【關鍵詞】電子支付電子貨幣中介指標
一、電子支付概述
電子支付與電子支付工具，正逐步走進我們的生活。從大額支付到零售貿易，伴隨電子交易量的劇增，電子支付正以前所未有的速度向前發展。電子支付的快速發展加快了貨幣流通，減少了流通中的通貨，從而對貨幣政策的中介指標產生了影響。
所謂電子支付，指的是電子交易的當事人，包括消費者、商家和金融機構，使用安全電子手段通過網絡進行的貨幣支付或資金流轉。
二、電子支付對貨幣政策中介指標的影響
貨幣政策中介指標是為實現貨幣政策目標而選定的中間性或傳導性金融變量。貨幣政策中介指標應具有可控性、可測性、相關性、抗干擾性以及與經濟體系、金融體制良好的適應性。目前，世界上市場經濟比較發達的國家，一般選擇利率、貨幣供應量、超額儲備金和基礎貨幣這幾個金融變量作為貨幣政策的中介指標，而有些國家也把匯率包括在內。電子支付中電子貨幣的引入將不可避免的對貨幣政策的中介指標產生影響。
1、中央銀行可控制的基礎貨幣的規模將趨於減少
在現代銀行制度下，貨幣供應量取決於基礎貨幣和貨幣乘數兩大因素。貨幣供應量是基礎貨幣和貨幣乘數的乘積。如果用M表示貨幣總量，B表示基礎貨幣量，m表示貨幣乘數，則全社會貨幣供應量可用公式表示為：
M＝B×m
B=M0＋銀行準備金總額＝流通中的通貨＋銀行準備金總額
電子支付的發展將減少流通中的通貨，而銀行準備金的數量則由法定準備金率與超額準備金率決定。電子支付對現金的替代作用，使得中央銀行資產負債表的規模發生變化，為維持資產負債表的規模，可能會引起商業銀行在中央銀行準備金的變化，由於他們共同決定金融機構在中央銀行的存款數量，為簡化討論，將他們合稱為準備金率。中央銀行的資產負債表如表1－1所示。
在資產負債表中，中央銀行最大的負債是流通中的通貨。
資料來源：BISBaselOct.1996ImplicationsforCentralBanksofDevelopmentofElectronicMoney.
電子支付的使用使流通中的通貨減少，從而降低了資產負債表的規模。
在許多發展中國家，金融當局不僅通過發行貨幣來得到鑄幣收益，還通過發行公共債務（包括商業銀行在中央銀行的存款）來得到鑄幣收益。
電子支付的發展與電子貨幣的非中央銀行壟斷髮行使流通中的貨幣需求減少，減少了金融當局的鑄幣收益。如表1－3所示，鑄幣税收入對中央銀行支出具有顯著的影響。
資料來源：BISBaselOct.1996ImplicationsforCentralBanksoftheDevelopmentofElectronicMoney.
可見，由於電子支付的替代作用，使得中央銀行的資產負債表的規模縮小，而且鑄幣税收收入減少。中央銀行在進行公開市場操作調節貨幣量時，可能會因為資產不夠而發生困難。如上所述，在中央銀行沒有特殊干預的情況下，銀行準備金總額將處於下降趨勢。同時由於電子支付的替代作用，流通中的通貨將會減少，因此基礎貨幣也呈下降的趨勢。
2、電子支付對貨幣供應總量的影響
電子支付減少了流通中的現金，直接影響到中央銀行基礎貨幣的數量，並通過貨幣乘數對貨幣供應量產生巨大影響，尤其是對M1的影響。在現代銀行體制下，存款是通過基礎貨幣的再創造而產生的，貨幣供給等於基礎貨幣量與貨幣乘數之積。基礎貨幣等於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，可見，電子支付對流通中的通貨的替代作用會通過三個途徑影響：（1）由於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。
貨幣供應量可以表示如下：
M＝B×（1＋k）/[(re)(1k)k]=B×m
r為法定準備金率，e為超額準備金率，t為定期存款與活期存款的比率，k為現金與存款比率。
短期內，在貨幣乘數變動不大的情況下，基礎貨幣減少，並通過貨幣乘數的作用，將會使貨幣供應量大為縮減。但從長遠角度看，銀行間競爭加劇，會適當減少超額準備金。而流通中現金的日益降低，會使現金與存款比率大為縮減，從而使貨幣乘數加大，因此，即使基礎貨幣下降，但乘數的加大所產生的乘數效應將使貨幣供應變化不大，或略為上升。
傳統上，具有交換媒介功能的主要是通貨和商業銀行的活期存款，因此M1由這兩種資產組成。由於電子貨幣的特殊性，同時也是為了分析的需要，在不影響M0、M1、M2等原有貨幣定義等基礎上，本文將定義新狹義貨幣M1e，藉以引入電子貨幣。
M1e=現金十活期存款十電子貨幣存款
引入電子貨幣存款後的貨幣定義見表1－4。
從這個定義可以看出，假如資金從儲蓄存款賬户轉向電子貨幣存款賬户，M1e就會上升，而M1卻不受影響；當資金從活期存款賬户轉入電子貨幣存款賬户M1就會下降，而M1e不變，這些都是因為M1e本身已包含了電子貨幣存款賬户。
這説明，貨幣乘數m1e和m2的大小是與現金與存款比率k成相反方向變化的。隨着流通中的現金被電子貨幣取代，k的大小將毫無疑問地下降，此時，新狹義貨幣乘數m1e和廣義貨幣乘數m2也將變大。即使貨幣供應量B下降，通過乘數效應將不會使貨幣供應發生很大的變化。可見，電子支付，尤其是電子貨幣對流通中通貨的替代作用，使得傳統意義上的基礎貨幣的作用弱化。
3、電子支付對利率的影響
利率是一定時期利息額與借貸資本額的比率。利率的高低是資本借貸市場上的資本供應量和資本需求量共同決定的。
如果貨幣供給與貨幣需求不是同步變化，則利率必然會變化。當貨幣供給小於貨幣需求時，利率將會上升，必將使貨幣資本向借貸市場大量流動，但是貨幣流通速度的加快，必然會對利率的上升幅度和上升期限進行限制，使得利率上漲的幅度不至於太高，上漲期限也較傳統貨幣大為縮短；反之亦然。
也就是説，電子貨幣的出現，貨幣流通速度加快，使得利率的變化幅度變得更小，浮動期限更短，如果中央銀行不能準確、及時判斷資本市場的變化，那麼它通過利率進行宏觀貨幣供給的調控能力就會減弱。這無疑給中央銀行的調控能力提出了更高的要求。
由此可見，電子支付的替代作用使得基礎貨幣減少，但對利率本身並沒有直接的影響，只是利率變化更為敏感。
【參考文獻】
[1]黃達：貨幣銀行學[M]，北京，中國人民大學出版社，2000年。
[2]周虹：電子支付與網絡銀行[M]，北京，中國人們大學出版社，2006年：295－302。
關鍵詞：貨幣供應量；基礎貨幣；貨幣乘數；途徑
1999年以來，中央政府實施了積極的財政政策，對保持宏觀經濟穩定增長起到了重要作用，但總需求相對不足的狀況仍未得到有效解決，這表明在財政政策積極的同時，有必要讓貨幣政策扮演更加重要的角色，充分發揮貨幣政策對經濟增長的作用。就貨幣政策而言，一個重要指標就是貨幣供應量，因此，最近一段時間，有關專家學者呼籲2000年要擴大貨幣供應量，使貨幣供應量增長保持較高水平，從而為經濟增長提供保障。那麼，擴大貨幣供應量的途徑在哪裏？應採取哪些措施呢？
一、貨幣供應量的決定因素及分析
在現代貨幣銀行制度下，貨幣供應量取決於基礎貨幣和貨幣乘數之積，因此，只有對基礎貨幣和貨幣乘數進行詳細的研究，才能準確把握貨幣供應量的趨勢。
1． 基礎貨幣的決定因素及實證分析
貨幣銀行理論表明，基礎貨幣由流通中的現金與商業銀行的準備金之和構成，它是創造貨幣供應量的基礎。由於我國的特殊國情，央行的基礎貨幣還包括非金融部門的存款，因此本文對基礎貨幣的定義是：基礎貨幣＝發行貨幣＋對金融機構負債＋非金融機構存款（以下所用數據除非特別説明，均來自於中國人民銀行統計季報）。
根據歷史數據，我國的基礎貨幣總體上呈上升趨勢。1990年之前基礎貨幣增長比較緩慢，基本上是平穩的爬升階段；1993年之後，基礎貨幣增長較快，特別是在1993－1994年間，基礎貨幣的增幅明顯較高，1995－1996年雖有所波動，但仍保持較高水平；1997年，基礎貨幣增速放緩（當然這與統計口徑發生變化有一定關係，但增速下降趨勢則是明顯的），1998－1999年，在法定準備金率下調以及法定準備金帳户和備付金帳户合併之後，基礎貨幣增速下降的趨勢更加明顯。從基礎貨幣的構成看，基礎貨幣增速下降主要是受對金融機構負債增速下降所致，1999年，非金融機構存款出現負增長，也對基礎貨幣的增長產生了一定的影響。
從中央銀行的資產負債表來看，基礎貨幣是中央銀行的主要負債，因此為了達到調控基礎貨幣的目的，中央銀行可以通過調整資產方的各個項目來實現。歷史數據表明，1993年以前，我國銀行總資產中中央銀行國外資產所佔比重較低，因而這期間基礎貨幣的變化主要由中央銀行國內資產的運用所決定。1993－1994年是我國經濟週期發生轉折的階段，醖釀和出台了一系列的改革措施，1994年初又進行了一系列税制和外匯管理體制的改革，尤其是人民幣匯率的並軌和實行結售匯體制的改革，大大促進了出口的增長，形成了國際收支中經常性項目的大量順差， 從而使中央銀行國外資產所佔比重增大。1995－1997年，為維護人民幣匯率的相對穩定，使得中央銀行國外資產所佔比重進一步增大，1997年末達到42．1％。1998年，由於受亞洲金融危機的影響，我國出口形勢嚴峻，外貿順差有所減少，因而國外資產所佔比重上升趨勢減緩，年末為43．7％。可以説，近幾年來，中央銀行的資產結構中國內外資產幾乎均等，因而國外資產的多少、增長快慢就對基礎貨幣有非常重要的影響。從增長速度看，1993年以來，中央銀行國外淨資產的增速呈明顯下滑態勢，1994－1998年其增速分別為：187．3％、49．8％、43．4％、38．3％和2．5％。1999年1－9月份，國外淨資產增長10．4％，這也是1999年3季度以來貨幣供應量增幅回升的一個重要因素。
從國內資產看，1994年以前國內資產一直佔中央銀行總資產的80％以上，可以説那時從資產角度看影響基礎貨幣的主要因素就是國內資產的變化情況。1994年後，由於國外淨資產的增加，中央銀行國內資產所佔比重呈下降態勢，到1998年末，國內資產佔中央銀行總資產的56．6％。在國內資產中，主要是對存款貨幣銀行的債權，如在1993年，對存款貨幣銀行債權佔中央銀行總資產的70．3％，之後逐步下降，到1998年末為41．8％；其它還有對政府的債權，這一數值在1994年以前佔總資產的比重較高，1994年佔總資產的9．1％，之後由於銀行法規定政府不得向銀行透支，因而對政府債權一直穩定在1582億元，所佔比重不斷下降。對非貨幣金融機構的債權，1997年以前佔總資產的比重較小，1997年之後，由於政策性銀行等的發展，因而對非貨幣金融機構的債權增加較多，所佔比重大幅上升，1998年末達到9．5％。從增長速度看，國內資產自1996年後增速迅猛下降主要是受對存款貨幣銀行債權增速下降所致，1997年下降1．11％，1998年下降9．1 ％，而1999年1－9月卻增長10．25％，相應地帶動國內資產增長10．24％。同樣，對非金融部門債權自1995年後一直為負增長，對國內資產的增長也產生了一定影響。與之相反，對非貨幣金融機構債權增長在1997年達到高點，當年增長1660．7％，之後儘管增速下降，但仍是國內資產各項中增速最快的，1998年增長42．97％，1999年1－9月增長16．9％，對國內資產進而對基礎貨幣的增長產生了一定的正影響。
2． 貨幣乘數的影響因素及分析
根據前述基礎貨幣的定義，1993－1997年我國M2的貨幣乘數變化不太規則，有升有降，M1的貨幣乘數則基本呈微降態勢。但自從1998年春季央行大幅下調準備金率後，我國的貨幣乘數則基本上呈上升趨勢，即M1的貨幣乘數由1998年6月份的1．104上升到1999年9月的1．426，M2的貨幣乘數由1998年6月份的3．094上升到1999年9月的3．915。
根據我國的情況，狹義貨幣乘數可表述為：（現金漏損率＋活期存款比率）／（法定準備金率＋備付金率＋現金漏損率＋非金融部門存款比率）；廣義貨幣乘數的分母與狹義貨幣乘數一致，分子則為1＋現金漏損率。根據這兩個公式，我們對1993年以來我國的貨幣乘數進行了測算，結果表明，其（即與貨幣供應量和基礎貨幣實際值計算的結果）誤差很小（平均誤差為3％，且很穩定），趨勢也是一致的。因此，分析貨幣乘數，有必要對以上幾個行為參數作出判斷。
（1）法定準備金率
從理論上講，法定存款準備金率的調整，即使是微小的變化，都會對貨幣流通產生強烈影響，在眾所周知的中央銀行貨幣政策“三大法寶”中，它的效果是最為猛烈的。因此，各國一般都不常用這個貨幣政策工具，即使要調整，也是微調，因為金融機構資金規模巨大 ，更為重要的是貨幣乘數的作用，它幾倍於存款創造貸款。儘管目前我國的法定準備金率已由原來的13％降至6％，但是一方面與國外相比仍較高，另一方面由於網絡化、全球化進程的加快，各國更為重視的是資本充足率這一指標，而對準備金率的要求有所放低，因此，作為刺激內需的貨幣政策操作工具——法定準備金率，仍有下調的空間。
（2）備付金率
近年來，隨着我國超額準備金率的不斷下降，貨幣乘數逐步放大，即超額準備金率與貨幣乘數呈反比例關係。備付金率的高低直接影響貨幣乘數的大小，但備付金率並不能完全由中央銀行所控制，它取決於商業銀行的行為，中央銀行只能間接地影響它。商業銀行持有備付金是有機會成本的，而備付金率的高低取決於市場利率與商業銀行從中央銀行借款的利率之差，二者差額越大，備付金率越低。1998年以" 來，隨着二者差距的增大和利率水平的逐步降低，備付金率已出現下降趨勢，存款貨幣銀行的備付金率（以法定準備金率為8％考慮）由1998年3月的7．53％下降到1999年9月的5．83％這裏所指的備付金率為在人行存款加上庫存現金與對非金融部門負債之比。2000年，隨着經濟形勢的好轉，各經濟主體的投資、消費意願會有所增強，因而備付金率有進一步降低的可能。
（3）現金漏損率
現金漏損率於80年代和90年代初期在我國一直比較高，不過隨着貨幣市場的不斷健全，金融交易工具的逐漸增多，我國的現金漏損率近年來有所降低，1998年3月－1999年9月，大約在 11．5％左右。現金漏損率的高低與現金需求量的大小有關，而影響現金需求量的因素很複雜。我國的現金漏損率是由政府、企業和居民的行為共同決定的。由於金融資產收益率的變動會影響持有現金的機會成本，以及銀行存款利率的變化會影響個人儲蓄的變化，這就使現金漏損率的變化比較複雜。2000年，由於目前名義利率水平比較低，居民儲蓄存款特別是定期存款增勢減緩，加上徵收利息税的影響，因而居民持現動機相對有所增強，估計現金漏損率下降空間有限。在其它情況不變的情況下，現金漏損率與貨幣乘數負相關，因此若現金漏損率下降不大，則將影響金融機構派生存款的能力，對貨幣乘數產生一定影響。
（4）非金融部門存款比率
1993年以來，我國非金融部門存款一直比較穩定，並呈緩慢下降趨勢，這一點在1999年表現得更為明顯，到1999年9月末，我國的非金融部門存款比率為3．58％，較之上年下降了一個百分點。隨着政策性金融業務的進一步規範，這一比率將呈平穩態勢，變化不會太大。
（5）活期存款比率
活期存款比率反映了貨幣供應量層次的結構變化，這個比率在決定狹義貨幣乘數時有用。由於受持有活期存款的機會成本的影響，因此這一比率與利率的關係比較密切，同時由於這裏所指的活期存款主要是指企業活期存款，因而經濟活躍程度如何以及企業對未來經濟的預期怎樣，對活期存款也有着比較大的影響。1996－1998年，我國的活期存款比率基本維持在30％左右，進入1999年後，一、二、三季度這一比率分別為27．5％，27．8％和28．8％，呈緩慢上升趨勢。隨着利率水平的下降和儲蓄存款實名制的實施，在金融交易工具增加不多、信用情況改善不大的情況下，估計這一比例將逐步上升。
二、擴大貨幣供應量的對策
從貨幣供應量的定義中可以看出，擴大貨幣供給量的途徑不外乎兩條：一是增加基礎貨幣，二是提高貨幣乘數。
從增加基礎貨幣方面看，主要有三項：
（1）從貨幣當局資產方着手，加大國內資產的運用，即加大再貸款、再貼現規模，特別是對那些急需資金的中小金融機構，這樣可以從資產方影響基礎貨幣的增加。
（2）擴大貨幣發行。在基礎貨幣中，貨幣發行佔到了近50％，因此加大貨幣發行是擴張基礎貨幣，進而增加貨幣供應量（M1、M2）的有效途徑。目前我國的經濟過剩，絕非是經濟高度發達條件下的過剩，遠未達到東西多得用不了的程度。實際上，我們的建設資金缺口極大，潛在消費與投資需求空間還很大，完全可以用發鈔票的辦法配合擴張性財政政策來解決經濟發展中的問題。同時，為擴大貨幣發行，還可以核銷部分國有商業銀行的壞帳，幫助金融機構化解金融風險；儘快成立中小企業貸款擔保基金，消除金融機構對中小企業放款的後顧之憂，從而擴大貸款規模，使資金配置更加優化、有效。
（3）加大公開市場操作力度。央行購入債券，吐出基礎貨幣，這其中一個條件就是債券市場規模不斷擴大，從而使公開市場操作有一個好的着力點。
從提高貨幣乘數方面看，主要有四項：
（1）通過降低甚至取消存款準備金率的辦法，迫使金融機構更積極放款，加速降低備付金率水平，從而提高貨幣乘數。
（2）改變認購資金凍結數日的做法，消除新股認購對基礎貨幣和銀行準備金管理的不利影響。理論上講，新股認購資金的驗資既不需要資金的異地劃撥，也不需要凍結數日，只要驗資的某一時點上新股認購帳户中有真實資金就可以了。因此，應改進集中驗資的方式，讓所有證券結算銀行或分行都在當地人民銀行營業部開户，利用人民銀行營業部聯網系統實行證券認購資金的當地驗資，資金信息集中到交易所進行認購。同時，為了不影響金融系統的基礎貨幣量和準備金狀況，凍結認購資金的時間應儘可能短，甚至可以縮短到幾乎一個時點上。全國統一驗資結束以後，認購資金重複認購的可能性已經不存在，因此，資金可在驗資結束後立即解凍。中了新股以後的資金交割可另行制定交割日。這樣，銀行準備金管理的壓力將大大減輕，超額準備金率下降，貨幣乘數擴大，基礎貨幣也不會受到影響。
（3）改進金融系統的服務，增加有益於流通和交易的金融工具，從而充分發揮金融系統的中介功能，這樣可以加快貨幣流通速度，減少貨幣沉澱；也有助於降低現金漏損率，從而提高貨幣乘數，增加貨幣供給量。
（4）在必要的時候，可以續下猛藥，調低法定準備金率，從而有效提高貨幣乘數。
不可否認，無論是降低存款準備金率，還是運用再貸款、再貼現、公開市場操作等，在市場化國家都被視為“猛藥”，其結果都會導致商業銀行授信能力的增強，然而這只是為擴大貨幣供應量提供了必要條件。現在的問題是金融機構並不缺資金，金融機構存貸差逐步擴大就是一個佐證。因此如果金融機構仍然借貸、慎貸，那麼擴大貨幣供應量的初衷就不可能成為現實。為此，在採取貨幣政策手段外，尚需在體制改革上邁出更大步伐，具講説：
（1）完善金融機構自主經營的環境。目前，我國的金融機構，特別是國有商業銀行，經營環境決定其還沒有完全實現自主經營，還存在各級政府對商業銀行的干預。因而使商業銀行不能充分發揮其中介功能，同時也使商業銀行產生了一定的依賴心理，缺乏創新和追求效益的動力。
關鍵詞：狹義貨幣乘數 廣義貨幣乘數 誤差修正模型
模型概述
新古典綜合學派最早提出了貨幣乘數的概念；米德研究在金本位制還未完全崩潰時三種不同類型的銀行制度下貨幣乘數的決定模型；以弗裏德曼和卡甘為代表的貨幣學派提出貨幣總量乘數等於貨幣總量與基礎貨幣之比。無論是以後的喬頓乘數模型、伯爾格乘數模型，還是西方廣為流傳的米什金的貨幣金融學教科書，各國對貨幣乘數的定義無不採用“貨幣供給=基礎貨幣×貨幣乘數”的模型。
通常情況下我們考慮貨幣定義M1和M2下的貨幣乘數K1和K2：
設Z（所有存款）=D+T+S+0；按照基礎貨幣（MB）的定義：
鑑於1998年3月中國人民銀行改革存款準備金制度，合併法定存款準備金與超額存款準備金賬户，實行統一利率，本文整體分析總準備金率（TR）對貨幣乘數K1、K2的影響；貨幣乘數的公式推導如下：
貨幣乘數K1為：
貨幣乘數K2為：
貨幣乘數的趨勢分析
根據近年來我國貨幣乘數的實際數據圖（見圖1），K1、K2分別代表狹義貨幣乘數和廣義貨幣乘數。由圖1可看出，我國貨幣乘數從直觀上存在着以下的變動特徵：第一， K1和K2從2000年至2012年先升後降。在2000年到2007年之間， K1、K2穩中有升，其中K2在2006年5月達到了5.35的頂峯，而K1在2006年10月達到了1.87的頂峯；從2007年至2012年， K1、K2 整體呈下降趨勢，其中K2在2012年1月達到了3.73的谷底，而K1在2012年1月達到了1.18的谷底。第二，從2000年到2012年十三年間，K1、K2變動的幅度不相同，可明顯看出K1的變動幅度要比K2幅度大些，K1在區間1.18-1.87變動幅度達58.5%，而K2在區間3.73-5.35變動幅度達43.4%。從2000年1月到2012年12月K1的平均值是1.58，而K2的平均值是4.39。
貨幣乘數影響機理的分析
（一）變量説明和數據選取
由前面貨幣乘數K1和K2的公式推導可得出，決定貨幣乘數K1的因素有四個：通貨比率（M0/Z）、活期存款率（D/Z）、總準備金率（TR）、非金融機構存款率（DNFI/Z）；而決定貨幣乘數K2的因素有七個：通貨比率（M0/Z）、活期存款率（D/Z）、定期存款率（T/Z）、儲蓄比率（S/Z）、其他存款比率（O/Z）、總準備金率（TR）、非金融機構存款率（DNFI/Z）。對於貨幣乘數決定因素的多個變量進行協整分析不宜採用EG兩步法，而採用Johansen & Juselius極大似然法會更有效。
對K1、K2、通貨比率、活期存款率、總準備金率、非金融機構存款率、定期存款率、儲蓄比率、其他存款比率分別取自然對數，產生序列LNK1、LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ，先對序列的平穩性進行檢驗，這是進行協整分析的前提。
（二）變量平穩性檢驗與協整分析
運用Pillips & Perron（1988）提出的PP檢驗方法，進行單位根檢驗。經過檢驗序列LNK1、LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ均拒絕原假設，存在單位根，是非平穩序列。經過一階差分後的新序列LNK1、LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ都在99%的置信水平下拒絕原假設，所以新序列不存在單位根，可以認為經過一階差分後的新序列是平穩的，可以判定序列LNK1、LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ是一階單整序列，滿足協整檢驗的前提。
（三）狹義貨幣M1的貨幣乘數K1的協整分析
因為本文選取的是月度數據，根據AIC、SC最小值準則，建立關於LNK1、LNM0Z、LNDZ、LTR、LNDNFIZ的向量自迴歸模型（VAR1），在模型VAR1的基礎上進行Johansen 協整似然比（LR）檢驗，結果如表1所示。JJ檢驗揭示出LNK1、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ在5%的水平下存在1個協整方程，這一組序列存在長期的均衡關係，根據協整向量間的關係標準化LNK1得到的模型如下：
對數似然比為1346.696。
建立向量誤差修正模型：
從序列LNK1、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ的協整關係來看，LNK1與LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ存在長期均衡關係；LNK1與LNM0Z、LNDZ成反比，與LNTR、LNDNFIZ成正比。從彈性係數來分析，LNDZ對LNK1的影響最大，LNDZ每變動1個單位LNK1就會變動1.29757個單位；LNM0Z對LNK1的影響次之，LNM0Z每變動1個單位LNK1就會變動1.274803個單位，LNTR和LNDNFIZ對LNK1的影響較小。
從貨幣乘數K1的向量誤差修正模型來看，貨幣乘數K1的變化與其本身2期滯後以及通貨比率（M0/Z）、活期存款率（D/Z）、準備金率（TR）、非金融機構存款率（DNFI/Z）的2期滯後相關。關於貨幣乘數K1變化的調整係數（ECM1）為0.286較小，説明貨幣乘數K1的短期波動較小
（四）廣義貨幣M2的貨幣乘數K2的協整分析
建立關於LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ、LNOZ的向量自迴歸模型（VAR2），在模型VAR2的基礎上進行Johansen 協整似然比（LR）檢驗，結果如表2所示。JJ檢驗揭示出LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNR、LNER、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ、LNOZ在5%水平下存在1個協整方程，根據協整向量間的關係整理後得到的關於LNK2模型如下：
對數似然比為2300.029。
建立向量誤差修正模型：
從序列LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ、LNOZ的協整關係來看，LNK2與LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ、LNOZ存在着長期均衡關係；LNK2與LNM0Z、LNDZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ成反比，與LNTR和LNDNFIZ成正比。從彈性係數來分析，LNMOZ對LNK2的影響最大，LNSZ每變動1個單位LNK2就會變動2.91686個單位；LNDZ對LNK2的影響次之，LNDZ每變動1個單位LNK2就會變動1.960937個單位；LNSZ對LNK2的影響又次之，LNM0Z每變動1個單位LNK2就會變動1.778815個單位；LNTR對LNK2的影響再次之，LNR每變動1個單位LNK2就會變動0.714297個單位；LNTZ、LNOZ、LNDNFIZ對LNK2的影響較小。
從貨幣乘數K2的向量誤差修正模型來看，貨幣乘數K2的變化與其本身2期滯後以及通貨比率（M0/Z）、活期存款率（D/Z）、定期存款率（T/Z）、儲蓄比率（S/Z）、其他存款比率（O/Z）、法定準備金率（R）、超額準備金率（ER）、非金融機構存款率（DNFI/Z）的2期滯後相關。關於貨幣乘數K2變化的調整係數（ECM2）為0.139較小，説明貨幣乘數K2的短期波動較小。
貨幣乘數各因子變動原因分析
通貨比率。從實證結果看通貨比率與貨幣乘數負相關。通貨比率主要受以下因素的影響：活期存款利率、定期存款利率、其它金融資產（主要是股票、債券等有價證券）的預期收益率、財富水平、通貨膨脹率、經濟週期、金融危機、非法活動、金融市場的發達和完善程度。
活期存款率。活期存款率是指活期存款佔所有存款的比重。活期存款率主要受定期存款利率、其他金融資產的預期報酬率和通貨膨脹或通貨膨脹預期的影響。
定期存款率。定期存款率決定於公眾的資產選擇行為，主要的影響因素包括：定期存款利率、其他金融資產的預期報酬率、財富水平、以及投資渠道的拓展。
儲蓄比率。儲蓄比率的影響因素主要有以下幾點：儲蓄存款的利率、投資理財工具的開發、社會公眾的心理預期、公眾的消費習慣和習俗。
其他存款比率。其他存款主要受金融市場的發展、金融創新和金融深化的影響。影響其他存款比率因素主要包括其他金融資產的預期報酬率和金融市場的發達完善程度。
準備金率。1998年3月，中國人民銀行改革存款準備金制度，合併法定存款準備金與超額存款準備金賬户，實行統一利率。準備金率由中央銀行控制，主要取決於中央銀行的貨幣政策意圖。當經濟過熱時，中央銀行通常提高法定準備金率，緊縮銀根；當經濟衰退時，中央銀行降低法定準備金率，放鬆銀根。
非金融機構存款率。非金融機構存款率是指貨幣當局資產負債表中非金融機構存款與全部存款之比。隨着中央銀行凋控體制的不斷完善，政策性業務逐漸剝離，這一比例將會呈下降趨勢。
綜上，貨幣乘數可以使基礎貨幣成倍放大或縮小。決定狹義貨幣乘數K1的因素有四個：通貨比率、活期存款率、總準備金率、非金融機構存款率，決定廣義貨幣乘數K2的因素有七個：通貨比率、活期存款率、定期存款率、儲蓄比率、其他存款比率、總準備金率、非金融機構存款率，這些因子又受到多種原因的影響而變化。
參考文獻：
1.米什金著。李揚等譯。貨幣金融學[M].中國人民大學出版社，1998
2.寧詠。內生貨幣供給：理論假説與經驗事實[M].經濟科學出版社。2000
3.陸前進，朱麗娜。貨幣政策工具對基礎貨幣和貨幣乘數的影響機制研究―基於中國2003-2011年的數據分析[J].上海財經大學學報，2011（10）
4.葉翔，樑珊珊。貨幣乘數影響因素的擴展分析[J].上海金融，2011（8）
5.黃中文，朱芳芳，張曉義。影響我國貨幣乘數因素分析[J].金融理論與實踐，2010（10）
6.馬明，白雅娟。國際金融危機時期中國貨幣乘數及預測公式分析[J].武漢金融，2010（7）
7.王海民。金融危機影響下中國貨幣乘數的穩定性實證分析[J].財經問題研究，2010（3）
[關鍵詞] 新型支付方式 虛擬貨幣 電子貨幣 貨幣乘數
隨着經濟的發展，互聯網等電子產品漸漸地走進了我們的生活，由此帶來了許多新型的支付方式，如電子貨幣、銀行卡、網絡銀行和虛擬貨幣等，這些新事物的出現極大地改變了我們的生活，卻也帶來了對傳統經濟理論的衝擊。這裏，我們將對這幾種新型的支付方式對貨幣創造乘數的影響進行研究，以期探索其對貨幣政策的影響。
一、貨幣創造乘數的表示
貨幣供應量可以簡單地以M=m*B表示。變量m為貨幣乘數，表示對於基礎貨幣B的既定變動，貨幣供應的變動。該乘數是基礎貨幣轉化為貨幣供應的倍數。下面模型將對決定貨幣乘數大小的因素做出解釋。
m=（1+ C/D）/(C/D+r+ER/D+rt*T/D)(1)
其中B表示基礎貨幣，C表示通貨，R表示儲備，r表示支票存款法定儲備率，D表示支票存款數量，rt和T分別表示定期存款準備金率、數量，ER表示超額儲備。
二、各種新型支付方式對貨幣乘數的影響
1.電子貨幣
巴塞爾委員會對電子貨幣的定義是：通過銷售終端、不同的電子設備之間以及在公開網絡上執行支付的“儲值”和預付支付機制。主要包括兩種：一種是基於卡的電子貨幣產品，主要是指各種多功能或單功能的儲值卡。另一種電子貨幣是基於網絡或軟件的產品，主要存儲在計算機系統中，可以通過網絡完成支付的電子數據，如Digitalcash公司發行的E-Cash。
電子貨幣是區別於並將取代信用貨幣（紙幣）的一種未來的新型貨幣形式，它不以信用貨幣（紙幣）為標的物，而是自成系統，獨立地通過電子系統進行流通。在貨幣的演變史上，貴金屬貨幣以其自身的價值保障流通，信用貨幣由國家信用保障流通，電子貨幣則是由各個發行商家以其自身的信用提供保障，是信用經濟發展的高級形式。電子貨幣對貨幣創造乘數的影響表現在以下方面。
首先是C/D的變化。隨着電子貨幣使用增多，人們對現金的需求越來與少，市場中流通的現金會越來越少，即C變小，如果電子貨幣完全替代現金和信用貨幣，C=0，因為
m=1+[1-(r+ER/D+rt*T/D)]/[C/D+r+ER/D+rt*T/D],所以C的減小會使m增大。
其次是r的變化。各國最初採用準備金制度的意圖在於維護商業銀行的流動性，以備商業銀行在流動性發生困難的時候作為最後貸款人提供信用。電子貨幣的使用使商業銀行的流動性約束降低，銀行更多地通過同業拆借補充流動性，所以r會越來越小。
再次是 ER/D的變化。電子貨幣的發展使社會公眾的現金使用量減少、提現率降低。這樣，商業銀行可以減少超額準備金的持有量以獲得利息收入，因而ER/D會呈減少趨勢。
總之，電子貨幣的發展將使C/D呈不斷下降趨勢，T/D呈上升趨勢，r呈下降趨勢，ER/D呈下降趨勢。由於這些因素的相互作用，貨幣乘數將不斷變大。
2.銀行卡和電子銀行
目前銀行卡和電子銀行已經到了極廣泛的程度，國內相應的業務也已經開展。目前研究領域對這兩種支付方式的認識都有一個誤區，即認為它們都是電子貨幣。
巴塞爾委員會對電子貨幣的定義強調電子貨幣的“儲值”或“預付”特性。其所界定的電子貨幣之一的儲值卡和借記卡、貸記卡的最主要區別就在於在支付過程中是否涉及賬户資金的劃轉。儲值卡在卡內存有資金，每一筆交易都是直接從卡內資金上扣除，而借記卡和貸記卡都只是客户在銀行存款賬户的代表，每完成一筆交易都必須通過銀行賬户進行劃轉，因為信用卡和借記卡都只是現金存款的代表或向銀行貸款的載體。
雖然銀行卡和電子銀行都不能算是真正意義上的電子貨幣，但是在替代紙幣的過程中它們的作用是相似的，也會引起貨幣乘數的變大。
3.虛擬貨幣
虛擬貨幣是一種和現實貨幣掛鈎，為在互聯網中使用並方便結算的代用券，如騰訊的Q幣、新浪的U幣等。以Q 幣為例，在網絡上可以購買商品、抵償債務。Q 幣正逐漸成為一種被普遍接受的交易和流通手段，網絡虛擬貨幣在一定範圍內正在行使人民幣的許多功能。
Q 幣與人民幣之間具有的雙向流通性，騰訊公司為人民幣購買Q 幣提供1:1 的兑換率， 實現了Q 幣與人民幣掛鈎。按照貨幣的職能定義“凡是在商品、勞務交易和債務清償中， 可作為交易媒體和支付工具、被普遍接受的手段就是貨幣”, Q 幣與國家命令禁止的代幣券一樣，是一種廣義貨幣。
這裏， 我們姑且放大網絡虛擬貨幣的流通性， 將其納入M1的口徑來分析其影響力。設E為虛擬貨幣的數量，(1)式變為m=（1+ E/D+C/D）/(C/D+r+ER/D+rt*T/D)，因為虛擬貨幣沒有準備金，所以分母不變，故而可以看出m會增加。
發行網絡虛擬貨幣是一種違法的變相集資行為。網絡虛擬貨幣是一種充當貨幣職能的“變相貨幣”, 在網絡上很大範圍內代替了人民幣的流通， 它破壞了金融制度， 危及到了人民幣的權威性，應進行審慎地監管。
三、結論與綜述
從以上的探討我們可以看出，新型支付方式的出現無一例外地擴大了貨幣乘數，這需要引起中央銀行的重視。央行應該加快研究應對策略，通過不斷的實踐來探索有效的管理途徑。如果對這些現象不加以有效監管，勢必會造成通貨膨脹以及國內貨幣流通的混亂，損害經濟的發展。
參考文獻：
[1]餘莉娜：電子貨幣對貨幣政策工具的衝擊與挑戰[J].《中國金融電腦》，2005年第3期
[2]趙海華：《電子貨幣對貨幣政策的影響研究》，2005年5月
[3]陸凌駿康曉虹：人民銀行如何面對網絡虛擬貨幣的衝擊[J]. 《時代金融》，2006.12
[4]姜奇平：虛擬貨幣引發通貨膨脹？[J]《互聯網週刊》，2001.11.20
關鍵詞：存款準備金率；廣義貨幣乘數；Johansen協整檢驗
一、引言
法定存款準備金是中央銀行貨幣政策工具的“三大法寶”之一，因其微小的調整就會給經濟帶來極大的震動，在西方國家央行已淡化這一政策工具，但從2003年5月份開始，我國經濟走出通貨緊縮的陰影，經濟局部過熱初露端倪，廣義貨幣M2增長在20%以上，為避免低水平重複建設，控制貨幣信貸增長過快，央行在9月25日將存款準備金率從6%提高到7%，但在以後的幾年裏，固定資產投資規模仍繼續擴大，貨幣供應量仍過快增長，通貨膨脹壓力不斷增加，央行不得不頻繁上調法定存款準備金率，僅2007年就上調了10次，到2008年4月，已經提高到16.5%。根據貨幣理論，央行通過調整法定存款準備金率來影響廣義貨幣乘數，進而影響貨幣供應量，實現貨幣政策目標，但由於現實中存在超額準備金、現金漏損等，使廣義貨幣乘數的倍數效應縮小，那麼我國近期對存款準備金率的頻繁調整在多大程度影響了廣義貨幣乘數？其作為我國現階段常規政策工具是否有利於貨幣政策目標的實現？
關於貨幣乘數的研究，陳學彬(1998)指出存款準備金率和超額準備金率對貨幣乘數的影響力量上是相同的，但超額準備金率對m1和m2的變動量大於存款準備金率的變動量，存款準備金率因變動較少基本未對貨幣乘數的短期波動產生影響。張橋雲(2006)運用小波分析及建立貨幣乘數m2的動態模型，得出未來3年內我國廣義貨幣乘數將在4.50-4.85之間緩慢爬升；法定準備金率的調整對貨幣乘數的作用時滯約為1-2個季度。張坤(2008)認為法定存款準備金率的調整對貨幣乘數，無論是m1還是m2影響都很小，不能直接對貨幣乘數產生影響。
二、廣義貨幣乘數的實證分析
(一)廣義貨幣乘數m2的計算公式
廣義貨幣乘數是貨幣供應量和基礎貨幣之比，即MS/B。我國貨幣供應量分為3個層次：M0=流通中的現金(C)；M1(狹義貨幣)=M0+活期存款(D)；M2(廣義貨幣)=M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款(我國定期存款、儲蓄存款、其它存款實行統一的法定存款準備金率，故本文將其合併簡稱為定期存款T)。基礎貨幣(B)=流通中的現金(C)+銀行準備金(R)，其中R包括法定存款準備金(Rd)和超額準備金(Re)，通貨比率k=C/D，定期存款比率t=T/D，據此則有廣義貨幣乘數m2的計算公式：
m2=M2/B=C+D+T/C+R=1+k+t/k+(rd+re)(1+t)
(二)實證分析
根據上述公式，本文選取2003年第一季度――2008年第一季度逐季數據資料對廣義貨幣乘數的影響因素進行分析，原始資料M0、M1、M2、T、R、D、re、rd從中國人民銀行網上資料《貨幣當局資產負債表》和《中國貨幣政策執行報告》獲得，k、t通過計算獲得。
1.長期效應分析：Johansen協整檢驗
本文先對廣義貨幣乘數m2、法定存款準備金率、超額準備金率、現金比率、定期存款比率進行季節性處理，消除季節趨勢，然後對季節處理後的數據分別取自然對數，防止異方差，經單位根檢驗，均為一階單根(結果略)。
由於時間序列LNM2、LNRE、LNRD、LNK、LNT的單整階數相同，可能存在協整關係，即變量之間長期穩定的比例關係。本文使用Johansen(1995)多變量協整檢驗方法對時間序列廣義貨幣乘數m2、法定存款準備金率re、超額準備金率rd、現金比率k、定期存款比率t進行協整檢驗。Johansen協整檢驗是一種基於向量自迴歸模型的檢驗方法，在進行協整檢驗以前，必須首先確定VAR模型的結構。
用赤池(Akaike)信息準則(AIC)或用施瓦茨(Schwartz)準則(SC)選擇最大滯後期k值，選擇k值的原則是在增加k值的過程中使AIC的值或SC的值達到最小。通過模型選擇的聯合檢驗和實際經濟意義確定滯後期為3，則VAR模型為VAR(3)，最後確定合適的協整檢驗模型為滯後期3期有常數項。
LNM2、LNRE、LNRD之間Johansen協整檢驗結果(見表1)顯示變量之間存在兩個協整關係；LNM2、LNK、LNT之間Johansen協整檢驗結果(見表2)顯示變量之間存在一個協整關係。
Log likelihood(最大似然比)：196.7806從表1、2可以看出法定存款準備金率rd對廣義貨幣乘數m2的貢獻率大於超額準備金率re，但效應較小，法定存款準備金率每調高1%，廣義貨幣乘數僅變動1.12%；而定期存款比率t的變動對廣義貨幣乘數的貢獻率大於現金比率k。
2.短期效應分析：脈衝響應函數和格蘭傑因果關係檢驗
通過Johansen協整檢驗，可以看出法定存款準金率的變動對廣義貨幣乘數有影響，但我國從2006年開始頻繁調整法定存款準備金率，僅2007年就調高10次，可為何目前我國的通貨膨脹依然高居不下，金融市場流動性依然愈來愈多？為進一步研究re、rd、k、t和m2之間的因果關係，再用脈衝響應函數和格蘭傑因果關係檢驗進行短期效應分析。
(1)脈衝響應函數
Response of LNM2 to One vations
從圖中可以看出，廣義貨幣乘數m2對其自身微小變動引起的波動滯後3期達到最大，之後開始遞減，至6期為0；法定存款準備金率rd的微小波動對m2的衝擊在當前幾乎沒有反應，4期後才逐漸增大，到8期後才達到最大，隨後又開始下降；超額準備金率re的微小波動對m2的衝擊開始不顯現，到6期達到正影響最大；現金比率k在2期後達到最大，6期後轉為負影響；定期存款比率t在4期後達到最大，7期後轉為負影響。
法定存款準備金率rd在影響廣義貨幣乘數m2時，時滯期最長，這是因為當中央銀行調高法定存款準備金率時，商業銀行為了贏利可降低超額準備金率，加之中央銀行貨幣政策的內部時滯和外部時滯，使得法定存款準備金政策在短期內無法迅速收效。
(2)格蘭傑因果關係檢驗
表明在至少95%的置信水平下，rd不是m2的格蘭傑因果關係，即存款準備金率的變動不會引起廣義貨幣乘數的變動，但K、re、t是m2的格蘭傑因果關係，且rd不是re的格蘭傑因果關係，但Re是rd的格蘭傑因果關係。
三、結論
通過上述實證分析，本文得到的結論如下：
第一，從長期看，法定存款準備金率與廣義貨幣乘數有長期穩定關係，即法定存款準備金率的變動會引起廣義貨幣乘數的變動，但是效應較小。
第二，從短期看，法定存款準備金率的頻繁調整並沒有對廣義貨幣乘數產生影響。
既然法定存款準備金率的頻繁調整對廣義貨幣乘數在短期內沒有影響，在長期內的影響也較小，那麼中央銀行為什麼還要頻繁調整法定存款準備金率呢？
首先，中央銀行通過頻繁調整法定存款準備金率來影響商業銀行的超額準備金率，可降低中央銀行進行宏觀調控的成本。由於國際收支的雙順差導致外匯佔款過多，在強制售匯制度下，中央銀行只能被動接受以外匯佔款形式增加的基礎貨幣，使金融市場的流動性愈加過剩，靠發行央行票據的公開市場操作使央行的財務成本不斷增加，以2006年末和2007年末為例，央行發行債券餘額分別為29741億元和34469億元，若以一年期2.79%來計算，央行需支付利息829.77億元和961.69億元，且每發行1元的票據，僅能收回0.3元的市場流動性。而法定存款準備金利率和超額存款準備金利率1年期分別為1.89%和0.99%，不僅節約了成本，而且法定存款準備金率每變動1%就可凍結1500億元資金，可迅速減少基礎貨幣投放。
其次，中央銀行通過頻繁調整法定存款準備金率來發揮法定存款準備金政策的告示效應，目的在於反映中央銀行的政策意圖，改變金融機構和社會公眾的預期，從而有利於貨幣政策目標的實現。
參考文獻：
[1]陳學彬。我國近期貨幣乘數變動態勢及影響因素的實證分析。金融研究，1998.1.
[2]張坤，孟祥赫。我國貨幣乘數影響因素分析。財經界，2008.1.
[3]張橋雲，杜世光。法定存款準備金率變化對貨幣乘數影響的小波分析及動態模擬。統計與決策，2006.8(下).
2006年以來，我國經濟在繼續保持快速增長的同時，也面臨着對外貿易增勢強勁、投資需求進一步膨脹、貨幣信貸增長仍然偏快、通貨膨脹壓力加大等問題。目前，針對我國明顯的流動性過剩，在貨幣政策工具的選擇上，央行在小幅加息的同時主要依靠調整存款準備金率來解決目前我國經濟面臨的問題。2006年，央行前後3次提高了存款準備金率，總計把存款準備金率從7．5%提高到了9%。據估計，存款準備金率每上升一個百分點，可以直接鎖定約1500億元的貨幣投放，通過貨幣乘數效應，總體可鎖定約 6000億元的資金，存款準備金的上調應給經濟帶來降温。但從2006年全年經濟運行的實際情況看，GDP增長率不降反升，從2005年的9．9%升至10．7%，增幅非常大。我國的消費物價指數也從 2006年6月份的 1．5%上升到 2006年12月份的2．8%。到2007年3月份，CPI上升到了3．3%。貸款增長率也從 2006年年初的 13．8%（同比數據）增長到年末的15．07%，到2007年3月份貸款增長率更是升至16．25%。這一系列的數據説明，我國央行近一年來提高存款準備金率的預期目標並未實現，調控效果並不明顯。
當前我國央行頻繁使用存款準備金工具效果不明顯這一新的現象，在國外尚無學者專門開展研究，事實上，幾乎可以説，目前找不到這樣的研究文獻。國內近年來倒是有一些學者對我國央行的存款準備金調整問題展開了一些研究，但總的而言，研究資料極為匱乏，而且相當不繫統。那麼，究竟是什麼原因導致了我國存款準備金率這一貨幣政策工具“從不常用的緊縮工具”變為“常用對衝工具”①呢？又是什麼原因導致了這一政策工具未能發揮其應有的作用呢？
一、央行存款準備金政策工具缺乏有效性的原因探析
(一)存款準備金制度的缺陷
我國的法定存款準備金制度於1984年開始實施，歷經1998年的合併存款準備金賬户和備付金帳户、2004年實行差額準備金制度兩次重大改革。到目前為止，存款準備金率數次調整，從調控貨幣供應量的效果來看，這一政策工具發揮了一定的作用。但是，在制度層面上看，它仍然存在一定的侷限性。
1．差別準備金制度有待進一步完善。我國於2004年4月25日起實行差別存款準備金率制度，可以説是存款準備金制度改革的一個突破。其具體內容為金融機構適用的存款準備金率與其資本充足率、資產質量狀況等指標掛鈎。金融機構資本充足率越低、不良貸款比率越高，適用的存款準備金率就越高；反之，金融機構資本充足率越高、不良貸款比率越低，適用的存款準備金率就越低。實行差別存款準備金率制度，有利於促進經營管理狀況良好的金融機構的發展，抑制管理水平低下的金融機構的發展，也有助於發揮資本金對於商業銀行經營管理的約束作用，有效地配置資本。然而，我國現行的差別準備金制度還有待完善，除資本充足率、資產質量狀況指標外有必要進一步擴大差別準備金的對象。
2．對準備金付息影響了準備金工具的有效運用。世界上大多數國家都不對準備金付息，更不可能對超額準備金付息。但是我國目前仍對法定準備金和超額準備金支付利息，其中，法定存款準備金的利率為1．89%，超額存款準備金的利率為0．99%。目前，我國商業銀行的活期存款利率僅為0．72%，超額準備金利率為0．99%，商業銀行在吸納存款上的成本低於資金上存的獲利，商業銀行有增加超額準備金的利益驅動，把大量資金以超額準備金的形式存放在央行以獲取無風險收益，影響了央行的貨幣控制及貨幣政策的效率。因此，對準備金支付利息導致商業銀行對於保持高超額準備金率的偏好，從而降低了存款準備金率作為貨幣政策工具的有效性。
(二)存款準備金工具的傳導機制效率低下
在法定存款準備金率作為中央銀行的一種可以操作的貨幣政策工具的傳導過程中，由政策工具到中介目標的傳導稱為內部傳導機制，由中介目標到最終目標的傳導稱為外部傳導機制。
1．法定存款準備金率變動對貨幣乘數的影響分析。從傳統的貨幣乘數模型和簡單貨幣供給模型M=mB我們可知，法定存款準備金率r與貨幣乘數m和貨幣供應量M都成反相關關係。那麼，當不考慮現金漏損率k、超額準備金率re和基礎貨幣B的變動時，如果改變法定存款準備金率可以顯著的改變貨幣乘數m的大小，那麼法定存款準備金率的變動將會顯著影響貨幣供應量M。下面，我們將對貨幣乘數及其各影響因素做協整分析，以考察法定存款準備金率的變動對貨幣乘數的影響程度。[1]
我們採用月度數據，樣本區間為2002年1月到2006年12月。所有的原始數據均來自Wind資訊數據庫以及本人相應的加工計算。由於貨幣乘數m1較平穩，所以我們主要考察m2的影響因素，因為掌握的數據有限，我們選取流通中的現金比例rc、活期存款率rd、②法定存款準備金率r、非定期存款利率rs進行分析。
我們利用Eviews軟件的ADF檢驗對各變量進行單位根檢驗(檢驗結果見表1)。由表1可見，各變量序列在5%、1%的顯著性水平上都是非平穩的，經過一階差分後，各變量在5%、1%的顯著水平下都是平穩的，因此，各變量都是一階單整的，即I(1)，符合進行協整分析的條件。
本文采用Johansen檢驗進行分析。表2是Johansen檢驗的結果，這裏我們選取的模型包含常數項而不包含趨勢項。
通過檢驗，發現m2、rc、rd、r、rs在1%顯著水平下只有一個協整向量。具體如下：m2=20．9424-27．0225rc-33．4361rd-6．7263r-147．2862rs
(10．4810) (7．87630) (9．73076)(44．9558)
似然比：1218．210
從貨幣乘數m2的VEC模型及其檢驗結果也可以看出，雖然向量誤差修正模型VEC的擬合優度只有0．3635，調整後的擬合優度只有0．2886，但基本上可以接受。從檢驗結果也發現，對數似然值為59．9016，比較大，且AIC、SC都比較小，説明模型的整體解釋力還不錯。通過協整檢驗發現，我們選取的這一組變量存在長期均衡關係，並且貨幣乘數與流通中的現金比例、活期存款率、法定存款準備金率、定期存款利率成反比，這是與經濟理論一致的，説明模型是有效的。由模型可知，在其他因素不變的情況下，現金比例、活期存款比例、法定存款準備金率、定期存款利率每變動一個單位，廣義貨幣乘數m2則反向變動33．6632、17．1171、6．0448、88．1869個單位。從解釋變量的係數可以看出，現金比例、活期存款比例和定期存款利率對廣義貨幣乘數的影響程度遠遠超過了法定存款準備金率。可見，相對於其他影響因素來説，法定存款準備金率的變動對於貨幣乘數的變動影響是非常弱的，調整存款準備金率對貨幣乘數影響不明顯。
綜上我們發現，當現金漏損率k、超額準備金率re和基礎貨幣B保持不變時，法定存款準備金率不能顯著地改變貨幣乘數m的大小，也就是説，當我們從貨幣乘數這一角度出發來考慮法定存款準備金率對貨幣供應量的作用時，發現法定存款準備金率的變動將不會顯著影響貨幣供應量。[2]
2．貨幣乘數對貨幣供應量的貢獻度分析。在法定存款準備金率對貨幣乘數影響比較小的情況下，如果貨幣乘數對於貨幣供應量的貢獻度非常大的話，那麼，當貨幣乘數發生變化時，也有可能會對貨幣供應量產生較大的影響。對公式M=mB進行全微分，可得：dM=Bdm + mdB (5)
將(4)式除以等式M=mB，有： dM/M = dm/m + dB/B (6)
在上式中，dM/M、dm/m、dB/B分別表示貨幣供應量、貨幣乘數、基礎貨幣的增長率。因此(6)式也告訴我們，貨幣供應量的增長率是貨幣乘數增長率與基礎貨幣增長率之和。根據全微分的定義，必須要求自變量的變化具備“微小”特徵，即貨幣乘數和基礎貨幣的變化區間充分短。[3]
在考察了2002―2006年間我國每個季度的貨幣供應量、貨幣乘數、基礎貨幣的變化情況後③，我們發現dM/M 與dm/m + dB/B不完全相等，但是也處於非常接近的水平。為了方便解釋，我們用M/M (=dm/m + dB/B) 來近似地代替dM/M。 整體上看，從2002年以來，M1的增長率中有84．2%來自基礎貨幣的貢獻，大約有16．8%來自貨幣乘數的貢獻；M2的增長率中有83．7%來自基礎貨幣的貢獻，有16．3%來自貨幣乘數的貢獻，所以，貨幣供應量的增減主要取決於基礎貨幣的增長，貨幣乘數的影響非常小。而存款準備金率則是通過改變貨幣乘數的大小來達到調節貨幣供應量的目的，那麼，存款準備金制度也就失去了其作為貨幣政策工具來調節貨幣供應量的作用，並且，貨幣乘數會隨着金融市場的發展越來越不穩定和不可測，從而使存款準備金失去了發揮作用的基礎，進一步弱化了存款準備金率調整的效用。
綜合以上兩方面的分析，筆者認為，雖然傳統的金融理論告訴我們，存款準備金率是影響貨幣乘數的主要因素，而它的調整將會引起貨幣乘數的變化，但是，在目前我國貿易順差持續擴大、外匯儲備保持較快增長的情況下，由於我國基礎貨幣的被動投放，導致貨幣乘數對於貨幣供應量的貢獻度非常低，這種低貢獻度也決定了存款準備金率對於控制貨幣供應量的效果非常有限。
(三)宏觀經濟因素的影響央行頻繁上調存款準備金率的初衷在於回收過剩的流動性，防止銀行信貸過分擴張而引起投資過熱，進而出現通貨膨脹。[4]而我國當前的宏觀經濟狀況也是造成存款準備金工具效果不明顯的一個重要原因。
1．銀行系統內過剩的流動性。銀行存貸差是衡量商業銀行流動性過剩的比較通用的指標，截至 2007年 3月底，我國金融機構存差已突破 114662 億元，存貸比降為67．63%，遠低於商業銀行75%存貸比上限標準。在考察我國金融機構存貸差月度變化情況後，③發現近一年來我國金融機構存貸差不斷擴大，並且存貸比一直處在比較低的水平，表明我國商業銀行流動性過剩問題已經凸顯。在我國現階段資本市場還很不發達的情況下，經濟發展中的資金融通80%以上都是通過商業銀行來進行的，所以，中央銀行貨幣政策的傳導效力和實施效果與商業銀行的經營運作有着更加緊密的關係。[5]而目前我國商業銀行嚴重的流動性過剩，使得我國央行的存款準備金這一政策工具的作用效果大打折扣。
2．鉅額超額準備金的存在。目前我國金融機構超額準備金十分充足，在存在鉅額超額存款準備金的條件下，提高法定存款準備金率的效應是相當有限的。一個簡單的情形是：假定法定存款準備金率8%，超額存款準備金率達到4%，在這種條件下，提高1個百分點的法定存款準備金率，只是使法定存款準備金率從8%上升到9%，由於大量超額準備金的存在，金融機構把超額存款準備金5%降低到4%，其結果就是雖然名義上準備金率提高了，但是商業銀行的行為使央行貨幣政策的結果變成了商業銀行在央行帳户上的資金劃轉，而沒有對銀行系統內的過剩流動性產生較大影響。[6]2006年初，商業銀行等金融機構在央行的超額存款準備金率仍然超過4%，一年來，超額準備金率一直在降低，在2006年9月份和2007年3月份超額準備金甚至降到了3%以下。通過考察近一年來我國商業銀行超額準備金率的變動我們發現，當央行調高存款準備金率後，超額準備金率基本上都有不同程度的下降。雖然超額準備金率在降低，但是由於我國商業銀行吸收的存款基數大，造成超額準備金的絕對數額依然保持增長而且非常大，已超過一萬億元。在這樣的背景下，提高0．5個百分點的法定準備金，只是使超額準備金對應減少，很難對經濟運行中的貨幣量緊縮產生明顯的實質性影響。而且，由於超額準備金實際上是商業銀行的一筆過剩資金，當它存放於央行賬上時，並沒有實際的用途，利率僅為0．99%，但是，存款準備金率的提高可以將其中的一部分轉為法定準備金，可得1．89%的利率，因此，出於盈利性的需要，對於流動性較為充足的商業銀行來説，法定存款準備金率提高可以帶來一定的收益。這也從一個側面反映了提高法定存款準備金率的效應狀況。
3．人民幣結售匯制度。目前我國仍然實行的是強制結售匯制度，而由強制結售匯制所導致的外匯佔款已經成為中央銀行投放基礎貨幣的重要渠道。增加外匯佔款就意味着要通過外匯公開市場操作向銀行體系投放基礎貨幣，這一部分基礎貨幣投放完全是內生的，人民銀行只能被動地接受，被迫採取相應的對衝措施。而銀行系統內的流動性過剩主要原因之一便在於外匯佔款快速增長帶來的基礎貨幣的投放。所以，當市場上充斥着大量的流動性時，通過提高法定準備金率來回收流動性的作用就非常有限。
二、結論及政策建議
綜合以上分析，筆者發現導致我國當前存款準備金工具效果不明顯的原因主要有三個方面。首先是我國存款準備金制度仍然存在不完善和不合理之處；其次是在當前我國的經濟形勢下，傳統的存款準備金傳導機制在我國的效果不明顯，沒有起到其應有的作用，這是由我國經濟發展的特殊性所決定的；最後是由於當前的宏觀經濟形勢影響。
那麼，在我國當前國情下，如何才能使存款準備金率這一貨幣政策工具發揮出較顯著的作用呢？筆者認為要從以下幾方面着手：
1．進一步完善和改革存款準備金制度。首先，是要根據存款的流動性和期限的不同，制定不同的準備金率，可以更準確地分析存款準備金的變動對於不同層次的貨幣供應量的影響。其次，要根據商業銀行的規模及其所在的地域發展程度的不同，確定不同的存款準備金率。最後，應逐步取消對存款準備金付息的制度，引導商業銀行建立正確高效的資金運營模式，培養其對超額儲備的管理意識，倡導商業銀行大力發展中間業務，加快金融創新，改變盈利模式。
2．適度加息。目前，我國的利率仍然很低，在低利率政策下，政府採取的行政性措施來壓制過多的流動性，效果也大大受到限制。[7]存款準備金工具作為一種數量型的調控工具，對於回收我國當前的過剩流動性也只能是一個權宜之計，對於流動性過剩要從價格上進行控制才能真正解決問題。利率是貨幣資金的價格，因此適當提高利率才能從根本上回收市場上的流動性。筆者認為，我國當前應適度加息，不僅加息的頻度要適度，加息的力度也要適度。而從近年看，加息的力度並未到位，比如，2007年5月19日央行進行加息後，名義利率扣去通脹率後，實際利率仍為負值，這就不夠適度。
3．人民幣進一步升值。我國目前高額的貿易順差導致外匯佔款增長過快，為了平衡國際收支，央行向市場上被動投放了大量的基礎貨幣，又缺乏有效的沖銷方式，造成了貨幣供應量的失控。為改變我國央行通過外匯佔款向市場投放基礎貨幣的局面，需要進一步深化外匯管理體制改革，分流外匯儲備，改革現行結售匯制度，減少我國的外匯儲備規模。與此同時，還必須正視當前人民幣低估這一事實，使人民幣適當升值。筆者認為，人民幣宜一次性升值5%以上，才能有利於緩解當前流動性過剩的局面，解決目前我國法定存款準備金率這一貨幣政策工具效率低下的問題。
注 釋：
①巴曙鬆。省略
主要參考文獻：
［1］李南成．中國貨幣政策傳導的數量研究［M］．成都：西南財經大學出版社，2005．
［2］張橋雲，杜世光．再論中國貨幣乘數變動規律及其影響因素――基於小波分析方法的研究［J］．河南金融管理幹部學院學報，2006(4)．
［3］包祖名．中國貨幣供應規劃及其方法研究［M］．大連：東北財經大學出版社，2004．
［4］馮學敏，何雁明．銀行流動性過剩的現狀、成因及對貨幣政策有效性的影響［J］．海南金融，2007(1)．
［5］胡海鷗，張 耿．對我國目前解決流動性過剩幾種調控方式的反思［J］．上海金融，2007(3)．
［6］王國剛．兩次提高存款準備金率難生實效［J］．農村金融研究，2006(8)．
［7］易憲容．低利率是存款準備金率上調難見成效的癥結［J］．金融博覽，2007(2)．
關鍵詞：基礎貨幣 存款貨幣銀行 資產負債結構調整 貨幣乘數
傳統貨幣乘數理論與五部門資金流量均衡分析
傳統貨幣乘數理論由於簡化了銀行的行為，導致其對有關現象難以給出合理解釋，需要建立包含銀行如何調整資產負債表，進而影響貨幣乘數的模型。
（一）傳統貨幣乘數理論
傳統貨幣乘數理論認為，貨幣乘數m可表述為：m=1/α，α為法定存款準備金，0
（二）五部門資金流量均衡分析
假定一國為封閉經濟，經濟部門分為五類：家庭、企業、政府、非金融企業、存款貨幣銀行、中央銀行，五個部門間存在廣泛的資金往來，將不同部門的資金來源與運用編製成矩陣，構成了資金流量賬户。行為交易內容，列為交易部門，每一項交易的貨幣量分別以正負號同時計入對應交易部門，正號表示貸，負號表示借。因此，資金流量賬户每行和每列的交易量之和均應為零。具體編制如表1所示。
從資金流量賬户的橫向看，可以得到如下幾個均衡方程：
S=I+B （1）
等式（1）表明，整個社會的資金來源於家庭儲蓄，家庭儲蓄轉用於淨投資、彌補財政赤字。
CP+CB+CG+CH=M0 （2）
等式（2）表明，家庭、非金融企業、政府以及存款貨幣銀行持有的通貨都由中央銀行提供。
DP+DB+DG=DH，R=α*DH （3）
等式（3）表明，家庭、企業和政府的儲蓄存款形成存款貨幣銀行吸收的存款，其中一部分以準備金的形式上繳中央銀行，形成了銀行在中央銀行的存款。
LP+LB+LG=LH （4）
等式（4）表明，存款貨幣銀行通過吸收存款和從中央銀行貸款，實現對外貸款。因為家庭、中小企業、大型企業的現金漏損率不同，當面對外在衝擊時，銀行會將貸款從現金漏損率高的客户轉移到現金漏損率低的客户，由此影響貨幣乘數。
BB+B+ZBJ=BP+CB+HB （5）
等式（5）表明，非金融企業、政府、銀行向家庭、存款貨幣銀行融資。中央銀行買、賣債券，影響銀行資產結構，同時銀行也可以通過債券結構調整迴避中央銀行的衝擊。
IRB+IRP=IRH （6）
等式（6）表明，非金融企業和家庭的保險準備金是存款貨幣銀行資金來源。當銀行面對外在衝擊時，銀行會對這部分資金的擠佔或挪用，以應對外在的衝擊。
BR+BRB=BRH （7）
等式（7）表明，非金融企業和家庭的證券準備金構成了存款貨幣銀行的存款，成為銀行資金來源。銀行能夠在一定程度上支配這部分資金的使用，以應對外在的衝擊。
JSB=JSH （8）
等式（8）表明，非金融企業的結算資金也是存款貨幣銀行的資金來源。銀行能夠在一定程度上支配這部分資金的使用，以應對外在的衝擊。
從縱向看，根據資金流量賬户可以得到如下幾個等式：
S=LP-（CP+DP+BP+IRP+BR） （9）
等式（9）表明，家庭的淨儲蓄資金分佈在現金、存款、保險和證券保證金、銀行貸款。
I=（CB+DB+IRB+BRB+JSB）-（LB+BB） （10）
等式（10）表明，非金融企業投資分佈在現金、存款、貸款、證券和保證金。假定非金融企業不持現金、存款、證券、保險保證金、結算資金，則企業投資資金都來源於銀行貸款。
B+（CG+DG）=（LG+B） （11）
等式（11）為政府預算等式，表明政府通過從銀行貸款和發行債券取得資金，用於彌補財政赤字。假定政府財政赤字只能通過發行債券來彌補，財政赤字的多少就是發行國債的多少。
LH+BH+CH=（DH-R）+IRH+BRH+JSH+LCG+ZBJ （12）
等式（12）表明，存款貨幣銀行的資金來自家庭存款、客户的保險和證券保證金、結算資金、資本金、中央銀行貸款。銀行可能擠佔或挪用對這部分資金，對衝中央銀行的貨幣政策影響。
M0+R=CB+LCG （13）
等式（13）表明，中央銀行是基礎貨幣的唯一提供者，它通過購買或出售國債以及對存款貨幣銀行發放信用貸款向社會提供貨幣。
從五部門資金流量賬户等式可以看出，面對中央銀行的衝擊，如提高法定準備金比率等，銀行為了利益最大化，會調整資產、負債，對衝中央銀行的衝擊，進而影響貨幣乘數。
（三）資金流量分析與貨幣乘數
我國將貨幣供應量劃分為三個層次，即M0、M1和M2，M0是流通中現金M1=M0+家庭、非金融企業活期存款+政府財政存款，M2=M1+家庭、非金融企業定期存款、儲蓄存款和各種保證金，貨幣乘數是M1和M2與基礎貨幣之比。基礎貨幣HB包括通貨和準備金（包括定期存款準備金和活期存款準備金），從式（2）可知：
HB=R+CP+CB+CH+CG （14）
將等式（10）、（11）整理可以得出非金融企業持有現金是：
CB=（I+LB+BB）-（DB+JSB+IRB
+BRB） （15）
DB+JSB+IRB+BRB是非金融企業的資產之和，I+LB+BB是其負債之和。
將式（12）變形可以得到：
CG=（LG+B）-（DG+B） （16）
（B+LG）表示政府資金來源，（DG+B）表示政府資金運用，現金餘額是其債權淨值。
從式（13）可知，存款貨幣銀行持有的現金為：
CH=（DH-R）+（IRH+BRH+JSH+LCG
+ZBJ）-（LH+BH） （17）
其中，DH+IRH+BRH+JSH+LCG
+ZBJ是存款貨幣銀行的資金來源，LH+BH是其資金運用，所以存款貨幣銀行持有的貨幣是其淨債權。
將式（15）、（16）、（17）代入（14）式進行整理，可以得到：
HB=準備金+對央行債權（淨）+債券投資-政策性銀行債券-信用債券投資
（18）
貨幣乘數=存款/（準備金+銀行對央行債權（淨）+債券投資-政策性銀行債券-信用債券投資） ≈（1-銀行資本充足率*風險加權係數-非銀行金融機構同業資金比率/準備金率+債券投資率-政策性銀行債券投資率-信用債券投資率） （19）
從上述公式可以發現：準備金率提高時，銀行貨幣乘數下降，但銀行可以通過減少債券投資，或提高對政策性銀行或信用債的投資比率來對衝準備金率的影響，從而保證自身貨幣乘數基本不變。當資本充足率提升時，銀行貨幣乘數會下降，但銀行通過擠壓非銀行同業存款獲得貨幣放大能力，比如吸收證券保證金存款、降低風險加權係數等，來獲得貨幣放大能力。
我國貨幣乘數穩定性的實證檢驗及微觀分析
（一）我國貨幣乘數穩定性檢驗
本文選取2006-2011年的統計數據進行檢驗。文中數據來自國家統計局和中央銀行年報、季報，中國金融年鑑，上市公司年報、季報，計算出我國貨幣乘數。
過去10年，我國貨幣乘數基本穩定在基礎貨幣的4倍左右，受準備金比率影響很小。2001-2011年，存款準備金率從5%上升到20%左右，但貨幣乘數變化不大，這是傳統貨幣乘數理論難以解釋的，只能從貨幣創造的微觀方面進行説明。
（二）貨幣乘數穩定性的微觀銀行行為解釋
前面對貨幣乘數的分析得出了貨幣乘數基本穩定、準備金率對貨幣乘數影響不大的結論，導致這一現象的根本原因在於銀行面對外部衝擊時，會改變資產負債結構、減少外部衝擊，保持了貨幣乘數的穩定性。
1.銀行通過調整資產結構應對準備金率的衝擊。面對外在衝擊，銀行通過壓縮債券類投資的比重來提高貨幣創造能力。在債券投資結構中，銀行通過壓縮央行票據比重，同時通過提高政策性銀行債券和信用債的比重，穩定貨幣的供給。
2.銀行通過擠壓證券保證金存款獲得貨幣擴張能力。前面的分析説明，證券保證金也是銀行的資金來源，尤其是在融資方式發生重大變化的今天。從一定程度上看，證券保證金給銀行帶來的同業存款成為銀行調節存款餘缺的儲水池。在存款準備金率大幅度上升帶來銀行對存款需求大幅度上升時，銀行通過發行和推銷各種理財產品的方式吸引證券保證金。股東權益佔比變化不大，而淨應付金融機構款項佔比在0.6%-6.4%之間，其中主要的貢獻來自證券保證金佔比的變化，大約在0.57%-5.8%之間，説明銀行通過擠壓證券保證金獲得存款，提升貨幣擴張能力。
3.資本充足率不同的銀行，其貨幣擴張能力不同。從公式（19）可以看出，當央行對資本充足率的要求提高時，貨幣乘數會下降。但資本充足率比較高的銀行，不會因此減少貨幣供應。所以不同資本充足率的銀行，貨幣擴張不同。由於國有大銀行的資本充足率低於股份制商業銀行，所以其調節貨幣乘數的能力弱，城市商業銀行的能力最弱。
結論與建議
2006-2011年，我國貨幣乘數基本穩定，準備金率對貨幣乘數的影響比較弱。造成這一現象的根本原因是存款貨幣銀行面對外部衝擊所進行的資產負債結構調整。當面對央行的外部衝擊時，存款貨幣銀行通過資產結構調整和擠壓證券保證金來獲得更多存款，弱化了外部衝擊的政策效果。不同資本結構的銀行應該對貨幣衝擊的能力不同。資本充足率較高的銀行，抗壓能力較強，調節自身貨幣供應能力也較強，貨幣乘數較大；相反，資本充足率不高，調整貨幣供應能力較弱，貨幣乘數較小。由於貨幣乘數基本穩定，即使基礎貨幣減少，銀行也能夠通過資產結構的調整把貨幣供應穩定在一定範圍之內。由於準備金比率對貨幣乘數影響很小，中央銀行應該減少對準備金率這一政策工具的使用，這符合世界各國弱化準備金率作用的基本趨勢。
參考文獻：
ine， J. Deposit rate. credit rates and bank capita：Monfi-Klein model revisited[J]. Journal of Banking and Finance， 1986 （10）
蒙田範文網