货币乘数范文第1篇

电子货币货币乘数实证分析

一、样本数据的来源

自1990来，我们的电子货币开始快速发展，实证分析的数据来源为近20年的数据，因此，从《中国统计年鉴》上选取1993-2013年的数据进行统计分析。货币乘数是指货币供给量与基础货币之比，狭义的货币乘数与广义的货币乘数的区别在于货币供应量。由于目前我国的电子货币主要以银行卡的形态存在， 因此， 电子货币的数据以历年信用卡使用交易额的数据为代表。本实证分析狭义货币供应量M1，广义货币供应量M2，狭义货币乘数为m1，广义货币乘数为m2，现金损失率为k，电子货币替代率为u。数据如下：

二、变量的选择

电子货币对货币乘数的影响主要是通货现金和活期存款以及电子货币替代率等因素，因此选择现金损失率和电子货币替代率为自变量，再分别对因变量货币乘数m1、m2进行回归分析，以此来揭示电子货币与货币乘数之间的关系。

（1）货币乘数m，从中国统计局网站得到的近20年的年度M0、M1、M2和存款准备金，从而计算出基础货币量，m1，m2。

（2）现金损失率k，指的是现金占活期存款的比率，在传统的货币乘数影响因素中，现金损失率是一种十分重要的因素，而电子货币大量取代了流通中的现金并转化为了银行存款。

（3）电子货币替代率u，指的是电子货币占狭义货币量M1的比率。电子货币替代率的高低不仅代表着一个国家自身电子货币的发展，也会对货币乘数产生明显的影响。

三、实证分析

模型中的数据为时间序列数据，检验货币乘数与现金损失率、电子货币替代率之间是否存在协整关系，因此对序列m1、m2、k、u进行单整检验，采用ADF法进行单位根检验，用以判断变量的平稳性。结果如下：

其中，I表示常数项，T表示趋势项，P表示滞后阶数，N为既无常数项也无趋势项的检验方程。

结果可知，在5%的显著性水平下的m1、m2、u、k都是一阶单整的，可能存在协整关系，分别作m1关于u，k的OLS回归和m2关于u，k的OLS回归。从m1关于u、k最小二乘法结果可知：模型中的DW=0.941815，模型存在自相关，消除自相关后的回归结果，从其结果可知：根据输出结果可以得到变量m1关于u、k的长期均衡关系表达式：m1=2.3860-1.1245u-2.5661k，从图可以看出模型的拟合优度较高，回归系数均通过显著性检验，不存在自相关。因此，根据上图的回归结果得到残差序列，对其进行单位根检验， 从回归结果可知，残差项是平稳的，因此m1与u，k存在协整关系，从回归结果看，u每变动一个单位，相应的变量m1会反方向变动1.1245个单位；k每变动一个单位，相应的变量m2会反方向变动2.5661个单位。

同理，从m2关于u、k最小二乘法结果可知：模型中的DW=1.1455，模型存在自相关，消除自相关后的回归结果，从其结果可知， 根据输出结果可以得到变量m2关于u、k的长期均衡关系表达式：m2=6.6793-2.1047u-7.7236k，从图可以看出模型的拟合优度较高，回归系数均通过显著性检验，不存在自相关。因此，根据上图的回归结果得到残差序列，对其进行单位根检验，从其结果可知，残差项是平稳的，所以m2与u，k是存在协整关系的，从回归结果看u每变动一个单位，相应的变量m1会反方向变动2.1047个单位；k每变动一个单位，相应的变量m2会反方向变动7.7236个单位。

参考文献：

货币乘数范文第2篇

关键词：日本货币政策货币乘数原因分析

一、“泡沫经济”破灭后日本货币政策及其效果

“泡沫经济”崩溃以后，日本经济经历了“失去的十年”，经济长期停滞不前，通货紧缩，货币供给低迷。为了摆脱困境，日本银行出台了一系列应对措施，试图通过宽松的货币政策走出通货紧缩的泥潭，增加货币供给。从20世纪90年代初开始，日本银行频繁变更货币政策操作工具和政策操作目标，采取持续宽松的金融政策。

1991年7月11日，日本银行公布将公定贴现率由6.0%下调到5.5%，随后经过9次调整，至1995年将公定贴现率下调到0.5%的历史最低水平。1999年2月12日至2000年8月11日，实施了为期18个月的“零利率”政策。在此期间日本银行货币政策的操作目标为无担保银行隔夜拆借利率。这期间无担保银行隔夜拆借利率曾降到0.02%的低水平，若除去手续费支出，利率几乎为零。

在“零利率”政策调控无效的情况下，2001年3月19日至2006年3月9日，实施了为期约5年的“量化宽松”政策。日本银行将货币政策操作目标转变为日本银行准备金存款账户余额。根据日本银行政策委员会所制定的余额目标，通过公开市场操作购买长期国债，增加金融机构在日本银行的活期存款余额，并诱导无担保银行隔夜拆借利率接近零，以此来增加货币供应量，向市场注入流动性资金。日本银行准备金存款账户余额目标由2001年3月19日的5万亿日元不断提高，2002年10月30日达到15-20万亿日元，2003年10月10日为27—32万亿日元，2004年10月20日达到30—35万亿日元。

根据货币政策传导机制，由中央银行增加的基础货币将通过货币乘数过程成倍地增加货币供应量。但是，日本银行出台的政策并没有对增加货币供应量起到明显的效果。1991-2001年，日本的基础货币增长了95%，但货币供应量(M2+CD)的增长率仅为30%。从开始实施“量化宽松”政策的2001-2003年，日本的基础货币增长率（前年比）分别为14.6%、22%和16.9%，而货币供应量(M2+CD)的增长率（前年比）分别为3.1%、2.9%和1.6%。可以看出，日本货币政策的传导效果并不理想，其原因之一就是货币乘数下降。日本的货币乘数在1991年2月达到了13.2的峰值以后，从1992年开始持续走低，2002年末下降到7.2。货币乘数的下降，降低了基础货币和货币供给的相关性，因此日本银行虽然增加了基础货币，但却不能使货币供应量按相应比例增加。

二、影响日本货币乘数变化的因素

根据货币理论可知，货币供给M受基础货币MB和货币乘数m的影响，基础货币是决定因素，货币乘数是重要影响因素，通过增加基础货币，提高货币乘数可以实现增加货币供应量的目标。货币乘数m是货币供给M与基础货币MB之间的比率。基础货币是货币供给的一个重要部分，因为基础货币的增加会导致货币供给的多倍增加，故又被称为高能货币。各国在进行基础货币统计时，所包含的具体内容不尽相同，日本的基础货币包括日本银行存款准备金、日本银行以外各经济主体持有的银行券以及流通货币。

货币乘数反映了基础货币之外其他因素对货币供给的影响。本文将运用下面的模型分析影响日本货币乘数大小的因素。

模型中，R表示日本银行存款准备金、C表示现金、D表示银行存款、r为日本银行存款准备金与银行存款之比、c为现金与银行存款存款之比。现金C还可以进一步划分为家庭部门持有现金、企业持有现金和银行持有现金。根据这一模型，r和c将影响货币乘数m的大小，与货币乘数为负相关关系。

日本的c（现金与银行存款之比）在20世纪80年代缓慢下降，进入20世纪90年代以后，随着存款利率的下降而转为上升的趋势。r（日本银行存款准备金与银行存款之比）在20世纪90年代一直比较平稳，从1999年以后其变动极大。在一般情况下，若其他条件不变，随存款利率下降人们更加偏好持有现金而不愿将现金存在银行。根据模型，其他条件不变，c（现金与银行存款之比）和r（日本银行存款准备金与存款之比）上升将导致货币乘数下降。

20世纪80年代后期日本的货币乘数变化比较平稳，保持在12-12.5之间，“泡沫经济”后期，由于企业持有现金与存款之比的下降使得货币乘数增加。1991年第四季度由于法定准备金率的下调，使货币乘数在1992年第一季度达到峰值。1992年以后货币乘数持续下降是以家庭部门持有现金贡献度为特征的。20世纪90年代家庭部门持续增加现金在资产组合中所占的比率，使得家庭部门持有现金与存款之比持续上升。从货币乘数达到峰值的1992-2001年末，在影响货币乘数下降的因素中有一半是家庭部门持有现金所贡献的。1992年2月在实施所谓的“零利率”政策后，企业持有现金的贡献度也很大。考察1999-2002年间货币乘数的变化可以发现，银行准备金因素的贡献度很大。各因素对货币乘数影响的贡献度可参考下表。

三、日本货币乘数下降原因

（一）低利率政策本身降低了货币乘数

市场利率是持有现金的机会成本。当市场利率上升时，将增加持有现金的机会成本，各经济主体将尽量减少所持现金；相反，当市场利率下降时，持有现金的机会成本也随之下降，当市场利息接近于零时，持有现金的机会成本也将变为零，此时持有现金和持有银行存款并无多大差别，人们会储藏充裕的现金。从1991年7月1日开始，日本银行陆续降低公定贴现率，到1995年9月8日降到0.5%的历史最低水平；1999年2月12日实施“零利率”政策后，定期存款利率进一步下降同时现金增长，1999年末现金与存款之比上升为9%以上。20世纪90年代的利率变动对非银行部门的现金以及存款的相关金融资产造成影响，现金与存款比上升，家庭部门现金持有率上升对货币乘数的影响最大，并成为信用乘数下降的主要原因。

（二）通货紧缩预期与货币乘数之间的关系

名义收益率固定的金融资产的实际收益率等于名义收益率减去预期通货膨胀率。典型的名义收益率固定的资产—现金，其收益率由通货膨胀率决定。当消费物价水平下降时，持有现金的收益率将增加，即使名义利率降到零，消费物价水平的变化率也会使持有货币的机会成本发生变化。在实物投资的收益率低、消费者物价持续下降使得持有现金比实物投资更为有利。这种情况下，家庭部门不会选择股票或公司债券而会更加倾向于增加现金在Portfolio中的比重。由于企业的资金需求少，货币传导机制中通过贷款实现的信用创造进程受阻，导致货币乘数下降。

（三）金融体系的动荡加剧，动摇了人们对银行存款的信任感，对现金的需求增加

本来现金的需求是与经济运行联动的，当经济运行活跃时，现金的需求就会增加，经济运行停滞时，现金需求就会减少。但是，由于金融机构相继破产，存款的风险加大，人们纷纷提取存款将现金储藏在自家的保险柜中。另外，不得不关注不良债权问题。企业净资产的减少，使可用于担保的资产减少，招致贷款的停滞。巨大的不良债权将招致交易对象的不信任感，使原有的交易链条破裂，不良债权的增加将使银行贷款行为更加慎重。此时，贷款的停滞将导致货币乘数的下降。

参考文献：

[1]弗雷德里克·S·米什金.货币金融学[M].中国人民大学出版社，2005.

[2]陈作章.日本货币政策问题研究[M].复旦大学出版社，2005(9).

货币乘数范文第3篇

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：

1.米什金著.李扬等译.货币金融学[M].中国人民大学出版社，1998

2.宁咏.内生货币供给：理论假说与经验事实[M].经济科学出版社.2000

3.陆前进，朱丽娜.货币政策工具对基础货币和货币乘数的影响机制研究―基于中国2003-2011年的数据分析[J].上海财经大学学报，2011（10）

4.叶翔，梁珊珊.货币乘数影响因素的扩展分析[J].上海金融，2011（8）

5.黄中文，朱芳芳，张晓义.影响我国货币乘数因素分析[J].金融理论与实践，2010（10）

6.马明，白雅娟.国际金融危机时期中国货币乘数及预测公式分析[J].武汉金融，2010（7）

7.王海民.金融危机影响下中国货币乘数的稳定性实证分析[J].财经问题研究，2010（3）

货币乘数范文第4篇

【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。

货币乘数范文第5篇

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。