2007年第 10期
(总第328期 )
NO．1 0，2007
金 研 钇 (实务版) Gen。 alNQ．328
从货币派生机制看存款准备金率是否“强力’’
李宏明
(四川大学经济学院，四川成都市 610061)
摘 要：本文通过对货币派生过程进行分析 ，并以我 国 1995．1—2007．6数据和美 国
1980．1—2007．6数据进行实证研究指出：就 M 而言，货币乘数需要再乘以活期存款闲置利
用率 ，M 的主体是基础货币而不是派生货币；就 M：而言，虽然乘数接近于总准备金率的倒
数，但M，转化为具有可支付性的M1的规模仍然受制于中央银行对基础货币的控制。调整
法定准备金率主要是直接释放或收回基础货币，对 M 、M 的影响远非一般阐述的那样强力。
关键词：存款准备金率；货币供应；货币派生
JEL分类号：E51。E58 文献标识码 ：A 文章编号：1002—7246(2007)10—000t一08
一
、现行货币乘数理论描述的货币派生机制
货币乘数理论是货币供应理论的基础和支柱。自菲利普斯 1921年首创这一概念，
经弗里德曼、施瓦茨、萨缪尔森、卡甘、乔顿等人不断修订，形成 了不同的货币供应模型
(王广谦，2003)。但无论模型多么复杂，本质上都是说：基础货币、总准备金率、现金比率
决定了货币供应量(这里的总准备金率包括法定准备和超额准备含库存现金，也包括活
期存款与储蓄存款、定期存款不同准备率等因素)；不同模型只是在影响总准备金率、现
金比率的因素方面做了不同的展开。按照这一理论，在部分准备金制度下，如存款准备
金率为r(o<r<1)，则商业银行对一笔原始存款 d可通过反复的贷出、存入、再贷出、再
1
存入⋯而创造出数倍于原始存款的派生存款 ，总存款将达 d。具体发生有两种情形 ：一
，
种是借入款项者暂不对外支付而存于银行，银行利用这暂存的款项 (缴存准备金后，下
同)又发放贷款，如此反复(李宏谨，2006)；另一种是银行 I将甲的原始存款(假定来自基
础货币)贷给A、A将其支付给乙存入银行Ⅱ，银行Ⅱ将其贷给B、B将其支付给丙存入银
1
行Ⅲ，银行Ⅲ将其贷给c⋯银行最终簿记 d的总存款(黄达，2003)。
收稿日期：2007—07—11
作者简介：李宏明(1967一)，男，四川人，四川大学经济学院博士研究生 ，供职于中国农业发展银行四J
省分行。
1
2 舍 研 钇 (实务版) 总第328期
由于0<r<1， >1，在给定基础货币的条件下，存款准备金率r的轻微调整，即可通
，
1
过 放大为货币供应量的大幅变动。假如准备金率从5％提高到6％，货币乘数即从20
，
倍下降为l6．67倍，货币供应将减少基础货币的3．33倍。
出于对存款准备金率“强力”效果的期待，人们一般都将调整法定存款准备金率当作
调控货币的强力手段来看待和应用。例如我国当前因国际收支大量顺差，货币当局被动
购入外汇导致基础货币投放较大，出现流动性过剩和通货膨胀预期(人民银行武汉分行
课题组，2006)，货币当局即于2006年7月至 2007年8月连续 9次提高法定存款准备金
率共 4．5个百分点，提高幅度达 60％。普遍认为，这一手段除了具有强制性的特点之外，
还能在直接冻结银行一定数量的流动性的同时，影响货币乘数，产生多倍收缩效应，从而
强力控制货币供应量，抑制或抽紧目前过大的流动性，降低市场货币资金的流动量。一
般的计算称：按2006年底商业银行人民币存款余额 34．5万亿匡算，货币乘数为4，提高
存款准备金率0．5个百分点，将迅速达到冻结资金约 1700亿元、影响6000多亿元货币供
应量 M 的目的(实际上，这种算法还只计算了提高准备金率直接导致基础货币供应量减
少而被货币乘数放大为M 的减少，尚未计算提高准备金率导致货币乘数急剧下降的更大
后果)，9次提高存款准备金率即可减少货币供应量 6万多亿元(若按通行教科书描述的
模型理论上计算则更可减少 M 供应量达39万亿元)。法定存款准备金率可以作为货币
当局一个经常性的货币调控工具。也有人认为，由于目前商业银行存贷差太大，在中央
银行超额准备较多，上调法定准备金率不过是将这部分本来就没有参与经济流转的沉淀
货币从超额准备变换成了法定准备而已，对银根松紧的影响犹如重拳打在棉花上，对货
币供应量的调控效果相当有限。
本文将对派生 M．的真实情况进行逻辑辨析，指出理论描述与实际情况相差甚远的原
因，并对派生 M 的本质尝试进行一种不同于通行教科书模式但又似乎更具逻辑性的理
解，再以中国和美国的数据印证逻辑分析；在弄清货币派生真实情况的基础上，分析准备
金率变化与货币乘数、货币供应量变化的关系，辨明调整法定准备金率是否是调控货币
供应的强力措施，并用实际数据印证结论。
二、货币创造和货币乘数的真实运行情况
1．货币创造的实际情况。
实际经济金融运转中的货币创造并不是上述那样简单。为方便分析，我们将前述银
行 IⅡⅢ、客户甲乙丙 ABC以及中央银行设定为一个封闭的经济体系。
第一种情形里，借款者从银行借款后又存入银行并不用于支付，是一种不经济、不理
性的异常现象，利用未支付的借款来派生存款并再据此发放贷款，在银行的贷款活动中
只占相当小的比例；而只要借款者将其借得的存款用于对外支付，则这个派生过程就会
中断，并且，由于付款银行必须动用其在中央银行的超额准备或库存现金才能完成该经
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济主体指令的支付，它必然要承受相当于该支付额÷倍的紧缩，直到此前的派生效果完
，
全被抵消，因此，只要用于支付，一笔存款径 自反复派生的过程就无法进行。只有待到实
际支付出去的货币又被存入银行(无论是原银行还是另一银行)，后续的增生存款的过程
才能得以继续，这样就等于第二种情形描述的循环过程。
而在第二种情形里，A、B、c⋯的存款会因支付而消失，在银行账上留下的只是甲、
乙、丙⋯的存款。但是，乙、丙的存款并不是派生存款，而是新的原始存款；只有银行贷给
A、B、c而A、B、c暂未对外支付时所簿记的A、B、c的存款，才是派生存款。这时银行簿
记的存款总量固然比原始存款倍增了，但在银行已把存入资金贷给 A、B、c的情况下，
甲、乙、丙虽有存款却无法实现对外支付，除非银行获得了其他的可用于行际清算的资
金，包括从中央银行取得的基础货币或通过收缩其他贷款而收回的资金，否则，能够实现
对外支付的将只有最后接受银行簿记存款的c。
1
第二种情形里虽然形成了 d量的总存款，但此时的存款总额与其说是存量概念的
，
货币供应量，毋宁说是流量概念上的媒介实质经济交易的资金收付量的总计。这情形的
货币派生过程只能是货币借贷与对外支付相结合才能产生。如果没有货币借贷，则只有
当甲将自己的存款对外支付时，才可能给下家如乙带来存款，乙对其存款同样如此，则总
存款将保持为 d而不可能倍增。只有货币借贷与对外支付相结合，才可能出现第二种情
形的存款派生。显然，这种存款派生反映了实质经济交易结算的情况，也可以说是交易
流量的簿记反映。
综合上述两种情形，我们发现所谓存款派生倍增实际上是指两种情况，一种是从银
行的借入款因不用于对外支付复存入银行而被银行用于放贷，另一种是在经济流转过程
中借贷货币不断被用于支付而形成新的原始存款。现行理论所说的存款货币创造，实际
上只有一小部分是利用暂不对外支付的活期存款而创造的派生存款，大部分则是经银行
完成的实质经济交易付款收款行为的汇总簿记，并不是真正的派生存款。第一种情形产
生的存款属于 M ，因为经济理性不允许 A、B、c从银行借款后又将其转为在银行的储蓄
存款或定期存款，M 是支付媒介，它在流转过程中不会出现大量堆积，只有少量闲置部分
会因被贷放而产生派生存款；第二种情形产生的存款属于 M ，因为甲、乙、丙收到的款可
以自主决定摆成活期存款、定期存款或储蓄存款，其中的准货币部分会随着储蓄的增加
而出现堆积，这是传统理论所称货币派生的主体。
关于存款的可支付性问题。第一种情形的存款增长实际上很少，大部分的存款增长
1
是通过第二种情形产生。当商业银行簿记的总存款达到 d时，原始存款 d带来的资金
，
已全部以准备金的形式缴人中央银行。此时，如果甲乙丙指令银行向外支付其存款，银
行将无法完成，因为已经没有资金供完成支付所需的行际清算，除非中央银行增加投放
1
基础货币。也就是说，此时虽然货币供应量 M 高达 d，支付能力却是0。当然，这里是
，’
假设的极端情形，实际运行中不会待到资金被全数缴存后才向中央银行寻求新增投放基
4 全 勋 研 亿 (实务版) 总第328期
础货币，而是中央银行随时调整以使整个银行体系保持适度的可支付资金，避免全社会
因失去支付能力而陷于交易“死机”。但这样分析有助于我们看清货币派生对总支付能
力(可实现的总购买力)究竟构成多大的影响。实际上，派生 M 量不大，但可支付性高；
派生 M 量虽大，但可支付性低，在原始资金投入不变的情况下，M 派生的程度与可支付
水平之间是一个此涨彼消的翘翘板，总支付能力终究是取决于中央银行对基础货币的掌
握。或者更准确地说，无论 M 供应量有多大，真正可支付的量终究受限于 M 的供应量，
而 M 的主体是基础货币 MB而不是派生货币，我国 1995—2007年6月，月度 MB／M 值平
均为 0．71，基础货币占到 M 的70％左右。所以，从可支付性角度看，货币之绳终究是攥
在中央银行的手里，而非由商业银行的货币派生所牵引。即便考虑到第一种情形的货币
派生，总的可支付能力也仅仅比基础货币量略大一些而已。理论界和货币当局都曾非常
担心通过存款派生所形成的倍增的存款会形成巨大的通货膨胀压力，甚至将 M 称作是虎
视眈眈随时都会扑向物价的“笼中虎”，其实就没有注意这些派生货币究竟有多大的可支
付性。
这里已经表明 M 与准货币(M 一M )之间的一个本质差异，尽管它们之间是可以转
化的。M 的派生可以仅仅在银行体系内就完成，可以做成一种纯粹的货币运动，但它是
一 种暂时的、不稳定的运动，是通过众多的暂时、不稳定过程汇集才形成一定比例的稳定
的派生余额；准货币的派生却必须有实质经济交易作基础，并非单纯的货币运动，它是一
种稳定的过程，只要经济体放弃对 自己本真拥有的实质财货的直接占有而以持有货币、
存款之类金融资产代替，则 M 就会出现堆积，也就是第二种情形的存款派生。本质上讲，
M，与债券、股票乃至借据等票据一样，都是实质财货与其本真所有者错位而形成的债权
债务凭证(李宏明，2007)。
关于现金是否参与存款派生的问题。现行理论公认现金不参与存款派生(赵海宽，
1993)。由于同一现金不可能既在甲手又在乙手，因此确实不会参与前述第一种情形的
货币派生。但对第二种情形就得小 tS,了：假如 A从银行 I获得贷款后以现金形式支付给
乙，难道银行Ⅱ收到乙交来的现金就不簿记存款增加?难道银行Ⅲ收到丙交来的现金也
不簿记存款增加?难道 C以现金形式提取从银行Ⅲ借得的款就不具备货币的性质?这
里，一方面现金“漏损”出来了，另一方面存款又照样倍增了。可见，公众手持现金只是不
参与第一种情形的 M 派生，对第二种情形的 M 派生没有影响(李宏明，2007)。真正完
全不参与存款派生的，只有商业银行的库存现金，从本质上讲，库存现金通过影响超额准
备率而影响着总准备率 r，从而进入制约派生的因素中。现行理论既然特别强调现金“漏
出”货币派生过程，那么它们研究的就应该是第一种情形的 M 的派生；只有在考察第一
种情形的 M 的派生时，才需要考虑现金“漏损”因素。
2．货币乘数的数据现实。
1 J
按照现行理论(赵海宽，1993)，货币乘数 M ／MB应为 ，其中c为现金占M。的比
， 1_ 0
率，r为总准备金率(C为现金占 M 的比率而不是现金 占M 的比率，因现金只影响 M 的
1
派生而不影响M 一M 部分的派生)；货币乘数 M ／MB则应为 。分别以我国 1995．1一
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2007．6(自《人民银行法》通过后)以及美国 1980．1—2007．6(自放松管制并改革准备金
制度后)月度数据代入理论公式，结果如下表：
理论的 实际的 理论的 实际的 国家 期间 总准备率
r 现金比率 c M
1／MB M，／MB M ／MB M MB
中国 1995．1～20o7．6 0、19 0．273 2．75 1．45 5．26 3．90
美国 1980．1～2007．6 0．08 0．360 3．09 2．53 12．50 10．01
表中所引现金比率系根据人民银行和美联储公布数据直接计算。总准备率则相对
复杂，中国的总准备率根据法定准备率加上货币政策执行报告中所公布的超额准备率加
上库存现金计算；美国交易账户活期存款法定准备金率 1980．1—1980．10为 0．1625，
1980．11—1992．3为0．12，1992．4—2006．12为0．1，储蓄和定期存款法定准备率 1980—
1990．12为0．03，1991．1以后为0，此外，对一定额度以下的交易和非交易账户总余额免
除准备金，总准备金率综合几项因素计算。美国现金占M 比率高于我国，大抵是因为金
融管制放松后，金融工具不断创新，账户转换非常方便，人们除了持有 日常支付所用的现
金之外，需要支付时才准备活期存款，不需支付时即把活期存款账户的资金转入其他账
户(大多归于 M：、M，范围)，使得 M 中的存款货币所占比例降低，现金所 占比例升高；很
多以前计入 M 、M，范围因而不需支付准备的金融资产现在可以很方便地转化为 M ，银
行则需要为之提供一定的支付准备，以应付从 M 、M 中突然转来的支付需求，这是现金
比率高的另一个原因。
显然，按现行理论计算的货币乘数与实际值差距较大，实际数据难以支持理论公式。
而按照本文前面的分析来组织公式，则可解决这个问题。根据前述分析，在第一种情形
里派生 M 时，设被银行用于贷放的闲置活期存款占总活期存款的比率为 仪，它既取决于
活期存款的闲置情况，也取决于银行对这些闲置活期存款的利用情况，则派生的活期存
1 1
款应为÷ (1一c) d，加上原有的活期存款d，总量为[ (1一c) +1] d。这个
， ，
1
÷ (1一c) +1就是M ／MB值，也就是活期存款的货币乘数。
，
1
在第二种情形里派生 M 时，显然，M ／MB值的最高限是总准备金率的倒数 ，因为
，
只要货币处于流转之中，它就可以不断地充当新增存款的“记账凭证和传票”，亦即充当
经济交易的载体和账务记录的载体，直到因存款准备金的作用使中央银行所提供的基础
1
货币全部以准备金的形式回流到中央银行，这时，已完成 倍的“传输”量。为持续满足
，
这种传输的需要，中央银行又追加投入基础货币，使这一过程川流不息⋯⋯不过，实际运
行中不可能让投入流转的货币消耗完毕后才投入新的基础货币，而是总有货币“正处于”
传输过程中，从而使得这部分正被传输的账务尚未被计入M 。因此，M ／MB值应等
1 1
于÷一[÷ (1一c) +1]。将前述中国和美国数据代入，得下表：
6 全 鼢 研 亿 (实务版) 总第328期
活期闲置 计算的 实际的 计算的 实际的
国家 期间 总准备率 r 现金比率 C 利用率
O／ M．／MB M，／MB M ／MB M，／MB
中 1995．3—2007．6 0．19 0．273 0．12 1．46 1．45 3．80 3．90
美国 1980．1—2007．6 0．08 0．360 0．20 2．60 2．53 9．90 10．01
由于美国银行长于精打细算，其闲置活期存款的利用率比我国为高。
按本文公式计算的 M ／MB值和M ／MB值与实际值相当吻合。可见，参与了存款派
生的活期存款其实仅仅是活期存款中被闲置的部分，大约为活期存款总量的 12％ 一2(】％，
并非所有的活期存款都被银行用于反复贷放派生；派生的规模相当有限，远远达不到准
1
备金率的倒数 所决定的水平。
r
本文的这种分析思路与通行教科书的描述颇有出入，似乎是有违经典或至少是无据
于典。但实际上，货币乘数理论创始人之一的菲利普斯早就提出过类似的观点，认为对
于单个银行而言，货币创造的程度除了取决于存款准备金率外，还取决于借款人借款后
复将该款存于该行的比率(赵尚梅，2006)。只是后来的教科书把这一点在没有逻辑基础
的情况下就简掉了罢。其实不但单个银行如此，整个银行体系同样如此，只有当所有银
行之间的汇划均即时清算瞬时到账时，货币派生才会如现行教课书所描述的那样；而实
际上目前全世界所有银行体系在行际问实行的都是由清算行(一般为中央银行)日终汇
总清算，每家银行的货币创造都受菲利普斯因素的约束，整个银行体系加总起来也就必
受约束。现行教课书对货币派生的描述显然忽略了清算制度的约束。
三、新思路下的实证：准备金率对货币创造的影响
传统货币供应理论以货币乘数原理为依据，宣称调整法定存款准备金率是调整货币
供应的“强力”工具。而本文前面的分析指出货币派生远未达到传统货币乘数理论所宣
称的水平，那么，现实金融运行中存款准备金率对货币供应究竟有多大的影响呢?本文
以我国1995．1—2007．6的r(法定存款准备金率)、MB、M 、M 实际数据进行分析，一是看
r、MB变化是否显著构成 M 、M 变化的Granger原因，二是测量r、MB对 M 、M 的影响度。
首先我们通过单位根检验数据序列的平稳性，结果原序列的r、MB、M 、M 在 99％显
著水平不平稳；经一阶差分后均在99％显著性水平平稳。这4个序列均属于，(1)序列。
在确认一阶差分平稳的基础上，再进一步确认 r、MB与 M 、M 之间是否协整。采用
Johansen极大似然估计法，根据迹统计量和特征值进行判断，r、MB、M 、M。之间在 99％显
著水平上存在2个协整关系。
再以变量线性拟合的标准差是否平稳进行判断。因拟合标准差应无趋势且合计为
0，因此检验值按无截距 、无趋势计算。结果可以确认 M。、MB、r之间及 M：、MB、r之间均
在99％显著水平协整，M 、M 、MB之间及 M 、M 、r之间则不协整。
综合平稳性检验和协整检验结果，我们可以在符合统计检验法则的前提下利用一阶
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差分序列就 r、MB与 M 、M：的关系进行 Granger因果检验，可以就原序列对 M 、r、MB之
间及 M，、r、MB之间进行回归分析。
由于存款准备金率和基础货币是由中央银行直接主动控制的，而货币供应量不是由
中央银行直接控制的，因此我们仅检验 r、MB对 M 、M：的Granger因果关系是否成立。至
于 M 、M：数据是否影响中央银行决策从而使 M 、M：对 r、MB具有因果关系，本文存而
不论 。
结果表明，法定存款准备金率 r的变化无论何时均不是货币供应量 M 、M：变化的
Granger原因。基础货币 MB的变化在滞后2—11期一直是 M 变化的原因；MB的变化在
滞后 1—8期不是 M：变化的原因，但在滞后 9—11期却是 M：变化的原因。表明 M 迅速
直接地受到 MB变化的影响，而 M：则仅仅间接地受到 MB变化的影响。正如本文前面所
分析，M 由MB及其派生的活期存款构成，MB的变化直接影响 M ；准货币则是实质经济
交易中货币收付和实质财富与其本真所有者错位配置的结果，本身并不是单纯的货币问
题，MB变化通过影响 M 进而影响经济交易从而影响实质产出然后才体现到准货币的形
成，因此 MB变化对 M 的影响经过较长的滞后期才得以体现。从滞后 12期起，MB变化
对 M 、M：变化不再具有因果关系。
在上述定性分析的基础上，我们利用回归结果定量分析 r、MB对 M 、M：影响的大小。
根据最小二乘法建立回归关系为：
M1= 一15345+1．996MB 一3886．443r
M2= 一63766+5．754MB 一1316．041r
这里拟合得出的 M ／MB值和 M：／MB值(即回归系数)与前文实际数据之间略有差
异，主要是因为前文仅仅单纯计算 M ／MB、M：／MB，即单纯考察 M 、M：与 MB的关系，而
这里的回归还考察了准备金率及其他因素的影响。r、MB对 M 、M：影响度分别如下：
对 M 对 M2
影响因素 MB r C MB R C
●
实际均值 38441 0．086 1 38441 0．086 1
回归系数 1．99647 —3886．443 —15344．77483 5．75399 —1316．04111 —63766．33186
影响度 0．8304 0．0036 0．1660 0．7759 0．0004 0．2237
上述是就总量进行影响度分析，反映了长期关系。长期来看，r对货币供应量 M 、M：
基本上没有什么影响。此外，还可就 r、MB变化对 M 、M：变化的影响进行分析，即考察增
量关系。回归关系为：
Ln(M1)=一1．8491+1．2922Ln(MB)一0．1968Ln(r)
Ln(M2)=一1．7781+1．3596Ln(MB)一0．1491Ln(r)
r、MB变化对 M 、M：变化的影响度分别如下：
8 全 鼢 研 亿 (实务版) 总第328期
对 M 对 M
影响因素 MB ， MB ，
实际年均变化率 0．02263 0．0o669 0．02263 0．o0669
弹性系数 1．29220 —0．19684 1．35960 —0．14910
影响度 0．9569 0．O431 0．9686 0．0314
显然，无论就总量来看，还是就变化来看，r对 M 、M 的影响都非常有限，M 、M 变化
对 r变化的弹性仅为 一0．19684和 一0．14910，而 M 、M 变化对 MB变化的弹性高达
1．29220和 1．35960，实际r变化对 M 、M 变化的影响度仅4％左右，不到MB变化对M 、
M 变化的影响度的 1／20。实证数据支持本文的观点：存款准备金率的调整对货币供应量
的影响远远说不上“强力”。
四、初步总结和讨论
综合上述分析，本文认为，我们在货币乘数理论上应当区分存量与流量的关系，区分
货币自身运动与实质经济运动的关系，对货币派生现象做出更加贴近实际的阐释。根据
本文的分析，调整法定准备金率主要是直接释放或收回基础货币，对 M 、M 的影响远非
一 般阐述的那样强力。就影响 M 而言，货币乘数需要再乘以活期存款闲置利用率，其
“威力”大大降低；就影响 M 而言，准备金率并不构成直接的影响因素，而是通过影响实
质经济活动而间接发挥作用，并且 M 转化为具有可支付性的 M 的规模仍然受制于中央
银行对基础货币的控制，其对物价的影响并不是直接显现的。在现实操作中，我们可以
说调整法定存款准备金率是调整基础货币的高效工具，但却是调整 M 、M 的低效工具。
这也许是全世界很多国家“采用存款准备金制度调节货币供应的功能大大减弱”、11个
发达国家法定存款准备金都不再具有货币控制功能(康书生，2005)的内在原因。弄清这
一 点，无论对于我们“拟将调整法定存款准备金率作为货币调控的经常性手段”，还是对
于“应当慎用调整法定存款准备金率这一强力震动型的工具控制笼中虎 ，都有利于得出
更为贴切的结论。
参 考 文 献
[1]黄达：《金融学》，中国人民大学出版社，2003年。
[2]康书生：《银行制度比较与趋势研究》，中国金融出版社，2005年。
[3]李宏瑾：“中央银行、信用货币创造与‘存差⋯，《金融研究))2006年第 lO期。
[4]李宏明：《金融深化新论》，中国金融出版社，2007年。
[5]王广谦：《2O世纪西方货币金融理论研究 ：进展与述评》，经济科学出版社，2003年。
[6]赵海宽：《现代金融科学知识全书》，中国金融出版社，1993年。
[7]赵尚梅：“存款货币创造理论的分歧与发展”，《经济学动态》，2006年第9期。
(责任编辑 ：杨骏)(校对：GH)
