结构性货币政策能纾解小微企业融资困境吗

笪 哲

交通银行 江苏省分行，江苏 南京 210018

一、引言

小微企业是中国个体数量最庞大、创新基因最显著的企业群体，对于激发市场活力、促进科技革新、推动中国经济高质量发展至关重要。小微企业发展高度依赖外部融资，然而在国内长期扭曲的金融结构下，流动性环境呈现出整体相对充裕、“结构性”短缺的特征，小微企业融资难融资贵问题日益突出。近年来，在“去杠杆”、“强监管”和“控风险”的政策主基调下，银行业信贷审核标准有所收紧，小微企业贷款融资进一步受限。2018年下半年以来，银行业金融机构小微企业贷款余额占金融机构各项贷款的比重迫近于24%的历史新低，而前者增速被后者反超后，始终在相差约2～4个百分点的10%水平上下浮动(1)限于数据可得性，无法采用统一口径数据；而由于银行业金融机构是国内金融机构的主体，故此处以金融机构各项贷款余额指标作为替代。。2020年初新冠肺炎疫情在全球大规模爆发，国内外经济均严重受挫，内需外需快速萎靡，美联储采取的无限制量化宽松政策推动人民币升值压力骤升，大量小微企业现金流量骤然下降，资信状况急剧恶化。多重不利因素的交织共振使得小微企业雪上加霜，国民经济增长动能也因此严重受限，破解小微企业融资难题已成当务之急。

较之总量性货币政策，发力精准、反应迅速的结构性货币政策不仅更符合稳健货币政策“灵活适度”的目标取向，在解决实体经济局部失衡问题方面也更为有效，在当下及未来一段时期具备广泛的应用空间。《2019年第四季度中国货币政策执行报告》强调，要“创新和运用结构性货币政策工具，引导金融机构加大对小微、民营企业和制造业的信贷支持，加大对疫情防控相关领域、地区的信贷支持”。近期，结构性货币政策的使用频率及力度均显著提升，2020年1～3月中国已进行了2次定向降准，为应对疫情冲击先后推出了3000亿防疫专项再贷款、5000亿支持中小微企业复工复产再贷款再贴现专用额度以及面向中小银行的1万亿元再贷款再贴现额度等。在此现实背景下，系统研究结构性货币政策缓解小微企业融资问题的理论机制、实际效果与改进方向，对于进一步提升中国宏观调控能力，推动经济高质量发展具有重要意义。

二、文献综述

结构性货币政策并不像简单的凯恩斯主义需求管理理论一样重点关注总量调整，也不同于新古典均衡理论的“无为而治”逻辑，而是侧重于解决经济中的结构性问题(胡育蓉和范从来，2017[1])。后金融危机时代，由于零利率约束、防范化解金融风险、实体与金融结构性失衡等因素叠加作用，传统货币政策手段渐显乏力，更注重精准调控的结构性货币政策得到各国货币当局的广泛应用，并引起了学术界的理论探讨。基于对欧美发达国家主要结构性货币政策工具内在机理及运行机制的分析，卢岚和邓雄(2015)[2]等学者指出对中国货币政策调控的启示。封北麟和孙家希(2016)[3]从政策内涵、出台背景、适用条件、政策效果与操作方式等方面入手，对国内外结构性货币政策进行了比较分析。这些文献有助于加深对结构性货币政策的理论认知，为后续研究奠定了基础。

适时适度地定向调控流动性结构，为实体经济发展营造良好融资环境，是结构性货币政策运用的重要动因(胡育蓉和范从来，2017)。国外学术界针对结构性货币政策影响企业融资的作用机制深入研究，发现其可通过“组合再平衡”效应(Joyce et al.，2011[4])、补充金融机构长期流动性与优化商业银行资产结构(Gagnon et al.，2011[5])、诱导填补缺口行为(Foley-Fisher et al.，2016[6])、降低信贷风险及流动性溢价(Yao，2015[7])等渠道改善企业融资条件。随着中国结构性货币政策实践的不断发展，相关研究逐渐推进。成学真等(2018)[8]提出结构性货币政策有助于降低企业融资成本，这也得到数理推导与实证分析的支持(胡育蓉和范从来，2017)。也有学者对此提出质疑，如Swanson(2010)[9]认为扭转操作并未有效刺激信贷，企业融资成本还取决于其他融资渠道；封北麟和和孙家希(2016)提出中国结构性货币政策以提供短期流动性支持为主，与“三农”领域生产周期、中小微企业财务特征等适应性不高，因而效果有限；Nakashima et al.(2019)[10]通过分析商业银行杠杆率及风险偏好变动，发现日本央行的量化宽松政策较之降息操作并未显著影响高风险信贷决策。

近年来，小微企业融资难融资贵已成中国经济发展症结，结构性货币政策更多地被用于定向调节小微企业信贷资源，进而吸引了学术界的关注。刘姗(2017)[11]将定向释放流动性视作化解小微企业及“三农”融资难题的办法。欧阳志刚和薛龙(2017)[12]基于面板FAVAR模型，指出结构性货币政策组合可较快拉动中小型企业投资，具有较好的定向调节效应。王文倩(2018)[13]研究发现结构性货币政策会降低企业，尤其是中小企业的融资成本，并有效促进其投资规模扩大。这也得到了实务界的数据支撑，如基于江西省政策实践情况的定量分析显示，定向降准与信贷支持再贷款较好地提升了对三农、小微领域的信贷支持力度(张智富，2020[14])。林朝颖等(2016)[15]另辟蹊径从农业信贷切入，运用仿真模拟、MS-VAR等方法研判了定向降准的结构性调控效应。

总体而言，虽然学术界已围绕结构性货币政策进行了较广泛的研究，但关于结构性货币政策缓解小微企业融资问题的文献仍相对匮乏，且这一领域现有文献也存在一定缺陷：第一，大多偏重实证分析而缺乏理论基础，未能有效揭示结构性货币政策定向调节小微企业融资的内在机理；第二，主要基于固定参数模型开展研究，未充分考虑政策机制可能的动态演进，难以准确刻画实际政策效果；第三，通常聚焦于单一结构性货币政策工具，未分析比较工具政策效果，不能反映不同工具的异质性影响。结构性货币政策对小微企业融资状况有何影响？近年来这一影响如何动态变化？不同结构性货币政策工具的作用有何差异？这些问题仍亟待解答。有鉴于此，本文选取定向降准与中期借贷便利两种与小微企业融资高度相关的结构性货币政策工具，建立理论模型探究其对于小微企业融资的影响，并运用具有时变特性的TVP-VAR-SV模型进行动态检验。

三、理论模型

林朝颖等(2016)基于Kopecky and Vanhoose(2004)[16]模型，将贷款分为农业贷款与非农贷款，并在考虑定向降准因素的基础上，建立理论模型探究了定向降准政策对于农业信贷的影响。本文在此基础上进行拓展，将商业银行贷款划分为小微企业贷款与非小微企业贷款，并在理论模型中内嵌定向降准与中期借贷便利，试图刻画商业银行信贷决策过程，进而从理论层面论证两类结构性货币政策的定向调控效果。

(一)模型构建

设商业银行的资产A由政府债券B、贷款总额L、法定存款准备金R组成，即A=B+L+R，则L=A-B-R，而其资产来源于存款D与自有资本K，可知D+K=B+L+R。商业银行将贷款投放至小微企业与非小微企业，其中小微企业贷款占比为b。

参考Kopecky and Vanhoose(2004)与林朝颖等(2016)并结合本文特色，提出以下假设：第一，商业银行具备完全理性，以利润最大化为目标；第二，准备金利息为零，且政府债券流动性很高，故商业银行无超额准备金；第三，定向降准与中期借贷便利对商业银行所揽存款、自有资本及初始持有债券无影响，即D、K与B均为常数；第四，债券市场、信贷市场均为完全竞争市场，即商业银行的债券利率rB、小微企业贷款利率rS、非小微企业贷款利率rNS均为常数；第五，商业银行信贷成本不变，即存款利率rD、小微企业信贷成本系数kS、非小微企业信贷成本系数KNS及自有资本rK为常数；第六，商业银行均符合宏观审慎管理要求，即均具备中期借贷便利申请资格，但为有效引导商业银行向符合国家政策导向的薄弱环节和重点领域提供融资支持，中央银行倾向于向小微企业信贷比例(b)高的商业银行投放中期借贷便利；第七，令质押利率rp为零，且存贷款息差rS-kS、rNS-kNS大于零，因此商业银行均会尽可能多地向中央银行申请中期借贷便利。基于上述假设，本文在模型中刻画两类结构性货币政策工具。

第一，定向降准。法定存款准备金R=(1-P)ρD+P(ρ-t)D=D(ρ-Pt)，其中ρ为法定存款准备金率，P∈[0,1]代表商业银行获得定向降准优惠的概率，t∈[0,ρ)则为定向降准政策力度系数。现实中中央银行在制定定向降准政策时，只有在小微企业贷款余额占全部贷款余额比例与新增小微贷款占全部新增贷款比例达到要求的前提下，才会将符合条件的商业银行列为定向降准政策实施对象，本文通过设定P=f(b)且v=f′(b)>0对此加以刻画。

第二，中期借贷便利。现实经济中商业银行需提供优质债券作为合格质押品，申请中期借贷便利额度，以扩大信贷投放规模。与之对应的，模型中的央行通过调整中期借贷便利政策力度系数e，控制中期借贷便利规模eB，而根据前文假设，令商业银行获得中期借贷便利额度的概率Q=g(b)∈[0,1]，而g′(b)=u>0。

综上所述，令ΔrS=rS-kS且ΔrNS=rNS-kNS，商业银行目标函数与约束条件可分别表示为式(1)和式(2)。

Max π=rBB+ΔrS·LS+ΔrNS·LNS-rDD-rKK

(1)

(2)

(二)模型求解

因加入中期借贷便利后模型较为复杂，为得到直观且具有经济学意义的结论，本文不考虑两类政策协调搭配问题，而分别基于中期借贷便利政策与定向降准政策给定的条件探究另一结构性货币政策工具的实施效果。

Max π=rBB+ΔrS·LS+ΔrNS·LNS-rDD-rKK

(3)

将约束条件代入商业银行目标函数后，令利润π对小微信贷比例b求偏导。

∂π/∂b=ΔrS(L+bDvt)-ΔrNS[L-(1-b)Dvt]=0

(4)

由此计算得出最优小微信贷比例b*。

(5)

将b*对定向降准力度系数t求偏导，得到式(6)。

(6)

命题1：实施定向降准政策有助于小微企业获得商业银行贷款，且随着这一政策强度提升，小微企业信贷可得性不断提高。

Max π=rBB+ΔrS·LS+ΔrNS·LNS-rDD-rKK

(7)

求解可得商业银行基于利润最大化目标确定最优小微企业信贷比例b*的一阶条件。

∂π/∂b=ΔrS(L+bBue)-ΔrNS[L-(1-b)Bue]=0

(8)

由此计算得到b*。

(9)

进一步地，将b*对中期借贷便利力度系数e求偏导。

(10)

命题2：中期借贷便利政策能提升小微企业可获得的商业银行贷款规模，且随其政策强度提升，小微企业信贷可得性不断提高。

四、实证分析

(一)数据选取及处理

前文数理推导的命题简洁直接，但其来源于高度简化的经济模型，仅考虑了定向降准、中期借贷便利在另一政策给定条件下对小微企业信贷融资的结构性效应。然而，现实经济远比理论模型更加复杂多变，不仅不同结构性货币政策工具通常交织使用，而且其作用机制及效果也可能时刻发生动态演进，因此前文结论是否成立仍需定量检验。此外，随着结构性货币政策操作趋于频繁、规模逐渐扩大，其往往会对货币市场利率产生溢出影响，进而对整体企业融资形成显著冲击。因此，为更准确和全面地研判结构性货币政策效果，本文将这一冲击定义为结构性货币政策影响企业融资的整体效应，并通过加入货币市场利率变量将其纳入实证框架。

鉴于数据可得性，本文将样本区间定为2015年5月至2018年12月(2) 一方面，小微企业融资指数数据始于2015年5月；另一方面，由于中国人民银行于2019年第一季度引入定向中期借贷便利(TMLF)操作，此后的MLF余额已不能有效体现中期借贷便利政策力度，因此本文最终确定样本区间为2015年5月至2018年12月。，数据来源为Wind数据库。具体数据及处理过程如下：第一，参考成学真等(2018)的做法，选择中小型存款类金融机构法定存款准备金率反映定向降准政策强度参照指标，经Census X12季节调整后，按照公式RRCt=RRt-1-RRt作处理，以此表示定向降准幅度；第二，参考潘敏和刘姗(2018)[17]的做法，选择中期借贷便利当月净投放量作为中期借贷便利的代理变量，同样做季节调整，同时为避免过大的量纲差异影响实证分析准确性，将其转换为0到10之间的数据，记作MLF；第三，大量定性及定量研究指出上海银行间同业拆放利率(Shibor)能够及时准确地反映货币市场信息，可作为基准利率，而考虑到中期借贷便利引导中长期利率的作用较突出，故本文选取6个月Shibor利率表示货币市场利率，作季度调整后按照SR6Ct=SR6t-1-SR6t计算货币市场利率降低值；第四，小微企业融资指数由经济日报社和中国邮政储蓄银行运用概率比率抽样方法，基于全国近2500家小微企业的实地调查结果编制而成，能够较真实全面地反映小微企业融资状况，故将其作为小微企业融资代理变量，同样做季节调整，记作XWRZ(3) 尽管商业银行小微企业贷款余额能够更直接地反映小微企业信贷融资状况，但由于将这一季度数据变频为月度数据可能导致经济信息损失，故本文不选用此指标。。经ADF检验，处理后序列均平稳。

(二)计量模型构建

考虑到变量间相互关系错综复杂，且可能随时间推移不断发生结构性变化，为更灵活、稳健地分析变量间的动态相关性，本文拟选取加入随机波动特性的时变参数向量自回归模型(TVP-VAR-SV)进行实证。

1. TVP-VAR-SV模型简介。TVP-VAR-SV模型允许回归系数与残差方差跨期变动，可表示为式(11)。

yt=A1tyt-1+…+Astyt-s+et, et～N(0,Ωt),

(11)

(12)

式(12)中t=s+1,…,n，∑α、∑β和∑h均为对角矩阵，且模型初始值设置为αs+1～N(μα0,∑α0)，βs+1～N(μβ0,∑β0)而φs+1～N(μh0,∑h0)。在允许回归系数与残差方差均可跨期变动的条件下，模型复杂程度大幅提高，为提升参数估计准确性，本文运用基于贝叶斯方法的马尔科夫链蒙特卡罗法(MCMC)进行迭代计算求解。限于篇幅，具体迭代解法此处不再赘述。

2. 模型适用性检验。参考卞志村等(2019)[18]的做法，本文基于处理后的样本数据，依据对数边际似然值(Log Marginal Likelihood，Log-ML)、偏差信息准则(Deviance Information Criterion，DIC)等标准，比对VAR、固定波动时变参数VAR(TVP-VAR-CV)、随机波动时变参数VAR(TVP-VAR-SV)模型的拟合效果，进而研判TVP-VAR-SV模型对于研究本文问题的适用性。

表1 VAR、TVP-VAR-CV与TVP-VAR-SV模型的拟合优度检验结果

注：括号内为数值标准偏误(Numerical Standard Error)。具体运算机理不再赘述

本文将模型滞后阶数均设定为1，表1分别给出基于三类模型估计的Log-ML、DIC以及pD。TVP-VAR-SV模型的的Log-ML值、pD值最大而DIC值最小，即TVP-VAR-SV的复杂程度与实证拟合优度均更高，说明引入时变特性，尤其是引入残差方差时变特性显著提高了实证估计精度。因此，本文选定TVP-VAR-SV模型作为实证分析工具。

(三)结构性货币政策信贷融资效应的动态检验

1. 模拟及估计结果。运用基于贝叶斯方法的MCMC方法进行55000次模拟，其中前5000次作为预烧(burn-in)。运算所得的自相关系数、变动路径与后验分布信息分别如图1上、中、下三部分所示。由图1可知，抽样样本的自相关系数在预烧后迅速趋近于零，变动路径比较平稳，说明预设参数的蒙特卡洛模拟得到了不相关样本，可用于参数估计。

表2给出估计结果，各待估参数方差Geweke收敛指数对应的P值均在10%水平上不能拒绝模拟所得数据收敛于后验分布的原假设，模型中无效因子最大值仅15.39，说明50000次有效模拟至少相当于50000/15.39≈3249个不相关数据，足以准确计算后验分布。因此，MCMC抽样模拟有效，可基于此进行脉冲响应分析。

表2 TVP-VAR-SV模型估计结果

续表2

(Σh)10.00550.00160.00340.00940.79815.25(Σh)20.00550.00160.00340.00960.88215.39

2. 时变脉冲响应分析。不同于固定参数VAR模型，TVP-VAR-SV模型可得到两种类型的时变脉冲响应，即等间隔脉冲响应与时点脉冲响应，其中前者主要反映的是一定滞后期条件下脉冲响应跨样本期的动态变化，后者则侧重于反映样本期内若干时点脉冲响应跨滞后期的动态变化。本文将据此分析结构性货币政策冲击对模型变量的动态影响。

(1)各变量对小微企业融资的动态影响分析。本文首先给出小微企业融资对所有变量冲击的等间隔脉冲响应(图2)，图中三条黑色曲线分别代表滞后4个月、8个月和12个月的脉冲响应。由图2可知：第一，一单位RRC正向冲击下XWRZ负向响应，即随着定向降准力度的上升小微企业融资状况趋于改善，说明定向降准有利于缓解小微企业融资问题，证实了理论模型所得到的命题1；第二，XWRZ对MLF正向冲击的脉冲响应在样本期内经历了“由负转正”的过程，其中2017年2季度以后中期借贷便利促进小微企业融资的作用才逐渐显现，这与理论模型命题2相一致，而在此之前中期借贷便利不但未能有效带动小微企业融资，甚至还会造成负面影响，不妨将此定义为“MLF悖论”，在后文做进一步分析；第三，SR6C正向冲击对XWRZ有正面影响，且这一影响幅度较之RRC、MLF更大，说明中长期货币市场利率与小微企业融资负相关，边际宽松的货币环境是解决小微企业融资问题的要素之一；第四，XWRZ对自身冲击的脉冲响应最强，即XWRZ变动存在惯性机制，其融资状况变化相对缓慢且趋势较稳定，可能意味着缓解小微企业融资问题不可能一蹴而就，定向宽松的政策导向更应长期坚持。

2014年以来，随着中国货币宽松模式逐渐由“大水漫灌”转向“精准滴灌”，聚焦“三农”、小微问题释放定向流动性的定向降准与中期借贷便利应用趋于频繁，作用机制及效果也可能动态演进。为体现不同时期这两类工具小微企业融资效应的可能转变，本文选取间隔相等的三个时点报告时点脉冲响应结果。图3给出2016年6月、2017年6月以及2018年6月XWRZ对于各变量冲击的脉冲响应。由图3可知：第一，XWRZ对RRC正向冲击的脉冲响应大于零，其变动迅速但总体趋向于零，即定向降准政策实施后小微企业融资状况快速改善，但政策效果将随时间推移而逐渐减弱，从跨时点变动来看，不同时点脉冲响应趋势基本一致，说明定向降准纾困效果较为稳定；第二，XWRZ对MLF正向冲击的脉冲响应较弱，总体呈先下降后上升的态势，说明投放中期借贷便利带动小微企业融资的作用相对偏小且滞后，但其跨时点变动特征显示近年来中期借贷便利作用确实有所增强；第三，SR6C正向冲击下XWRZ的正向响应较显著，且基本未发现跨时点差异，说明货币市场中长期利率对于小微企业融资的影响显著且稳定。

(2)定向降准、中期借贷便利对企业融资的整体效应分析。鉴于货币市场利率能够显著影响企业融资是凯恩斯IS-LM模型的重要内容，且这一机制在国内的有效性已被证实，故此处本文仅通过分析货币市场利率在两类结构性货币政策冲击下的时点变化，探究定向降准与中期借贷便利对于企业融资的整体效应。图4给出SR6C对RRC、MLF的时点脉冲响应。显然，无论是定向降准还是投放中期借贷便利，都将引起货币市场中长期利率水平下降，这说明在“定向降准、中期借贷便利→货币市场利率→企业融资”的传导下，两类工具对于企业融资的整体影响均较显著。

(四)稳健性检验

为避免实证模型选择可能造成的研究结论偏差，本文通过更换实证模型进行稳健性检验。具体地，本文构建包括RRC、MLF、SR6C及XWRZ的VAR模型，对变量间关系加以检验(4) 限于篇幅，不再列出特征根检验及脉冲响应的图像，已备索。。特征根检验表明VAR模型收敛。基于VAR模型的脉冲响应分析显示：第一，在RRC、MLF、SR6C以及XWRZ的一单位正向冲击下，小微企业融资状况均趋于改善，而影响呈现出XWRZ>SR6C>RRC>MLF的大小关系；第二，当RRC、MLF上升时，SR6C也呈上升趋势，说明这两类结构性货币政策工具的应用可提升货币市场流动性。总体而言，VAR模型的研究结论与前文基本一致，只是由于VAR模型只能估计固定参数，变量间影响的动态演化未能被有效捕捉，如其未能刻画中期借贷便利小微企业融资效应的跨样本期变动。综上所述，本文的实证结论是稳健的。

五、对“MLF悖论”的进一步思考

基于TVP-VAR-SV模型的动态检验显示，2017年以前MLF上升并不能拉动XWRZ上升，即中期借贷便利政策力度增强不会改善小微企业融资状况，甚至可能导致其恶化，前文将其定义为“MLF悖论”。经过反复思考，本文认为这一悖论也有一定内在逻辑。比较定向降准与中期借贷便利两类政策工具，不难发现两者在操作对象与要求方面存在显著差异。其中，定向降准主要面向中小型商业银行，而中期借贷便利因要求申请者为一级交易商，且要提供国债、央行票据、政策性金融债等合格质押品，导致大多数中小型银行被阻绝，大型商业银行成为参与主体。有研究指出，相较于中小型商业银行，大型银行往往习惯于将金融资源较多配置于更稳定可靠的大中型企业，对于小微企业的信贷支持比较乏力，因而其很难按照货币政策当局的设计初衷有效调整信贷行为，最终导致定向流动性溢出。不过，随着近年来中国加大小微企业信贷支持的政策导向逐渐增强，以及金融基础设施不断完善、商业银行竞争趋于激烈背景下“小银行优势”的持续削弱，大型商业银行对小微企业的支持力度也有所提升，这可能表现为中期借贷便利拉动小微企业融资作用的强化。

在本文高度简化的理论框架下，仅区分小微企业与大中型企业的银行信贷，不考虑借贷主体商业银行的异质性，所得出的命题2与实际存在一定差距。事实上，“MLF悖论”是多种因素交织共振的结果，本部分仅仅是给出一条可能的思路，其原因可能还包括MLF应用部分承担对冲外汇占款下降功能、与其他货币政策工具并用导致其作用被削弱等。对这一问题的检验与分析，将是本文后续研究推进的一个重要方向。

六、结论与政策建议

本文构建包含定向降准与中期借贷便利的商业银行信贷模型，从理论层面分析这两类结构性货币政策工具对于小微企业融资的影响，并运用TVP-VAR-SV模型加以动态检验。研究发现：第一，定向降准能够有效缓解小微企业融资问题，这不仅体现在小微企业融资状况明显改善，也表现为货币市场中长期利率下降；第二，中期借贷便利对于企业融资的整体效应较突出，对小微企业融资的影响不够显著甚至在一些时期表现为负向，但这一拉动作用近年来有一定加强；第三，货币市场利率与小微企业融资关系密切，宽松的货币市场环境有助于解决小微企业融资难题；第四，小微企业融资状况存在惯性变动机制，对其的改善将是一个渐进过程。

总体而言，中国结构性货币政策的定向调控效果与预期有一定差距，这突出表现在定向流动性外溢，而内在深层次原因包括其自身设计存在缺陷、小微企业金融扶助体系尚不健全、与其他政策的协同机制有待完善等。结合理论及实证研究结论，本文提出以下政策建议。第一，持续优化结构性货币政策手段。未来一段时间，中国更应重视结构性货币政策应用及优化，一方面要采取合理筛选定向降准对象、适度扩大MLF担保品范围、强化精准定向类工具(如TMLF)应用等措施，不断升级政策工具箱；另一方面要不断革新政策手段，尤其是创新向受全球新冠肺炎疫情影响较严重的区域及行业精准释放流动性的方式，推动结构性货币政策提质增效。第二，营造助力结构性货币政策的整体环境。缓解小微企业融资困境需要，建立良好的长期施策环境，有助于改善结构性货币政策定向调控效果。一是要进一步完善信贷投放的激励相容机制，合理利用商业银行趋利避险特性，强化定向信贷投放量与未来流动性配给的关联，营造愿贷、敢贷、会贷的融资环境；二是要在推动商业银行信贷结构优化的基础上，加强信息公开与媒体宣传放大其预期引导作用，凝聚社会合力精准制导金融资源；三是要通过建立健全中小企业融资政策性担保增信机制、大力推动金融基础设施建设等方式，全面提升小微企业金融服务水平，有效拓宽小微企业信贷融资渠道。第三，加强结构性货币政策与其他政策的协调搭配。要合理组合结构性货币政策与总量性货币政策，尽量保持总体方向的基本一致，避免两者松紧失度、正负对冲，影响最终调控目标达成；货币政策需要经信贷、资产价格等渠道传导至实体经济，因为较多地依赖于微观经济主体选择而比较被动，相比之下财政政策则具有外在时滞较短、作用机制直接等优势，因此还应采取加大减税降费、增发定向债券等措施，以积极有为的财政政策推动经济结构调整；同时，要改进国内银行业监管政策，适度提高小微企业贷款不良容忍度，加强对于信贷资金，尤其是定向流动性投放领域的监管，促进结构性货币政策定向调控潜力释放。