司外部融資約束程度，進而影響公司投資支出。
二、假設的提出
研究表明，1998年以來我國實施的擴張性財政政策對全國經濟全要素生產率增長、省份經濟全要素生產率增長和技術進步具有較強的促進作用（郭慶旺、賈俊雪，2005）。這意味著擴張性財政政策不僅可以改善經濟環境和投資環境，在量的方面增加公司利潤，而且可以在質的方面提高公司效率。另外，由于擴張性財政政策可以通過增發國債等方式擴大購買支出，通過轉移支付方式調整收入分配，借以刺激消費和投資增長；通過稅收政策減少稅收支出，進而刺激公司再投資，拓展資本規模。因而，擴張性財政政策有利于公司會計業績的增長。而擴張性貨幣政策通常意味著貨幣供給增加和利率下降，信用也變得更加充足，新的投資項目將更為有利可圖；與此同時，在擴張性貨幣政策下，每一利率水平下的需求也會增加，這些都會導致公司有更好的盈利機會和盈利水平。根據以上分析，我們提出以下假說1：假說1：擴張性貨幣政策與公司的會計業績顯著正相關。
三、模型設計
1.模型設計。為了檢驗不同貨幣政策下的公司績效之間的差異，本文使用績效的托賓Q模型，此模型是近來研究公司績效的學者常使用的模型（Fazzraietal，1988，KaplanandZingales，1997，Duehinetal，2009）。具體模型如下。AP代表會計業績包括三個指標：營業利潤率、利潤率、凈利潤率（營業利潤、利潤總額和凈利潤除以年度平均總資產），t代表時間下標，i代表公司下標，TobinQ代表公司成長機會，LDBL是財務杠桿，MP表示貨幣政策類型啞變量。
2.貨幣政策類型的界定方法。根據對2007年至2014年第三季度貨幣政策執行報告的解讀，我國貨幣政策根據經濟發展需要進行了相機適應性調整。雖然由于篇幅的原因，沒有列示貨幣政策執行報告及其類型，但是，我國自2001年第1季度至2007年第1季度一直使用穩健性貨幣政策，中間雖然也存在一些微調，但都沒有更改基本的貨幣政策類型。貨幣政策發生重大變化是從2007年第二季度開始的。為了控制經濟增長過快，公司績效過度，國家及時采用了適度從緊貨幣政策，適度從緊貨幣政策實施了兩個季度后，政府認為經濟增長速度依然過快，貨幣政策改為緊縮貨幣政策，緊縮性貨幣政策實施了三個季度，由于受到國際金融危機的影響，經濟從增長過快轉向趨冷，自2008年第3季度開始采用適度寬松的貨幣政策?？偟膩碚f，從2007年第2季度至2008年第2季度實行的是緊縮的貨幣政策；從2008年第3季度到2010年第4季度實行的是寬松的貨幣政策；從2011年第1季度至2014年第3季度實施的是穩健的貨幣政策。
四、樣本選取及假設檢驗
本文數據來自CSMAR數據庫，公司財務數據使用2007年第一季度到2014年第三季度報告數據，貨幣政策執行報告來自中國人民銀行網站。剔除下列公司數據：（1）公司財務數據中存在缺失值的數據，（2）季度銷售收入增長兩倍和減少一倍的數據，（3）總資產季度增長一倍和減少一倍的數據：（4）金融行業公司數據。為了保持更多樣本觀測值，將主要研究變量的上下1%的數據使用1%分位和99%分位值替代?？紤]到季度數據可能存在季度變化特征，在設定研究視窗時，既要考慮貨幣政策的變化，又要考慮數據季度特征的影響。因此，本文將研究視窗設計如下表。
1.描述統計。從上圖中可以看出，所研究變量的均值基本都大于中位數，說明這些變量都存在右偏。由于篇幅原因沒有列出主要變量各季度均值變化表，表中可以看出，托賓Q值和流動比率成周期性的，反向變化。從2007年第二季度到2008年第二季度中央銀行實施緊縮貨幣政策，在此期間，公司托賓Q值都高于均值，其它季度公司托賓Q值都低于均值，這表明緊縮貨幣政策主要是為了抑制經濟增長過快。在經濟高速增長時期，受貨幣供給的影響，公司的價值在逐漸減少。
2.相關性分析。因為篇幅原因沒有列出各個變量的相關性分析，從表中發現各變量之間相關系數都顯著低于0.5，說明各變量之間沒有顯著地相關性，不存在多重共線性。
為引入預期沖擊的因素參考吳化斌等[15]和Fujiwara等[16]設置，本文把可預期的沖擊設為4期，即n=4。引入預期沖擊的模型更加符合經濟主體前向預期的決策行為。
（一）貨幣政策我國從1996年以來采用貨幣供應量作為貨幣政策中介目標，為了模擬真實的經濟環境，本文選用貨幣供應量規則表征貨幣政策，參考李成等[17]、馬文濤和魏福成[18]的建模思想，把貨幣政策規則設定為。表示貨幣供應量增長率，ξ和π分別表示貨幣供應量增長率和通貨膨脹的穩態值。在理性預期行為下，公眾在接受央行公布未來貨幣政策的信息后，相應地調整決策和行為，也即公眾做出了貨幣政策前瞻性指引所希望引導的預期，用,jmtjε−來表示這種對貨幣政策預期的沖擊。
（二）家庭代表性家庭對消費、勞動供給、實際貨幣余額持有量、投資、資本存量和債券持有量做出選擇來最大化效用的期望現值。家庭提供差異化的勞動，是勞動市場上的壟斷供給者，不同勞動之間的替代彈性為θw。本文采用Calvo[21]的方式引入工資黏性：每期家庭以1-γw的概率調整工資。
（三）廠商廠商包括完全競爭的最終產品廠商和壟斷競爭的中間品生產廠商。最終產品廠商以價格Pi(i)購買中間品Yi(i)生產最終商品Yt，生產函數采用CES函數形式。
二、模型參數校準和貝葉斯估計
（一）數據選取考慮到數據的可得性，以及與貨幣政策中介目標相適應，選取1996年第1季度至2013年第4季度中國宏觀經濟數據，以國內生產總值GDP、社會消費品零售總額、固定資產投資完成額和貨幣供應量M2作為模型中產出Y、消費C、投資I和貨幣供應量M的觀測變量。將居民消費價格指數CPI以1996年第一季度為基期進行定基處理。各觀測變量值除以定基CPI得到實際值，然后進行季節調整并取對數，運用HP濾波做去除趨勢處理，得到本文所需要的波動序列。數據來源：Wind數據庫、中國人民銀行網站、國家統計局網站。
（二）參數校準及貝葉斯估計對部分參數根據現有文獻及實際數據進行了校準。取貼現因子β為0.99，折舊率δ為0.025，消費習慣參數h為0.65，消費占比cy和投資占比iy校準為0.359和0.3916，其余參數選擇貝葉斯估計。近年來貝葉斯估計方法被大量用來估計DSGE模型。其基本原理是結合了設定的參數先驗分布p()，與利用卡爾曼濾波從狀態空間方程中計算得到的基于樣本數據的似然值。基于MATLAB的工具包DYNARE，采用蒙特卡洛馬爾科夫鏈（MCMC）抽樣的方法完成參數估計。預先設定的先驗分布與貝葉斯估計的結果見表1，其中第2、3列為先驗分布類型和均值，參考了國內有關文獻，標準差的先驗分布本文設為逆伽瑪分布（InvGamma），其先驗均值的設定與莊子罐等[23]一致。模型的估計結果見表1。從表1可得，效用函數的參數σ、φ和v的估計值分為0.3947、0.4319和0.4185與楊雪等[19]的估計結果接近；投資調整成本參數φ的估計值為0.2670，稍大于莊子罐等[23]的取值；ρz估計值為0.7544，與陳師和趙磊[24]的估計結果0.717接近；α的估計值為0.4508，接近楊雪等[19]的估計結果0.42；貨幣政策參數φm、φπ和φy分別為0.8332、1.0962和1.1981，接近于馬文濤和魏福成[18]的估計結果0.8628、1.2952和1.4348。較大的貨幣政策平滑因子φm的估計值表明了央行較強的政策平滑傾向，保持政策的延續性為經濟發展提供穩定的政策環境。產出增速反應系數φy的估計值大于通脹預期反映系數φπ，說明比較而言產出的平穩增長受到了更多關注。
（三）模型的適用性分析通過反事實仿真衡量模型的擬合值與實際觀測值得吻合程度。如圖1所示。從圖1可看出，反事實仿真得到的主要經濟變量產出、通脹、消費、投資、勞動和M2的擬合值與實際值幾乎一致，說明我們構建的DSGE模型對我國的經濟現實擬合的非常好，模型可以用來分析我國的經濟問題。
三、動態分析
（一）脈沖響應分析通過脈沖響應分析，考察貨幣政策預期沖擊的動態特征。我們僅報告了提前1期和提前4期正向的貨幣政策預期沖擊下的脈沖響應圖，如圖2和圖3所示?？梢钥闯鲈谡蜇泿耪哳A期沖擊下產出y、消費c、投資i、就業n和資本k呈同方向波動，單個變量在預期沖擊下都呈駝峰式變動。提前2期和3期貨幣政策預期沖擊的脈沖響應圖也類似。并且提前1期的脈沖響應波動幅度相比更大，說明我國短期的貨幣政策預期對經濟波動的影響更大，原因可能是我國經濟發展變化較快，運用貨幣政策調控經濟較為頻繁，這對公眾的預期行為造成了短視化影響。
（二）方差分解分析通過方差分解來考察預期沖擊解釋經濟波動的重要性。表2給出了模型四種預期沖擊解釋主要經濟總量及解釋通脹的無條件方差的貢獻比例。從表2可看出，預期沖擊可以解釋54.2%的產出波動，可解釋56.91%的消費波動、55.38%的投資波動、57.69%的資本存量波動和42.25%的就業波動。從數量上說明了預期對我國經濟具有重要影響。加總的預期沖擊可以解釋超過43%的通脹波動，其中貨幣政策預期沖擊就可解釋約33%。貨幣政策預期沖擊可解釋約16%的勞動波動，可解釋小于8%的產出、消費、投資和資本存量的波動?？梢钥闯鲐泿耪哳A期沖擊對通脹波動的影響最大，其次是對勞動的波動影響，對產出、消費、投資和資本存量的波動影響較小。
四、結論
從緊貨幣政策的實行將會提高銀行貸款的標準，增加企業貸款的難度。新余市中小企業的發展大都需要銀行的貸款業務作為支持，但是從緊政策的提出將會對企業的貸款造成一定的影響。一方面企業的貸款標準有所提高。為了更好地保障商業銀行的自身利益，銀行會提高企業貸款的標準，一些企業由于缺少相關的條件，不能及時得到銀行的貸款這在一定程度上影響了企業的發展。新余市的銀行主要是提高了房地產行業的貸款標準，減少流動資金貸款，控制各個行業的貸款。另一方面大部分銀行實行了有保有壓的信貸政策。適度從緊的貸款政策在一定程度上可以幫助銀行優化信貸結構，商業銀行制訂了相關的貸款標準，可以根據自身的情況選擇適合的貸款客戶和貸款項目。
從緊的貨幣政策的實行雖然在一定程度上可以有效地控制經濟發展中的通貨膨脹，但是也在一定程度上影響了企業經濟的發展，企業的貸款受到一定的限制。當前應該如何降低從緊的貨幣政策對于企業發展的影響更好地促進新余市經濟的發展成為經濟管理者需要及時解決的問題。
當前由于緊縮性貨幣政策的實施導致新余市的中小企業的貸款受到一定的限制，影響了企業經濟的發展和規模的擴大。新余市政府需要做出合理的政策調整更好地保障企業的發展。一方面政府需要增強金融資源的吸引力。政府應該采取適當地措施積極鼓勵商業銀行貸款給中小企業，為企業的發展提供一定的資金支持。政府還可以采取有效地措施引進外地的資金，為中小企業的發展注入資金，促進中小企業的發展。另一方面對中小企業實行貸款擔保。政府對于新余市的經濟發展需要做出相應的項目規劃，選擇發展前景比較好的企業重點負責項目的建設。政府為了更好地保障中小型企業的發展需要為企業的貸款提供一定的擔保，擴大企業的擔保規模，可以適當地建立一些擔保機構加強民間資金的支持力度。
一 問題的提出
財政支出的擴張在中國是一個長期趨勢，如何把握好擴張度是一個值得關注的問題。面對歐債危機、世界實體經濟衰退和國內經濟下行壓力，我國政府在2012年繼續實施積極的財政政策和穩健的貨幣政策。財政政策和貨幣政策是市場經濟條件下政府進行宏觀經濟調控的主要手段。面對如何把握財政支出擴張“度”的難題，有必要從全局著眼，從政府政策手段綜合平衡協調的角度去考慮財政支出擴張性。財政支出擴張到什么程度，必須充分考慮貨幣政策手段運用到什么程度，必須充分認識貨幣手段的主觀目標和客觀效應對財政支出擴張的影響程度，并基于此，來把握財政支出擴張度。
二 財政政策不是孤立的，應與貨幣政策相互協調配合
由于我國本輪經濟的收縮期與世界經濟的收縮期疊加在一起，又由于金融危機的作用導致了收縮的時間延長和幅度加大。使得當前我國面臨的經濟問題既有短期性的，又有中長期性的;既有總量方面的，又有結構方面的。面對現實問題的復雜性及政策傳導機制的局限性，很顯然，只采用一項經濟政策絕不可能實現目的，更不可能取得良好的效果。在這種情況下，任何一項經濟政策都難以獨立承擔起推進經濟改革和經濟發展的重任。同時，不同的經濟政策，其目標和實施的措施、手段以及工具又是不同的，其政策效果也是不同的，甚至有可能存在著某些矛盾。在綜合運用各項經濟政策時，需要處理好這些可能存在的矛盾，使各項政策之間相互協調，才能夠治理中國經濟中存在的各種問題，達到既治標又治本，使中國經濟運行實現良性循環的目的。
1.在儲蓄動員方面，財政政策和貨幣政策存在此消彼長的關系
一個國家的財政支出擴張和貨幣供給擴張是有內在協調性的。財政支出擴張刺激需求，擴張有兩個途徑：一是通過發債實現儲蓄動員;二是向中央銀行借款，轉而投入實體經濟，增加總需求。貨幣供給擴張刺激需求，擴張也有兩個途徑：一是增發基礎貨幣，二是通過降低利率實現儲蓄動員，增加派生貨幣。顯然，從結構角度看，財政政策和貨幣政策之間有著此消彼長的關系。特別是在儲蓄動員方面，在儲蓄規模既定的條件下，兩者的效應不可能同步、同等程度實現。同時啟用擴張性的財政政策和貨幣政策，兩者都在“爭奪”儲蓄資源，都有可能引起基礎貨幣供給擴張。在增發貨幣方面，理論上講，兩者可以同等程度放大，但問題是誰也無法承受由此引發的通貨膨脹。因此，貨幣供給的擴張會對財政支出擴張客觀上起到限制作用。貸款增長幅度反映的是間接融資的儲蓄動員效應的放大程度?，F在我國的儲蓄動員由于股票市場低迷、嚴控企業債券發行，起主導作用且操作簡便的就是銀行信用擴張。對財政來說，貸款增長會壓縮國債發行空間。對高利潤追求的本性使得機構投資者不會過多持有國債，銀行當然也樂于放款。所以，不能認為財政擴張支出時發行國債沒有硬障礙。而且，貨幣供給擴張時，資本市場會被激活，大量資金會流入證券市場，特別是股票市場。另外，近年來我國居民消費資金來源結構已發生變化，消費信貸成為居民重大支出的資金來源。從今后趨勢看，房價如果下調，購房者會借低利率之機介入房市，此時，房貸規模自然膨脹。這些因素，實際上都是儲蓄動員，當然會壓縮國債發行的空間，也會抬高國債發行成本。
因此，在全面啟動增長上，貨幣政策顯然有作用空間。貨幣政策的切入點是直接刺激市場投資需求，而市場主體積極性的強化是經濟發展的主導力量。在貨幣供給擴張過程中，調低利率、放松貸款限制的直接效應是限制財政支出擴張。
2.財政政策具有結構特征，貨幣政策具有總量特征
財政政策與貨幣政策都能對總量和結構進行調節，但財政政策比貨幣政策更強調資源配置的優化和經濟結構的調整，有結構特征。而貨幣政策的重點是調節社會需求總量，具有總量特征。只有財政和貨幣兩種手段都充分發揮各自優勢，相互協調配合，才能把政府配置資源和市場配置資源結合起來，做到在有效刺激需求的同時兼顧經濟結構的調整和升級目標的實現。
財政政策通過變動收入和支出來調節經濟結構。由于稅負及支出規模的調整涉及面廣，政策性強，直接關系到國家的財政分配關系，并受國家財力的限制。因此，財政赤字或結余都不能太大，這使得財政政策對需求總量調節具有一定的局限性。相反，財政政策對社會供求結構的調整作用要大得多。市場機制可實現經濟資源的最優配置，但要付出一定的代價。為了減少資源浪費，需要政府運用財政政策進行干預。財政政策對經濟結構的調節主要表現在：通過擴大或減少對某行業的財政投入，來“鼓勵”或“抑制”該行業的發展。即使在支出總量不變的條件下，政府也可通過差別稅率和收入政策，直接對某行業進行“扶持”或“限制”，從而達到優化資源配置和調節經濟結構的效果。
貨幣政策擴張的優勢在于既可充分調動存量貨幣，又可直接增發基礎貨幣，這對投資和消費的擴張具有無可比擬的誘惑性。其本質上是把更多的儲蓄吸收過來注入到實體經濟，反過來又使貨幣供應量按乘數效應增加。從總需求擴張誘導的角度看，利率下調對投資主體和消費主體的吸引力最強。我國現行制度基本不允許實施財政貸款，財政對投資的支持，要么是無償撥款，要么是貼息，但這兩者資金額都比較小，而且不可能大幅擴張，因為財政支出主要是保公共產品供給。貨幣供給擴張恰好打消了人們對財政資金的期望?，F在刺激總需求，從引導全社會投資和消費角度看，沖擊力最大的還是貨幣供給擴張。但貨幣政策調節社會供求結構和國民經濟比例關系方面的作用相對有限。中央銀行運用法定準備金率、再貼現率、利率、信貸規模、公開市場業務等各種工具來增加或減少貨幣供應量，從而達到調節社會總需求。可是，因為銀行信貸資金是追求盈利的，其在帶動資源配置方面要體現市場原則的基本要求，政府不能指望信貸資金能直接按照政府宏觀調控的目標投入預期收益率低的產業，特別是公共產品產業。如果真有銀行信貸資金做到了這一點，則其背后往往有財政的支持。
為了更好地解決社會經濟結構矛盾和總量矛盾，必須根據財政政策與貨幣政策目標的側重點不同，要求財政政策和貨幣政策協調配合。財政政策直接作用于經濟結構，間接作用于經濟總量;貨幣政策直接作用于經濟總量，間接作用于經濟結構。
從財政政策調節看，對總供給的調節首先反映為社會經濟結構的調節，如財政運用稅收、貼息和投資政策，引導貨幣流向新興產業和瓶頸產業，優化產業結構;對總需求的調節主要通過擴大或縮小財政支出，以結構調節為前提，以刺激和抑制社會總需求。貨幣政策對社會總需求的調節主要是通過中央銀行投放貨幣和再貸款等手段控制基礎貨幣量，通過準備金率和再貼現率等控制基礎貨幣乘數，以有效控制社會總需求。同時，中央銀行在控制社會總需求的基礎上也會對社會經濟結構產生一定的調節作用。
一般來說，運用財政政策啟動經濟較為直接、迅速，對推動經濟增長的作用較為明顯，往往起的立竿見影的效果，適用于公共性和難以取得直接回報的項目。貨幣政策需要通過商業銀行以及整個金融體系間接作用于社會，其效果的顯現通常存在著一定的時滯，適用于那些在比較短時間內能夠得到直接回報的項目。同時，為提高國際競爭力所需的技術改造和為解決就業所需的量大面廣的中小企業的發展， 主要不能靠財政手段，而要更多地依靠信貸手段的支持。基礎設施建設視其回報情況的不同，有的可用財政手段來啟動，有的也可吸收非財政性的資金，包括信貸資金來實施。正因為財政手段與貨幣手段各有長短，所以兩者必須緊密配合，在實現社會供需總量平衡的前提下，加快社會供需結構的優化和升級。這樣才能相互揚長避短，共同促進社會經濟全面協調穩定發展。
三 結論
國內研究方面，不少學者從理論和實證的角度分析了我國財政政策和貨幣政策的相互關系。姚大鵬（2005）基于IS-LM模型分析認為，從微觀和中觀層面上改革我國的經濟結構，可以使我國的IS曲線和LM曲線更加平緩，從而使財政政策和貨幣政策的調節效果加強，增強兩者之間的協調性。李穎（2007）認為僅依靠貨幣政策并不能夠有效治理我國流動性過剩問題，只有配合相應的財政政策，建立起消費主導的良性經濟發展模式和合理的國民收入分配格局，才能有效抑制流動性過剩帶來的通貨膨脹。苗艷芳（2008）認為我國的財政政策和貨幣政策的配合方面存在三大問題：財政政策和貨幣政策“缺位”和“越位”并存、財政部門和金融部門合作不默契、財政政策和貨幣政策缺乏高水平和深層次配合。李穎（2010）提出應該從四個層面加強財政政策和貨幣政策的配合效果：共同目標、相對作用、實施主體以及搭配方式。曾倩（2011）總結了從1998年到2010年間我國每年的財政政策和貨幣政策文件內容，發現我國的財政政策措施和貨幣政策措施之間缺乏配合，而且當財政政策和貨幣政策相互配合時往往出現“一邊倒”的調整模式，這為宏觀經濟帶來了過強的刺激，很容易導致經濟“過冷”或“過熱”，不利于宏觀經濟的平穩健康發展。張志棟和靳玉英（2011）利用1980年~2009的年度數據為樣本建立MS-OLS模型研究財政政策和貨幣政策在價格決定方面的政策效果，實證結果證明，財政政策和貨幣政策在物價穩定方面能夠有效互補。
從上文文獻綜述中我們發現，無論從理論上還是實踐上，財政政策和貨幣政策的效果并不一定是相互加強的，財政政策和貨幣政策能否相互配合取決于經濟結構、宏觀調控體系、經濟發展水平以及時間等多種因素，分析影響財政政策和貨幣政策協調性的重要因素，對于增強我國宏觀調控體系的科學性和有效性具有十分重要的意義。但是，國內學者大都從理論和政策層面分析財政政策和貨幣政策之間的協調性問題，忽視了對兩者之間配合效果的實證研究。張志棟和靳玉英（2011）僅分析了價格層面的配合效果，研究角度比較有限，而且利用29年的年度數據時間序列較短，建立的模型并不具有很好的穩健型。為了彌補目前學術研究的不足，本文采用1999年1月至2014年1月的月度數據建立了VAR回歸模型，對我國財政政策貨幣政策之間的互動效果進行了分析檢驗，希望就政策組合的效應和政策制定的效果得到清晰的結論，并針對性地提出改進財政政策和貨幣政策協調性的有益建議。
二、計量模型
1.計量方法。VAR模型可以用下式表示：其中Yt為時間序列構成的向量，p為自回歸滯后階數，ut~IID（0，Ω）是隨機誤差列向量，其中每個元素都是非自相關的，但不同方程對應的隨機誤差項之間可能存在相關。
2.樣本與統計數據說明。本文利用財政預算收入完成額、財政預算支出完成額、貨幣供給M2三變量構成的VAR模型研究財政貨幣政策之間的影響關系，為消除變量之間的異方差，將統計數據取對數后進行分析。樣本取自期間為1999年1月~2014年1月的月度數據。本文以lnczsr和lnczzc作為代表財政政策效果的統計量，以lnm2作為代表貨幣政策效果的統計量。Lnczsr表示取對數的財政預算收入完成額，lnczzc表示取對數的財政預算支出完成額，lnm2表示取對數的廣義貨幣供給量M2。所有數據均來自CCER經濟金融數據庫。模型利用軟件EViews7擬合。
3.VAR模型的設定和估計。（1）以（lnczsr，lnczzc，lnm2）變量構成一個三變量的VAR模型。在得到正確的模型估計結果前我們需要確定VAR模型的滯后階數。根據SC準則和HQ準則確定最優滯后期為4期。并對VAR（4）模型中的殘差是否服從獨立同分布進行了檢驗，通過診斷檢驗。（2）從水平的VAR（4）模型可以得到估計表達式。
三個方程的可決系數（R2）分別是0.9258，0.8696，0.9998，擬合優度較高。從第一個方程來看，度量貨幣供應水平的lnm2的滯后二階的系數為負（-1.790），但是所有lnm2變量的系數之和為正（1.0052），可見總體上增加貨幣供給速度將增加財政收入增加速度。從第二個方程來看，所有lnm2變量的系數之和為正（1.2655），可見總體上增加貨幣供給速度將增加財政支出增加速度。從第三個方程來看，度量財政政策的財政收入增長速度的總系數為負（-0.023），說明財政收入增長速度的增加將降低貨幣供應量的增加速度，而度量財政政策的財政支出增長速度的總系數為正（0.0189），說明財政收入增長速度的增加將增加貨幣供應量的增加速度。綜合以上的分析，我們得出如下結論：當貨幣政策擴張時，由于稅收制度的穩定機制導致財政收入也相應增加，這將削弱貨幣政策刺激經濟的效果；但是擴張貨幣供給是同時配合增加財政支出，可以抵消掉財政收入增加的負面效果。（3）格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果如表1所示。檢驗結果發現lnczsr，lnczzc，lnm2三個變量互為格蘭杰因，說明財政政策和貨幣政策的協調性較強。（4）脈沖響應函數。脈沖響應函數是描述一個內生變量對誤差的反應，也即在擾動項上加一個標準差大小的新息（innovation）沖擊對內生變量的當前值和未來值的影響。圖1是對VAR（4）模型的脈沖響應函數曲線，橫軸表示滯后階數，縱軸表示內生變量對沖擊的響應程度。從圖1中可以看出，對對數的財政支出施加一個單位的正向沖擊，6個月內引起對數財政收入的小幅波動，在10個月之后沖擊的作用消失，財政收入和財政支出逐漸一致，但引起對數貨幣供給量的大幅度波動，前5個月波動幅度在-6至4個標準差之間，10個月后波動以一個正的標準差為均值上下波動，且波動幅度逐漸減少，30個月后對數的貨幣供給大致穩定在1.0個標準差處。對對數的財政收入施加一個單位的正向沖擊，在6個月內引起對數的財政支出的小幅波動，在10個月之后沖擊的作用消失，財政收入和財政支出逐漸一致，但引起對數的貨幣供給量的大幅度波動，前5個月波動幅度在-2至4個標準差之間，10個月后波動以一個正的標準差為均值上下波動，且波動幅度逐漸減少，30個月后對數的貨幣供給大致穩定在1.0個標準差處。對對數的貨幣供給施加一個單位的正向沖擊，對數貨幣供應量的正向沖擊雖然會隨著時間的延長有所減弱但是其影響卻會長期存在，在15個月之后穩定在0.7個標準差的位置，而且該沖擊在5個月之后將導致對數的財政支出的小幅增加和對數的財政收入的小幅減少。由此我們可以得到如下結論：第一，財政政策的沖擊將對貨幣政策產生長期影響，具體而言，擴張性的財政政策會增強貨幣政策的效果，而且增加財政支出和增加財政收入對于貨幣政策的增強效果是一致的。第二，貨幣政策的正向沖擊對財政政策的影響作用非常小，而且還會引起財政赤字。（5）預測方差分解。VAR方差分解能夠分析影響內生變量的結構沖擊的貢獻度，圖2是對VAR（4）模型的方差分解曲線，橫軸表示滯后階數，縱軸表示內生變量之間的對結構沖擊的相對作用。從圖2中可以看出，對數財政收入變動中，自身波動的解釋部分大概占到75%~100%，自身波動的影響逐漸減弱，穩定在75%左右；0%~20%由對數的財政支出的波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在20%左右；0%~5%由對數的貨幣供給量波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在5%左右。對數的財政支出變動中，自身波動的解釋部分大概占到74%~82%，自身波動的影響逐漸減弱，穩定在74%左右；18%~18%由對數的財政支出的波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在18%左右；0%~8%由對數的貨幣供給量波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在8%左右。對數的財政支出變動中，自身波動的解釋部分大概占到65%~100%，自身波動的影響逐漸減弱，穩定在65%左右；0%~25%由對數的財政支出的波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在25%左右；0%~10%由對數的貨幣供給量波動解釋，且影響逐漸增強并穩定在10%左右。由此我們可以得到如下結論：財政政策對貨幣政策的影響效果要大于貨幣政策對財政政策的影響效果。
三、結論和建議
