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[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
关键词：货币供应量；基础货币；货币乘数；途径
1999年以来，中央政府实施了积极的财政政策，对保持宏观经济稳定增长起到了重要作用，但总需求相对不足的状况仍未得到有效解决，这表明在财政政策积极的同时，有必要让货币政策扮演更加重要的角色，充分发挥货币政策对经济增长的作用。就货币政策而言，一个重要指标就是货币供应量，因此，最近一段时间，有关专家学者呼吁2000年要扩大货币供应量，使货币供应量增长保持较高水平，从而为经济增长提供保障。那么，扩大货币供应量的途径在哪里？应采取哪些措施呢？
一、货币供应量的决定因素及分析
在现代货币银行制度下，货币供应量取决于基础货币和货币乘数之积，因此，只有对基础货币和货币乘数进行详细的研究，才能准确把握货币供应量的趋势。
1． 基础货币的决定因素及实证分析
货币银行理论表明，基础货币由流通中的现金与商业银行的准备金之和构成，它是创造货币供应量的基础。由于我国的特殊国情，央行的基础货币还包括非金融部门的存款，因此本文对基础货币的定义是：基础货币＝发行货币＋对金融机构负债＋非金融机构存款（以下所用数据除非特别说明，均来自于中国人民银行统计季报）。
根据历史数据，我国的基础货币总体上呈上升趋势。1990年之前基础货币增长比较缓慢，基本上是平稳的爬升阶段；1993年之后，基础货币增长较快，特别是在1993－1994年间，基础货币的增幅明显较高，1995－1996年虽有所波动，但仍保持较高水平；1997年，基础货币增速放缓（当然这与统计口径发生变化有一定关系，但增速下降趋势则是明显的），1998－1999年，在法定准备金率下调以及法定准备金帐户和备付金帐户合并之后，基础货币增速下降的趋势更加明显。从基础货币的构成看，基础货币增速下降主要是受对金融机构负债增速下降所致，1999年，非金融机构存款出现负增长，也对基础货币的增长产生了一定的影响。
从中央银行的资产负债表来看，基础货币是中央银行的主要负债，因此为了达到调控基础货币的目的，中央银行可以通过调整资产方的各个项目来实现。历史数据表明，1993年以前，我国银行总资产中中央银行国外资产所占比重较低，因而这期间基础货币的变化主要由中央银行国内资产的运用所决定。1993－1994年是我国经济周期发生转折的阶段，酝酿和出台了一系列的改革措施，1994年初又进行了一系列税制和外汇管理体制的改革，尤其是人民币汇率的并轨和实行结售汇体制的改革，大大促进了出口的增长，形成了国际收支中经常性项目的大量顺差， 从而使中央银行国外资产所占比重增大。1995－1997年，为维护人民币汇率的相对稳定，使得中央银行国外资产所占比重进一步增大，1997年末达到42．1％。1998年，由于受亚洲金融危机的影响，我国出口形势严峻，外贸顺差有所减少，因而国外资产所占比重上升趋势减缓，年末为43．7％。可以说，近几年来，中央银行的资产结构中国内外资产几乎均等，因而国外资产的多少、增长快慢就对基础货币有非常重要的影响。从增长速度看，1993年以来，中央银行国外净资产的增速呈明显下滑态势，1994－1998年其增速分别为：187．3％、49．8％、43．4％、38．3％和2．5％。1999年1－9月份，国外净资产增长10．4％，这也是1999年3季度以来货币供应量增幅回升的一个重要因素。
从国内资产看，1994年以前国内资产一直占中央银行总资产的80％以上，可以说那时从资产角度看影响基础货币的主要因素就是国内资产的变化情况。1994年后，由于国外净资产的增加，中央银行国内资产所占比重呈下降态势，到1998年末，国内资产占中央银行总资产的56．6％。在国内资产中，主要是对存款货币银行的债权，如在1993年，对存款货币银行债权占中央银行总资产的70．3％，之后逐步下降，到1998年末为41．8％；其它还有对政府的债权，这一数值在1994年以前占总资产的比重较高，1994年占总资产的9．1％，之后由于银行法规定政府不得向银行透支，因而对政府债权一直稳定在1582亿元，所占比重不断下降。对非货币金融机构的债权，1997年以前占总资产的比重较小，1997年之后，由于政策性银行等的发展，因而对非货币金融机构的债权增加较多，所占比重大幅上升，1998年末达到9．5％。从增长速度看，国内资产自1996年后增速迅猛下降主要是受对存款货币银行债权增速下降所致，1997年下降1．11％，1998年下降9．1 ％，而1999年1－9月却增长10．25％，相应地带动国内资产增长10．24％。同样，对非金融部门债权自1995年后一直为负增长，对国内资产的增长也产生了一定影响。与之相反，对非货币金融机构债权增长在1997年达到高点，当年增长1660．7％，之后尽管增速下降，但仍是国内资产各项中增速最快的，1998年增长42．97％，1999年1－9月增长16．9％，对国内资产进而对基础货币的增长产生了一定的正影响。
2． 货币乘数的影响因素及分析
根据前述基础货币的定义，1993－1997年我国M2的货币乘数变化不太规则，有升有降，M1的货币乘数则基本呈微降态势。但自从1998年春季央行大幅下调准备金率后，我国的货币乘数则基本上呈上升趋势，即M1的货币乘数由1998年6月份的1．104上升到1999年9月的1．426，M2的货币乘数由1998年6月份的3．094上升到1999年9月的3．915。
根据我国的情况，狭义货币乘数可表述为：（现金漏损率＋活期存款比率）／（法定准备金率＋备付金率＋现金漏损率＋非金融部门存款比率）；广义货币乘数的分母与狭义货币乘数一致，分子则为1＋现金漏损率。根据这两个公式，我们对1993年以来我国的货币乘数进行了测算，结果表明，其（即与货币供应量和基础货币实际值计算的结果）误差很小（平均误差为3％，且很稳定），趋势也是一致的。因此，分析货币乘数，有必要对以上几个行为参数作出判断。
（1）法定准备金率
从理论上讲，法定存款准备金率的调整，即使是微小的变化，都会对货币流通产生强烈影响，在众所周知的中央银行货币政策“三大法宝”中，它的效果是最为猛烈的。因此，各国一般都不常用这个货币政策工具，即使要调整，也是微调，因为金融机构资金规模巨大 ，更为重要的是货币乘数的作用，它几倍于存款创造贷款。尽管目前我国的法定准备金率已由原来的13％降至6％，但是一方面与国外相比仍较高，另一方面由于网络化、全球化进程的加快，各国更为重视的是资本充足率这一指标，而对准备金率的要求有所放低，因此，作为刺激内需的货币政策操作工具——法定准备金率，仍有下调的空间。
（2）备付金率
近年来，随着我国超额准备金率的不断下降，货币乘数逐步放大，即超额准备金率与货币乘数呈反比例关系。备付金率的高低直接影响货币乘数的大小，但备付金率并不能完全由中央银行所控制，它取决于商业银行的行为，中央银行只能间接地影响它。商业银行持有备付金是有机会成本的，而备付金率的高低取决于市场利率与商业银行从中央银行借款的利率之差，二者差额越大，备付金率越低。1998年以" 来，随着二者差距的增大和利率水平的逐步降低，备付金率已出现下降趋势，存款货币银行的备付金率（以法定准备金率为8％考虑）由1998年3月的7．53％下降到1999年9月的5．83％这里所指的备付金率为在人行存款加上库存现金与对非金融部门负债之比。2000年，随着经济形势的好转，各经济主体的投资、消费意愿会有所增强，因而备付金率有进一步降低的可能。
（3）现金漏损率
现金漏损率于80年代和90年代初期在我国一直比较高，不过随着货币市场的不断健全，金融交易工具的逐渐增多，我国的现金漏损率近年来有所降低，1998年3月－1999年9月，大约在 11．5％左右。现金漏损率的高低与现金需求量的大小有关，而影响现金需求量的因素很复杂。我国的现金漏损率是由政府、企业和居民的行为共同决定的。由于金融资产收益率的变动会影响持有现金的机会成本，以及银行存款利率的变化会影响个人储蓄的变化，这就使现金漏损率的变化比较复杂。2000年，由于目前名义利率水平比较低，居民储蓄存款特别是定期存款增势减缓，加上征收利息税的影响，因而居民持现动机相对有所增强，估计现金漏损率下降空间有限。在其它情况不变的情况下，现金漏损率与货币乘数负相关，因此若现金漏损率下降不大，则将影响金融机构派生存款的能力，对货币乘数产生一定影响。
（4）非金融部门存款比率
1993年以来，我国非金融部门存款一直比较稳定，并呈缓慢下降趋势，这一点在1999年表现得更为明显，到1999年9月末，我国的非金融部门存款比率为3．58％，较之上年下降了一个百分点。随着政策性金融业务的进一步规范，这一比率将呈平稳态势，变化不会太大。
（5）活期存款比率
活期存款比率反映了货币供应量层次的结构变化，这个比率在决定狭义货币乘数时有用。由于受持有活期存款的机会成本的影响，因此这一比率与利率的关系比较密切，同时由于这里所指的活期存款主要是指企业活期存款，因而经济活跃程度如何以及企业对未来经济的预期怎样，对活期存款也有着比较大的影响。1996－1998年，我国的活期存款比率基本维持在30％左右，进入1999年后，一、二、三季度这一比率分别为27．5％，27．8％和28．8％，呈缓慢上升趋势。随着利率水平的下降和储蓄存款实名制的实施，在金融交易工具增加不多、信用情况改善不大的情况下，估计这一比例将逐步上升。
二、扩大货币供应量的对策
从货币供应量的定义中可以看出，扩大货币供给量的途径不外乎两条：一是增加基础货币，二是提高货币乘数。
从增加基础货币方面看，主要有三项：
（1）从货币当局资产方着手，加大国内资产的运用，即加大再贷款、再贴现规模，特别是对那些急需资金的中小金融机构，这样可以从资产方影响基础货币的增加。
（2）扩大货币发行。在基础货币中，货币发行占到了近50％，因此加大货币发行是扩张基础货币，进而增加货币供应量（M1、M2）的有效途径。目前我国的经济过剩，绝非是经济高度发达条件下的过剩，远未达到东西多得用不了的程度。实际上，我们的建设资金缺口极大，潜在消费与投资需求空间还很大，完全可以用发钞票的办法配合扩张性财政政策来解决经济发展中的问题。同时，为扩大货币发行，还可以核销部分国有商业银行的坏帐，帮助金融机构化解金融风险；尽快成立中小企业贷款担保基金，消除金融机构对中小企业放款的后顾之忧，从而扩大贷款规模，使资金配置更加优化、有效。
（3）加大公开市场操作力度。央行购入债券，吐出基础货币，这其中一个条件就是债券市场规模不断扩大，从而使公开市场操作有一个好的着力点。
从提高货币乘数方面看，主要有四项：
（1）通过降低甚至取消存款准备金率的办法，迫使金融机构更积极放款，加速降低备付金率水平，从而提高货币乘数。
（2）改变认购资金冻结数日的做法，消除新股认购对基础货币和银行准备金管理的不利影响。理论上讲，新股认购资金的验资既不需要资金的异地划拨，也不需要冻结数日，只要验资的某一时点上新股认购帐户中有真实资金就可以了。因此，应改进集中验资的方式，让所有证券结算银行或分行都在当地人民银行营业部开户，利用人民银行营业部联网系统实行证券认购资金的当地验资，资金信息集中到交易所进行认购。同时，为了不影响金融系统的基础货币量和准备金状况，冻结认购资金的时间应尽可能短，甚至可以缩短到几乎一个时点上。全国统一验资结束以后，认购资金重复认购的可能性已经不存在，因此，资金可在验资结束后立即解冻。中了新股以后的资金交割可另行制定交割日。这样，银行准备金管理的压力将大大减轻，超额准备金率下降，货币乘数扩大，基础货币也不会受到影响。
（3）改进金融系统的服务，增加有益于流通和交易的金融工具，从而充分发挥金融系统的中介功能，这样可以加快货币流通速度，减少货币沉淀；也有助于降低现金漏损率，从而提高货币乘数，增加货币供给量。
（4）在必要的时候，可以续下猛药，调低法定准备金率，从而有效提高货币乘数。
不可否认，无论是降低存款准备金率，还是运用再贷款、再贴现、公开市场操作等，在市场化国家都被视为“猛药”，其结果都会导致商业银行授信能力的增强，然而这只是为扩大货币供应量提供了必要条件。现在的问题是金融机构并不缺资金，金融机构存贷差逐步扩大就是一个佐证。因此如果金融机构仍然借贷、慎贷，那么扩大货币供应量的初衷就不可能成为现实。为此，在采取货币政策手段外，尚需在体制改革上迈出更大步伐，具讲说：
（1）完善金融机构自主经营的环境。目前，我国的金融机构，特别是国有商业银行，经营环境决定其还没有完全实现自主经营，还存在各级政府对商业银行的干预。因而使商业银行不能充分发挥其中介功能，同时也使商业银行产生了一定的依赖心理，缺乏创新和追求效益的动力。
【关键词】电子支付电子货币中介指标
一、电子支付概述
电子支付与电子支付工具，正逐步走进我们的生活。从大额支付到零售贸易，伴随电子交易量的剧增，电子支付正以前所未有的速度向前发展。电子支付的快速发展加快了货币流通，减少了流通中的通货，从而对货币政策的中介指标产生了影响。
所谓电子支付，指的是电子交易的当事人，包括消费者、商家和金融机构，使用安全电子手段通过网络进行的货币支付或资金流转。
二、电子支付对货币政策中介指标的影响
货币政策中介指标是为实现货币政策目标而选定的中间性或传导性金融变量。货币政策中介指标应具有可控性、可测性、相关性、抗干扰性以及与经济体系、金融体制良好的适应性。目前，世界上市场经济比较发达的国家，一般选择利率、货币供应量、超额储备金和基础货币这几个金融变量作为货币政策的中介指标，而有些国家也把汇率包括在内。电子支付中电子货币的引入将不可避免的对货币政策的中介指标产生影响。
1、中央银行可控制的基础货币的规模将趋于减少
在现代银行制度下，货币供应量取决于基础货币和货币乘数两大因素。货币供应量是基础货币和货币乘数的乘积。如果用M表示货币总量，B表示基础货币量，m表示货币乘数，则全社会货币供应量可用公式表示为：
M＝B×m
B=M0＋银行准备金总额＝流通中的通货＋银行准备金总额
电子支付的发展将减少流通中的通货，而银行准备金的数量则由法定准备金率与超额准备金率决定。电子支付对现金的替代作用，使得中央银行资产负债表的规模发生变化，为维持资产负债表的规模，可能会引起商业银行在中央银行准备金的变化，由于他们共同决定金融机构在中央银行的存款数量，为简化讨论，将他们合称为准备金率。中央银行的资产负债表如表1－1所示。
在资产负债表中，中央银行最大的负债是流通中的通货。
资料来源：BISBaselOct.1996ImplicationsforCentralBanksofDevelopmentofElectronicMoney.
电子支付的使用使流通中的通货减少，从而降低了资产负债表的规模。
在许多发展中国家，金融当局不仅通过发行货币来得到铸币收益，还通过发行公共债务（包括商业银行在中央银行的存款）来得到铸币收益。
电子支付的发展与电子货币的非中央银行垄断发行使流通中的货币需求减少，减少了金融当局的铸币收益。如表1－3所示，铸币税收入对中央银行支出具有显著的影响。
资料来源：BISBaselOct.1996ImplicationsforCentralBanksoftheDevelopmentofElectronicMoney.
可见，由于电子支付的替代作用，使得中央银行的资产负债表的规模缩小，而且铸币税收收入减少。中央银行在进行公开市场操作调节货币量时，可能会因为资产不够而发生困难。如上所述，在中央银行没有特殊干预的情况下，银行准备金总额将处于下降趋势。同时由于电子支付的替代作用，流通中的通货将会减少，因此基础货币也呈下降的趋势。
2、电子支付对货币供应总量的影响
电子支付减少了流通中的现金，直接影响到中央银行基础货币的数量，并通过货币乘数对货币供应量产生巨大影响，尤其是对M1的影响。在现代银行体制下，存款是通过基础货币的再创造而产生的，货币供给等于基础货币量与货币乘数之积。基础货币等于流通中的通货加上商业银行在中央银行的存款，也就是商业银行在中央银行的准备金数量，可见，电子支付对流通中的通货的替代作用会通过三个途径影响：（1）由于流通中的通货数量减少而影响M1；(2)通过改变商业银行在中央银行的准备金数量而影响M1；（3）通过货币乘数对M1产生影响。
货币供应量可以表示如下：
M＝B×（1＋k）/[(re)(1k)k]=B×m
r为法定准备金率，e为超额准备金率，t为定期存款与活期存款的比率，k为现金与存款比率。
短期内，在货币乘数变动不大的情况下，基础货币减少，并通过货币乘数的作用，将会使货币供应量大为缩减。但从长远角度看，银行间竞争加剧，会适当减少超额准备金。而流通中现金的日益降低，会使现金与存款比率大为缩减，从而使货币乘数加大，因此，即使基础货币下降，但乘数的加大所产生的乘数效应将使货币供应变化不大，或略为上升。
传统上，具有交换媒介功能的主要是通货和商业银行的活期存款，因此M1由这两种资产组成。由于电子货币的特殊性，同时也是为了分析的需要，在不影响M0、M1、M2等原有货币定义等基础上，本文将定义新狭义货币M1e，借以引入电子货币。
M1e=现金十活期存款十电子货币存款
引入电子货币存款后的货币定义见表1－4。
从这个定义可以看出，假如资金从储蓄存款账户转向电子货币存款账户，M1e就会上升，而M1却不受影响；当资金从活期存款账户转入电子货币存款账户M1就会下降，而M1e不变，这些都是因为M1e本身已包含了电子货币存款账户。
这说明，货币乘数m1e和m2的大小是与现金与存款比率k成相反方向变化的。随着流通中的现金被电子货币取代，k的大小将毫无疑问地下降，此时，新狭义货币乘数m1e和广义货币乘数m2也将变大。即使货币供应量B下降，通过乘数效应将不会使货币供应发生很大的变化。可见，电子支付，尤其是电子货币对流通中通货的替代作用，使得传统意义上的基础货币的作用弱化。
3、电子支付对利率的影响
利率是一定时期利息额与借贷资本额的比率。利率的高低是资本借贷市场上的资本供应量和资本需求量共同决定的。
如果货币供给与货币需求不是同步变化，则利率必然会变化。当货币供给小于货币需求时，利率将会上升，必将使货币资本向借贷市场大量流动，但是货币流通速度的加快，必然会对利率的上升幅度和上升期限进行限制，使得利率上涨的幅度不至于太高，上涨期限也较传统货币大为缩短；反之亦然。
也就是说，电子货币的出现，货币流通速度加快，使得利率的变化幅度变得更小，浮动期限更短，如果中央银行不能准确、及时判断资本市场的变化，那么它通过利率进行宏观货币供给的调控能力就会减弱。这无疑给中央银行的调控能力提出了更高的要求。
由此可见，电子支付的替代作用使得基础货币减少，但对利率本身并没有直接的影响，只是利率变化更为敏感。
【参考文献】
[1]黄达：货币银行学[M]，北京，中国人民大学出版社，2000年。
[2]周虹：电子支付与网络银行[M]，北京，中国人们大学出版社，2006年：295－302。
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：
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[3]张桥云，杜世光。法定存款准备金率变化对货币乘数影响的小波分析及动态模拟。统计与决策，2006.8(下).
关键词：狭义货币乘数 广义货币乘数 误差修正模型
模型概述
新古典综合学派最早提出了货币乘数的概念；米德研究在金本位制还未完全崩溃时三种不同类型的银行制度下货币乘数的决定模型；以弗里德曼和卡甘为代表的货币学派提出货币总量乘数等于货币总量与基础货币之比。无论是以后的乔顿乘数模型、伯尔格乘数模型，还是西方广为流传的米什金的货币金融学教科书，各国对货币乘数的定义无不采用“货币供给=基础货币×货币乘数”的模型。
通常情况下我们考虑货币定义M1和M2下的货币乘数K1和K2：
设Z（所有存款）=D+T+S+0；按照基础货币（MB）的定义：
鉴于1998年3月中国人民银行改革存款准备金制度，合并法定存款准备金与超额存款准备金账户，实行统一利率，本文整体分析总准备金率（TR）对货币乘数K1、K2的影响；货币乘数的公式推导如下：
货币乘数K1为：
货币乘数K2为：
货币乘数的趋势分析
根据近年来我国货币乘数的实际数据图（见图1），K1、K2分别代表狭义货币乘数和广义货币乘数。由图1可看出，我国货币乘数从直观上存在着以下的变动特征：第一， K1和K2从2000年至2012年先升后降。在2000年到2007年之间， K1、K2稳中有升，其中K2在2006年5月达到了5.35的顶峰，而K1在2006年10月达到了1.87的顶峰；从2007年至2012年， K1、K2 整体呈下降趋势，其中K2在2012年1月达到了3.73的谷底，而K1在2012年1月达到了1.18的谷底。第二，从2000年到2012年十三年间，K1、K2变动的幅度不相同，可明显看出K1的变动幅度要比K2幅度大些，K1在区间1.18-1.87变动幅度达58.5%，而K2在区间3.73-5.35变动幅度达43.4%。从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。
货币乘数影响机理的分析
（一）变量说明和数据选取
由前面货币乘数K1和K2的公式推导可得出，决定货币乘数K1的因素有四个：通货比率（M0/Z）、活期存款率（D/Z）、总准备金率（TR）、非金融机构存款率（DNFI/Z）；而决定货币乘数K2的因素有七个：通货比率（M0/Z）、活期存款率（D/Z）、定期存款率（T/Z）、储蓄比率（S/Z）、其他存款比率（O/Z）、总准备金率（TR）、非金融机构存款率（DNFI/Z）。对于货币乘数决定因素的多个变量进行协整分析不宜采用EG两步法，而采用Johansen & Juselius极大似然法会更有效。
对K1、K2、通货比率、活期存款率、总准备金率、非金融机构存款率、定期存款率、储蓄比率、其他存款比率分别取自然对数，产生序列LNK1、LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ，先对序列的平稳性进行检验，这是进行协整分析的前提。
（二）变量平稳性检验与协整分析
运用Pillips & Perron（1988）提出的PP检验方法，进行单位根检验。经过检验序列LNK1、LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ均拒绝原假设，存在单位根，是非平稳序列。经过一阶差分后的新序列LNK1、LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ都在99%的置信水平下拒绝原假设，所以新序列不存在单位根，可以认为经过一阶差分后的新序列是平稳的，可以判定序列LNK1、LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ是一阶单整序列，满足协整检验的前提。
（三）狭义货币M1的货币乘数K1的协整分析
因为本文选取的是月度数据，根据AIC、SC最小值准则，建立关于LNK1、LNM0Z、LNDZ、LTR、LNDNFIZ的向量自回归模型（VAR1），在模型VAR1的基础上进行Johansen 协整似然比（LR）检验，结果如表1所示。JJ检验揭示出LNK1、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ在5%的水平下存在1个协整方程，这一组序列存在长期的均衡关系，根据协整向量间的关系标准化LNK1得到的模型如下：
对数似然比为1346.696。
建立向量误差修正模型：
从序列LNK1、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ的协整关系来看，LNK1与LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ存在长期均衡关系；LNK1与LNM0Z、LNDZ成反比，与LNTR、LNDNFIZ成正比。从弹性系数来分析，LNDZ对LNK1的影响最大，LNDZ每变动1个单位LNK1就会变动1.29757个单位；LNM0Z对LNK1的影响次之，LNM0Z每变动1个单位LNK1就会变动1.274803个单位，LNTR和LNDNFIZ对LNK1的影响较小。
从货币乘数K1的向量误差修正模型来看，货币乘数K1的变化与其本身2期滞后以及通货比率（M0/Z）、活期存款率（D/Z）、准备金率（TR）、非金融机构存款率（DNFI/Z）的2期滞后相关。关于货币乘数K1变化的调整系数（ECM1）为0.286较小，说明货币乘数K1的短期波动较小
（四）广义货币M2的货币乘数K2的协整分析
建立关于LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ、LNOZ的向量自回归模型（VAR2），在模型VAR2的基础上进行Johansen 协整似然比（LR）检验，结果如表2所示。JJ检验揭示出LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNR、LNER、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ、LNOZ在5%水平下存在1个协整方程，根据协整向量间的关系整理后得到的关于LNK2模型如下：
对数似然比为2300.029。
建立向量误差修正模型：
从序列LNK2、LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ、LNOZ的协整关系来看，LNK2与LNM0Z、LNDZ、LNTR、LNDNFIZ、LNTZ、LNSZ、LNOZ存在着长期均衡关系；LNK2与LNM0Z、LNDZ、LNTZ、LNSZ和LNOZ成反比，与LNTR和LNDNFIZ成正比。从弹性系数来分析，LNMOZ对LNK2的影响最大，LNSZ每变动1个单位LNK2就会变动2.91686个单位；LNDZ对LNK2的影响次之，LNDZ每变动1个单位LNK2就会变动1.960937个单位；LNSZ对LNK2的影响又次之，LNM0Z每变动1个单位LNK2就会变动1.778815个单位；LNTR对LNK2的影响再次之，LNR每变动1个单位LNK2就会变动0.714297个单位；LNTZ、LNOZ、LNDNFIZ对LNK2的影响较小。
从货币乘数K2的向量误差修正模型来看，货币乘数K2的变化与其本身2期滞后以及通货比率（M0/Z）、活期存款率（D/Z）、定期存款率（T/Z）、储蓄比率（S/Z）、其他存款比率（O/Z）、法定准备金率（R）、超额准备金率（ER）、非金融机构存款率（DNFI/Z）的2期滞后相关。关于货币乘数K2变化的调整系数（ECM2）为0.139较小，说明货币乘数K2的短期波动较小。
货币乘数各因子变动原因分析
通货比率。从实证结果看通货比率与货币乘数负相关。通货比率主要受以下因素的影响：活期存款利率、定期存款利率、其它金融资产（主要是股票、债券等有价证券）的预期收益率、财富水平、通货膨胀率、经济周期、金融危机、非法活动、金融市场的发达和完善程度。
活期存款率。活期存款率是指活期存款占所有存款的比重。活期存款率主要受定期存款利率、其他金融资产的预期报酬率和通货膨胀或通货膨胀预期的影响。
定期存款率。定期存款率决定于公众的资产选择行为，主要的影响因素包括：定期存款利率、其他金融资产的预期报酬率、财富水平、以及投资渠道的拓展。
储蓄比率。储蓄比率的影响因素主要有以下几点：储蓄存款的利率、投资理财工具的开发、社会公众的心理预期、公众的消费习惯和习俗。
其他存款比率。其他存款主要受金融市场的发展、金融创新和金融深化的影响。影响其他存款比率因素主要包括其他金融资产的预期报酬率和金融市场的发达完善程度。
准备金率。1998年3月，中国人民银行改革存款准备金制度，合并法定存款准备金与超额存款准备金账户，实行统一利率。准备金率由中央银行控制，主要取决于中央银行的货币政策意图。当经济过热时，中央银行通常提高法定准备金率，紧缩银根；当经济衰退时，中央银行降低法定准备金率，放松银根。
非金融机构存款率。非金融机构存款率是指货币当局资产负债表中非金融机构存款与全部存款之比。随着中央银行凋控体制的不断完善，政策性业务逐渐剥离，这一比例将会呈下降趋势。
综上，货币乘数可以使基础货币成倍放大或缩小。决定狭义货币乘数K1的因素有四个：通货比率、活期存款率、总准备金率、非金融机构存款率，决定广义货币乘数K2的因素有七个：通货比率、活期存款率、定期存款率、储蓄比率、其他存款比率、总准备金率、非金融机构存款率，这些因子又受到多种原因的影响而变化。
参考文献：
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关键词：基础货币 存款货币银行 资产负债结构调整 货币乘数
传统货币乘数理论与五部门资金流量均衡分析
传统货币乘数理论由于简化了银行的行为，导致其对有关现象难以给出合理解释，需要建立包含银行如何调整资产负债表，进而影响货币乘数的模型。
（一）传统货币乘数理论
传统货币乘数理论认为，货币乘数m可表述为：m=1/α，α为法定存款准备金，0
（二）五部门资金流量均衡分析
假定一国为封闭经济，经济部门分为五类：家庭、企业、政府、非金融企业、存款货币银行、中央银行，五个部门间存在广泛的资金往来，将不同部门的资金来源与运用编制成矩阵，构成了资金流量账户。行为交易内容，列为交易部门，每一项交易的货币量分别以正负号同时计入对应交易部门，正号表示贷，负号表示借。因此，资金流量账户每行和每列的交易量之和均应为零。具体编制如表1所示。
从资金流量账户的横向看，可以得到如下几个均衡方程：
S=I+B （1）
等式（1）表明，整个社会的资金来源于家庭储蓄，家庭储蓄转用于净投资、弥补财政赤字。
CP+CB+CG+CH=M0 （2）
等式（2）表明，家庭、非金融企业、政府以及存款货币银行持有的通货都由中央银行提供。
DP+DB+DG=DH，R=α*DH （3）
等式（3）表明，家庭、企业和政府的储蓄存款形成存款货币银行吸收的存款，其中一部分以准备金的形式上缴中央银行，形成了银行在中央银行的存款。
LP+LB+LG=LH （4）
等式（4）表明，存款货币银行通过吸收存款和从中央银行贷款，实现对外贷款。因为家庭、中小企业、大型企业的现金漏损率不同，当面对外在冲击时，银行会将贷款从现金漏损率高的客户转移到现金漏损率低的客户，由此影响货币乘数。
BB+B+ZBJ=BP+CB+HB （5）
等式（5）表明，非金融企业、政府、银行向家庭、存款货币银行融资。中央银行买、卖债券，影响银行资产结构，同时银行也可以通过债券结构调整回避中央银行的冲击。
IRB+IRP=IRH （6）
等式（6）表明，非金融企业和家庭的保险准备金是存款货币银行资金来源。当银行面对外在冲击时，银行会对这部分资金的挤占或挪用，以应对外在的冲击。
BR+BRB=BRH （7）
等式（7）表明，非金融企业和家庭的证券准备金构成了存款货币银行的存款，成为银行资金来源。银行能够在一定程度上支配这部分资金的使用，以应对外在的冲击。
JSB=JSH （8）
等式（8）表明，非金融企业的结算资金也是存款货币银行的资金来源。银行能够在一定程度上支配这部分资金的使用，以应对外在的冲击。
从纵向看，根据资金流量账户可以得到如下几个等式：
S=LP-（CP+DP+BP+IRP+BR） （9）
等式（9）表明，家庭的净储蓄资金分布在现金、存款、保险和证券保证金、银行贷款。
I=（CB+DB+IRB+BRB+JSB）-（LB+BB） （10）
等式（10）表明，非金融企业投资分布在现金、存款、贷款、证券和保证金。假定非金融企业不持现金、存款、证券、保险保证金、结算资金，则企业投资资金都来源于银行贷款。
B+（CG+DG）=（LG+B） （11）
等式（11）为政府预算等式，表明政府通过从银行贷款和发行债券取得资金，用于弥补财政赤字。假定政府财政赤字只能通过发行债券来弥补，财政赤字的多少就是发行国债的多少。
LH+BH+CH=（DH-R）+IRH+BRH+JSH+LCG+ZBJ （12）
等式（12）表明，存款货币银行的资金来自家庭存款、客户的保险和证券保证金、结算资金、资本金、中央银行贷款。银行可能挤占或挪用对这部分资金，对冲中央银行的货币政策影响。
M0+R=CB+LCG （13）
等式（13）表明，中央银行是基础货币的唯一提供者，它通过购买或出售国债以及对存款货币银行发放信用贷款向社会提供货币。
从五部门资金流量账户等式可以看出，面对中央银行的冲击，如提高法定准备金比率等，银行为了利益最大化，会调整资产、负债，对冲中央银行的冲击，进而影响货币乘数。
（三）资金流量分析与货币乘数
我国将货币供应量划分为三个层次，即M0、M1和M2，M0是流通中现金M1=M0+家庭、非金融企业活期存款+政府财政存款，M2=M1+家庭、非金融企业定期存款、储蓄存款和各种保证金，货币乘数是M1和M2与基础货币之比。基础货币HB包括通货和准备金（包括定期存款准备金和活期存款准备金），从式（2）可知：
HB=R+CP+CB+CH+CG （14）
将等式（10）、（11）整理可以得出非金融企业持有现金是：
CB=（I+LB+BB）-（DB+JSB+IRB
+BRB） （15）
DB+JSB+IRB+BRB是非金融企业的资产之和，I+LB+BB是其负债之和。
将式（12）变形可以得到：
CG=（LG+B）-（DG+B） （16）
（B+LG）表示政府资金来源，（DG+B）表示政府资金运用，现金余额是其债权净值。
从式（13）可知，存款货币银行持有的现金为：
CH=（DH-R）+（IRH+BRH+JSH+LCG
+ZBJ）-（LH+BH） （17）
其中，DH+IRH+BRH+JSH+LCG
+ZBJ是存款货币银行的资金来源，LH+BH是其资金运用，所以存款货币银行持有的货币是其净债权。
将式（15）、（16）、（17）代入（14）式进行整理，可以得到：
HB=准备金+对央行债权（净）+债券投资-政策性银行债券-信用债券投资
（18）
货币乘数=存款/（准备金+银行对央行债权（净）+债券投资-政策性银行债券-信用债券投资） ≈（1-银行资本充足率*风险加权系数-非银行金融机构同业资金比率/准备金率+债券投资率-政策性银行债券投资率-信用债券投资率） （19）
从上述公式可以发现：准备金率提高时，银行货币乘数下降，但银行可以通过减少债券投资，或提高对政策性银行或信用债的投资比率来对冲准备金率的影响，从而保证自身货币乘数基本不变。当资本充足率提升时，银行货币乘数会下降，但银行通过挤压非银行同业存款获得货币放大能力，比如吸收证券保证金存款、降低风险加权系数等，来获得货币放大能力。
我国货币乘数稳定性的实证检验及微观分析
（一）我国货币乘数稳定性检验
本文选取2006-2011年的统计数据进行检验。文中数据来自国家统计局和中央银行年报、季报，中国金融年鉴，上市公司年报、季报，计算出我国货币乘数。
过去10年，我国货币乘数基本稳定在基础货币的4倍左右，受准备金比率影响很小。2001-2011年，存款准备金率从5%上升到20%左右，但货币乘数变化不大，这是传统货币乘数理论难以解释的，只能从货币创造的微观方面进行说明。
（二）货币乘数稳定性的微观银行行为解释
前面对货币乘数的分析得出了货币乘数基本稳定、准备金率对货币乘数影响不大的结论，导致这一现象的根本原因在于银行面对外部冲击时，会改变资产负债结构、减少外部冲击，保持了货币乘数的稳定性。
1.银行通过调整资产结构应对准备金率的冲击。面对外在冲击，银行通过压缩债券类投资的比重来提高货币创造能力。在债券投资结构中，银行通过压缩央行票据比重，同时通过提高政策性银行债券和信用债的比重，稳定货币的供给。
2.银行通过挤压证券保证金存款获得货币扩张能力。前面的分析说明，证券保证金也是银行的资金来源，尤其是在融资方式发生重大变化的今天。从一定程度上看，证券保证金给银行带来的同业存款成为银行调节存款余缺的储水池。在存款准备金率大幅度上升带来银行对存款需求大幅度上升时，银行通过发行和推销各种理财产品的方式吸引证券保证金。股东权益占比变化不大，而净应付金融机构款项占比在0.6%-6.4%之间，其中主要的贡献来自证券保证金占比的变化，大约在0.57%-5.8%之间，说明银行通过挤压证券保证金获得存款，提升货币扩张能力。
3.资本充足率不同的银行，其货币扩张能力不同。从公式（19）可以看出，当央行对资本充足率的要求提高时，货币乘数会下降。但资本充足率比较高的银行，不会因此减少货币供应。所以不同资本充足率的银行，货币扩张不同。由于国有大银行的资本充足率低于股份制商业银行，所以其调节货币乘数的能力弱，城市商业银行的能力最弱。
结论与建议
2006-2011年，我国货币乘数基本稳定，准备金率对货币乘数的影响比较弱。造成这一现象的根本原因是存款货币银行面对外部冲击所进行的资产负债结构调整。当面对央行的外部冲击时，存款货币银行通过资产结构调整和挤压证券保证金来获得更多存款，弱化了外部冲击的政策效果。不同资本结构的银行应该对货币冲击的能力不同。资本充足率较高的银行，抗压能力较强，调节自身货币供应能力也较强，货币乘数较大；相反，资本充足率不高，调整货币供应能力较弱，货币乘数较小。由于货币乘数基本稳定，即使基础货币减少，银行也能够通过资产结构的调整把货币供应稳定在一定范围之内。由于准备金比率对货币乘数影响很小，中央银行应该减少对准备金率这一政策工具的使用，这符合世界各国弱化准备金率作用的基本趋势。
参考文献：
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2006年以来，我国经济在继续保持快速增长的同时，也面临着对外贸易增势强劲、投资需求进一步膨胀、货币信贷增长仍然偏快、通货膨胀压力加大等问题。目前，针对我国明显的流动性过剩，在货币政策工具的选择上，央行在小幅加息的同时主要依靠调整存款准备金率来解决目前我国经济面临的问题。2006年，央行前后3次提高了存款准备金率，总计把存款准备金率从7．5%提高到了9%。据估计，存款准备金率每上升一个百分点，可以直接锁定约1500亿元的货币投放，通过货币乘数效应，总体可锁定约 6000亿元的资金，存款准备金的上调应给经济带来降温。但从2006年全年经济运行的实际情况看，GDP增长率不降反升，从2005年的9．9%升至10．7%，增幅非常大。我国的消费物价指数也从 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%。贷款增长率也从 2006年年初的 13．8%（同比数据）增长到年末的15．07%，到2007年3月份贷款增长率更是升至16．25%。这一系列的数据说明，我国央行近一年来提高存款准备金率的预期目标并未实现，调控效果并不明显。
当前我国央行频繁使用存款准备金工具效果不明显这一新的现象，在国外尚无学者专门开展研究，事实上，几乎可以说，目前找不到这样的研究文献。国内近年来倒是有一些学者对我国央行的存款准备金调整问题展开了一些研究，但总的而言，研究资料极为匮乏，而且相当不系统。那么，究竟是什么原因导致了我国存款准备金率这一货币政策工具“从不常用的紧缩工具”变为“常用对冲工具”①呢？又是什么原因导致了这一政策工具未能发挥其应有的作用呢？
一、央行存款准备金政策工具缺乏有效性的原因探析
(一)存款准备金制度的缺陷
我国的法定存款准备金制度于1984年开始实施，历经1998年的合并存款准备金账户和备付金帐户、2004年实行差额准备金制度两次重大改革。到目前为止，存款准备金率数次调整，从调控货币供应量的效果来看，这一政策工具发挥了一定的作用。但是，在制度层面上看，它仍然存在一定的局限性。
1．差别准备金制度有待进一步完善。我国于2004年4月25日起实行差别存款准备金率制度，可以说是存款准备金制度改革的一个突破。其具体内容为金融机构适用的存款准备金率与其资本充足率、资产质量状况等指标挂钩。金融机构资本充足率越低、不良贷款比率越高，适用的存款准备金率就越高；反之，金融机构资本充足率越高、不良贷款比率越低，适用的存款准备金率就越低。实行差别存款准备金率制度，有利于促进经营管理状况良好的金融机构的发展，抑制管理水平低下的金融机构的发展，也有助于发挥资本金对于商业银行经营管理的约束作用，有效地配置资本。然而，我国现行的差别准备金制度还有待完善，除资本充足率、资产质量状况指标外有必要进一步扩大差别准备金的对象。
2．对准备金付息影响了准备金工具的有效运用。世界上大多数国家都不对准备金付息，更不可能对超额准备金付息。但是我国目前仍对法定准备金和超额准备金支付利息，其中，法定存款准备金的利率为1．89%，超额存款准备金的利率为0．99%。目前，我国商业银行的活期存款利率仅为0．72%，超额准备金利率为0．99%，商业银行在吸纳存款上的成本低于资金上存的获利，商业银行有增加超额准备金的利益驱动，把大量资金以超额准备金的形式存放在央行以获取无风险收益，影响了央行的货币控制及货币政策的效率。因此，对准备金支付利息导致商业银行对于保持高超额准备金率的偏好，从而降低了存款准备金率作为货币政策工具的有效性。
(二)存款准备金工具的传导机制效率低下
在法定存款准备金率作为中央银行的一种可以操作的货币政策工具的传导过程中，由政策工具到中介目标的传导称为内部传导机制，由中介目标到最终目标的传导称为外部传导机制。
1．法定存款准备金率变动对货币乘数的影响分析。从传统的货币乘数模型和简单货币供给模型M=mB我们可知，法定存款准备金率r与货币乘数m和货币供应量M都成反相关关系。那么，当不考虑现金漏损率k、超额准备金率re和基础货币B的变动时，如果改变法定存款准备金率可以显著的改变货币乘数m的大小，那么法定存款准备金率的变动将会显著影响货币供应量M。下面，我们将对货币乘数及其各影响因素做协整分析，以考察法定存款准备金率的变动对货币乘数的影响程度。[1]
我们采用月度数据，样本区间为2002年1月到2006年12月。所有的原始数据均来自Wind资讯数据库以及本人相应的加工计算。由于货币乘数m1较平稳，所以我们主要考察m2的影响因素，因为掌握的数据有限，我们选取流通中的现金比例rc、活期存款率rd、②法定存款准备金率r、非定期存款利率rs进行分析。
我们利用Eviews软件的ADF检验对各变量进行单位根检验(检验结果见表1)。由表1可见，各变量序列在5%、1%的显著性水平上都是非平稳的，经过一阶差分后，各变量在5%、1%的显著水平下都是平稳的，因此，各变量都是一阶单整的，即I(1)，符合进行协整分析的条件。
本文采用Johansen检验进行分析。表2是Johansen检验的结果，这里我们选取的模型包含常数项而不包含趋势项。
通过检验，发现m2、rc、rd、r、rs在1%显著水平下只有一个协整向量。具体如下：m2=20．9424-27．0225rc-33．4361rd-6．7263r-147．2862rs
(10．4810) (7．87630) (9．73076)(44．9558)
似然比：1218．210
从货币乘数m2的VEC模型及其检验结果也可以看出，虽然向量误差修正模型VEC的拟合优度只有0．3635，调整后的拟合优度只有0．2886，但基本上可以接受。从检验结果也发现，对数似然值为59．9016，比较大，且AIC、SC都比较小，说明模型的整体解释力还不错。通过协整检验发现，我们选取的这一组变量存在长期均衡关系，并且货币乘数与流通中的现金比例、活期存款率、法定存款准备金率、定期存款利率成反比，这是与经济理论一致的，说明模型是有效的。由模型可知，在其他因素不变的情况下，现金比例、活期存款比例、法定存款准备金率、定期存款利率每变动一个单位，广义货币乘数m2则反向变动33．6632、17．1171、6．0448、88．1869个单位。从解释变量的系数可以看出，现金比例、活期存款比例和定期存款利率对广义货币乘数的影响程度远远超过了法定存款准备金率。可见，相对于其他影响因素来说，法定存款准备金率的变动对于货币乘数的变动影响是非常弱的，调整存款准备金率对货币乘数影响不明显。
综上我们发现，当现金漏损率k、超额准备金率re和基础货币B保持不变时，法定存款准备金率不能显著地改变货币乘数m的大小，也就是说，当我们从货币乘数这一角度出发来考虑法定存款准备金率对货币供应量的作用时，发现法定存款准备金率的变动将不会显著影响货币供应量。[2]
2．货币乘数对货币供应量的贡献度分析。在法定存款准备金率对货币乘数影响比较小的情况下，如果货币乘数对于货币供应量的贡献度非常大的话，那么，当货币乘数发生变化时，也有可能会对货币供应量产生较大的影响。对公式M=mB进行全微分，可得：dM=Bdm + mdB (5)
将(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分别表示货币供应量、货币乘数、基础货币的增长率。因此(6)式也告诉我们，货币供应量的增长率是货币乘数增长率与基础货币增长率之和。根据全微分的定义，必须要求自变量的变化具备“微小”特征，即货币乘数和基础货币的变化区间充分短。[3]
在考察了2002―2006年间我国每个季度的货币供应量、货币乘数、基础货币的变化情况后③，我们发现dM/M 与dm/m + dB/B不完全相等，但是也处于非常接近的水平。为了方便解释，我们用M/M (=dm/m + dB/B) 来近似地代替dM/M。 整体上看，从2002年以来，M1的增长率中有84．2%来自基础货币的贡献，大约有16．8%来自货币乘数的贡献；M2的增长率中有83．7%来自基础货币的贡献，有16．3%来自货币乘数的贡献，所以，货币供应量的增减主要取决于基础货币的增长，货币乘数的影响非常小。而存款准备金率则是通过改变货币乘数的大小来达到调节货币供应量的目的，那么，存款准备金制度也就失去了其作为货币政策工具来调节货币供应量的作用，并且，货币乘数会随着金融市场的发展越来越不稳定和不可测，从而使存款准备金失去了发挥作用的基础，进一步弱化了存款准备金率调整的效用。
综合以上两方面的分析，笔者认为，虽然传统的金融理论告诉我们，存款准备金率是影响货币乘数的主要因素，而它的调整将会引起货币乘数的变化，但是，在目前我国贸易顺差持续扩大、外汇储备保持较快增长的情况下，由于我国基础货币的被动投放，导致货币乘数对于货币供应量的贡献度非常低，这种低贡献度也决定了存款准备金率对于控制货币供应量的效果非常有限。
(三)宏观经济因素的影响央行频繁上调存款准备金率的初衷在于回收过剩的流动性，防止银行信贷过分扩张而引起投资过热，进而出现通货膨胀。[4]而我国当前的宏观经济状况也是造成存款准备金工具效果不明显的一个重要原因。
1．银行系统内过剩的流动性。银行存贷差是衡量商业银行流动性过剩的比较通用的指标，截至 2007年 3月底，我国金融机构存差已突破 114662 亿元，存贷比降为67．63%，远低于商业银行75%存贷比上限标准。在考察我国金融机构存贷差月度变化情况后，③发现近一年来我国金融机构存贷差不断扩大，并且存贷比一直处在比较低的水平，表明我国商业银行流动性过剩问题已经凸显。在我国现阶段资本市场还很不发达的情况下，经济发展中的资金融通80%以上都是通过商业银行来进行的，所以，中央银行货币政策的传导效力和实施效果与商业银行的经营运作有着更加紧密的关系。[5]而目前我国商业银行严重的流动性过剩，使得我国央行的存款准备金这一政策工具的作用效果大打折扣。
2．巨额超额准备金的存在。目前我国金融机构超额准备金十分充足，在存在巨额超额存款准备金的条件下，提高法定存款准备金率的效应是相当有限的。一个简单的情形是：假定法定存款准备金率8%，超额存款准备金率达到4%，在这种条件下，提高1个百分点的法定存款准备金率，只是使法定存款准备金率从8%上升到9%，由于大量超额准备金的存在，金融机构把超额存款准备金5%降低到4%，其结果就是虽然名义上准备金率提高了，但是商业银行的行为使央行货币政策的结果变成了商业银行在央行帐户上的资金划转，而没有对银行系统内的过剩流动性产生较大影响。[6]2006年初，商业银行等金融机构在央行的超额存款准备金率仍然超过4%，一年来，超额准备金率一直在降低，在2006年9月份和2007年3月份超额准备金甚至降到了3%以下。通过考察近一年来我国商业银行超额准备金率的变动我们发现，当央行调高存款准备金率后，超额准备金率基本上都有不同程度的下降。虽然超额准备金率在降低，但是由于我国商业银行吸收的存款基数大，造成超额准备金的绝对数额依然保持增长而且非常大，已超过一万亿元。在这样的背景下，提高0．5个百分点的法定准备金，只是使超额准备金对应减少，很难对经济运行中的货币量紧缩产生明显的实质性影响。而且，由于超额准备金实际上是商业银行的一笔过剩资金，当它存放于央行账上时，并没有实际的用途，利率仅为0．99%，但是，存款准备金率的提高可以将其中的一部分转为法定准备金，可得1．89%的利率，因此，出于盈利性的需要，对于流动性较为充足的商业银行来说，法定存款准备金率提高可以带来一定的收益。这也从一个侧面反映了提高法定存款准备金率的效应状况。
3．人民币结售汇制度。目前我国仍然实行的是强制结售汇制度，而由强制结售汇制所导致的外汇占款已经成为中央银行投放基础货币的重要渠道。增加外汇占款就意味着要通过外汇公开市场操作向银行体系投放基础货币，这一部分基础货币投放完全是内生的，人民银行只能被动地接受，被迫采取相应的对冲措施。而银行系统内的流动性过剩主要原因之一便在于外汇占款快速增长带来的基础货币的投放。所以，当市场上充斥着大量的流动性时，通过提高法定准备金率来回收流动性的作用就非常有限。
二、结论及政策建议
综合以上分析，笔者发现导致我国当前存款准备金工具效果不明显的原因主要有三个方面。首先是我国存款准备金制度仍然存在不完善和不合理之处；其次是在当前我国的经济形势下，传统的存款准备金传导机制在我国的效果不明显，没有起到其应有的作用，这是由我国经济发展的特殊性所决定的；最后是由于当前的宏观经济形势影响。
那么，在我国当前国情下，如何才能使存款准备金率这一货币政策工具发挥出较显著的作用呢？笔者认为要从以下几方面着手：
1．进一步完善和改革存款准备金制度。首先，是要根据存款的流动性和期限的不同，制定不同的准备金率，可以更准确地分析存款准备金的变动对于不同层次的货币供应量的影响。其次，要根据商业银行的规模及其所在的地域发展程度的不同，确定不同的存款准备金率。最后，应逐步取消对存款准备金付息的制度，引导商业银行建立正确高效的资金运营模式，培养其对超额储备的管理意识，倡导商业银行大力发展中间业务，加快金融创新，改变盈利模式。
2．适度加息。目前，我国的利率仍然很低，在低利率政策下，政府采取的行政性措施来压制过多的流动性，效果也大大受到限制。[7]存款准备金工具作为一种数量型的调控工具，对于回收我国当前的过剩流动性也只能是一个权宜之计，对于流动性过剩要从价格上进行控制才能真正解决问题。利率是货币资金的价格，因此适当提高利率才能从根本上回收市场上的流动性。笔者认为，我国当前应适度加息，不仅加息的频度要适度，加息的力度也要适度。而从近年看，加息的力度并未到位，比如，2007年5月19日央行进行加息后，名义利率扣去通胀率后，实际利率仍为负值，这就不够适度。
3．人民币进一步升值。我国目前高额的贸易顺差导致外汇占款增长过快，为了平衡国际收支，央行向市场上被动投放了大量的基础货币，又缺乏有效的冲销方式，造成了货币供应量的失控。为改变我国央行通过外汇占款向市场投放基础货币的局面，需要进一步深化外汇管理体制改革，分流外汇储备，改革现行结售汇制度，减少我国的外汇储备规模。与此同时，还必须正视当前人民币低估这一事实，使人民币适当升值。笔者认为，人民币宜一次性升值5%以上，才能有利于缓解当前流动性过剩的局面，解决目前我国法定存款准备金率这一货币政策工具效率低下的问题。
注 释：
①巴曙松。省略
主要参考文献：
［1］李南成．中国货币政策传导的数量研究［M］．成都：西南财经大学出版社，2005．
［2］张桥云，杜世光．再论中国货币乘数变动规律及其影响因素――基于小波分析方法的研究［J］．河南金融管理干部学院学报，2006(4)．
［3］包祖名．中国货币供应规划及其方法研究［M］．大连：东北财经大学出版社，2004．
［4］冯学敏，何雁明．银行流动性过剩的现状、成因及对货币政策有效性的影响［J］．海南金融，2007(1)．
［5］胡海鸥，张 耿．对我国目前解决流动性过剩几种调控方式的反思［J］．上海金融，2007(3)．
［6］王国刚．两次提高存款准备金率难生实效［J］．农村金融研究，2006(8)．
［7］易宪容．低利率是存款准备金率上调难见成效的症结［J］．金融博览，2007(2)．