货币乘数范文1
【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.
货币乘数范文2
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
货币乘数范文3
关键词：货币乘数；商业银行；资产结构；负债结构
中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2013）07-0013-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.07.03
一、引言
在现代经济中，货币供给由商业银行和中央银行共同完成。中央银行主要是供应基础货币，商业银行在原始存款的基础上创造派生存款。因此，货币供给总量是一定的基础货币按照一定倍数或乘数扩张后的结果，即货币供给量总是表现为基础货币的一定倍数——货币乘数。货币乘数有广义（m2）与狭义（m1）之分，m1和m2分别针对货币供给量统计口径的M1和M2两个层次，等于货币供给量与基础货币相除之商。其中广义货币乘数m2的公式为：
m2=■=■
上式中，B表示基础货币，c代表现金漏损率，r表示法定存款准备金率，t表示活期存款占定期存款的比率，e为超额准备金率。由于商业银行是货币创造的主体，货币乘数也表示商业银行对中央银行投放的基础货币的派生扩张机制，因此商业银行基于风险—收益基础上的资产配置以及负债方式选择均会影响到货币乘数。
二、文献综述
关于货币乘数的研究大致可以归结为两种不同的范式。一种范式是研究货币乘数的决定因素，如现金存款比率以及准备金率在货币供给中的作用，以及这些因素本身的决定，该范式从宏观金融数据出发，研究货币乘数时间序列本身的运动情况[1]。另一种范式是讨论在一定的货币政策下，商业银行和公众的利益最大化行为对货币供给的影响，主要研究结论认为货币当局的资产选择影响公众的货币资产选择，而公众的货币资产选择决定了货币乘数的变化。国内的研究主要集中于从宏观角度分析货币乘数的时间序列特征及其与决定因素的相互关系。谢平，唐才旭（1996）指出我国渐近性变化的经济结构与金融制度尽管会对货币乘数产生不同程度的冲击，但是货币乘数会在震荡之后回复到长期均衡状态，因此通过基础货币进行间接货币总量控制在理论上是可行的[2]。陈学彬（1998）研究了我国1993—1996年间货币乘数的变动态势以及货币乘数变动的影响因素[3]。陈涤非（2005）认为金融创新过程影响了货币乘数的变化，并使得货币乘数变得不可预测，同时也加大了货币当局控制货币总量的难度[4]。李治国（2006）对我国1994
—2006年间基础货币、货币乘数和货币当局资产负债结构的关系做了实证分析，认为货币当局的资产负债结构对基础货币和货币乘数产生重要影响，以国外净资产比重持续上升、商业银行再贷款比重不断下降及央行票据比重陡然上升为主要特征的货币当局资产负债结构调整，导致我国基础货币过快增加和货币乘数持续上升[5]。陆前进，朱丽娜（2011）对中央银行调整存款准备金率和公开市场业务操作对基础货币和货币乘数的影响机制进行研究，认为货币供给的变动取决于两个效应的叠加[6]。
我国商业银行资产业务和负债业务的经营模式实际上已日趋多元化。负债方面，除了传统的吸收公众存款业务，还包括债券融资、股权融资、同业拆入、卖出回购以及央行借款等其他负债方式；资产配置也不仅局限于传统的发放贷款，另外还通过有价证券投资、央行存款、存放同业、同业拆出、买入返售等多样化方式来运用资金以获得收益。鉴于我国商业银行资产负债的上述结构性调整，本文的分析将基于货币乘数第二种研究范式展开，即探讨在一定的货币政策下，商业银行和公众的利益最大化行为对货币乘数的影响。
三、商业银行资产负债选择对货币乘数的影响
商业银行通过资产业务将负债业务所吸收的资金加以运用，二者之间的利息差成为商业银行的主要利润来源。从商业银行资产负债结构长期变迁的轨迹来看，主要呈现出两个趋势：一是存款在总负债中所占的比重下降，非存款负债或者主动负债占比上升；二是贷款在资产配置中的重要性下降，证券投资以及同业资产配置替代贷款。另外，商业银行“短存长贷”使得其经营过程一直面临资产负债期限结构不匹配的问题。上述这些因素都影响到商业银行的货币派生机制和货币乘数效应。
（一）同业往来对存款货币创造的影响
对整个商业银行体系来说，尽管银行之间同业往来的融入与融出将相互抵消，似乎不会对整个社会存款货币的创造有所影响。但事实上，同业往来市场的存在使资金盈余银行和资金短缺银行得到了融通，银行资金配置与周转的效率得到了提高，进而提高了整个商业银行体系的存款货币创造能力。
（二）证券投资业务对存款货币创造的影响
商业银行证券投资对象主要包括各种债券和票据，特别是央行票据、记账式国债、政策银行债券，它们对商业银行货币创造有着不同的影响。商业银行购买央行票据会导致其超额准备减少，货币创造受到抑制。投资政策性银行债券和国债导致商业银行可贷资金减少，存款货币创造的能力下降。虽然发行政策性银行债券和国债所募集的资金最终还是会形成对各级政府的政策性项目贷款，最终转化为个人、企业的存款，因此从全社会的整体看，商业银行货币创造能力未必减弱。总体而言，相对于贷款业务，商业银行进行有价证券投资，削弱了存款派生机制，货币乘数会有一定程度的减小。
（三）商业银行资产负债期限结构不匹配对货币创造的影响
商业银行经营的一个重要特征是资产负债期限结构不匹配。期限结构不匹配的突出表现是“短存长贷”，针对这一特征，商业银行建立久期缺口模型对存、贷款之间的期限错配进行不断地测度和管理，以确保商业银行到期贷款带来的资金供给能够满足储户支取存款等流动性的需求。存、贷款之间的久期缺口越大，商业银行面临的流动性风险和利率价格风险就越大。“久期失衡”困境是指商业银行面临负债久期缩短、资产久期变长的境况，负债久期缩短表明银行稳定资金来源减少。存款的稳定性越高，制约银行贷款业务的因素（如流动性约束、期限错配约束、管理成本约束等）就越小，商业银行的存款货币创造能力就越强。在“久期失衡”的情况下，商业银行一方面需要寻找替代存款的负债方式，另一方面需要增加同业资产和证券类资产的配置，降低贷款比重。
四、我国商业银行资产负债结构与货币乘数分析
（一）商业银行资产负债结构分析
从表1可看出，我国商业银行资产负债结构在2006年至2011年期间呈现出以下几个特征：
1.“金融脱媒”导致银行存款占所有负债比例出现一定趋势性下降。居民财富多元化和储蓄率下降减少了银行的存款资金来源。从“金融脱媒”来看，存款占比下降主要在于私营部门应对通胀走高的资产再配置行为。近年来我国“金融脱媒”的现象也已经开始显现：一方面，居民存款活期化趋势很明显；另一方面，居民单一以储蓄存款为意愿的资产配置行为出现了改变，这与金融创新、股票、基金及理财产品市场的发展相一致。从长期来看，随着金融市场发展和居民收入水平提高，在可选投资范围增加时居民对于低收益的存款配置会下降，商业银行货币创造能力因而受到抑制。
2.我国银行业纠正久期失衡困境导致贷款占比下降，同业资产和证券类资产配置增加。我国银行业的久期失衡问题主要体现在：一方面，由前文所述“金融脱媒”导致以居民储蓄存款为主的稳定中长期负债正经历系统性下降；另一方面，2008年后4万亿财政刺激的配套资金使得银行业中长期资产出现了“信贷固化”（如图1所示）。稳定存款占比目前仅在45%左右，而中长期贷款余额占比已大幅上升至60%。从利率市场化趋势来看，商业银行与其他金融部门、非金融企业等部门等在存量资金获取方面存在竞争性，因此当居民储蓄存款下降，银行间市场的流动性紧张时，商业银行被迫降低中长期贷款比重，并将其资金配置在流动性较好的部分短期资产（如同业资产和债券类资产）上，因此削弱了银行的货币创造能力。
3.持有其他金融性公司的净资产占比提高；央行调控使得商业银行被动持有的准备金占比一直处于高位，大多在15%以上；海外资产占比回落，从2006年的4.3%回落到目前1.5%左右。
总体来讲，金融、经济环境的变化，居民财富多元化、银行业资产配置多元化、商业银行纠正中长期贷款占比过高的“久期失衡”是形成上述商业银行资产负债结构特征的主要原因。而且基于上述分析，我国金融环境的制度性变革导致居民对其持有的现金、银行存款、股票基金等货币资产组合进行调整，居民的资产组合调整必将影响到商业银行的负债结构，因而整个银行体系将不得不调整其资产结构，从而影响到货币乘数。
（二）货币乘数分析
图2反映了我国2001—2012年货币乘数的基本变动趋势。图中显示，狭义货币乘数m1的波动幅度比广义货币乘数m2平稳，从波动幅度来看，尽管趋势不明显，但仍可以发现m1从2007年1月至2008年末是下降的，随着2008年末货币政策的调整，m1开始逐步回升，一直持续到2010年，在央行货币紧缩政策的影响下m1才又开始下降。广义货币乘数m2的变动趋势比较明显。总体来看，m2自2007年至今基本处于下降的趋势。在2008年末，由于货币政策转向，m2开始进入上升通道，2009年中期又开始下跌。m2的变动趋势和m1呈现出一定程度上的一致性，但是波动幅度远大于m1。
图3给出了M2与基础货币增长率以及货币乘数的变动趋势。货币供应量的基本决定方程为M=m*B，所以M的走势取决于基础货币B以及货币乘数m的变动情况。从图3可看出，M2增长率与基础货币增长率的变动趋势在2007年以后呈现出明显的非同步性特征。在2006年下半年至2007年期间，基础货币投放大幅增加，基础货币余额增长率基本都在30%以上，而M2在这一阶段的增长率基本维持在16%～18%之间，这说明我国量化宽松的货币政策并没有带来广义货币供给量的同步增长。另外，广义货币乘数在此期间呈非常显著的下滑趋势，很大程度上抵消了基础货币的扩张效果。这一阶段实际上是我国股票市场自成立以来的空前繁荣时期，股票和基金产品市场的发展导致居民以储蓄存款为主要意愿的资产配置行为出现了改变，存款回流减弱，大量资金从银行流向股票等金融市场，货币乘数出现系统性下降。2010年的货币供给情况与2007年类似：基础货币余额增长率大幅反弹、货币乘数及M2增长率反而呈下降趋势。上述分析表明：由于货币乘数系统性下降，我国央行基础货币粗放式的扩张并没有带来广义货币的供给相应增加，我国数量型的货币政策工具并没有达到很好的政策效果。
五、我国商业银行资产负债选择与货币乘数的实证分析
（一）样本数据来源
本文选取2001年1月—2012年12月广义货币乘数m2、商业银行资产负债结构、法定准备金率以及流通中现金比例的月度数据作为研究样本。货币供应量M2、基础货币、商业银行资产负债数据与流通中现金数据来源于中国人民银行网站（http：///），货币乘数由货币供给量M2和基础货币相除得到，商业银行资产负债结构通过每一项资产和负债除以资产总额或负债总额得到。法定准备金率来源于Wind数据库。
（二）研究方法
本文实证分析的思路是选取影响11项货币乘数的因素指标，主要包括商业银行负债结构（每一类负债占负债总额的指标）、商业银行资产结构（每一类资产占资产总额的指标）和传统货币乘数影响因素指标。其中，商业银行负债结构指标包括存款占比、储蓄存款占比、金融债券占比；商业银行资产结构指标包括贷款占比、短期贷款占比、中长期贷款占比、证券投资占比、信托和其他贷款占比以及国际金融资产占比；流通中现金、法定准备金率是传统货币乘数的两个重要变量。因为选取的变量较多，而且商业银行资产负债业务之间存在相互影响的关系，因此各个变量之间可能会存在多重共线性的问题。处理多重共线性问题主要有两种方法：一是通过剔除相关变量，降低解释变量之间的相关程度，但这种方法的缺陷是在剔除变量的过程中会失去部分有用的信息；二是解决的办法是利用因子分析，寻找出公共因子，然后用公共因子作为新的解释变量替代原先的解释变量，从而实现降维。本文选择因子分析的方法，找出公共因子后再对公共因子与货币乘数做协整检验分析。
表2给出了KMO和Bartlett球形检验结果，其中KMO系数为0.743，这个数据越接近1，说明数据越适合做因子分析。一般情况下，这个系数大于0.5说明可以进行因子分析。Bartlett球形检验的统计量是3806.133，自由度为55，对应的P值在0.05显著性水平下显著。所以本文数据适合使用因子分析。
1.主成分分析。
根据表3货币乘数的主成分分析表格，选择大于1的特征值。在此表中所有的特征值都是按降序排列，前3个特征根的值为7.623、1.538、1.188，有3个因子的特征值大于1，所以最后找出3个公共因子。从方差贡献来看，前3个因子能够解释94.086%的变动，解释效果良好。
2.因子分析。
如表4所示，货币乘数因子载荷矩阵反映出初始指标在各个公共因子上的体现程度，载荷的绝对值越大，说明初始指标在相对应的公共因子上能够得到更加充分的体现。同样，如果某一指标组合在公共因子上载荷绝对值之和越大，则表示该指标组合能够更好地反映在对应公共因子上。从表4可看出，存款及贷款等传统类业务指标在公因子F1上的载荷值最大；证券投资等非传统类业务指标在公因子F2上的载荷值最大；法定准备金率及流通中现金比率在F3上有最高载荷。
通过前面的分析找出3个公共因子，为了将公共因子表示为初始指标的函数，还需计算因子得分系数。结果如表5所示，根据因子得分系数，可以将公共因子表示为初始指标的线性函数。
3.货币乘数与公共因子的协整分析。在得到公共因子与初始指标的线性函数的基础上，还需检验公共因子之间是否存在长期稳定关系。首先对样本数据进行单位根检验，发现样本时间序列数据为非平稳，其一阶差分序列则不含单位根（由于样本数据包括较多个变量，所以ADF检验结果这里不再列出）。然后对货币乘数与公共因子做回归分析，并对回归分析的残差序列进行单位根检验，其不含单位根，说明残差序列为一阶平稳序列。协整检验结果如表6所示。
从表6货币乘数与公共因子协整检验结果来看，F1与货币乘数正相关，说明在商业银行的资产负债结构方面，存款以及贷款占比越高则商业银行货币创造能力越强。F3与货币乘数负相关说明法定存款准备金率、流通中现金比率等传统的货币乘数因素依然发挥作用。F2与货币乘数存在负相关关系，表明商业银行证券投资等非传统业务已经对货币创造过程产生影响，而且商业银行将越来越多的资产配置于债券以及票据融资削弱了其货币创造能力。
六、结论
本文通过实证分析表明，我国商业银行日趋多元化的业务模式使得传统的货币乘数难以全面、综合地反映货币创造扩张的机制与过程。作为货币创造的主体，商业银行证券投资等非传统的短期资产配置已经显著地影响到了货币乘数，非贷款类短期资产比例的上升对贷款形成替代，在一定程度上抑制货币乘数并削弱了商业银行的货币创造能力。
本文的研究具有重要的现实意义。我国经济金融的主客观环境正在发生一些制度性变革，主要包括利率市场化、直接融资规模扩大、汇率双向波动等。金融环境变化下的资产再配置使得居民提高证券投资规模，对存款的配置会下降；从贷款的供给来看，“期限结构失衡”困境与存贷比考核将导致商业银行削减中长期贷款、提高短期票据融资和银行间债券头寸以更有利流动性管理；从贷款的需求来看，直接融资规模的扩大减少了企业对于银行贷款的需求。另外，随着人民币单边升值周期的结束，汇率波动机制改革将提升私人主体对海外资产的需求，商业银行持有海外净资产的比例亦会从当前低点趋势性上升。这些变化将使得我国货币乘数经历系统性的下降趋势，应进一步考虑的问题是我国长期使用的法定准备金率等数量型货币政策工具可能已并非最优选择，在数量型货币政策效果大打折扣的情况下央行需要更多的采取利率等价格型的货币政策工具。
参考文献：
[1]M.Friedman， Schwartz， A.Monetary History of the United States： 1867～ 1960 [M]， Princeton University press， 1963.
[2]谢平，唐才旭.关于中国货币乘数的预测研究[J].经济研究，1996（10）.
[3]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（上）[J].金融研究，1998（1）.
[4]陈涤非.中国的货币乘数与金融创新[J].上海金融，2005（2）.
货币乘数范文4
何谓电子货币,1998年,巴塞尔银行监管委员会(BCBS)将电子货币定义为:在零售支付机制中,通过销售终端、各类电子设备,以及在公开网络上执行支付的“储值”产品和预付支付机制。所谓“储值”产品,是指保存在物理介质(硬件或卡介质)中可用来支付的价值,这种物理介质可以是Mondex智能卡、多功能信用卡、“电子钱包”等,所储价值使用后,可以通过电子设备追加。而“预付支付机制”则是指存在于特定软件或网络中的一组可以传输并可用于支付的电子数据,通常被称为“数字现金”,也有人将其称为“代币”,由一组二进制数据或数字签名组成,可以直接在网络上使用。
货币供应量统计包括对不同层次的货币的统计,其中对于广义货币的统计是工作的重点。广义货币主要由通货和存款构成,通货和存款的创造也就是广义货币的创造。在货币金融统计中,常通过统计基础货币的量,然后根据特定的货币创造机制,计算出实际流通中的广义货币量,一般来说,广义货币代代创造可概括为:广义货币量=基础货币×货币乘数。为了阐述电子货币对货币供应量统计的影响,文章将从其对基础货币和货币乘数的影响两方面进行。
二、对基础货币的影响
(一)货币发行权的多样化
电子货币的出现冲破了中央银行的货币垄断发行权,使传统法币在流通中被电子货币所部分替代。到目前为止,绝大部分的电子货币产品并不是由中央银行,而是有商业银行、其他金融机构、甚至非金融性的经济实体所发行,如蒙德克斯卡是由英国国立西敏寺银行、米德兰银行和英国电信公司联合开发,并由英国、美国、澳大利亚新西兰等国家的若干家商业银行共同组成蒙德克斯国际公司发行,同时该公司授权世界各地商业银行使用其品牌,并提供一定的技术支持。各国在对待电子货币发行权问题上的处理方法也不尽相同,在欧盟,各中央银行已一致同意,对电子货币中的一种多用途预付卡的发行应该仅限于信用机构。在荷兰,中央银行已决定自己发行电子货币。澳大利亚和丹麦的中央银行只是间接地参与发行新形式的电子结算媒介。
(二)货币划分层次的模糊
货币银行理论依据不同金融资产的流动性强弱将货币划分M0、M1、M2、M3等多个层次。货币层次的划分是货币计量、金融市场运行分析的前提和基础。在电子货币下。将瞬间实现通货与储蓄存款、活期存款与定期存款之间以及其他各种短期流动金融资产如商业票据、人寿保单等之间的相互转换。金融资产之间的替代性大大增强。货币层次结构更加复杂多变。传统各层次货币的定义和计量变得更加困难。同时由于电子货币由不同的机构发行。不同的电子货币的风险性、通用性及与其他金融资产的可转换性也是不一样的。如果仅将其简单的加总。势必影响货币量指标的准确性。因此在电子货币对法币大规模替代的情况下。要准确测量某一层次的货币总量几乎不再可能。即使可能。其所需的成本也将是惊人的。由于电子货币的广泛使用导致的货币划分层次的模糊,将导致货币政策中介目标中的总量性目标的合理性和科学性下降。而以利率为代表的价格信号性中介目标成为未来货币政策的选择主流。
(三)货币计量的混乱
大部分国家的广义货币都包括“由存款性公司”项下的本币现钞、可转让存款和其他存款。非股票证券和存款性公司发行的“其他负债”(或具体分类)属于少数国家的广义货币范畴。“其他部门发行”项下的现钞、存款和“其他”类只有更少的国家将其纳入广义货币。
由于电子货币由不同的机构发行,不同的电子货币的风险性、通用性及与其他金融资产的可转换性也是不一样的,如果仅将其简单的加总,势必影响货币量指标的准确性。同时因此在电子货币对法币大规模替代的情况下,要准确测量某一层次的货币总量几乎不再可能,即使可能,其所需的成本也将是惊人的。另外,网络交易的地域模糊性,使得政府在统计本国经济中的货币量时,必须考虑居民手中持有的、未存放于本国银行中的货币的影响
三、对货币乘数的影响
金融网络化还使得在统计货币供应量时,基础货币发生的乘数效应更难确定。货币供应量是社会生活中实际流通的货币总量 ,由货币乘数和基础货币的乘积决定。货币乘数K=(1+h)/(h+r+t3s+e)。其中:h=C/D,h为提现率,C为公众手中持有的现金,D为活期存款;r=Rr/D,Rr为活期存款准备金;s为定期存款准备金率;t为定期存款占活期存款D的比率;e为超额准备金率。金融网络化所催生的电子货币对现金有强烈的替代性,因此现金持有率将下降,更多的转化为以电子货币形式存在的活期存款。同时,金融市场深度的网络化使得商业银行能轻易的通过网络从其他行拆入资金,也能很容易的把自己的资金拆借给其他金融企业。这使得持有超额准备金的成本在上升,而准备金不足的风险成本在下降,因此它们没有必要保持大量的超额准备金,这使得e变小。由此可见,金融业的网络化使得货币乘数中的两个参数发生了变化。使货币乘数上升,并使预测货币乘数的变化量更加困难。因此货币当局在统计货币供应量时就不能用基础货币乘以传统的货币乘数,而必须对此做出调整,才能得到准确的数字。
总之,金融网络化的为我们带来电子货币的广泛应用,其在给我们带来方便的同时也对经济各方面产生了影响,文章从电子货币对货币供应量统计的影响入手,分析了电子货币对基础货币和货币乘数影响,得出电子货币的广泛使用带来的影响包括:将会使货币发行权多样化、货币划分层次模糊、货币计量混乱、货币乘数上升,并使预测货币乘数的变化量更加困难。为央行监管和货币政策的制定提供一定的参考,在处理电子货币这一问题上有一个更全面的视角和认识。
货币乘数范文5
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。
（2）约束机制与激励机制要并行。近几年来，由于银行风险意识和内控制度的加强，以及建立了较强的约束机制，使贷款人必须为其行为的结果负责，放款多，责任大；而相应的激励机制并未形成，不放款没责任，也不影响收入，“经济人”的理智使银行人“宁肯闲置资金，也不敢、不愿放款”，因此在目前情况下，一方面在商业银行内部，对银行人的考核不仅要着眼于贷款的安全性，同时也要看重其创造效益的能力，二者应相辅相成；另一方面在现行体制下，对商业银行不仅要有风险防范的要求，同时也要有效益指标的要求。
货币乘数范文6
关键词:金融市场指标;存款准备金制度;货币政策工具;因子分析
中图分类号:F830 文献标识码:A 文章编号:1003-9031(2009)10-0009-04
金融市场的发展程度与存款准备金制度之间存在着密切的关系,要使存款准备金制度对整个宏观经济的调控发挥有效作用,至少需要满足两个外部条件:一是货币乘数应当是稳定的或者可预测的;二是货币当局必须能够有效控制商业银行的准备金来源,使商业银行不能轻易获得。[1]实际上,在金融市场国际化、一体化和高度发达的大环境下,货币当局要做到这两点几乎是不可能的:一是由于存款准备金制度本身存在的问题;二是外部经济金融环境的问题,包括各种金融变量关系的复杂性、商业银行等主体行为的不完全可控性和金融市场高度发展下金融经济过程的不完全可测性。
一、各种金融变量关系的复杂性分析
(一)货币乘数的复杂性
货币乘数反应货币供应总量与基础货币之间的数量依存关系,只有准确把握货币乘数及其变动,才有利于灵活运用货币政策,提高宏观货币调控能力。[2]但是,由于金融市场快速发展,特别是随着金融工程、金融衍生工具、网络金融、电子货币等一系列金融创新,使得货币乘数变得复杂,其规律更加不可预测。这样,存款准备金制度失去了调控货币供应量的前提条件,该制度在新的金融环境下也就逐渐失去了存在的意义。
一般来说,中央银行提供的基础货币既定时,货币乘数是至关重要的关键性变量,只有对货币乘数能够预测,中央银行才能对货币供应量加以调控,对货币乘数起决定性作用的因素是通货比率、定期存款比率、电子货币存款、法定准备金率和银行超额准备金率。[3]而金融发展与创新使这几个因素都发生了不同程度的变化。
设D代表活期存款,E代表电子货币存款账户,T代表储蓄存款和定期存款。rd和rt分别代表活期存款的法定准备金率和定期存款的法定准备金率,电子货币账户的法定准备金率规定为rd,re代表超额准备金率。电子货币存款账户与活期存款账户并没有本质上的区别,将它们合称为存款账户,用Z表示。
以K代表通货与存款账户的存款之比,即C=KZ,t代表储蓄存款和定期存款与存款账户的存款之比,即T=tZ;d代表电子货币存款与存款账户的存款之比,即E=dZ,则活期存款账户存款与存款账户的存款之比为(1―d),即D=(1―d)Z。整个存款系统的准备金总额(以R代表)就可以用下列式子表示:
R=rdD+rdE+rtT+(D+E)re
基础货币B为M0与银行准备金总额之和,即:
B=流通中的现金+银行准备金总额=C+R
根据定义,M1=现金+活期存款=C+D
则m1=M1/B=(C+D)/(C+R)=[kZ+(1―d)Z]/[kZ+(rd+trt+re)Z]=[k+1+t]]/[k+ rd+trt+re]
其中,M1为狭义货币,M2为广义货币(这里假定M2等于M1加上定期存款),m1为狭义货币乘数,m2为广义货币乘数(对公式进行变形,通过让其中一个变量变化,而让其他所有变量都不变,可推导出各个变量间的相关关系,具体推导过程略)。
在这些因素中,ml与rd、rt、re、k均呈负相关,m2与rd、rt、re、k均呈负相关,与t呈正相关。这里k、t由社会公众决定,rd、rt由中央银行决定,re由商业银行决定,由此可见,货币乘数是由中央银行、商业银行和社会公众共同决定的。
综上所述,则有下表所示:
rd、rt、re、t、k、d都是影响货币乘数的因素,接下来着重分析现金与存款比率k和电子货币存款与存款比率d的变化而对货币乘数的影响。
显然,rd+trt+re
am1/ak=[rd+trt+re-(1-d)]/(k+ rd+trt+re)2
当d
当d>1-(rd+trt+re)时,am1/ak >0
am1/ak =(rd+trt+re-1)/(k+ rd+trt+re)2
am2/ak =[rd+trt+re-(1+t)]/(k+ rd+trt+re)2
所以,随着流通领域中现金的减少,货币乘数m1和m2将变大。但是,由于影响货币乘数的因素毕竟有多个,货币乘数的最终变化要取决于各个因素的综合制衡。因此,影响货币乘数的各个因素的不确定性及其复杂性,会使货币乘数的准确测度和控制变得很难。
(二)基础货币的虚拟性
基础货币是中央银行实行法定准备金制度以控制存款扩张和货币创造的一个特殊的货币层次,存款准备金制度发挥作用的前提是必须有确定的基础货币量,由流通中的现金M0和商业银行存入中央银行的存款准备金R两部分构成,即B=M0+R。[4]
随着金融市场的发展,金融创新中涌现了大量货币性极强的新型工具,如货币市场互助基金MMMFs、货币市场存款账户MMDAs、CDs及超级NOW账户等均具有良好的支付功能和变现功能;[5]金融创新带来金融电子化和支付清算系统的改革,缩小了现金的使用范围;金融市场的高度发达和证券化趋势,使得介于资本市场和货币市场之间的金融工具大量增加,这些新型的金融工具是对原有金融资产流动性、盈利性的重新组合,获得了交易支付便利。当所有这些交易支付工具不断增多、完善和成熟,成为新形式的现金货币,加入基础货币行列时,则可能使得基础货币虚拟化。[6]这样就使中央银行控制基础货币变得更为困难。
(三)货币政策中介目标的不可测性和不可控性
我国目前是以货币供给量作为货币政策中介目标的,一般来说,中介目标应具有可测性、可控性、相关性等特点,能与经济体制、金融体制良好地适应,即货币政策中介目标应易于货币管理当局所控制。[7]货币供应量取决于基础货币和货币乘数两大因素,根据乔顿模型:[8]M1=Bm1,M2=Bm2,由前述我们已经知道,由于金融市场的快速发展,货币乘数和基础货币都变得复杂化和不可预测,因而金融市场的发展改变了货币供应量,中央银行控制货币总量并对经济做出迅速反应的能力日趋减弱。
1.货币政策中介目标的不可测性。金融创新模糊了可作为中介目标的金融变量的定义或含义,并使中央银行越来越难以观察、监测和分析,其典型的表现是造成货币总量定义的模糊局面。金融创新使各种金融资产的流动性发生了变化,打乱了原有的货币定义中的界限,使得界定M1、M2、M3等不同层次货币的内涵十分困难。创新的持续化使得货币的概念不断扩展,中央银行试图严格界定货币量的定义,并划分层次,但终因金融创新层出不穷而降低了效果。
2.货币政策中介目标的不可控性。金融创新使各种可充当中介指标的金融变量内生性越来越强,而与货币政策工具之间的联系却变得日益松散和不稳定。一方面,创新中扩大了货币供应的主体,货币供应一定程度上脱离了中央银行的控制,使得货币供应越来越多的受到经济体系内部因素以及市场因素的支配;另一方面,中央银行法定存款准备金率的覆盖面缩小且作用降低,使中央银行对货币供应量的可控性削弱。
由于上述各种因素的复杂性,使得法定存款准备金这一货币政策工具的作用大大降低。随着金融市场的迅速发展,融资证券化日益强劲,大量资金从银行部门流向非存款性金融机构和金融市场,绕开了存款准备金制度的约束。同时,金融市场的发展又改变了金融机构的负债结构,导致整个银行体系的存款大为减少,使得法定存款准备金作用范围随之缩小。金融市场高度发展中出现的各种金融环境变化使存款准备金的货币政策功能趋于弱化,破坏了存款准备金制度发挥作用的基本前提。
二、商业银行主体行为的不可控性分析
随着金融市场的快速发展,商业银行存款业务受到金融市场的强烈冲击,储蓄存款出现了分流,大部分汇聚到资本市场参与直接融资,形成了对以商业银行为主导的间接融资方式的强烈冲击。
金融市场特别是资本市场的发展使得可运用的金融工具增多,居民的投资渠道也增多,一旦有较好的投资机会,居民便会放弃储蓄存款,寻求收益更大的投资方式。为了保持这种待机而动的灵活性,居民更倾向于持有流动性较强的活期存款。储蓄存款流动性持续走高会使银行资金来源的稳定性降低,一般来说,不同流动性的存款规定不同的存款准备金率,由于银行储蓄存款的方向和结构发生变化,存款准备金也就失去了发挥作用的基础。储蓄存款分流后,银行的资金来源减少,迫使银行缩小放款规模,存款准备金率变动调控货币供应量的弹性也降低。
银行资金大量进入资本市场使得中央银行对经济发展所需货币供应量的监控和调控更加困难,使得实体经济和虚拟经济两方面的货币需求发生混乱,影响了中央银行从实体经济部门获得的货币政策参考信息的真实性。也就是说,资本市场发展对中央银行采用存款准备金制度调控货币供应量影响实物经济运行会产生一定的影响。
导致银行存款结构变化的另一方面是同业存款增加。一些大中城市银行的同业存款增势更为明显,如建设银行上海市分行同业存款超过了全口径存款的三分之一。[9]但是,同业存款稳定性较差,券商资金的大进大出会造成商业银行同业存款波动幅度加大,影响货币乘数的稳定性,使中央银行对货币乘数的监控和预测变得更为困难。
资本市场的发展会促进商业银行中间业务和表外业务的开展,多是以银行支付中介和信用中介职能为基础的汇兑、信用证、房地产等业务,对以银行信誉和技术经济条件为基础的投资银行业务和金融衍生品交易也在逐步开展。资本市场的筹资功能为银行提供一级市场中介业务,资本市场的流通功能提供大量、结算、咨询、资金转账等业务空间,资本市场的产权交易职能为银行介入企业产权交易提供操作空间。[10]这些都会对商业银行的业务转换起到促进作用,银行的存贷款主营业务会逐渐减少,其存款货币创造的能力也就会削弱,进而使存款准备金制度调控经济的作用受到影响。
从以上分析得出,资本市场的发展挤占了商业银行的存贷款份额,商业银行信用收缩也会影响商业银行产生派生存款。金融市场的高度发展会造成存款准备金这一货币政策工具的功能弱化。
三、金融开放过程中的不可测性分析
金融开放过程中的某些政策性因素也会影响存款准备金制度发挥作用。随着金融市场发展,金融开放程度也不断提高,在外资金融机构大规模进入本国过程中,中央银行利用存款准备金率调控货币供应量会面临更多困难。
由于内外资金融机构在存款准备金制度的约束方面不同,会因外资银行与内资银行业务的分成而弱化存款准备金制度的作用。[11]外资银行在国内业务的发展和壮大,意味着中央银行直接控制的资产规模缩小。尽管外资银行经营外币和本币存款一般也缴存存款准备金,但是这种制度安排对外资银行的制约较小,其可以从国际金融市场和其他金融机构获得资金,影响了存款货币创造的程度,进而使货币乘数变得不可估计。
另外,随着国际金融一体化的到来,浮动汇率制将成为所有国家汇率制度的最佳选择,自由外汇管理体制也会成为所有国家的最优管理模式,贸易额也会大大增加,这样,货币乘数、基础货币会由于国际收支状况的不同而变得不稳定和不可测。[12]比如国内厂商出口商品获得外汇收入,在自由外汇管理体制下,允许人们自由持有外汇资产,本外币实现自由兑换,这时国际收支状况对国内货币乘数和基础货币进而对货币供给量的影响程度,取决于人们持有外汇资产的意愿和商业银行的决策偏好。设定B0为在国际收支均衡时的国内基础货币供应量,r为法定存款准备率(为简化,假定定期和活期存款准备率同一),re表示商业银行持有的超额准备率。假定在模型中没有现金漏损率,则货币乘数值为m=l/(r+re)。设国际收支顺差中(以均衡的国际收支向顺差变动为例),人们愿以比例c(0≤c≤1)持有因对外贸易所获得的外汇,将其余(1―c)部分的外汇资产卖给商业银行,商业银行按汇价为其开出本币支票,从而减少了自己的准备金。为恢复其应有的准备金数额,商业银行用其超额准备部分弥补b比例的准备金减少额,剩下的相当于(1―b)比例的准备金缺口的外汇资产卖给中央银行来弥补。设原来的超额准备金量为E,银行存款总量为D,F(以外币计值)表示国际收支顺差额度,e表示汇价。
此时,超额准备率变为:
r'e=[E-(1-c)b*F*e]/D= re-(1-c)bf (其中f=F*e/D)
货币乘数变为:m'=1/[r+ re-(1-c)bf]
基础货币增量为:B=(1-c)(1-b)*F*e
国内货币供给扩张量:
M={B0*(1-c)bf +(r+re)(1-c)(1-b)*F*e}/{(r+re)[r+ re -(1-c)bf] }
若c=0,即人们不持有外汇资产,而将其因对外贸易所获得的外汇资产全部卖给商业银行,上述几式就变成了:
r'e=[E-b*F*e]/D= re-bf (其中f=F*e/D)
m'=1/[r+ re-bf]
B=(1-b)*F*e
M={B0*bf +(r+re)(1-b)*F*e}/{(r+re)[r+ re -bf] }
当c=l时,人们完全持有因对外贸易所获得的外汇资产,此时国际收支状况对货币乘数、基础货币全然没有影响,这时c便成了平衡国内货币供给的一个稳定器。
r'e=E/D= re
m'=1/[r+ re]
B=0
M=0
由以上可以看出,货币乘数、基础货币、货币供应量的变化取决于b、c两个变数,即取决于商业银行弥补本币准备金的减少(因兑换外币而减少)而动用超额准备的比例(b)和人们持有外币的意愿(c)。国际收支状况是否会引起货币乘数、基础货币、货币供应量的变化就完全取决于商业银行的决策偏好和人们持有外汇资产的意愿,人们持有外汇资产的意愿越强烈(即c值越大),国际收支状况对货币乘数、基础货币的影响就越小。
随着金融市场的发展和金融开放程度的提高,商业银行的决策偏好和人们持有外汇资产的意愿都是不断变化而难以测度的。所以,货币乘数、基础货币这两个变量都因金融开放程度的提高而变得复杂和不稳定,货币当局也就不可能对其进行准确测度和估计,而存款准备金制度发挥作用的基础就是必须有稳定的或可测度的货币乘数及基础货币。这样,因金融市场的高度发展使存款准备金制度调控货币供应量的作用大大降低。
四、结论
存款准备金制度从其早期的维持流动性和为财政筹资到它作为货币政策工具,再到退出日常的货币政策工具,回归到最初的保证支付的原始职能,直至其最终退出历史的舞台,都可以在经济和金融层面上找到其深刻的原因。从世界各国看,存款准备金率经历了一个由高到低,由低到无,由较多档次到较少档次的变化,这实际上反映了各国对待存款准备金制度作为货币政策工具的态度及相应的操作转变。金融创新及市场迅猛发展的影响使存款准备金制度作为货币政策工具的功能渐渐失效,也由于其它更有效的货币政策工具、特别是公开市场业务的引入,使各国顺其自然的放弃利用存款准备金制度进行金融调控。理论上,存款准备金制度的演变是其不断适应新的经济金融变化的结果。存款准备金制度随经济金融形势的发展而产生,随经济金融形势的进一步发展而最终退出历史舞台,是不以人的意志为转移的客观必然。中国的存款准备金制度预计也会循着这一轨迹演进。■
参考文献:
[1]课题组.资本市场的发展对商业银行经营和货币政策的影响研究[J].西南金融,2001,(2).
[2]陈柳钦.资本市场发展与货币政策效应分析[J].贵州财经学院学报,2001,(5).
[3]John F.Marshall& Vipul K.Bansal. Financial Engineering.Allyn & bacon lnc,1992.
[4]李心丹,刘红忠.电子货币的发展及其对中央银行的影响分析[J].复旦大学学报(社会科学版),2000,(5).
[5]陈柳钦.金融创新对货币供求、货币政策影响的理论分析[J].云南财贸学院学报,2001,(3).
[6]樊玉红,王晶.网络金融对传统金融理论的影响[J].东北大学学报,2002,(1).
[7]BIS. Implications for Central Banks of the Development of Electronic Money, BIS, Oct,1996.
[8]周升业,曾康霖.货币银行学[M].成都:西南财经大学出版社,1997.
[9]张新宇.资本市场发展对商业银行存款业务的影响及对策[J].工作研究,2001,(3).
[10]周好文.我国商业银行支付能力分析[J].云南财贸学院学报,2001,(5).
