货币乘数范文

货币乘数范文第1篇

摘要：货币乘数是货币供应理论的核心变量在当代经济金融环境下货币乘数的大小和变化受到中央银行货币政策监管部门监管要求商业银行资产负债选择以及社会公众行为偏好的共同影响。本文在对货币乘数影响因素进行扩展分析的基础上构建了新的货币乘数决定模型并进行了实证计量检验。研究结果表明监管要求对广义货币乘数的影响最大货币政策对货币乘数的影响已不是决定因素这也为我国实施宏观审慎管理提供了重要的必要性依据。

关键词：货币乘数；银行监管；基础货币

一、我国货币乘数的理论模型

所谓货币乘数就是指货币的扩张与收缩的倍数。为了进一步讨论货币乘数，首先提出抽象的货币供应量的理论模型：M=B×K式中：M——货币供应量；B——基础货币。K——货币乘数，即中央银行通过资产业务所形成的每一单位基础货币能使货币供应量扩张的倍数。

从模型可以看出，货币供应量的多少基本取决于货币乘数的大小和基础货币的多少两个因素。而由于货币供应量的层次不同，货币乘数的大小也不同，因而对货币供应量的影响也不同。所以，我们将在不同层次研究具体的货币乘数理论模型，本文将分别对货币供应量M1、M2的乘数K1、K2进行研究。

M0：流通中的现金；

M1：狭义货币供应量，即流通中的现金加活期存款总额；

M2：广义货币供应量，即流通中的现金加各种存款总额；

B：基础货币，即流通中的现金加银行准备金总额；

R：银行准备金总额；

r：法定存款准备金率；

e：超额存款准备金率；

C：流通中的现金；

D：各种存款总额；包括活期存款、定期存款、储蓄存款和其他存款；（本文分析时将定期存款和其他存款合并简称为定期存款）

Dd：活期存款；Dt：定期存款；Ds：储蓄存款；

d：活期存款与存款总额的比率；

h：现金与存款总额的比率；又称现金比率或现金漏损率。

二、影响货币乘数的其他因素

由公式1货币乘数受现金漏损率法定存款准备金率超额存款准备金率定期存款与活期存款比率的影响对此本文不再赘述。此外还有以下的影响因素，按影响的主体的不同这些因素可大致分为中央银行的货币政策监管部门的监管要求商业银行对自身资产负债的选择以及社会公众的行为偏好四大类。

（一）中央银行货币政策的影响

1、存贷利差

存贷利差是指商业银行资金来源的平均成本率与资金运用的平均收益率之差，是衡量银行盈利能力的重要指标之一。狭义的存贷利差仅指贷款利率与存款利率之差。“法定存贷利差”的存在。使我国商业银行主要通过贷款业务获取收益的经营模式有了可靠的保障，从而激励了银行的放贷意愿，增强了其货币创造的功能。因此，存贷利差越大，商业银行的货币创造越强，货币乘数也就越大。

2、超额存款准备金的付息率

我国中央银行对超额存款准备金支付利息。超额存款准备金是商业银行的无风险资产，超额存款准备金付息率越高，其与其他资产的真实收益率（考虑风险损失后的收益水平）之间的利差将越小，甚至出现利率倒挂。（如企业大面积经营不善使贷款风险大增贷款的风险收益水平大幅下降而低于准备金利率水平），则商业银行将越倾向于持有超额准备超额准备金率提高货币乘数降低。

（二）监管部门监管要求的影响

1、资本充足率

资本充足率是商业银行资本总额与加权风险资产总额的比例其计算公式为：

资本充足率=资本-扣除项/风险加权资产+12.5*市场风险资本

核心资本充足率=核心资本-核心资本扣除项/风险加权资产+125*市场风险资本

其中，资本包括核心资本和附属资本。核心资本主要是实收资本或普通股、资本公积、盈余公积、未分配利润和少数股权。附属资本主要是重估储备、一般准备、优先股、可转换债券、混合资本债券和长期次级债务。

由于监管部门对商业银行的资本充足率有下限要求，从而对货币乘数有着直接或间接的影响。从整个商业银行体系来看，平均资本充足率越高，平均法定存款准备金率也就越低，从而货币乘数也就越高。

2、不良贷款率

从整个商业银行体系来看，若体系内存在大量的不良贷款，必然将大大削弱信贷资金的周转效率，进而影响商业银行货币创造功能的发挥。其效率损失包括数量上的损失与周期的延长两个方面，前者如前所述，指可贷资金减少而使派生存款数量下降的损失，后者指不良贷款的追收、保全（拍卖抵押物等）乃至核销过程中的时间耗费使信贷资金周转周期拉长，单位时间内存款派生次数下降所带来的损失。

3、流动性监管指标

流动性是指商业银行随时应付客户提存以及银行支付需要的能力，包括资产的流动性和负债的流动性，前者是指资产的变现能力，资产变现的成本越低，变现的速度越快，它的流动性就越强。

商业银行是以资产支付到期负债，并以未到期负债为主要资金来源发放贷款进而派生存款货币，因此，有效的资产与负债的期限错配和现金流量管理便是商业银行之所以能够派生存款货币的重要因素，在此过程中，资产、负债及现金的流动性组合成为保障商业银行货币创造机能的关键因素，因而，监管部门对商业银行流动性的监管要求主要集中于对资产流动性及资产负债综合流动性方面。

（三）商业银行资产负债的选择

1、同业往来对存款货币创造的影响

同业往来包括同业存款与同业拆放，依据拆放对象的不同，后者又可细分为对其他商业银行的拆放和对非存款性金融机构的拆放。同业往来通常为短期资金，其作为商业银行的一种高流动性、低风险，且有一定收益的资金，已成为资金融出行资金运用的一条重要渠道，也成为资金融入行获取短期流动性的重要渠道。

对于商业银行与非存款金融机构的同业往来，当商业银行从非存款金融机构净融入资金时，商业银行的可贷资金增多，货币创造能力增强；当商业银行对非存款金融机构的资金融出时，这些资金或由非银行业金融机构投放到非金融部门，或以活期存款存放于其他商业银行：前者仍创造了存款货币；后者引起了货币结构的变化，因此在促进资金有效配置的同时，实际上提高了整个金融部门的货币创造能力。

2、有价证券投资对存款货币创造的影响

目前我国商业票据市场仍不发达，商业票据的发行、流通规模还很小，同时，商业银行在票据市场的活动主要是票据的贴现与再贴现，前者是贷款业务的一种，后者属于商业银行的负债管理。因此，此处仅探讨商业银行的债券投资对存款货币创造的影响。

目前，我国政策性银行不能吸收公众存款，除自有资本外，发行债券所筹集的资金是其资金的主要来源。商业银行是政策银行债券的主要持有者，商业银行投资政策银行债，其可贷资金减少，存款货币创造的能力下降。由于政策性银行的主要资产业务是对各级政府的政策性项目贷款，这些贷款最终还是转化为个人、企业的存款，因此从全社会的整体看，商业银行投资政策银行债并未减少货币创造的总量。（作者单位：首都经济贸易大学）

货币乘数范文第2篇

【关键词】电子货币；货币乘数；货币供给；货币政策

1. 引言

电子货币是适应时代需要的一种新兴的电子化货币，到目前为止，尚没有一个较权威、统一的定义。本文以国际上较为权威的巴塞尔银行监管委员会对电子货币的定义为基础，认为电子货币是由一定主体发行的，以金融电子化网络为基础，以商用电子化机制和各类交易卡为媒介，以计算机信息技术、网络通讯技术等为手段，并通过网络系统以数据传输方式实现其流通和支付功能的新型支付手段。对于电子货币的发展带来的影响，BIS分析了影响电子货币发展的因素，电子货币对货币供求、货币乘数及货币政策的影响。Solomon（1997）认为将电子货币计入货币供给总量，从而增加货币乘数；周光友（2007）等分析了电子货币对货币供给的影响，认为电子货币对货币乘数影响显著。本文主要从现金漏损率、存款准备金率和电子货币使用率几个因素来揭示电子货币的发展与货币乘数变动之间的相关关系。

2. 电子货币对货币乘数的影响因素分析

传统货币理论认为，货币乘数作为除基础货币以外的影响货币供给的另一个重要因素，是一个内生变量，中央银行很难直接或者间接地控制。电子货币的发展将会增强货币乘数的内生性，从而加大了中央银行控制货币供给的难度。因此，正确认识电子货币对货币乘数带来的影响，准确把握电子货币条件下我国货币乘数变动的规律，对中央银行灵活运用货币政策，提高货币政策有效性具有重要的意义。对于我国当前电子货币发展所处的阶段，电子货币对现金和活期存款的替代作用较为明显，电子货币的使用也主要是通过与现金、准备金和活期存款相关的因素来影响货币乘数。

2.1电子货币作用于现金漏损率对货币乘数产生的影响

现金漏损率是流通中的现金与活期存款之比。随着电子货币的出现和交易规模的不断扩大，存款人愿意选择更少的持有现金，更多的持有活期存款，从而通货向活期存款的不断转化，现金漏损率逐渐降低。银行活期存款比重的相对增加将使货币供应体系多倍扩张的能力增加，即货币乘数增大。因此，现金漏损率与货币乘数呈负相关关系。电子货币取代流通中的现金并使其部分转化为活期存款，这会降低现金漏损率，提高货币乘数。

2.2 电子货币作用于总准备金率对货币乘数产生的影响

本文将总准备金率划分为法定存款准备金率和超额准备金率。对于由中央银行制定的法定存款准备金率，中央银行通过提高或降低法定准备率，可以改变商业银行等金融机构的准备金数量和货币乘数，从而间接调整商业银行等金融机构的信用创造能力和货币供应量。法定存款准备金率越高，意味商业银行着向中央银行缴存的法定存款准备金越多，则可用于贷款和投资等自营业务的资金就越少，派生出的存款也会减少，法定准备金率的变动趋势与货币乘数的变动趋势相反。电子货币的产生与发展使商业银行间能通过同业拆借形式较快捷地解决流动性约束问题，商业银行的资金支付也更多地表现为同业间的清算与划拨，能大大降低流动性风险。从这个角度看，随着电子货币的发展，法定准备金率会呈减少趋势。另外，由于电子货币可以在开放性的国际互联网上流动，那么承担较高法定准备金率的银行将在与其他法定准备金率较低的银行的竞争中处于不利地位。为维持本国银行在国际市场上的竞争力，适应金融全球化的挑战，近年来许多国家纷纷调低了法定准备金率。长远来看，法定存款准备金率应呈下降趋势，从而货币乘数增加。

对于超额准备金率，商业银行在经营过程中为满足自身流动性而持有超额准备金。因此，超额准备金率取决于商业银行的行为。货币乘数也是关于商业银行超额准备金率的递减函数。电子货币的迅速发展一方面使得交易成本降低，加速银行同业拆借市场的发展，商业银行更容易降低从货币市场借入资金的成本，减少了银行对于超额准备金的依赖，使商业银行在保持较少超额准备金的前提下，满足流动性目标的需求。因此，商业银行会相应降低超额准备金的储备。另一方面，电子货币取代现金，使商业银行的存款总额增加，因而超额准备金率会呈降低的趋势。同时，电子货币的发展使社会公众的现金使用量减少，信用货币使用量增加，提现率降低，从而商业银行可以减少超额准备金的持有量。

由以上分析可知，由于电子货币的发展，法定存款准备金率保持不变甚至下降，超额准备金率也会不断下降。在这些因素的共同作用下，狭义货币乘数和广义货币乘数都将呈上升趋势发展。因此，总准备金率与货币乘数呈负相关。

2.3电子货币使用率对货币乘数产生的影响

电子货币使用率为银行卡交易额与GDP之比，电子货币使用率代表电子货币被用作交易媒介的程度，它既能说明电子货币替代现金的程度，又能说明电子货币交易结算的规模。一方面，电子货币使用率的提高会通过电子货币替代现金并使其部分转化为活期存款，降低现金漏损率，从而扩大货币乘数；另一方面，电子货币结算规模的扩大会使商业银行增加用于结算的储备金，通过提高存款准备金率使货币乘数减小。电子货币使用率对货币乘数的最终影响取决于这两种作用机制力度的大小。

3 结语

本文在传统货币乘数的相关理论的基础上，从诸多方面分析了电子货币对货币乘数的影响，结论如下：电子货币对货币乘数有直接的较大的影响，增大了货币乘数的内生性。电子货币的发展对现金漏损比率、存款准备金率、电子货币使用率都有较大的影响，最终影响的结果都是导致货币乘数增大。电子货币对现金的替代效应十分明显，电子货币的变动对广义货币乘数的影响较大，对狭义货币乘数的影响较小。

电子货币对货币乘数的推动，使货币乘数受基础货币的影响作用减小，货币乘数的内生性增强，货币乘数变得更加不可控和不可预测，增大了中央银行货币政策结果的不确定性，加大了监管的难度。尤其是对于短期货币政策，较难把握和预测电子货币的趋势和发展方向。

参考文献：

[1]BIS.Implications for Central Banks of the Development of Electronic Money[R].http：///static/DOC2027. htm

[2]Solomon.E.H.1997.Virtual Money[M].Oxford University Press

[3]周光友.电子货币发展对货币乘数影响的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2007，（5）

作者简介：

眭荣亮，男，硕士研究生，研究方向：货币流通；

货币乘数范文第3篇

关键词：电子货币 货币乘数 协整检验

随着计算机技术在金融领域的应用，电子货币应运而生。电子货币具有方便、快捷的特点，成为现金和银行活期存款的重要替代方式。电子货币的使用降低了交易成本，推动了新的交易方式的发展。

与此同时，电子货币也为中央银行制定货币政策带来了一定难度。货币供应量是由基础货币和货币乘数共同决定的，基础货币量基本上是由中央银行控制的。但是货币乘数是一个内生变量，中央银行无法控制。电子货币对现金漏损率、银行存款准备金以及货币供应量都会产生影响。根据货币乘数的公式，电子货币对货币乘数也会产生一定影响。

一、文献综述

学界普遍认为电子货币会扩大货币乘数。Solomon认为将电子货币的发行数量直接计入货币总量，会使货币乘数显著增加；Aleksander Berentsen从电子货币对货币需求的影响分析入手，分析了电子货币对货币乘数、货币传导机制及货币政策有效性的影响；Friedman认为虽然电子货币会使中央银行控制货币供应量的难度增加，但仍可以通过调整市场利率来发挥中央银行作用；Setsuya Sato、John Hawkins认为电子货币通过影响基础货币、货币乘数及货币流通速度而影响货币供应量。

电子货币在国内虽然起步较晚，但近些年却是金融界的一个热点。尹龙分析了电子货币对央行独立性以及电子货币对国内外货币政策协调的影响；赵家敏认为电子货币的使用将使货币乘数发生变动；陈雨露、边卫红认为货币乘数变动随机性增强，央行控制货币供给总量的难度加大；王倩和纪玉山认为电子货币对基础货币有替代作用，进而会对货币供应机制产生重大冲击；周光友认为电子货币的发展降低了货币流通速度，增强了货币乘数的内生性。

我国电子货币出现较晚，但发展迅速，并且市场前景广阔。在此背景下，分析电子货币对货币乘数的影响对我国货币政策的制定具有重大意义。

二、数据变量和选择

1.样本数据说明

我国电子货币快速发展是始于1994，且银行卡业务数据从1994年开始统计。本文选取1994-2009年的数据进行统计分析，数据取自《中国金融年鉴》。货币供给量M1与基础货币（流通中的现金与金融机构在央行的储备之和）之比为狭义货币乘数m1，货币供给量M2与基础货币之比为广义货币乘数m2，现金与活期存款之比为现金漏损率k，金融机构在央行的储备与活期存款之比为存款准备金率r，银行卡年末存款余额与货币供给量M1之比为电子货币替代率。

2.变量选择

（1）货币乘数m。根据中国银行网站公布的年度M0、M1、M2以及存款准备金，可以计算出基础货币量，进而计算出m1和m2，作为模型的被解释变量。

（2）现金漏损率k。现金漏损率越高， 银行可用于扩张信用的资金会越少，从而降低商业银行的存款货币创造能力，货币乘数下降。因此，现金漏损率与货币乘数呈负相关关系。

（3）存款准备金率r。在其他条件不变的情况下，存款准备金率的提高会降低商业银行可贷资金的数额，降低商业银行的信用创造能力。因此，存款准备金率与货币乘数呈负相关关系。

（4）电子货币替代率e。本文用银行卡余额与货币量的比来表示电子货币替代率。电子货币作为现金和活期存款的替代方式，会对现金漏损率产生影响，进而影响到货币乘数。

三、实证分析

为检验我国货币乘数与现金漏损率、存款准备金率、电子货币替代率是否存在协整关系，首先对序列m1、m2、k、r、e进行单整检验。模型中的数据为时间序列数据，本文采用ADF单位根法对数据进行平稳性检验。结果发现在10%的显著性水平m1、m2、k、e、r都是一阶单整的，结果如下表所示。

表1 变量单位根检验 （ADF） 结果

注：检验形式中的 c和t表示常数项和趋势项，k表示是根据AIC原则确定的滞后阶数，n表示检验方程中此处对应项不存在。

五个变量在10%的显著性水平下都是一阶单整的，因此建立模型和，根据单位根检验的结果，两个模型可能存在协整关系。分别对两个方程进行协整检验，发现两个模型的残差项都是平稳的，所以k、r、e分别与m1、m2之间存在长期稳定的均衡关系。

表2 回归方程残差单位根检验 （ADF） 结果

由于两个模型都存在协整关系，因而k、r、e分别与m1、m2之间存在长期稳定的均衡关系，现在对两个模型分别进行估计，估计结果如下：

（1）

t统计量 （21.323）（-0.331） （-7.183） （2.879）

R2=0.801079 Adjusted R2=0.741403

（2）

t统计量 （18.551）（-0.913） （-4.882） （2.014）

R2=0.935850 Adjusted R2=0.919812

可见，对于m1和m2而言，k和r的系数均为负。说明随着k和r的增加，m1和m2都减小，这与理论相符合。而变量e的系数为正，说明随电子货币占货币量M1的比重越大，货币乘数越大。电子货币确实增大货币乘数，进而在基础货币量不变的条件下，增加货币供给。

四、结论与启示

本文经过平稳性分析、协整检验和长期回归对1994-2009年的电子货币对我国货币乘数影响的模型进行了实证分析。实证分析表明，电子货币与狭义货币乘数、广义货币乘数之间存在长期稳定的关系，各项系数与理论相符。本文得出如下结论：

1、电子货币导致货币乘数增大，增加了货币供给的内生性。一方面电子货币与狭义货币乘数和广义货币乘数呈直接正相关的关系，另一方面电子货币的发展降低了现金漏损率，从而间接增加货币乘数。

2、电子货币的变动对广义货币乘数和狭义货币乘数均有影响，对广义货币乘数的影响较大，对狭义货币乘数的影响较小。影响狭义货币乘数和广义货币乘数分别为0.141和0.318，这说明电子货币的发展推动了货币由M1向高层次M2的扩展。

3、电子货币的快速发展增大了货币政策结果的不确定性。虽然现金漏损率和存款准备金率与货币乘数依然保持负相关关系，表明传统货币乘数仍发挥作用。但是电子货币增加了货币乘数的影响因素，降低了中央银行可直接控制因素的比例。这使得中央银行预测货币乘数的变化以及调整货币供应量的难度增大。

电子货币同时有非常强的创新性，并且受消费者的消费心理和消费预期影响较大。因此短期货币政策将较难把握电子货币的变动，其预见性和及时性受到很大的挑战。因此我国，尤其是在电子货币发展尚未成熟阶段，有必要采用小幅多次的货币政策来应对这种变化。

参考文献：

[1]Solomon E.H[M]. Virtual Money.Oxford University Press ，1997

[2]Aleksander Berentsen.Monetary Policy Implications of Digital Money.[J].Intemational Review of Social.1998

[3]C.Freedman，“Monetary Policy Implementation： Past， Present and Future- Will the Advent of Electronic Money Lead to the Demise of Central Banking？”，Internatinal Finance[J].2000（3）

[4]Setsuya Sato and John Hawkins. Electronic finance： an overview of the issues [J].BIS 2001（7）

[5]尹龙.电子货币对中央银行的影响[J].金融研究，2000；4

[6]赵家敏.论电子货币对货币政策的影响》[J].国际金融研究，2000；11

[7]陈雨露，边卫红.电子货币发展与中央银行面临的风险分析[J].国际金融研究，2002；1

[8]王倩，纪玉山.电子货币对货币供应量的冲击及应对策略[J].经济社会体制比较，2005；7

货币乘数范文第4篇

【关键词】电子货币 货币乘数 基础货币 货币政策

一、引言

中国自九十年代中期，由中国银行发行第一张信用卡以来，电子货币逐渐进入人们的视野，并在国民的日常交易中占据日益重要的地位。根据巴塞尔银行监督委员会的定义，电子货币是指在零售支付机制中，通过销售终端、各类电子设备，以及在公开网络（如Internet）上执行支付的储值和支付机制。厂商与消费者分别追求利润与效益最大化、电子商务的兴起、信息、加密技术的发展等原因加速了电子货币的发展。在目前我国，电子货币正处于由二次通货形式向独立通货过度的阶段。就当前的趋势和其他国家的经验来看，电子货币最终成为独立通货将是一个必然的结果。就电子货币自身而言，它一方面能够代替纸质货币执行流通手段与贮藏手段，另一方面也凭借其所具有的使用便捷、交易成本低等突出特点而与纸质货币有所不同。电子货币自身的特点，决定了消费者在对其使用上必然与纸质货币不同，进而决定了其在加入支付体系之后，必然对货币乘数产生影响，同时货币政策的效果也会因此发生改变。如果不了解这一点，很可能会导致货币政策的执行效果与期望产生偏差。因此，有必要就电子货币对货币乘数的影响进行分析，以得出电子货币的流通对货币政策的具体作用。

二、文献综述

目前，国际上对于电子货币的研究主要集中于货币政策的有效性以及中央银行是否趋于消亡的问题。尽管对于电子货币的发展将削弱中央银行的职能这一点，学者的意见基本是一致的，但对于这种削弱的程度几何，却存在较大的分歧。Benjamin M.Friedman（1999）认为，随着电子货币的发展，调整基础货币所产生的效果将越来越小，央行对于利率的调控能力也越来越小，使得最终“未来的中央银行将成为只有信号兵的军队”。Reddy通过实证检验证明电子货币能增强货币供给的内生性，进而对中央银行控制货币供给的能力产生较大的影响。Mervyn King（2000）认为，电子货币的使用与中央银行毫无关联，中央银行因此不再能垄断货币的发行，将因此丧失执行货币政策的能力。与此相反，Charles Goodhart（2000）认为由于税收等因素的存在，电子货币并不可能完全替代基础货币，因此，电子货币的发展不会明显削弱货币政策的有效性。Michael Woodford（2000）通过分析指出，即便在当前的信息时代，中央银行对利率的控制也是强有力的，因此电子货币不可能完全取代基础货币。

国内对于电子货币与货币政策的研究起步较晚，目前主要集中于电子货币对货币政策所产生的具体影响上。杨文灏（2004）认为电子货币会导致货币乘数的不稳定，对中央银行的货币政策产生挑战。周广友（2007）通过计量模型对电子货币对货币乘数的影响进行检验，从而得出电子货币的存在加大了中央银行调节货币供给的难度，降低了货币政策的有效性的结论。陈仲常，李志龙，夏进文（2010），对电子支付工具与货币乘数的相关性进行了统计检验，实证结果表明，电子支付工具扩大了货币乘数，且缩短了货币乘数实现的时滞。张辉（2012）在总结之前研究成果的基础上，提出了中央银行应利用其垄断地位保证货币政策的效果，央行应建立存款保险制度等政策建议。

总的来说，国内外的学者都认为电子货币的流通，会造成基础货币规模的降低，增加货币乘数的不稳定性。本文分析引入电子货币后，货币乘数是如何变动的，从而给出政策建议。

三、引入电子货币后的货币乘数模型

根据传统货币理论，货币乘数取决于活期存款法定准备金率、定期存款法定准备金率、超额准备金率、定期存款与活期存款比率、现金与存款比率等因素。

通常记流通中现金C，活期存款为D，定期存款为T，活期存款和定期存款的法定准备金率分别为rd和rt，超额准备金率为re，现金漏损率为K，K=CD，t代表定期存款与活期存款之比，t=TD。基础货币B=M0+rdD+rtT+reD=C+R

由M1=C+D，M2=C+D+T，可得货币乘数为：

m1=（K+1）/（K+rd+trt+re）

m2=（K+t+1）/（K+rd+trt+re）

引入电子货币后，公众会减少手中持有的一部分现金，代之以银行存款。记这部分现金为E，显然，这部分现金属于活期存款，需要缴纳rd的存款准备金。记E与原先活期存款D之和为Y。以g代表电子支付账户与存款账户存款之比，g=E/Y

此时银行系统的准备金R=rdD+rdE+rtT+（D+E）r

此时的M1=C+D+E，可据此推导货币乘数：

m1=M1/B

=（C+D+E）/（C+R）

={KZ+（1-D）Y+dY}/{KZ+（rd+trt+re）Y}

=（K+1）/（K+rd+trt+re）

同理可得出

m2=（K+t+1）/（K+rd+trt+re）

通过以上公式可以得知影响货币乘数的主要因素。而电子货币对货币乘数的影响，最终体现在对现金漏损率K的影响上。

据此，m1、m2分别对K求导：

dm1/dK=（rd+trt+re-1）/（K+rd+trt+re）2

dm2/dK=（rd+trt+re-1）/（K+rd+trt+re）2

因此，货币乘数与现金漏损率K乘反方向变动。电子货币在活期存款中所占比重越大，现金漏损率则越小，货币乘数越大。

在联系到货币供给，在传统理论中，货币供给表示为：

M=B（1-r^n）/（1-r）

引入电子货币后，居民交易与支付的速度大大加快，而银行在电子支付体系下也能更快地进行清算和资金调动，存贷款的速度因此也得到提高，这使得货币流通速度由n变为n1，n1>n，而货币供给表示为：

Me=B（1-r^n1）/（1-r）

Me>M

因此，在引入电子货币后，货币乘数将增大，与此同时货币供给也将加快，货币政策效应显现速度加快。

四、结论

以上结果在理论上表明，电子货币的使用，能够起到放大货币乘数的作用，扩大了货币的创造速度，从而缩短货币政策的时滞，使得货币政策的效果更为显著，这与学术界较为流行的电子货币会削弱货币政策的观点有所不同。但对于这一结论，有两点是需要注意的：（1）这一结论能够适用于短期，未必能够适用于长期。因为在长期里，一旦人们日常交易行为与央行的基础货币相脱离，或在较大程度上脱离，货币供给量变动对利率的影响程度会降低。那么上述货币政策的效果势必大为削弱。（2）这一结论的得出是在理论上的，实际情况如何，还有待于通过计量模型和大量数据进行实证上的检验。总的来说，这一结论对于中央银行货币政策的实践，还是具有一些启示的。

一是货币政策应该选择合适的中介指标，货币当局应该了解所选取的中介指标的效果。中介指标必须具有可测性、可控性和相关性。如果基础货币作为一种中介指标，这些性质受到了削弱，中央银行则可以考虑将中介指标向利率、汇率等方面侧重。

二是在采取基础货币作为中介指标的情况下，要充分考虑电子货币对货币乘数产生的作用。在科技日益进步，电子货币日益流行，对货币乘数产生干扰作用的情况下，中央银行不能只依赖于过去的经验和数据，应该充分考虑到经济运行过程中的长期趋势，采取切实有效的政策来调节国民经济。

三是做好进入电子货币时代的准备。电子货币由二次通货形式不断的发展，成为独立的通货将是必然的结果，这会对我国今后和未来的货币政策实践产生重大影响，也会对中央银行带来前所未有的挑战。对此，我们只能做好充足的准备，积极应对。

四是加强对电子货币，以及资本流动的监管。经济的自由运行不能偏离法律的准绳，随着新兴电子支付工具的层出不穷，对这些工具使用的监管也将是一大难题，如果不加以必要的规范，很可能导致电子货币对经济运行的影响超出预想，带来一些不利的后果。

参考文献

[1]Benjamin Friedman，the future of monetary policy：the central bank as an army with only a signal corps[J]，Journal of International Finance，Nov 1999，Vol.2，Issue.

[2]CharlesGoodhart.Can central banking survive the IT revolution，Journal of International Finance，Jun2000，Vol.3，Issue2，P32-38.

[3]Michael Woodford，Monetary policy in a world without money[J]Journal of International Finance，Nov 2000 Vol.3，Issue2.

[4]MervynKing，Challenges for Monetary policy：New and old.Bank of England Quarterly，Bulletin，Nov1999，Vol.39，Issue4，P68-80.

[5]周广友.电子货币发展与存款货币创造能力的相关性研究[J].财贸研究，2010，6.

[6]杨文灏，张鹏.电子货币对传统货币领域挑战与对策研究[J].金融综合，2004.8.

[7]陈仲常，李志龙，夏进文电子支付工具发展与货币乘数.时效性分析J重庆大学学报，2010.4

货币乘数范文第5篇

关键词：金融危机；基础货币；货币乘数

Abstract：This paper analyzes the movements of monetary multiplier around financial crisis in China，and the results show that China's monetary multiplier and macroeconomic volatility cycle are basically consistent. Money multiplier and money supply trends indicate that changes in the operation of monetary policy is still in rough shape， and components by monetary multiplier and the money multiplier itself changes the conclusion does not conform to traditional theory. This article suggests that we should change the mode of China's economic growth，and speed up the construction of multi-layered financial market，to improve the effectiveness of monetary policy operations.

Key Words：financial crisis，monetary base，money multiplier

中图分类号：F832.59文献标识码：A文章编号：1674-2265（2012）02-0023-05

一、引言

在金融危机爆发之前，全球金融市场和我国金融体系均充斥着大量流动性。我们以消费者物价指数（CPI）为基本指标对金融危机爆发前后我国宏观经济状况进行分析（见图1）。在金融危机爆发之前，我国CPI在流动性过剩的影响下不断攀升，并于2008年2月达到了8.7%。随后在金融危机的影响下，我国国内需求和出口不断下降，CPI也开始下滑。在2008年末，为了应对金融危机的影响，我国宏观经济政策调整为“积极的财政政策和适度宽松的货币政策”。此后，为抑制不断攀升的CPI，政策当局又出台相应的紧缩政策，直到2011年8月CPI才有所下降。与此同时，相应的宏观经济增速也开始下滑。比如在2011年，GDP增速呈逐季下降趋势，前三个季度分别同比增长了9.7%、9.6%和9.4%。因此，图中的CPI走势能清晰反映我国宏观经济的运行态势。在我国，货币供应量对宏观经济运行影响巨大，但货币供应量的重要决定变量――货币乘数的变动周期是否与宏观经济运行基本吻合？本文将对此进行分析。

图1：金融危机前后我国消费物价指数（CPI）走势

二、金融危机前后我国货币乘数变动的基本判断

货币供给的基本公式为： ，其中 为货币供应量， 为货币乘数， 为基础货币。我们定义流通中的现金为 ；活期存款 ；定期存款为 ；储蓄存款为 ；基础货币 ，其中 为商业银行在中央银行的准备金；现金比率 ；准备金率 ；定期存款和活期存款的比率 ；储蓄存款与活期存款比率 。因此，狭义（m1）和广义（m2）的货币乘数分别为：

因此，货币乘数是由现金比率、准备金率、定期存款与活期存款之比和储蓄存款与活期存款之比共同决定。如果分析货币乘数变动趋势，必须分析货币乘数的各个影响因素。

（一）金融危机前后我国货币乘数的变动趋势

图2反映了我国金融危机前后货币乘数的变动趋势。图中显示，狭义货币乘数 自2007年1月到2011年10月的波动幅度比较平稳，其最高点在2007年1月，为1.812387；最低点在2011年9月，为1.289877。从波动幅度来看， 从2007年1月至2008年底是逐月下降的，特别是在2008年 基本上在1.45与1.35之间进行波动，这也是受金融危机影响最深的一年。随着2008年底经济政策的调整， 又开始逐月上涨，一直延续到2011年，在央行稳健货币政策的影响下， 才开始下降。

图2：金融危机前后狭义和广义货币乘数的变动情况

数据来源：Wind咨询。

广义货币乘数 的变动趋势比较明显。随着金融危机爆发直到2008年末我国宏观经济政策的调整， 不断下降。在2008年底，随着经济政策的调整， 开始进入上升通道，并在2011年随着货币政策转向才开始下跌。 的变动趋势和 基本一致，只是波动幅度大于 。

（二）金融危机前后我国货币乘数与宏观经济周期的变动趋势分析

由于货币供应量的周期性变动能够引致宏观经济的波动，因此货币乘数的周期性变动也能产生类似影响。以下以CPI和固定资产投资作为宏观经济周期衡量指标，由此分析货币乘数与宏观经济周期的变动趋势。

图3：我国货币乘数与CPI的变动趋势分析

数据来源：Wind咨询。

1. 我国货币乘数与CPI的变动趋势分析。图3反映了广义货币乘数与物价的变动趋势，我们以CPI来代表物价。图中并不能反映货币乘数与物价周期性变动的一致性。但如果考虑货币政策的“滞后性”，两者的周期性变动还是趋于一致的。比如，货币乘数从2007年4月到2008年3月处于下降周期，而CPI在2008年1月到2009年1月处于下降周期，CPI的下降周期比货币乘数晚了将近一年。随着我国宏观经济政策的调整，货币乘数从2009年1月到2010年初处于上升通道，而CPI在2009年8月达到低谷以后，于2009年10月开始上升，该周期一直延续到2011年7月。这两个阶段均显示了货币政策的滞后性，滞后期间在8个月到1年不等。因此，图中结果并不代表我国物价变动与货币乘数周期不具有吻合性，而是因为货币乘数滞后性影响的结果。

图4：我国固定资产投资增长率与货币乘数的变动趋势分析

数据来源：Wind咨询。注：固定资产数据单位：%

2. 我国货币乘数与固定资产投资的变动趋势分析。图4为我国固定资产投资完成额的累积同比增速与货币乘数变动趋势图。图中显示，自2008年初以来，固定资产投资完成额累积同比增速与货币乘数的变动周期基本是一致的。比如，自2008年初到2009年6月，固定资产投资完成额累积同比增速和货币乘数均处于上升区间；自2009年8月到2011年8月，固定资产投资完成额累积同比增速处于下降通道，虽然伴随一个小幅的上涨区间，但基本上与货币乘数的变动趋势一致。

总之，在金融危机爆发前后，CPI指标和固定资产投资完成额累积同比增速指标均显示了我国宏观经济与货币乘数周期性变动的一致性。

三、金融危机前后我国货币乘数变动的结构性分析

（一）货币乘数变动对货币供应量的影响

货币供应量的基本决定方程为： 。我们对该方程进行全微分，可以得到：

在上述式子中， 为基础货币变化所引起的货币供应量变化，而 为货币乘数变化所引起的货币供应量变化。我们对上面的式子进行整理，得到：

即：

因此，货币供应量增长率可以分解为基础货币增长率与货币乘数增长率之和。给定货币乘数增长率，基础货币变动1个百分点会使货币供应量相应变动1个百分点。若给定基础货币增长率，货币乘数变动1个百分点也会使货币供应量相应变动1个百分点。

图5：狭义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图6：广义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图5反映了狭义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势；图6反映了广义货币供应量增长率、基础货币增长率和货币乘数增长率之和的变动趋势。图中显示，基础货币增长率和货币乘数增长率之和基本上高于实际货币供应量增长率，说明在我国宏观经济中，货币政策并没有使足够多的货币供给流入实体经济，而是流入房地产和股票等虚拟经济，由此导致基础货币增长率和货币乘数增长率之和高于货币供应量增长率。对两幅图的变动趋势具体分析可知，自2008年底到2010年4月，基础货币增长率和货币乘数增长率之和与货币供应量增长率之间的差异要大于2007年1月到2008年底和2010年4月到2011年10月这两个区间，这主要是由于在金融危机影响下，虽然货币政策的调控力度比较大，但由于市场信心不足，公众更愿意持有现金，商业银行也愿意持有更多的流动性而产生“惜贷”，因此导致货币供应量增长率远远低于基础货币增长率和货币乘数增长率之和。但在2010年4月以后，随着实体经济逐渐恢复，公众市场信心也开始转变，这使得货币供应量增长率与基础货币增长率和货币乘数增长率之和的差距逐渐缩小。

（二）现金比率的变动对货币乘数的影响

现金比率是货币乘数的重要组成部分。根据西方经济理论，如果将现金作为微观主体所持有的资产组合的一部分，市场利率、人均可支配收入、证券投资收益率以及价格水平的变动均会影响微观主体所持有的现金占其资产总量之比。具体而言，市场利率、人均可支配收入、证券投资收益率以及价格水平的上升都会引起人们所持有的现金比率下降。根据货币乘数公式，可以得到：

这两个公式都是小于零的，由此可以看出现金比率与货币乘数的变动趋势是相反的。

图7：广义、狭义货币乘数与现金比率的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图7反映了货币乘数与现金比率的变动趋势。从图中可以看出，虽然现金比率变动趋势比较平稳，但如果仔细观察，会发现现金比率与货币乘数的变动趋势基本上符合反向趋势。现金比率分别在2008年1月、2009年1月和2011年2月达到最高值，这三点也分别是广义货币乘数和狭义货币乘数的最低点。从图中还可以看出，现金比率和狭义货币乘数的反向变动趋势并不是很明显，但与广义货币乘数的反向变动趋势比较明显，其下降和上升区间分别对应于广义货币乘数的上升和下降区间。

（三）定期存款和活期存款之比的变动对货币乘数的影响

定期存款和活期存款比率也是货币乘数的主要组成部分。与现金比率类似，影响该比率的主要因素包括定期存款利率、人均可支配收入、证券投资利率和价格水平等。一般而言，证券投资利率与该比率呈反方向变动；人均可支配收入的增加会使投资者更多地持有定期存款，因此该比率上升；定期存款利率的上升也会使该比率上升。根据货币乘数的基本公式，可以得到该比率对货币乘数的影响方式，即：

在这两个公式中，第一个是小于零的，第二个是大于零的。因此定期存款和活期存款之比与狭义货币乘数呈反方向变动，与广义货币乘数呈同方向变动。

图8：广义、狭义货币乘数与定期存款和活期存款比率的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图8反映了该比率与货币乘数的变动趋势。首先来看该比率和广义货币乘数的变动趋势，从理论上来讲，该比率与广义货币乘数的变动趋势是同方向的，但图中的数据并不支持这一结论，比如从2007年1月到2008年9月，以及2009年9月到2010年9月，该比率均是呈先下降后上升的“U”型状态，但是广义货币乘数从2007年1月到2008年9月呈不断下降的趋势，同时从2009年9月到2010年9月，广义货币乘数经历了两个阶段的“倒U”型状态，因此该比率与广义货币乘数的变动趋势并不符合“同方向”结论。其次来看该比率与狭义货币乘数的变动趋势，理论上认为该比率与狭义货币乘数的变动趋势是反方向的，图中数据不完全支持这一结论。比如从2007年10月到2008年9月，该比率和狭义货币乘数均不断上升，但从2009年9月到2010年初，该比率不断下降，而狭义货币乘数却不断上升。

（四）储蓄存款和活期存款之比的变动对货币乘数的影响

对于储蓄存款和活期存款之比而言，储蓄存款利率、证券投资收益率、人均可支配收入以及价格水平等因素也是影响其变动的主要因素。比如，储蓄存款利率和人均可支配收入的提高会使人们更多地持有储蓄存款，致使该比率上升；证券投资收益率的上升会使人们更多地持有证券，导致该比率下降。同时，传统的社会文化等因素也会对该比率造成影响。根据货币乘数公式，可以得到该比率对货币乘数的影响方式，即：

因此，该比率对狭义货币乘数的影响是反方向的，对广义货币乘数的影响是正方向的。

图9：广义、狭义货币乘数与储蓄存款和活期存款比率的变动趋势

数据来源：Wind咨询。

图9反映了该比率与货币乘数的变动趋势。首先来分析该比率与狭义货币乘数的变动趋势，从理论上来讲，该比率对狭义货币乘数的影响是反方向的，图中的数据并不完全支持这一结论，比如从2007年初到2007年10月，该比率从1.7886下降到1.4094，狭义货币乘数从1.8124下降到1.6824，两者均是呈下降趋势，但从2008年1月到2008年12月，该比率小幅上升，原因可能是在金融危机的影响下，投资者对经济前景信心不足，导致储蓄存款的增加。在这一段时期内，狭义货币乘数则从1.459下降到1.316，两者的变动趋势是相反的，所以图9并不完全支持两者反向变动的结论。其次分析该比率与广义货币乘数的变动趋势，理论上认为该比率与广义货币乘数的变动趋势是同方向的，图中的数据也不完全支持这一结论。比如从2007年初到2007年底，该比率不断下降，同时广义货币乘数也是不断下降的，从4.8135下降到3.9406。2009年1月到2009年9月广义货币乘数不断上升，从3.9603上升到4.5912，而这段时期的储蓄存款和定期存款比率却不断下降，从1.8782下降至1.4968。

四、结论及启示

第一，货币乘数变动趋势基本上与宏观经济周期相吻合。数据显示，货币乘数的变动趋势基本上与宏观经济运行周期相吻合，货币乘数的变动能够对宏观经济波动作出很好的解释。同时货币乘数一般先于CPI变动，因此也支持经济理论中“货币政策滞后性”这一结论。

第二，理论上来讲，对于货币乘数增长率与货币供应量增长率而言，货币供应量增长率应等于基础货币增长率和货币乘数增长率之和。但在我国，不管是狭义还是广义货币供应量，其增长率总小于基础货币增长率和货币乘数增长率之和。

第三，从货币乘数各个组成的变动趋势来看，现金比率与货币乘数的变动趋势基本上支持经济理论的结论，而储蓄存款与活期存款比率、定期存款与活期存款比率与货币乘数的变动趋势并不完全支持。

由此可得到如下几点启示：首先，改变我国粗放的经济增长方式。长期以来，受各种因素影响，我国货币政策的运用仍较粗放，大量货币没有流入实体经济。应在改变经济增长方式的同时，通过货币政策与产业政策和产业结构升级相配合，引导货币更多地流入实体部门，这样不仅可以防止货币流入资产市场所引起的资产价格泡沫，还可以提高货币政策的调控效率。其次，应该逐步改变侧重使用数量型货币政策工具，实现利率和汇率等价格变量的市场化，使用价格型货币政策工具来调控货币供应量，这样有利于货币政策由粗放型向集约型转变。再次，构建多层次金融市场，扩大投资品种的种类，逐步放开资产定价管制，使投资者可以自主选择投资渠道，引导资金的合理流动。

参考文献：

[1]何林，吕红娟，何炼成.我国货币供给内生性分析[J].天府新论，2010，（5）．

货币乘数范文第6篇

关键词：第三方支付；电子货币；货币乘数

一、引言

根据巴塞尔委员会的定义，电子货币指在零售支付机制中，在不同的电子设备之间以及公开网络上通过销售终端来执行支付的“储值”和预付支付的媒介货币。2009年，在新版指引中将电子货币定义为以电子化方式（包括磁条方式）存储的、代表着对发行人执行请求权的货币价值，它是发行人收到以支付为目的的资金后发行，由除发行人之外的其他自然人或法人接受。在目前的研究文献中普遍认为，电子货币大致可以分成两大类。第一类是卡基式的（card-based）电子货币，也被称为电子钱包（electronic purses），在其中，货币价值被存储在能够记录相关资金交易信息并含有相应软件的磁条卡或芯片卡中，通过接触或者非接触的读卡电子设备发出支付指令以实现资金的转移。例如美国的Visa Cash，以及我国的商通卡、福卡等。第二类是网基式的（network-based）电子货币，也被称为软件基础产品（software-based products）或数字现金（digital cash），货币价值被存储于电子货币发行机构所控制的计算机终端中，用户通过互联网、移动终端机等电子设备发出支付指令从而实现资金的快速转移。例如美国的Paypal，中国的支付宝、财付通等。第三方支付机构是在“互联网+”的大背景下互联网与金融深度融合所发展的产物，主要通过电子设备完成资金的实时划转，数字化记录资金的转入转出，因此本文着重论述以网基电子货币的范畴。

货币乘数则反映社会上货币总供应量与基础货币之间数量上的依存关系，同时也可用于说明金融中介机构货币创造的能力。周光友（2007）实证研究，表明电子货币具有放大货币乘数的效应，同时其加剧了货币乘数的波动性使得货币乘数的稳定性下降，货币乘数内生性被显著放大，从而对中央银行控制货币供给总量的提出了挑战，一定程度上降低了中央银行货币政策的有效性。谢海芳、张丹丹（2014）提出余额宝的高收益及其与支付宝之间资金无障碍互换的便利性造成了居民手持现金的减少以及储蓄存款的搬家，通过影响现金漏损率以及商业银行的存款结构使得货币乘数变大，增加了流通领域的货币供给量，从而造成了信贷规模扩张，对中央银行检测货币政策效果以及对金融业的监管提出了挑战。杨弋帆（2014）提到电子货币的发行，除传统的替代效应之外，还可以直接发挥货币创造机制的作用进而影响货币乘数。第三方支付机构在放大货币乘数方面有着明显的助推作用，需要中央银行在宏观经济政策制定中考虑相关因素。

二、货币乘数的影响因素

货币乘数并不是一个固定不变的值，它受到多方面因素的影响。

m= M1=C+D B=C+R

m：货币乘数；M：货币供应量；N：基础货币

C：流通中的现金；D：活期存款；R：商业银行的准备金

M=

k：现金漏损率；r：法定存款准备金率；r：超额准备金率；t：活期存款转定期存款的比例

由上述模型可知，法定存款准备金率、超额准备金率、现金漏损率以及活期存款转定期存款的比例是影响货币乘数的主要因素。接下来我们将对各因素分别讨论：

1.第三方支付机构对法定存款准备金率的影响

法定存款准备金率是中央银行法定的商业银行所吸收的存款中必须上缴中央银行作为准备金的比率。准备金率由中央银行根据当前的经济情形以及政府的未来工作安排而制定的，为外生变量。第三方支付机构的出现增加了中央银行对法定存款准备金率的调控的难度。以支付宝为例，支付宝公司在2013年6月推出了“余额宝”（一项余额增值服务）。余额宝的以“日日计息”的特点得到了大量持有小额资金但又达不到银行理财产品最低资金额度的投资者的追捧，截止至2015年年末，余额宝的规模增至6207亿元。天弘基金公司在托管银行监管下，主要将这些资金投入货币市场内，其中90%以上的资金以协议存款的形式存入银行。而协议存款无需上缴存款准备金，其结果增加了商业银行可贷资金的规模，从而增强了其货币创造能力。

2.第三方支付对超额准备金的影响

超额准备金是指商业银行及存款性金融机构在中央银行存款帐户上的实际准备金超过法定准备金的部分。商业银行持有过多的准备金是为了解决临时突发的大额资金提现、结清存款。而第三方支付机构发行的电子货币对现金具有明显的替代作用，银行可减少现金的储存额。同时电子货币具有高度的流动性和一定的安全性，使得商业银行可以很容易、快速获得低成本资金，由此银行会减少持有超额准备金额。

3.第三方支付对现金漏损率的影响

现金漏损率（又称提现率），指客户将其存在银行的资金变现取出，使一部分现金流出银行体系，出现所谓的现金漏损。例如支付宝等第三方支付机构中的电子货币可以用于网上购物，同时随着公众对其越来越高的认可，很多实体商家已经接受支付宝转帐，其次支付宝与大多数的商业银行合作实现了两小时以内的实时转账、提现。以上作用的结果：电子货币取代了一部分流通中现金，现金漏损率大为下降。

三、第三方支付机构对狭义货币乘数的影响

就公众来说，是用现金还是活期存款来购买第三方支付机构发行的电子货币，均会对货币乘数造成不同的影响。本文接下来分别探讨公众购买电子货币之后，货币乘数的变化。

1.假设公众用手中的现金购买电子货币，而发行主体将发行的电子货币所得到的资金以存款的形式存入商业银行。

在这种情况下，公众用通货c购买了等量的电子货币E（E=c），则流通中的通货减少了c，而商业银行总的存款量增加了E，法定存款准备金率为r1，则增加的存款通过商业银行货币创造机制使银行存款增加CE（CE=E/r1），银行准备金增加E。

基础货币，是指起创造存款货币作用的商业银行所持有的准备金与流通于银行体系之外的现金之和，是中央银行对整个社会公众的总负债。可知电子货币只是以现有的通货、存款等量换取得来的，并没有改变中央银行所控制的基础货币总量，因此本文不将电子货币计入基础货币的范畴中。

电子货币虽不应记入基础货币，但在计算货币供应总量时应该将电子货币量计入。在以上假定中，公众用通货购买电子货币之后，其社会通货、银行准备金以及存款变为C-c、R+E、D+CE基础货币仍为C+R，货币总量M=C-c+D+CE+E=C+D+CE。从而狭义货币乘数变为

m1==m+其中，e=

从上式可知，发行电子货币之后，货币乘数上升。公众用通货购买电子货币的资金进入银行体系，增大了货币乘数从而增加了货币供应量。

2.假设公众用其在银行的活期存款来购买第三方支付机构发行的电子货币，并且发行方将获得的资金部分以存款的形式存入商业银行

公众用其在银行的活期存款d购买等量的电子货币E1（E1=d），存款减少量为D-d。发行者将发行电子货币所获得资金以存款的形式存入银行中，存款又变为原来的D，总的来说对银行的影响不大。通货、准备金以及基础货币量均不变，货币供应量增加E1。则狭义货币乘数为

m2==m+其中e=

从上述分析可知，与公众用通货购买电子货币一样，用活期存款购买电子货币也将使货币乘数放大。

四、结论

从上述分析可知，第三方支付机构是从多方面来影响货币乘数。一，其会影响商业银行的法定准备金以及超额准备金，影响效果需考虑各商业银行的经营目标而定；二，电子货币替代率的上升对现金漏损率下降；三，社会公众是以现金的形式还是以活期存款的形式购入电子货币均会使狭义货币乘数呈放大的趋势。总之，第三方支付机构的出现，使“非纸化现金”的趋势越来越明显，加快了货币的流通速度、对狭义货币乘数有放大的效应。

参考文献：

[1]周光友.电子货币的货币乘数效应：基于中国的实证分析[J].统计研究，2007，03：68-75.

[2]孙国峰，邓婕，尹航.电子货币对信用货币体系的影响――基于自由竞争市场[J].金融研究，2014，10：50-68.

[3]谢海芳，张丹丹.余额宝对我国信贷市场的影响――基于货币乘数视角[J].西部经济管理论坛，2014，04：17-21+44.

[4]杨弋帆.电子货币对货币供给及货币乘数的影响机制研究――包含第三方支付机构的三级创造体系[J].上海金融，2014，03：47-54+117.

货币乘数范文第7篇

关键字：现金漏损率 货币供给 货币乘数 相关因素分析

引言

货币乘数是分析和计算货币供应量的重要变量，货币乘数和基础货币的变动都会导致货币供应量的改变。一般认为，货币乘数同三个因素相关，法定准备金率，超额准备金率和现金漏损率。现在多数国家使用改变法定准备金率或者超额准备金率的方式改变货币乘数从而改变货币供应量的接着影响社会整体经济。但是实际上，这种做法并没有有效得影响乘数，原因是一个国家整体的现金漏损率是非常不稳定的。很多经济学家已经开始怀疑货币乘数操作下的有效性。

美国学者Seth Carpenter和Selva Demiralp（2012）认为美联储使用准备金余额通过货币乘数决定美国的货币供应是不可行的。他通过实证发现如果用M2表货币供应量，其中只有一小部分的比例同美联储的公开市场操作下的准备金余额相关，并且指出美联储已经从1980以来调节货币供给真正有效的是控制联邦基准利率。并由此总结美国银行系统已经无法仅仅从货币乘数的角度来控制货币供应量。德国学者Oliver Holtem？ller（2009）考察了德国央行1975年到2005年的数据，以央行主要的政策变量是货币市场利率为假设条件，发展了一个描述货币创造过程的工业组织形式模型，建立了关于货币供应量，基础货币，名义收入，长短期利率，法定准备金率等变量的VEC模型，用实证的方法分析这些变量之间的关系，实证结果证明了货币供应量除了同基础货币相关外，与经济体中的很多变量也相关，从侧面说明了货币乘数不稳定性。

这些研究注意到货币乘数在现今社会经济环境表现出不稳定，并指出商业银行准备金的自是影响货币乘数的重要原因。但却忽视了组成货币乘数的另一个部分即现金漏损率变动对货币乘数的影响。本文将结合我国的当今经济发展的新形势从现金漏损率的变化的角度出发研究我国货币运行中货币乘数的有效性。

一.货币乘数理论中货币乘数的三个影响因素

在货币乘数理论中，货币乘数的计算公式是：k=（Rc+1）/（Rd+Re+Rc）。其中Rd、Re、Rc分别代表法定准备率、超额准备率和现金在存款中的比率。现金漏损率Rc等于现金除以存款，本文把现金漏损率记为Y。

二.我国现金漏损率的变动趋势

基于年度数据的统计，1985年到2012年我国的现金漏损率的统计描述如下：

图1 1985-2012年 我国现金漏损率的年度变化图

三.现金漏损率的相关因素的VAR模型实证研究

（一）变量选取

由于数据的可得性，我们选择的样本范围是1985 2012年，各变量的数据都来自《中国金融统计年鉴》。

1.选择电子货币发展的变量

本文选择的变量是银行的借记卡里的资金量对银行整个的存款的比值，来衡量电子货币的发展和流行对现金漏损率的影响，记为DZ。

2.选择城镇化程度的变量

本文采用城镇人口占总人口的比重来衡量我国的城镇化水平，把比重作为城镇化水平的变量，记为CZ。

3.选择老龄化率的变量

本文采用老年人口系数即是60岁老年人口占我国总人口的比例作为老龄化程度的变量，记为LL。

4.选择利率的变量

本文采用央行基准一年期存款利率作为变量，记为R。

（二）ADF检验

表1 ADF各变量检验结果

根据以上的表格，我们可以选择的滞后项有1和3，为了使得后面建立的方程简单，我们选择使用的滞后项为1.

（四）模型建立

完成模型定阶以后，开始建立VAR模型。选取现金漏损率对数，GDP对数，老龄化率对数，电子化率对数，城镇化率对数，利率对数作为内生变量，C为外生变量，建立VAR（1）模型。

可以得出现金漏损率的方程

（五）平稳性检验

图2 VAR模型的稳定性检验结果

四.结论以及政策建议

改革货币政策的中介目标。货币供应量和货币乘数和基础货币之间的关系可以表示为基础货币和货币乘数的乘积，基础货币是可控的，我们可以预测。但是，货币乘数的计算公式表明货币乘数同法定准备金率、超额准备金率、现金漏损率负相关。法定准备金率可控，但超额准备金率和现金漏损率的大小完全取决于银行和公众行为，是不可控，很难预测的。通过上文的实证，我们也发现我国货币运行中的现金漏损率是不可控的，受很多因素影响。这就直接影响了货币乘数的可测性，并间接影响货币供应量的可控性。如果货币供应量的可控性不足，那么货币供应量就不满足作为货币政策的中介目标所需要的三个条件之一。并且除了货币供应量的可控性降低外，我国这些年的金融创新，金融资产不断增加也使得货币供应量的可测性降低。有人实证研究发现，货币供应量与实体经济的相关性也降低。由于这些原因，货币供应量已经不适合作为我国货币政策的中介目标，利率是更好的选择。

参考文献：

[1]Oliver Holtem？ller， 2009. "Money Stock， Monetary Base and Bank Behavior in Germany， Geldmenge， Geldbasis und Bankenverhalten in Deutschland，" Journal of Econometrics， Elsevier ， vol. 63（1）， pages 7-36， July.

[2] Alexander Pierre Faure， 2013." Money Creation： Death of the Money Multiplier，" European Economic Review， Elsevier， vol. 33（2-3）， pages 294-301， March.

[3] Seth Carpentera ， Selva Demiralp， 2012."Money， reserves， and the transmission of monetary policy： Does the money multiplier exist？" Journal of Macroeconomics，Vol.34（ 1） ， Pages 59-75 ，March

[4] Ed Dolan，2013." Whatever Became of the Money Multiplier？" Journal of Banking & Finance， Elsevier， vol. 10（1）， pages 99-114， March.

[5]雷震，李黎力， "我国货币运行中的现金漏损率实证研究"[J].南京财经大学学报.2012

[6]王 亮，刘瑞娜"电子货币使用、货币乘数变动与货币政策有效性".[J]. 金融发展研究. 2012（7）

[7] 周光友." 电子货币发展对货币乘数影响的实证研究".[M].数量经济技术研究.2007（5）

[8] 周鹏博. "货币电子化对货币乘数影响的实证分析"[J].华南金融电脑.2010（7）.

[9]朱志斌."金融创新下货币乘数和货币流通速度关系研究"[J] 第八届中国青年运筹信息管理学者大会论文集.

货币乘数范文第8篇

关键词：电子货币使用率 货币乘数 货币政策 协整

电子货币作为一种交易媒介和支付手段，自20世纪70年代产生以来，正被越来越多的厂商、消费者、银行和政府部门所接受，使用领域和范围以惊人的速度扩大。电子货币的广泛使用给传统的货币理论带来了强有力的冲击，它加大了中央银行控制基础货币的难度以及增强了货币乘数的内生性和不稳定性，从而削弱了中央银行控制货币供给的能力。而传统的货币理论认为，货币乘数是稳定并可以预测的，中央银行可以在货币乘数科学预测的基础上调整其可直接控制的基础货币实现对货币供给的调控。因此，正确认识电子货币的使用对货币乘数的影响，准确把握电子货币条件下我国货币乘数变动的规律，对我国中央银行灵活运用货币政策，提高宏观货币调控能力具有重要的现实意义。

文献回顾

对于电子货币的定义，较权威的是1998年巴塞尔协议所描述的：电子货币是指在零售支付机制中，通过销售终端、不同的电子设备之间以及在公开网络上执行支付的“储值”和“预付支付机制”。从已有的文献看，国内外学者对电子货币条件下货币乘数的研究已取得了一些有价值的成果，但并没有得出一致性的结论。

国外最早对电子货币的研究来自国际清算银行的支付与清算委员会（BIS）。其于1996、2000、2001和2004年先后发表了对电子货币的研究报告，分别就电子货币的界定、发展、风险和对货币供给和货币政策的影响等方面进行了研究。这些报告为电子货币的研究奠定了基础。James A.Dorn（1996）认为电子货币的存在及其对货币流通速度的影响，降低了中央银行控制基础货币的能力。Solomon（1997）在研究电子货币对货币总供给的影响时，指出应将电子货币的发行量直接计入货币总量，这样就使货币乘数显著增加。John Hawkins（2002）、Susan M.Sullivan（2002）和Ann L.Owen（2004）等大批学者指出电子货币会使中央银行难以控制商业银行的行为，从而导致中央银行降低了对基础货币和货币乘数的控制能力。Mervyn King（1999）的观点比较激进，他认为电子货币条件下，商业银行不再需要基础货币就可以满足结算账户的平衡，一旦电子货币完全替代基础货币，中央银行只能退出操纵货币政策的舞台。Friedman（1999）则认为虽然电子货币会对基础货币和货币乘数产生影响，但这种影响是有限的。

国内对于电子货币的研究虽然起步较晚，但是发展速度很快，对于电子货币影响货币乘数这个问题，国内学者做了一些研究，但是出发点各不相同。尹龙（2000）从电子货币对中央银行的独立性、基础货币、货币乘数、货币政策以及对电子货币的监管进行了研究，并提出了相应的政策建议。胡海鸥和贾德奎（2003）指出电子货币将减少公众对中央银行基础货币的需求，增强货币乘数的内生性，削弱以货币供给量为货币政策中介目标的货币政策效果，甚至可能使其失去作用。谢平、尹龙（2001）指出电子货币的发展影响了货币供求理论和中央银行对货币政策的控制力度，货币乘数会增大。尹龙（2003）论证了电子货币使货币乘数的公式更为复杂，影响货币乘数的因素增加了，而且新增因素大多为经济运行中的内生变量，增强了货币乘数的内生性。靳超、冷燕华（2004）认为电子货币作为一种媒介工具，将更多的货币纳入到银行系统乘数创造过程中，从而总体上增大了货币乘数。周光友（2007）也认为电子货币增强了货币乘数的内生性，并用实证方法证明了电子货币对货币乘数的放大效应。王倩、杜莉（2008）通过实证表明电子支付科技对货币乘数的影响并不是单一的扩张而是具有双重作用。

以往研究成果为研究电子货币对货币乘数的影响提供了较好的理论基础和研究方法。但是，以下三点仍有待改进：一是电子货币对货币乘数影响的研究大多停留在定性分析的层面上，并且有较多的重复，定性分析的结果虽然对中央银行在制定货币政策时有一定的参考作用，但很难操作；二是对我国电子货币影响货币乘数的实证研究又局限于只能使用2006年以前的数据。而恰恰是从2006年开始，我国狭义货币乘数和广义货币乘数都由上升转入了下降通道；三是缺乏从电子货币使用率的角度研究货币乘数变动，电子货币使用率一方面能说明电子货币的发展程度，另一方面能说明电子货币交易结算的规模。我国近几年货币乘数的下降是否和电子货币使用率的上升有关系？

基于以上三点分析，本文尝试通过把电子货币使用率纳入到货币乘数决定的理论分析框架，利用1990-2011年中国的数据建立货币乘数的协整方程和误差修正方程来揭示我国电子货币在长期和短期的货币乘数效应，为中央银行合理的制定和实施货币政策，提高货币政策的有效性提供明确的依据。

电子货币使用率与货币乘数变动趋势分析

总体上看，从1990年到2005年，我国无论是狭义货币乘数m1还是广义货币乘数m2都呈上升趋势，而从2006年开始，二者均开始下降（见图1）。m1由1990年的1.05上升到2005年的最大值1.67，到2011年降为1.29；m2由1990年的2.12上升到2005年的最大值4.64，到2011年降为3.79（见表1）。这种变动趋势有两个重要特点：一是m1和m2呈同步变化的趋势，二是m2的变动趋势比m1快。

如表1和图2所示，电子货币使用率（银行卡交易额和GDP之比）一直处于上升通道，其从1990年的0.05上升到2011年的6.87，上升了137倍，尤其从2006年开始，电子货币使用率增长趋势明显加快；现金漏损率由1990年的0.61下降到2011年的0.21，处在一个明显的下降通道中，这是由于电子货币的使用减少了现金的使用，并使其一部分转化为活期存款而使现金占活期存款的比重下降。与货币乘数相反，存款准备金率大致经过了先下降后上升的过程，其从1996年的最大值0.92下降到2005年的最小值0.48，到2011年上升为0.73。

由此可见，电子货币的使用对狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2有着明显的影响，它们之间也存在明显的相关性。本文将通过构建货币乘数的协整方程和误差修正方程来进一步揭示它们之间的相互关系。

样本数据说明和模型变量选择

因为月度和季度数据难以获得，本文采用年度数据（1990-2011年）。狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2分别由狭义货币供给量M1和广义货币供给量M2与基础货币（流通中的现金和金融机构在中央银行的储备之和）之比计算得到。由于目前我国的电子货币主要以银行卡的形态存在，因此，有关电子货币的数据用银行卡数据来代替，数据取自相关年度《中国金融年鉴》和中国人民银行网站，2011年度银行卡数据取自CEIC中国经济数据库。

就我国当前电子货币发展所处的阶段来看， 电子货币对现金和活期存款的替代作用较为明显， 电子货币的使用对货币乘数的影响也主要是通过与现金、准备金和活期存款相关的因素来影响货币乘数。在此， 本文选择现金漏损率、存款准备金率和电子货币使用率来揭示电子货币的使用和货币乘数变动之间的相关关系。

现金漏损率k。现金漏损率为流通中的现金和活期存款之比。现金漏损率上升，一方面，商业银行为了应付客户提取现金的需要必需保留更多的超额准备金，这样商业银行用于贷款和投资的资金必然减少，其存款货币创造能力会下降；另一方面，商业银行原始存款的减少会使其信用创造能力降低。这都会导致货币乘数的下降，因此，现金漏损率与货币乘数负相关。电子货币取代流通中的现金并使其部分转化为活期存款，这会降低现金漏损率，提高货币乘数。

存款准备金率r。存款准备金率为商业银行在中央银行的储备与存款总额（包括活期存款、定期存款、储蓄存款和其他存款）之比。存款准备金率的提高使商业银行用于贷款和投资的资金减少，这会降低商业银行的存款货币创造能力，使货币乘数下降。因此，存款准备金率与货币乘数负相关。电子货币交易额的增加使银行卡账户上的资金清算额加大，其赎回所需要的等值传统货币的数量也就越多，这样会使商业银行增加用于结算的储备金，使存款准备金率上升，货币乘数下降。

电子货币使用率eu。电子货币使用率为银行卡交易额和GDP之比。电子货币使用率代表着电子货币被用作交易媒介的程度，它既能说明电子货币替代现金的程度，又能说明电子货币交易结算的规模。电子货币使用率的提高会通过电子货币替代现金并使其部分转化为活期存款降低现金漏损率，从而使货币乘数增大；电子货币结算规模的扩大会使商业银行增加用于结算的储备金，通过提高存款准备金率使货币乘数减小。对货币乘数的最终影响取决于这两种作用机制力度的大小。

实证过程

（一）平稳性检验

为了防止伪回归的发生，需要对各变量进行平稳性检验。检验方法采用单位根检验中的ADF方法。检验结果如表2所示，m1、m2、k、r和eu在5%的显著水平下是非平稳的；而经过一阶差分变换后，D（m1）、D（m2）、D（k）、D（r） 和D（eu）在5%的显著水平下是平稳的。即m1、m2、k、r和eu都是一阶单整的，满足协整检验的前提。

（二）Johansen协整检验

本文采用多变量的协整检验方法—Johansen协整检验，这种方法是由Johansen和Juselius于1990年提出的，该方法做多变量协整检验时能精确地检验出协整向量的数目。经检验并比较Johansen协整检验的五种趋势假设的结果，选择有常数项，没有时间趋势项的模型进行检验。Johansen协整检验结果见表3。

协整检验的结果表明，对于m1和k、r、eu，特征根迹检验和最大特征根检验都在5%的显著水平下拒绝了0个协整向量的原假设，说明四个序列之间至少存在1个协整向量；需进一步检验至少1个协整向量的原假设，结果特征根迹检验和最大特征根检验都不能在5%的显著水平下拒绝原假设，说明m1和k、r、eu之间只存在1个协整向量；同理，协整检验结果表明，m2和k、r、eu之间也只存在1个协整向量。即m1和k、r、eu之间以及m2和k、r、eu之间都存在长期均衡关系。

（三）建立误差修正模型

由于m1和k、r、eu之间以及m2和k、r、eu之间都存在协整关系，因此可以构建m1和m2的协整方程：

（1）

（2）

由（1）和（2）可得m1和m2的误差修正项为：

（3）

（4）

进一步，可构建误差修正模型。m1和m2的误差修正方程的估计结果为：

（5）

（6）

两个误差修正方程的拟合优度R2都较高，说明m1和m2的误差修正方程拟合效果较好。

对实证结果的分析

m1和m2的协整方程（1）和（2）以及误差修正方程（5）和（6）表明我国货币乘数和电子货币使用率、存款准备金率以及现金漏损率之间存在长期均衡关系和短期动态关系。

在长期均衡关系中，电子货币使用率eu与狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2均呈显著的负相关关系，即电子货币使用率的提高会使货币乘数下降。电子货币的使用依托于商业银行的转账结算服务，电子货币使用率的上升会提高商业银行的转账结算规模，增加商业银行清算准备金的需求量，这会通过提高存款准备金率而降低货币乘数。实证分析的负相关关系说明，我国电子货币使用率的提高降低现金漏损率使货币乘数增大的作用要弱于其提高存款准备金率使货币乘数减小的作用。现金漏损率k和存款准备金率r对狭义货币乘数m1和广义货币乘数m2的影响都显著为负，这说明传统货币乘数的影响因素仍在发挥着明显作用。电子货币使用率的提高降低了现金漏损率，商业银行的信用创造能力和存款货币创造能力下降，这使货币乘数增大。电子货币使用率的提高增加了商业银行的清算准备金，提高了商业银行的存款准备金率，商业银行用于贷款和投资的资金减少，存款货币创造能力降低，这使货币乘数下降。

在短期，误差修正方程的误差修正项ecm的系数反映了m1和m2偏离长期均衡时的调整速度，其都显著为负说明当m1和m2偏离长期均衡时，经济力量将以一定的力度将其从非均衡拉回均衡状态。就m1而言，当短期波动偏离长期均衡时，经济力量会以-0.95的速度将其拉回均衡态，即m1与长期均衡的偏差需要大约1年的时间得以纠正；而m2的调整速度为-0.55，即m2与长期均衡的偏差在下一年约55%会得到纠正。Δkt-1的系数都显著为正说明短期内现金漏损率降低会使货币乘数减小，这与长期的结果相反。本文认为，人们对现金的需求是从供给和需求两个角度影响货币流通的，在短期，电子货币使用率的提高加速了货币流通速度，进而缩短了货币的循环周期，从而降低了货币乘数，但这个观点需进一步研究才能得以证实。

结论及启示

电子货币使用率的提高对货币乘数有双重作用：一方面，电子货币被用作交易媒介的程度越高，商业银行需保留的清算储备金会越多，这会通过提高存款准备金率而降低货币乘数；另一方面，电子货币使用率的提高使其对现金和活期存款有着明显的替代作用，这会通过降低现金漏损率而提高货币乘数。和西方国家相比，虽然我国还处于电子货币发展的初级阶段，但是近年来电子货币用于交易媒介的程度已越来越高并呈加速发展的趋势，这大大提高了商业银行的存款准备金率并使当前我国的货币乘数出现了小幅度的下降。

电子货币使用率的提高对货币乘数的双重作用增加了影响货币乘数的因素，增强了货币乘数的不稳定性。在影响货币乘数的因素中，央行可以通过法定准备金政策控制存款准备金率，而现金漏损率和电子货币使用率则取决于人们对交易媒介的偏好和我国金融科技的发展程度，是经济运行中的内生变量，央行能控制因素所占比例的降低增加了货币乘数的内生性。货币乘数不稳定性和内生性增强使中央银行预测货币乘数的变化，进而通过调整基础货币控制货币供给量的难度加大，这使我国以货币供给量作为中介目标的货币政策效果大打折扣，降低了货币政策有效性。所以央行在实施货币政策时，应当将电子货币的使用对货币乘数变动的影响考虑进去，加强对电子货币的统计与控制，从而提高货币政策的有效性。

有学者认为，由于目前我国中央银行还没有对电子货币收缴存款准备金，理论上现金漏损率的降低会使货币乘数无限上升，从而导致中央银行丧失维持货币政策有效性的能力。但是，一方面，目前我国还没有纯粹意义上的电子货币，我国银行卡存款额也同商业银行存款一样受法定准备金政策的制约；另一方面，本文实证结果表明，电子货币使用率的提高对货币乘数的影响并不是单一的扩张，也有通过提高商业银行的存款准备金率使货币乘数减小的作用。因此，目前来看，我国的货币乘数不但不会无限上升，而且可能会下降。

1.尹龙.网络金融理论初论—网络银行与电子货币的发展及其影响[M].西南财经大学出版社，2003

2.胡海鸥，贾德奎.电子货币对货币政策效果的挑战[J].外国经济与管理，2003.4

3.谢平，尹龙.网络经济下的金融理论与金融治理[J].经济研究，2001.4

4.尹龙.网络金融理论初论[M].西南财经大学出版社，2003

5.靳超，冷燕华.电子化货币、电子货币与货币供给[J].上海金融，2004.9

6.周光友.电子货币发展对货币乘数影响的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2007.5

货币乘数范文第9篇

[关键词] 新型支付方式 虚拟货币 电子货币 货币乘数

随着经济的发展，互联网等电子产品渐渐地走进了我们的生活，由此带来了许多新型的支付方式，如电子货币、银行卡、网络银行和虚拟货币等，这些新事物的出现极大地改变了我们的生活，却也带来了对传统经济理论的冲击。这里，我们将对这几种新型的支付方式对货币创造乘数的影响进行研究，以期探索其对货币政策的影响。

一、货币创造乘数的表示

货币供应量可以简单地以M=m*B表示。变量m为货币乘数，表示对于基础货币B的既定变动，货币供应的变动。该乘数是基础货币转化为货币供应的倍数。下面模型将对决定货币乘数大小的因素做出解释。

m=（1+ C/D）/(C/D+r+ER/D+rt*T/D)(1)

其中B表示基础货币，C表示通货，R表示储备，r表示支票存款法定储备率，D表示支票存款数量，rt和T分别表示定期存款准备金率、数量，ER表示超额储备。

二、各种新型支付方式对货币乘数的影响

1.电子货币

巴塞尔委员会对电子货币的定义是：通过销售终端、不同的电子设备之间以及在公开网络上执行支付的“储值”和预付支付机制。主要包括两种：一种是基于卡的电子货币产品，主要是指各种多功能或单功能的储值卡。另一种电子货币是基于网络或软件的产品，主要存储在计算机系统中，可以通过网络完成支付的电子数据，如Digitalcash公司发行的E-Cash。

电子货币是区别于并将取代信用货币（纸币）的一种未来的新型货币形式，它不以信用货币（纸币）为标的物，而是自成系统，独立地通过电子系统进行流通。在货币的演变史上，贵金属货币以其自身的价值保障流通，信用货币由国家信用保障流通，电子货币则是由各个发行商家以其自身的信用提供保障，是信用经济发展的高级形式。电子货币对货币创造乘数的影响表现在以下方面。

首先是C/D的变化。随着电子货币使用增多，人们对现金的需求越来与少，市场中流通的现金会越来越少，即C变小，如果电子货币完全替代现金和信用货币，C=0，因为

m=1+[1-(r+ER/D+rt*T/D)]/[C/D+r+ER/D+rt*T/D],所以C的减小会使m增大。

其次是r的变化。各国最初采用准备金制度的意图在于维护商业银行的流动性，以备商业银行在流动性发生困难的时候作为最后贷款人提供信用。电子货币的使用使商业银行的流动性约束降低，银行更多地通过同业拆借补充流动性，所以r会越来越小。

再次是 ER/D的变化。电子货币的发展使社会公众的现金使用量减少、提现率降低。这样，商业银行可以减少超额准备金的持有量以获得利息收入，因而ER/D会呈减少趋势。

总之，电子货币的发展将使C/D呈不断下降趋势，T/D呈上升趋势，r呈下降趋势，ER/D呈下降趋势。由于这些因素的相互作用，货币乘数将不断变大。

2.银行卡和电子银行

目前银行卡和电子银行已经到了极广泛的程度，国内相应的业务也已经开展。目前研究领域对这两种支付方式的认识都有一个误区，即认为它们都是电子货币。

巴塞尔委员会对电子货币的定义强调电子货币的“储值”或“预付”特性。其所界定的电子货币之一的储值卡和借记卡、贷记卡的最主要区别就在于在支付过程中是否涉及账户资金的划转。储值卡在卡内存有资金，每一笔交易都是直接从卡内资金上扣除，而借记卡和贷记卡都只是客户在银行存款账户的代表，每完成一笔交易都必须通过银行账户进行划转，因为信用卡和借记卡都只是现金存款的代表或向银行贷款的载体。

虽然银行卡和电子银行都不能算是真正意义上的电子货币，但是在替代纸币的过程中它们的作用是相似的，也会引起货币乘数的变大。

3.虚拟货币

虚拟货币是一种和现实货币挂钩,为在互联网中使用并方便结算的代用券，如腾讯的Q币、新浪的U币等。以Q 币为例，在网络上可以购买商品、抵偿债务。Q 币正逐渐成为一种被普遍接受的交易和流通手段，网络虚拟货币在一定范围内正在行使人民币的许多功能。

Q 币与人民币之间具有的双向流通性，腾讯公司为人民币购买Q 币提供1:1 的兑换率, 实现了Q 币与人民币挂钩。按照货币的职能定义“凡是在商品、劳务交易和债务清偿中, 可作为交易媒体和支付工具、被普遍接受的手段就是货币”, Q 币与国家命令禁止的代币券一样，是一种广义货币。

这里, 我们姑且放大网络虚拟货币的流通性, 将其纳入M1的口径来分析其影响力。设E为虚拟货币的数量，(1)式变为m=（1+ E/D+C/D）/(C/D+r+ER/D+rt*T/D)，因为虚拟货币没有准备金，所以分母不变，故而可以看出m会增加。

发行网络虚拟货币是一种违法的变相集资行为。网络虚拟货币是一种充当货币职能的“变相货币”, 在网络上很大范围内代替了人民币的流通, 它破坏了金融制度, 危及到了人民币的权威性，应进行审慎地监管。

三、结论与综述

从以上的探讨我们可以看出，新型支付方式的出现无一例外地扩大了货币乘数，这需要引起中央银行的重视。央行应该加快研究应对策略，通过不断的实践来探索有效的管理途径。如果对这些现象不加以有效监管，势必会造成通货膨胀以及国内货币流通的混乱，损害经济的发展。

参考文献:

[1]余莉娜:电子货币对货币政策工具的冲击与挑战[J].《中国金融电脑》，2005年第3期

[2]赵海华:《电子货币对货币政策的影响研究》，2005年5月

[3]陆凌骏康晓虹:人民银行如何面对网络虚拟货币的冲击[J]. 《时代金融》，2006.12

[4]姜奇平:虚拟货币引发通货膨胀？[J]《互联网周刊》，2001.11.20

货币乘数范文第10篇

关键词：存款准备金率；广义货币乘数；Johansen协整检验

一、引言

法定存款准备金是中央银行货币政策工具的“三大法宝”之一，因其微小的调整就会给经济带来极大的震动，在西方国家央行已淡化这一政策工具，但从2003年5月份开始，我国经济走出通货紧缩的阴影，经济局部过热初露端倪，广义货币M2增长在20%以上，为避免低水平重复建设，控制货币信贷增长过快，央行在9月25日将存款准备金率从6%提高到7%，但在以后的几年里，固定资产投资规模仍继续扩大，货币供应量仍过快增长，通货膨胀压力不断增加，央行不得不频繁上调法定存款准备金率，仅2007年就上调了10次，到2008年4月，已经提高到16.5%。根据货币理论，央行通过调整法定存款准备金率来影响广义货币乘数，进而影响货币供应量，实现货币政策目标，但由于现实中存在超额准备金、现金漏损等，使广义货币乘数的倍数效应缩小，那么我国近期对存款准备金率的频繁调整在多大程度影响了广义货币乘数?其作为我国现阶段常规政策工具是否有利于货币政策目标的实现?

关于货币乘数的研究，陈学彬(1998)指出存款准备金率和超额准备金率对货币乘数的影响力量上是相同的，但超额准备金率对m1和m2的变动量大于存款准备金率的变动量，存款准备金率因变动较少基本未对货币乘数的短期波动产生影响。张桥云(2006)运用小波分析及建立货币乘数m2的动态模型，得出未来3年内我国广义货币乘数将在4.50-4.85之间缓慢爬升；法定准备金率的调整对货币乘数的作用时滞约为1-2个季度。张坤(2008)认为法定存款准备金率的调整对货币乘数，无论是m1还是m2影响都很小，不能直接对货币乘数产生影响。

二、广义货币乘数的实证分析

(一)广义货币乘数m2的计算公式

广义货币乘数是货币供应量和基础货币之比，即MS/B。我国货币供应量分为3个层次：M0=流通中的现金(C)；M1(狭义货币)=M0+活期存款(D)；M2(广义货币)=M1+定期存款+储蓄存款+其他存款(我国定期存款、储蓄存款、其它存款实行统一的法定存款准备金率，故本文将其合并简称为定期存款T)。基础货币(B)=流通中的现金(C)+银行准备金(R)，其中R包括法定存款准备金(Rd)和超额准备金(Re)，通货比率k=C/D，定期存款比率t=T/D，据此则有广义货币乘数m2的计算公式：

m2=M2/B=C+D+T/C+R=1+k+t/k+(rd+re)(1+t)

(二)实证分析

根据上述公式，本文选取2003年第一季度――2008年第一季度逐季数据资料对广义货币乘数的影响因素进行分析，原始资料M0、M1、M2、T、R、D、re、rd从中国人民银行网上资料《货币当局资产负债表》和《中国货币政策执行报告》获得，k、t通过计算获得。

1.长期效应分析：Johansen协整检验

本文先对广义货币乘数m2、法定存款准备金率、超额准备金率、现金比率、定期存款比率进行季节性处理，消除季节趋势，然后对季节处理后的数据分别取自然对数，防止异方差，经单位根检验，均为一阶单根(结果略)。

由于时间序列LNM2、LNRE、LNRD、LNK、LNT的单整阶数相同，可能存在协整关系，即变量之间长期稳定的比例关系。本文使用Johansen(1995)多变量协整检验方法对时间序列广义货币乘数m2、法定存款准备金率re、超额准备金率rd、现金比率k、定期存款比率t进行协整检验。Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，在进行协整检验以前，必须首先确定VAR模型的结构。

用赤池(Akaike)信息准则(AIC)或用施瓦茨(Schwartz)准则(SC)选择最大滞后期k值，选择k值的原则是在增加k值的过程中使AIC的值或SC的值达到最小。通过模型选择的联合检验和实际经济意义确定滞后期为3，则VAR模型为VAR(3)，最后确定合适的协整检验模型为滞后期3期有常数项。

LNM2、LNRE、LNRD之间Johansen协整检验结果(见表1)显示变量之间存在两个协整关系；LNM2、LNK、LNT之间Johansen协整检验结果(见表2)显示变量之间存在一个协整关系。

Log likelihood(最大似然比)：196.7806从表1、2可以看出法定存款准备金率rd对广义货币乘数m2的贡献率大于超额准备金率re，但效应较小，法定存款准备金率每调高1%，广义货币乘数仅变动1.12%；而定期存款比率t的变动对广义货币乘数的贡献率大于现金比率k。

2.短期效应分析：脉冲响应函数和格兰杰因果关系检验

通过Johansen协整检验，可以看出法定存款准金率的变动对广义货币乘数有影响，但我国从2006年开始频繁调整法定存款准备金率，仅2007年就调高10次，可为何目前我国的通货膨胀依然高居不下，金融市场流动性依然愈来愈多?为进一步研究re、rd、k、t和m2之间的因果关系，再用脉冲响应函数和格兰杰因果关系检验进行短期效应分析。

(1)脉冲响应函数

Response of LNM2 to One S.D.Innovations

从图中可以看出，广义货币乘数m2对其自身微小变动引起的波动滞后3期达到最大，之后开始递减，至6期为0；法定存款准备金率rd的微小波动对m2的冲击在当前几乎没有反应，4期后才逐渐增大，到8期后才达到最大，随后又开始下降；超额准备金率re的微小波动对m2的冲击开始不显现，到6期达到正影响最大；现金比率k在2期后达到最大，6期后转为负影响；定期存款比率t在4期后达到最大，7期后转为负影响。

法定存款准备金率rd在影响广义货币乘数m2时，时滞期最长，这是因为当中央银行调高法定存款准备金率时，商业银行为了赢利可降低超额准备金率，加之中央银行货币政策的内部时滞和外部时滞，使得法定存款准备金政策在短期内无法迅速收效。

(2)格兰杰因果关系检验

表明在至少95%的置信水平下，rd不是m2的格兰杰因果关系，即存款准备金率的变动不会引起广义货币乘数的变动，但K、re、t是m2的格兰杰因果关系，且rd不是re的格兰杰因果关系，但Re是rd的格兰杰因果关系。

三、结论

通过上述实证分析，本文得到的结论如下：

第一，从长期看，法定存款准备金率与广义货币乘数有长期稳定关系，即法定存款准备金率的变动会引起广义货币乘数的变动，但是效应较小。

第二，从短期看，法定存款准备金率的频繁调整并没有对广义货币乘数产生影响。

既然法定存款准备金率的频繁调整对广义货币乘数在短期内没有影响，在长期内的影响也较小，那么中央银行为什么还要频繁调整法定存款准备金率呢?

首先，中央银行通过频繁调整法定存款准备金率来影响商业银行的超额准备金率，可降低中央银行进行宏观调控的成本。由于国际收支的双顺差导致外汇占款过多，在强制售汇制度下，中央银行只能被动接受以外汇占款形式增加的基础货币，使金融市场的流动性愈加过剩，靠发行央行票据的公开市场操作使央行的财务成本不断增加，以2006年末和2007年末为例，央行发行债券余额分别为29741亿元和34469亿元，若以一年期2.79%来计算，央行需支付利息829.77亿元和961.69亿元，且每发行1元的票据，仅能收回0.3元的市场流动性。而法定存款准备金利率和超额存款准备金利率1年期分别为1.89%和0.99%，不仅节约了成本，而且法定存款准备金率每变动1%就可冻结1500亿元资金，可迅速减少基础货币投放。

其次，中央银行通过频繁调整法定存款准备金率来发挥法定存款准备金政策的告示效应，目的在于反映中央银行的政策意图，改变金融机构和社会公众的预期，从而有利于货币政策目标的实现。

参考文献：

[1]陈学彬.我国近期货币乘数变动态势及影响因素的实证分析.金融研究，1998.1.

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