貨幣供給量
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貨幣供給量范文第1篇
文獻綜述
劉斌（2002）針對我國的具體情況對貨幣供應量、物價和產出進行了研究，通過實證發現，無論在短期還是在長期，貨幣供應量的變化對物價會產生影響，這種影響會隨著時間的推移而全部的體現在商品價格水平的變化上。劉金全、張文剛、劉兆波（2004）運用協整檢驗和ECM模型，對貨幣供給增長率與通貨膨脹率進行了研究，結果表明二者存在正相關的長期協整關系，說明貨幣政策在價格水平調整上仍然起到導向的作用。朱慧明、張鈺（2005）運用誤差修正模型，考察1994年第一季度到2004年第四季度期間貨幣供給量增長與通貨膨脹率之間的長期均衡關系和短期動態關系，M2對通貨膨脹率的解釋作用最強。
由于不同的學者對于貨幣供給量和通貨膨脹率指標選取和處理方式不同，以及研究的時間跨度不一樣，研究結果也會大不一樣。但在不同的時期結合不同的指標都有一定的合理性。
指標選取
衡量通貨膨脹的指標有多種，常用的有消費者物價指數（CPI）、國內生產總值平減指數（IPD）、生產者價格指數（PPI）等。國內外學者都比較傾向于采用CPI指標衡量通貨膨脹或通貨緊縮的程度。因此本文選用CPI作為衡量通貨膨脹的指標。
我國貨幣供應量一般分為三個層次： M0、M1、M2。其中，M0為流通中的現金， 狹義貨幣供給量M1=M0+企業活期存款+機關團體部隊存款+農村存款+個人持有的信用卡類存款；廣義貨幣供給量M2=M1+城鄉居民儲蓄存款+企業存款中具有定期性質的存款+外幣存款+信托類存款。介于目前學術界針對貨幣供給量和通貨膨脹關系的研究上，對貨幣供給量的選取不盡相同。在本文中，貨幣供給量指標選用M2、M1、M0，討論不同的貨幣供給量指標對CPI的影響。
數據說明
本文CPI指數采用國家統計局的統計數據，數據形式選用指數形式；M2、M1和M0的數據來源于中國人民銀行的統計數據。由于時間序列一般都含有季節性變動，而季節性變動會掩蓋經濟發展客觀規律。季節調整就是從時間序列中去除季節變動要素，從而顯示出序列潛在的趨勢循環分量，趨勢循環分量能夠真實地反映經濟時間序列運動的客觀規律。因此本文實證部分的數據都是經過X11季節調整法調整過的數據，消除了季節要素和不規則要素。
1998年和1999年金融體制改革，使我國的金融體制初步形成市場化框架。2005年4月，我國啟動股權分置改革試點。2005年7月，我國實施人民幣匯率形成機制改革。這一系列的改革使得我國金融體系進一步深化和高效。因此本文采用1999年12月-2012年8月與2005年7月-2012年8月兩段數據（本文將1999年12月-2012年8月記為時段1，將2005年7月-2012年8月記為時段2），來討論在不同的時期貨幣供給量與通貨膨脹之間的關系。
實證研究
（一）單位根檢驗
時間序列本身往往是非平穩序列，但它們的線性組合卻可能是平穩序列。這種平穩的線性組合被稱為協整組合，并且可以用來解釋變量之間的長期穩定的均衡關系。由于變量之間存在協整關系，首先要求所涉及變量具有同個數的單位根，即相關變量為同階單整。本文采用ADF檢驗法來檢驗相關變量的平穩性，滯后期根據SIC準則確定，檢驗結果（時段1）如表1所示。
從表1可以看出，序列CPI、M0、M1、M2在置信區間10%下都是不平穩的；雖然D（M0）與D（M1）在置信區間1%下并不平穩，但在5%的置信區間下是平穩的，因此可以認為原序列均為一階單整序列（時段2的單位根檢驗結果與時段1一樣）。
（二）協整檢驗
變量之間的協整關系可以反應出非平穩數據之間長期的穩定關系。本文采用Johansen與Juselius在1990年提出的協整檢驗方法，一般稱為JJ檢驗。CPI分別與M0、M1、M2的協整檢驗結果（時段1）如表2所示。
由表2可以看出，在5%的置信水平下，CPI與M0、M1、M2都分別存在著長期穩定關系（時段2的單位根檢驗結果與時段1一樣）。
（三）格蘭杰檢驗
為了更進一步的探知，M0、M1、M2的變化是否就是引起CPI變化的原因，本文將對所選取的指標數據進行Granger因果關系檢驗，滯后階數由AIC與SC準則確定。下面分別檢驗M0、M1、M2與CPI因果關系，檢驗結果如圖1、圖2所示。
圖1和圖2表明，無論采用時段1還是時段2的數據，在顯著性水平為5%的情況下，M1和CPI互為格蘭杰原因；而M0和CPI之間不存在格蘭杰原因；M2不是CPI的格蘭杰原因。文章將重點關注貨幣供應量指標M1與CPI之間的相互關系。
（四）脈沖檢驗
脈沖函數可以用來反映M1與CPI之間的短期動態關系，描述一個變量受到一個標準差信息的影響后對相關變量當期值和未來值帶來的沖擊。M1對CPI的脈沖檢驗結果如圖3和圖4所示。
圖3和圖4表明，給M1一個標準差大小的正向沖擊（流動性過剩）后，CPI呈現了一個逐漸上升的趨勢，然后趨于穩定。說明給M1一個外部條件的沖擊后，隨著時間推移，可以通過市場將波動傳遞給物價，而且這一沖擊對物價的影響具有較長的持續效應。另外，在時段1，在2到4期中，受影響程度維持在0.17；在時段2中，維持在0.21。仔細比較圖3和圖4可以發現， M1在時段2比時段1中對CPI的影響程度略大。說明近幾年M1對CPI的影響相對加大。
（五）方差分解
通過方差分解可以了解到M1沖擊對CPI的方差貢獻率，進一步分析M1對CPI的沖擊作用。方差分解結果如圖5和圖6所示。
比較圖5和圖6可以發現，在時段2中，M1對CPI的方差貢獻率比時段1中略大。這同樣說明，近幾年M1對CPI的影響加大。
結論及建議
在本文中，M1和CPI互為格蘭杰原因，而M2與CPI之間不存在互為格蘭杰原因的關系。1984年，我國經濟改革全面開展，如果將數據區間擴展至1984年，選取的數據區間不同，會得出不同的結論。從2012年6月起，我國央行頻繁采取逆回購操作方式，到目前為止，已累計向市場注入上萬億的流動性，但近幾個月CPI指數并未明顯上升，主要是因為新增信貸主要流向了個人房產抵押貸款和虛擬資產，這也驗證了近年來我國M2和CPI之間的并沒有之前密切。
由于我國金融體制的深化改革，投資方式的多樣化，金融資產規模加速擴大，增加的貨幣供給量被虛擬經濟吸收的數量在逐步增加。而CPI更多的是反映與居民密切相關的日用生活消費商品和服務項目的價格，尤其是容納大量資金的股市和房地產行業的資產價格并未納入CPI統計范圍之內，但房價支出卻占居民可支配收入很大比例，因此考慮將房價等資產價格納入CPI的統計范圍之內，能更有效地抑制通貨膨脹，制定相關經濟政策。另外，M2計量方式有所改變，自2011年10月起，貨幣供應量已包括住房公積金中心存款和非存款類金融機構在存款類金融機構的存款，也使得M2和CPI的相互作用下降。
M0與CPI之間不存在互為格蘭杰原因的關系，而M1對CPI的影響有加大趨勢。主要是因為隨著我國金融體系便利性加大，以及支付方式趨于電子化、快捷性和多樣性。流通中的現金M0作為支付手段的比重正在逐步下降，越來越多的人選擇了使用銀行卡等新興渠道作為支付手段。
我國M2和CPI不存在緊密的聯系，尤其是在我國居民高儲蓄的背景下。本文研究結果表明，M2的增加不會直接引起通貨膨脹，為采取寬松貨幣政策拉動經濟增長提供了一定的依據。但根據貨幣主義的理論，長期貨幣存量的增加勢必會反映到資產價格上來。目前我國需要關注的是如果調動市場中閑置資金，在保證金融體系穩定的前提下加大對金融體系的改革，為儲蓄進入投資領域提供更多更快捷的渠道，進一步提高資金使用效率。
參考文獻：
1.易丹輝.數據分析與Eviews應用[M].中國人民大學出版社，2008
2.劉金全，張文剛，劉兆波.貨幣供給增長率與通貨膨脹率之間的短期波動影響和長期均衡關系分析[J].中國軟科學，2004（7）
貨幣供給量范文第2篇
【關鍵詞】貨幣供應量；經濟增長；Granger因果檢驗；協整檢驗；脈沖響應函數
一、貨幣供給量與經濟增長的實證分析
（一）變量選擇和樣本數據的選取
本文選取我國1990年―2015年的相關年度數據作為樣本數據，來源于國家統計局官網。采用GDP的當期變量作為經濟增長的變量，用GDP表示。貨幣供給量指標用流通中現金（M0）、狹義貨幣供應量（M1）、廣義貨幣供應量（M2）的當期存量表示。為了使數據線性化，并消除序列中存在的異方差，對所有序列數據進行對數化。因此變量變為流通中現金（LM0）、狹義貨幣供應量（LM1）、廣義貨幣供應量（LM2）和 LGDP，對數后不會改變變量之間的線性關系。
（二）單位根檢驗
本文先利用ADF檢驗對GDP和貨幣供給量進行平穩性檢驗，可以發現LM0和LM2序列平穩，LM1和LGDP序列不平穩，然后對LM1和LGDP各自進行一階差分后，可以發現?LM1和?LGDP在5%的顯著性水平下是平穩的。
（三）協整檢驗
由單位根檢驗可知時間序列LM1和LGDP是一階單整，則可能存在長期穩定的均衡關系，利用Johansen協整檢驗方法對它們進行協整檢驗。具體結果詳見表1 。
由協整檢驗結果可知，在0.05的顯著性水平下，LGDP與LM1之間不存在協整關系，這就說明在該樣本期間內，我國的經濟增長與狹義貨幣供應量之間不存在長期的均衡關系。
（四）Granger 因果檢驗
LM1與 LGDP之間不存在協整關系，LM0和LM2序列平穩，所以可以先建立VAR模型，然后分析被檢驗變量與因變量之間的因果關系。為了說明不同統計口徑下貨幣供給量與經濟增長之間的因果關系，需要分別對LM0、LM1、LM2和 LGDP的因果關系進行檢驗，在此分別取滯后期為1和滯后期為2，對 LM0、LM1、LM2和 LGDP進行Granger因果關系檢驗。檢驗結果表明，在顯著性水平0.05下，LM0、LM1、LM2全部都是LGDP的 Granger原因，這說明流動的現金和定期存款都會影響經濟增長。
（五）脈沖響應函數
格蘭杰因果關系檢驗解釋了LM0、LM1、LM2 與LGDP之間存在的因果關系，但是卻不能提供動態信息，無法知道當其中的一個變量變化時，另一個變量的變化特征。因此，要運用脈沖響應函數進一步分析貨幣供給量與經濟增長之間的關系動態關系。以下曲線圖是VAR模型脈沖響應函數的結果。
可知，GDP受自身一個沖擊后，從第一期開始上升到第二期達到最高值，然后沖擊作用開始下降，直到第九期開始在一個低值趨于平穩。
由圖 2 可知，當 GDP 的隨機擾動項受到一個標準差大小的沖擊時，它在前兩期內對 M0的正向作用不斷增大，在第二期達到最大。隨后第二期到第六期平穩下滑，在第七期以后GDP對M0的影響幾乎保持穩定的正向作用。所以說短期內，M0的變化會引起經濟的增長，但長期來看，作用不顯著，因此，貨幣政策只能作為一個短期的政策。
由圖3可知，當GDP的隨機擾動項受到一個標準差大小的沖擊時，對M1的正向作用在第三期達到最低，在隨后的幾期里，這種正向作用逐漸趨于平穩?？傮w來說，它對M1的影響作用不大，表現為正向作用，由經濟增長對M0和M1的影響可以看出我國是一個高儲蓄的國家，短期經濟增長的波動并不會增加貨幣的流動性，這與實際經濟現象相符，即貨幣政策短期內會引起經濟波動，長期內逐漸趨于穩定。
由圖4可知，當GDP的隨機擾動項受到一個標準差大小的沖擊時，它在前四期內對M2 的正向作用逐漸增大，在第四期之后對M2的正向作用逐步減小，在第十期以后，正向作用趨于穩定。這說明短期內，M2的變動會引起經濟增長的波動性變化，最終趨于正向穩定態勢，所以長期來看，M2的增加會帶來經濟的微弱增長。因此貨幣政策會造成短期的經濟波動，長期的效果不大，微弱變化。
二、研究結論與對策建議
（1）LM1與 LGDP 之間不存在協整關系，LM0和LM2序列平穩；在顯著性水平0.05下，LM0、LM1、LM2全部都是LGDP的 Granger 原因，這說明流動的現金和定期存款都會影響經濟增長。（2）LM2對LGDP的影響作用強于LM0和LM1。廣義貨幣供給量LM2能夠較好地反映宏觀經濟的整體運行，政府應關注LM2的變化，但是也不能忽略LM0和LM1的變化，只有全面綜合衡量三者對經濟增長的影響，才能適時適度的運用貨幣政策。（3）由脈沖響應函數的結果可知，經濟增長短期內會帶來貨幣供應量的變化，但長期影響不大。（4）研究M0、M1與經濟增長之間的關系，能夠反映居民消費的變化。由M0和GDP脈沖響應函數可知，長期來看經濟增長并沒有帶來M0的增長。目前，中國正處于經濟結構轉型時期，公眾不穩定的心理預期會導致消費水平降低，儲蓄較高，不利于經濟增長。因此，中國要盡快建立覆蓋城鄉的社會保障制度，逐步提高社會保障水平。另外，要逐步提高公眾的消費水平就要縮小收入分配差距，健全國民收入分配體系。總之，政府應該加強貨幣政策與各種政策的協調配合使用。（5）從脈沖響應函數中可以看出，無論是M0、M1 還是M2對經濟增長的影響都是短期的，在長期內基本趨于穩定。
鑒于以上研究結果，提出相應的政策建議：（一）通過貨幣供給量的調整刺激經濟增長不是非常有效的政策，所以不建議單單通過貨幣供應量的改變來促進經濟的增長。
（二）根據廣義貨幣供應量對經濟增長的影響較大，可以驗證我國一定宏觀環境下適度寬松的貨幣政策有利于經濟的增長，因此可以通過一定范圍內提高我國廣義貨幣的流通率，降低存款，盤活貨幣、促進消費的措施提高經濟增長。
（三）貨幣供給量應該根據經濟增長調整。通過數據分析發現，貨幣供給對經濟增長雖然沒有較強的促進作用，但是經濟增長明顯對貨幣供應量有一定的要求，是貨幣供給量的因果反應。
（四）M0、M1、M2值的增加均能在一定程度上促進GDP的增長，但M0、M1對GDP后期的影響使得GDP的值是向下波動的，說明經濟增長到一定程度后，M0、M1值的繼續增加，給社會帶來的是人民幣的貶值和物價的持續上漲，社會實際的需求量沒有增加，而是出現購買力的持續下降，市場的供求未達到新的均衡點。
參考文獻：
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貨幣供給量范文第3篇
中圖分類號：F820 文獻標識碼：A
內容摘要：探討股票市場與貨幣供給及貨幣結構的關系有利于股票市場穩定及貨幣政策優化。本文對貨幣供給量及貨幣結構與股票市場之間的相互關系進行了實證分析。結果顯示：上證指數與貨幣供給和貨幣結構呈現長期均衡關系；上證指數與貨幣供給量、貨幣結構呈單向因果關系；貨幣供給量和貨幣結構是上證指數貨幣結構的原因，上證指數則不是貨幣供給和貨幣結構變化的原因。
關鍵詞：股票市場 貨幣供給 貨幣結構 實證分析
問題的提出
理論界主要從以下兩個方面研究了股票市場與貨幣供給的關系：一是從理論角度研究貨幣政策與股票市場之間的關系，如Friedman認為股票市場的發展及股價變動會通過財富效應等途徑對貨幣需求結構產生影響；二是從實證角度研究貨幣供給與股票市場的關系，如Homa and Jaffee（1971）對股票市場與貨幣政策進行實證研究發現：貨幣供應量與利率變化總是領先于股票市場的變化。Berkman（1978）發現貨幣供應量變化和股市價格變化之間存在著逆向變化的關系。國內學者的研究大多以實證為主。錢小安（1998）對貨幣供給和股價的相關性進行研究發現：股指與各個層次的貨幣供應量相關性較弱且不穩定。李紅艷、江濤（2000）運用1993-1999年的數據檢驗了貨幣供給量和股指的關系，表明中國股指與貨幣供應量之間存在長期均衡關系，兩者的因果關系中，股市價格主要處于因方地位，貨幣供應量主要處于果方地位，且股票價格對不同層次的貨幣供應量影響不同。楊新松、龍革生（2006）的實證研究表明貨幣供應量M1和M2與股市流通市值存在雙向因果關系，而盧艷茹（2008）的分析結論是貨幣供應量和股指之間雙向都不存在因果關系。李文軍（2002）研究認為貨幣供應量和股市之間存在一定的互動關系。孫華妤、馬躍（2003）用動態滾動式VAR模型研究發現所有的貨幣供應量對股市都沒有影響。
縱觀國內外研究發現，國外學者從理論上研究貨幣政策與股票市場之間的關系是建立在一系列經濟學假設之上的，現實中貨幣供給與股指間的關系并非全都符合理論上的推理。另外，國外以成熟的股票市場作為研究對象，其結論不完全適合于處于轉軌過程中的我國新興股票市場；我國學者對貨幣供給與股票價格關系的研究多是集中在股權分置改革之前。所以，本文的創新之處在于：一是將選取股權分置改革以后的2006年1月至2011年12月作為時間區間，二是同時將貨幣供給量和貨幣結構作為變量研究貨幣供給、貨幣結構和與上證股指之間的關系。
理論分析及模型構建
（一）股票市場與貨幣供需相互影響的理論分析
1.股票市場影響貨幣需求的理論分析。股價變動會通過四個途徑影響貨幣需求：一是財富效應，股票價格的上漲意味著名義財富的增加，而財富的增加將增加對貨幣的需求；二是資產組合效應，股票價格上漲反映了風險性資產預期收益和資產組合風險上升，從而導致居民通過增加相對安全資產來對沖這種風險，如增加對短期債券和貨幣的持有；三是交易效應，股價上漲往往伴隨著股票交易量的增加，這將產生相應的貨幣需求；四是替代效應，股價上漲導致的交易量擴張一般會使得股票的吸引力增加，對貨幣有一種替代作用，從而降低貨幣需求。上述四種效應中，財富效應、資產組合效應和交易效應會增加貨幣需求，而替代效應則減少貨幣需求。
2.貨幣供給及結構對股票市場影響。貨幣供應量的變化會通過一定的傳導機制影響到股票價格。從利率的角度來看，隨著貨幣供應量的增加，利率水平會隨之下降，進而引發更多的投資支出。投資支出的增加創造更多的家庭收入，因而引起消費支出的增加。后者通過乘數的作用又導致了更高的產出和更多的公司利潤。公司利潤的提高又會刺激股票購買，從而促使股票價格提高。由于股票的價格等于按利率貼現的預期收益流量，與利率成反比，這樣也會提高股票的預期收益的現值，從而進一步促使股票價格上漲。
（二）研究變量樣本數據的選取
貨幣供給量及結構與股票市場關系的理論分析是建立在一系列假設之上的，而實際經濟活動較假設更加復雜或與假設可能不符，貨幣供給與股價的關系并非全都符合理論上的推理。本文將運用時間序列平穩性檢驗、Granger因果檢驗、VAR模型分析研究我國貨幣供給、貨幣結構與股市之間的關系。
根據我國股票市場波動的中線特征和貨幣供給的周期性特征，本文采用季度數據進行實證研究。用上證指數的季度收盤數據表示股市的變動趨勢，數據來源于上海證券交易所網站公布的月度報告（用Ind表示上證指數）；考慮到代表貨幣政策性質和對股價具有較大影響的貨幣統計口徑為廣義貨幣（M2），所以文章選取M2作為貨幣供給量，即M=M2，用表示貨幣結構。樣本區間為2006年1月到2011年12月的24組季度樣本觀察數據，M和MG數據來自于中國人民銀行網站統計公報。
實證分析
（一）平穩性檢驗及協整檢驗
貨幣供給量范文第4篇
國民經濟指標貨幣供應量相關性
1引言
國民經濟宏觀指標包括GDP、CPI、PPI等指標，這些指標從宏觀經濟運行狀況、物價水平以及工業發展水平三個方面綜合研究一國宏觀經濟情況，是反映經濟運行的最核心指標。金融市場特別是資本市場的經濟指標很多，但一國的貨幣供應量卻是反映金融情況最為核心的指標，因此本文采用GDP、CPI、PPI、M0、M1、M2指標進行分析。
2模型研究分析
2.1數據介紹
本文采用的指標為GDP、CPI、PPI、M0、M1、M2，其中GDP,M0，M1，M2為絕對量，而CPI,PPI為相對量。首先，從國家統計局發行的《中國統計年鑒》中選取1992~2010年數據；其次，將數據處理為基期為1990年的指數數據；最后，將處理過的數據進行相關性分析。
2.2相關性分析
通過分析可得GDP與M0、M1、M2的相關系數分別為0.998、0.987、0.988；CPI與M0、M1、M2的相關系數分別為0.821、0.771、0.775；PPI與M0、M1、M2的相關系數分別為0.817、0.774、0.781；GDP與CPI、PPI的相關系數分別為0.820、0.822。從上述分析中可以看出，所有指標都呈正相關。第一，GDP與M0，M1，M2呈高度正相關，說明經濟水平發展同貨幣供應量之間有強烈的影響，也可以理解為貨幣供應量的增加對一國經濟發展具有促進作用，而且該作用是非常明顯的，則對貨幣供應量的調控是宏觀經濟調控的有效手段。第二，GDP與CPI，PPI的相關系數分別為0.820和0.822，說明經濟增長與價格增長有互相促進的作用，經濟增長帶動價格上漲，價格上漲同時也影響經濟增長。第三，CPI與PPI有高度相關性，說明居民消費品與工業出廠品的價格有高度關聯性，居民消費品價格上漲必然會引起工業產品的價格上漲，從而導致全社會的物價上漲。第四，M0、M1、M2也具有高度相關性，這與其本質屬性有關，M1=M0+活期存款，M2=M1+準貨幣，因此這三個指標必然有高度相關性。從上圖中可以發現，M2增速最快，GDP增速最慢，說明增加貨幣供給量并不會導致GDP的同幅度增長，以貨幣供應量為主的貨幣政策有一定的缺陷，該政策并不會完全作用于經濟增長。
從圖2可以明顯看出相對于物價水平而言，GDP增長速度非?？欤洕鲩L相比，CPI、PPI的增幅則緩慢許多，物價在1992~1995年增幅較大，1996~2004年基本保持平穩，2005~2010年CPI略有上漲，PPI則出現了先上漲后下降再上漲的V行走勢，從中可以看出2008年的美國次貸危機對我國的工業制品的影響很大。
3結論
通過上文分析可知：第一，經濟水平發展同貨幣供應量之間有強烈的影響，也可以理解為貨幣供應量的增加對一國經濟發展具有促進作用，而且該作用是非常明顯的，則對貨幣供應量的調控是宏觀經濟調控的有效手段。第二，經濟增長與價格增長有互相促進的作用，經濟增長帶動價格上漲，價格上漲同時也影響經濟增長。第三，居民消費品與工業出廠品的價格有高度關聯性，居民消費品價格上漲必然會引起工業產品的價格上漲，從而導致全社會的物價上漲。第四，增加貨幣供給量并不會導致GDP的同幅度增長，以貨幣供應量為主的貨幣政策有一定的缺陷，該政策并不會完全作用于經濟增長。第六,相對于物價水平而言，GDP增長速度非常快，而同經濟增長相比，CPI、PPI的增幅則緩慢許多， 2008年的美國次貸危機對我國的工業制品的影響很大。
參考文獻：
貨幣供給量范文第5篇
我國貨幣供應量統計現狀及影子銀行概念
從1994年我國統計和公布貨幣供應量伊始，我國先后對貨幣供應量統計口徑完成了3次修訂，我國目前編制貨幣供應量統計的依據是2011年修訂后的準則，首先依據流動性對各個貨幣資產劃分層次，其次將中央銀行資產負債表與存款貨幣銀行資產負債表合并成為貨幣概覽，統計出M0和M1，最后通過分析合并貨幣概覽與特定存款機構的資產負債表形成銀行概覽，計算出M2。計算公式為：M2=M1+定期存款+儲蓄存款+非存款類金融機構在存款類金融機構存款（委托存款+信托存款+保證金存款+保險基金存款+保證金存款）+住房公積金存款（趙彥云等，2012）。
影子銀行體系（shadow banking system）的概念最早是由美國太平洋投資管理公司執行董事保羅?麥考利2007年在美聯儲年度研討會上提出。經過學者們不斷研究，2010年美國金融穩定局（FSB）結合金融調查委員會（FCIC）對影子銀行的定義，將影子銀行的概念界定為三個層面：第一個層面是指由非正規金融實體及其活動所組成的一個信用中介系統（system of credit intermediation）；第二個層面是指具有系統性風險隱患和監管套利隱患的非正規金融實體及其活動；第三個層面發揮商業銀行三大核心職能（期限匹配、流動性轉換以及杠桿交易）的非正規金融實體，如金融擔保機構、債券與抵押貸款保險商以及信用評級機構。對我國影子銀行最為全面定義的是國務院發展研究中心金融研究所副所長巴曙松，巴曙松（2013）將影子銀行按統計口徑劃分為四個層次：最窄口徑，影子銀行僅包括銀行理財業務和信托公司兩類；較窄口徑包括最窄口徑、財務公司、汽車金融公司、金融租賃公司、消費金融公司等非銀行金融機構；較寬口徑包括較窄口徑、銀行同業業務、委托貸款等表外業務、融資擔保公司、小額貸款公司和典當行等非銀行金融機構；最寬口徑包括較寬口徑和民間借貸。中國人民銀行在《2013年中國金融穩定報告》中，借鑒國際上的有關定義，結合我國實際，將影子銀行概括為正規銀行體系之外，由具有流動性和信用轉換功能、存在引發系統性風險或監管套利可能的機構和業務構成的信用中介體系。本文為研究方便將其劃分為三類：傳統金融機構內部的影子銀行業務，如：非保本型理財產品、委托貸款、信貸資產證券化等；非銀行金融機構的影子銀行業務，如：信托公司的金融信托、投資公司的信托投資基金；非金融機構的影子銀行業務，如：P2P、民間借貸等。
影子銀行對我國貨幣供應量統計的影響機理
（一）貨幣金融統計的對象不包含非銀行金融機構的影子銀行業務
我國貨幣金融統計涉及的金融機構包括中央銀行、商業銀行、郵政儲蓄銀行、信用社、三家政策性銀行，并且通過分析合并他們的資產負債表統計出貨幣供應量，因此，只包含了存款類金融機構，非存款類金融機構并未納入到貨幣供應量統計中。非存款類金融機構主要包括：財務公司、汽車金融公司、金融租賃公司、消費金融公司、典當行、融資擔保公司、小額貸款公司、非融資性擔保公司、P2P、眾籌等。從目前貨幣金融統計狀況來看，這類公司雖然有財務制度，但是他們根本沒有金融牌照，因此，沒有被納入金融統計之列。以擔保公司為例，擔保公司包括融資性擔保公司和非融資性擔保公司。融資性擔保公司有兩類，一類是由地方政府注資成立的擔保公司，這類擔保公司是與銀行合作，給銀行的一些貸款項目提供擔保；另一類是民營融資性擔保公司，這類公司的資金來源是社會上的閑散資金，這部分資金運作就脫離了傳統的銀行系統，從而游離在銀行體系之外。第一類融資性擔保公司的信貸業務被統計在銀行的資產負債表內，納入到貨幣供應量統計中；而第二類融資性擔保公司的信貸業務，游離在銀行體系之外，并沒有被統計在貨幣供應量中。對于非融資性擔保公司從事的業務與第二類融資性擔保公司從事的業務相同，只是二者的資質不同，非融資性擔保公司沒有獲得金融辦頒發的融資性擔保業務經營許可證，其操作過程極其隱蔽，財務制度也不健全，因此，也無法統計在貨幣供應量中。小額貸款公司是用公司自有資金和在銀行獲得的部分信貸資金向市場上發放小額信用貸款，并從中收取利息，與擔保公司不同的是其從事的是無抵押貸款，貸款效率高，但同樣繞開了銀行貸款系統，向市場上釋放了流動性，并未統計在貨幣供應量中。典當行作為最古老的民間金融形式，目前從事新三件（房屋、車輛、有價證券）的抵質押貸款，向市場上釋放流動性，但并未納入貨幣供應量統計之列。最值得一提的是投資公司這種金融機構，雖然投資公司是由擔保公司演化而來的，是民間借貸走向臺面的產物，但是其從事的是資金池業務，不再像擔保公司那樣只是替借貸雙方提供第三方擔保，并從中收取手續費的運營模式。其運營模式是一方面以高于銀行一年期存款利率的6-7倍從市場上獲得閑散資金，然后再將資金以年利率48%貸給用資方，從而賺利差。其一方面分流了銀行存款，另一方面又向市場上提供了流動性，但其操作很多都不合法，更加不可能被統計在貨幣供應量中。
（二）存款類金融機構資產負債表中不包含其隱含的影子銀行業務
貨幣金融統計是通過對存款類金融機構資產負債表的分析而計算貨幣供應量的，但是，存款類金融機構隱含的影子銀行業務在會計處理上并未記錄在表內，因此，這部分影子銀行業務的規模被遺漏在貨幣供應量統計之外。存款類金融機構中隱含的影子銀行業務，主要包括兩類代表性的業務：銀信合作和商業銀行理財產品。由于中央銀行對商業銀行有存貸比的限制和資本充足率的硬性要求，為了增加銀行資產的收益性并且符合中國人民銀行的監管要求，商業銀行通過將表內資產表外化來規避監管，從而增加銀行資本的收益率。主要方式是商業銀行與信托公司合作通過信托計劃來發放貸款（即銀信合作）和商業銀行理財產品。銀信合作業務是銀行將表內業務向表外轉移的一種方式，是銀行的表外業務，不被統計在資產負債表中，因而在貨幣供應量統計中沒有被統計，截至2013年末銀信合作余額達到4.6萬億元。商業銀行理財產品自2004年推出以來就逐漸變成商業銀行有效規避監管的另一種影子銀行業務，它是以理財資金作為資金來源發放委托貸款，不僅可以規避監管，而且可以減少因與信托公司合作而產生的交易成本。截止2013年末達到28.8萬億。商業銀行理財產品包括保本型理財產品和非保本型理財產品，保本型理財產品是表內業務，被統計在資產負債表中“委托貸款”賬戶下從而體現在M2中（梁珊珊等，2012）。然而，非保本型理財產品是表外業務，不在資產負債表中統計，更未在M2中體現。綜上所述，銀行雖然財務制度健全，但是通過有效的規避監管從而游離于我國貨幣金融統計辦法之外而沒有將其納入到統計范圍內，導致貨幣供應量統計失真。彭興韻、包敏丹（2005）指出一種金融工具的貨幣性越強，即充當支付手段和交易媒介功能可能性越大，越應該記錄在貨幣供應量中，不論其是表內業務還是表外業務。
（三）非金融機構影子銀行業務沒有也很難被統計在貨幣供應量中
非金融機構影子銀行業務類型包括：地下金融、民間借貸等。這類影子銀行業務采取的形式有三種：一對一式的民間借貸，主要表現為親人、朋友之間的借貸關系；多對一式的民間借貸，主要表現為一些企業從民間進行非法融資；一對多式民間借貸，主要表現為專門以放高利貸謀生的人群。非金融機構影子銀行業務屬于我國金融業監管的真空地帶，其從事的金融活動是地下操作，甚至是違法活動，只有暗訪才能得到部分的數據，統計成本很大，因此無法統計在貨幣供應量中。另外，這種影子銀行業務雖然向市場上提供了流動性，發揮了商業銀行核心職能，解決了社會上一部分融資需求，但是在任何社會都無法消除這種活動，也無法統計其具體規模，使得M2無法反映真實的貨幣供求關系。然而因其不會對整個貨幣市場產生太大影響，可以忽略不計，也沒有必要統計在貨幣供應量中。
影子銀行業務未被統計在貨幣供應量中引發的問題
（一）金融結構性扭曲現象
所謂“金融結構扭曲”是指銀行系統流動性總量看似足夠，但支撐實業融資的資本越來越少，而貨幣投機的資金急速膨脹。有媒體近日曾對10家銀行的調查結果顯示：“有資金、沒貸款額度”已經變成銀行的普遍現象，即銀行資產端的超額儲備資金很多，但負債端真正可以支撐貸款的一般性存款極少，而且還在流失。我國影子銀行的產生是伴隨著我國經濟發展的特殊狀況而產生的，是由我國寬松的貨幣政策和緊縮的信貸政策產生的“怪胎”，是金融抑制、金融資源錯配導致的產物，它與正規金融相伴而生，并不斷發展壯大，它的內生屬性與中小經濟融資需求相適應優勢決定了它是正規金融的補充。從經濟杠桿指標M2/GDP來看，2010年已經超過1.8，至2013年該指標已經達到1.9，說明我國市場上流動性很充足，但是，近幾年中小企業融資難、融資貴的問題很突出，據不完全統計僅2009年一年因資金鏈斷裂而倒閉企業6萬余家。因此，與M2所反映的市場上流動性充足的現狀出現了矛盾。我國金融市場上出現了金融結構性扭曲現象，出現這一現象的原因有兩個方面：一是資金錯配、空轉。在于我國貨幣供應量的統計指標M2包括實體經濟中的貨幣供應量和虛擬經濟中的M2，從2007年-2013年虛擬經濟中貨幣供應量來看，平均占到貨幣供應量30%，在虛擬經濟中空轉，并沒有流到實體經濟中；二是存款類金融機構的惜貸。主要原因有三方面：首先是國家經濟體制因素。我國是以公有制為主體，多種所有制經濟共同發展，這就決定了我國的銀行信貸資源向國有經濟、集體經濟和混合所有制經濟聚集，民營經濟很少能夠得到銀行信貸資源；其次是中小企業自身稟賦差。中小企業規模小，經營風險大，體制不健全，這就導致中小企業違約風險比較大，商業銀行是趨利避害的企業，經營原則就是在確保流動性和安全性的基礎上達到收益最大化，因此，對中小企業貸款比較謹慎；再次是中央銀行和銀監會的監管因素。中央銀行、銀監會對商業銀行經營進行監管，根據新監管要求商業銀行必須滿足系統重要性銀行資本充足率達到11.5%和非系統重要性銀行資本充足率達到10.5%的監管要求，而且貸款規模不能超過存款規模75%的存貸比限制，這就使得商業銀行為了增加收益和規避風險，而采取表內資產表外化，通過商業銀行理財產品、通過過橋業務投向銀信合作等理財產品，從而在滿足資本充足率和存貸比監管限制外，很大程度上提高了銀行資產收益率。
（二）我國貨幣之謎
麥金農（1993）將我國貨幣增長率超過通貨膨脹率與實際GDP增長率之和，貨幣供應量長期高于經濟總規模，但較長時間內并沒有引起物價同等幅度的上升的現象稱為“中國貨幣之謎”，換言之，M2/GDP與CPI所反映的市場上的貨幣供求關系產生矛盾。從宏觀經濟來看，2008年金融危機從美國蔓延至全世界，在我國需求不足的條件下，受凱恩斯功能財政思想的影響，國家出臺了4萬億的財政刺激計劃來擴大內需，2008年我國廣義貨幣量是475166.6億元，到2009年我國貨幣供應量達到606225.01億元，增加了28%。從M2/GDP來看，2008年M2/GDP為1.5，而2009年增長到1.8，增長了20%，然而我國2008年的通貨膨脹率只有5.9%，遠不及M2/GDP，從而產生M2/GDP與CPI不匹配表現的矛盾。伍志文（2003）指出，資本市場貨幣積累假說認為資本市場中的貨幣積聚是貨幣存量與物價指數缺乏直接聯系的原因，高M2/GDP是貨幣虛擬化過程中虛擬經濟和實體經濟關系失調的結果。如果貨幣在虛擬經濟中空轉，只會引起資本價格即利率的上漲，并不會引發通貨膨脹，因為通貨膨脹反映的是實體經濟的價格水平，貨幣供應量并非全部流到實體經濟中，有30%的貨幣供應量分流到虛擬經濟中，從而引發我國貨幣之謎。影子銀行為實體經濟提供了信貸支持，這部分資金流到實體經濟中，會引發通貨膨脹，但是這部分資金規模被漏記。根據上述測算，貨幣實際均衡供給量增長率與CPI呈同方向變動。
正確測算我國影子銀行規模的方法設計
目前，國內關于影子銀行規模測算主要有兩種方法，一種是加法，又叫直接法，即通過統計影子銀行各個部分的規模，加總計算得出結果，另一種方法是減法，又叫間接法。其中間接法最能反映我國影子銀行的總體規模，具有代表性的測算者是毛澤盛、萬亞蘭在《中國影子銀行與銀行體系穩定性閾值效應研究》中提出一種方法，其測算主要思想是創造一定的GDP需要相應的信貸規模作為支撐，根據影子銀行資金去向來計算。測算公式為： Shadbank=（RYL-RFL）×GDPF+（RYL-REL）×GDPE 。其測算存在的不足之處在于：由于信貸量與GDP的比例即FYL，只是從正規銀行部門獲得資金與GDP的比例，并不是市場貨幣總需求與GDP的比例，用從正規金融部門獲得的信貸資金減去從正規金融部門獲得的實際資金求得影子銀行實際規模，存在邏輯矛盾。因為全社會從正規部門獲得的信貸資金并不能反映經濟實體的真實資金需求及規模；這種方法計算的只是私企和個體工商戶用來創造真實GDP的那部分資金，流到虛擬經濟中的貨幣并沒有統計。為了更加貼近影子銀行真實規模，本了如下嘗試：
具體做法：根據2002-2006年的M2/GDP，以GDP為權重的加權平均值算出貨幣需求系數為β；根據2007年以來各年份名義GDP與需求系數相乘即得到各年份的貨幣需求量Md；根據各年份貨幣需求量與本年份的信貸規模SC之差求得影子銀行規模shadbank。公式為： Shadbank= Md-SC，則流入到虛擬經濟部分的貨幣規模SX=MS- Md。
選2002-2006年的M2/GDP作為計算貨幣需求量的依據：2002-2006年這段時期是金融危機前我國經濟處于穩定增長時期，宏觀經濟基本面比較好。根據1990-2012年GDP/M2分析，可以發現從1990年我國M2/GDP由0.82上升到2001年的1.46，上升了78%。從2002年到2006年之間，我國M2/GDP維持在1.6左右，上下浮動不到5%，而這段時間是我國經濟發展比較穩定的一段時間，在此期間我國CPI平均在1.5%，GDP增長率維持在10%左右，可以假定這段時間我國市場正規金融滿足市場需要，影子銀行規模比較小忽略不計。三個變量的變化關系如圖1所示。
測算方法可以克服毛澤盛等測算中存在的問題，用貨幣需求系數測算出的資金需求量能夠真實反映市場對貨幣的需求，用銀行貸款規模來反映市場從正規部門獲得資金情況，貨幣需求與正規部門獲得資金之差就是影子銀行規模。用圖2表示。
假設實體經濟市場上貨幣供求狀況在E點達到均衡狀態，此時貨幣價格即市場均衡利率是I，貨幣需求量是X0，從正規金融部門獲得信貸量是X1，此時影子銀行提供了另一部分資金需求（X0- X1）即圖2中虛線括弧表示的規模。而在市場上貨幣供給量為X2，資金流入實體經濟部門規模是X0，因此流入到虛擬經濟部分的貨幣量為（X2-X0）。測算結果如表1和表2。
為了檢驗本文所測算貨幣需求基本與經濟發展規律相吻合，繪制出CPI、M2增長率、貨幣需求Md增長率之間的趨勢圖，如圖3所示。
從圖3可以看出Md增長率與CPI增長率基本吻合，而M2增長率則與CPI并非同向變動，二者變化規律并沒有穩定關系，以2009年為例，我國出現輕微的通貨緊縮，此時實際貨幣需求增長率在減少，但是貨幣供應量M增長率卻在增加，與基本經濟規律不符合。所以，本文測算的貨幣需求更能反映市場貨幣真正供求關系，基本屬于均衡貨幣供應量。
從測算結果可以得出以下結論：第一，我國正規金融部門的信貸配給不能滿足市場對貨幣的需求，影子銀行作為正規金融部門的補充，向市場提供了流動性，解決了市場上將近15%的資金需求。從另一個側面反映出我國金融抑制比較嚴重，信貸政策比較苛刻，從而導致資金錯配，難以解決中小企業以及農戶甚至是一些效益比較差的大型企業對資金的需求。第二，從流向虛擬經濟一組數據可以看出，雖然我國貨幣供應量中M2很大，但并沒有流到實體經濟中，而是流到虛擬經濟中。在虛擬經濟中的這部分資金并不發揮價值創造的功能，只是通過投機手段發揮價值分配的功能。這就解釋了我國市場上流動性如此充足，但是民營企業因資金周轉問題而紛紛倒閉的怪誕現狀。而且，也說明了GDP/M2如此之高，而通貨膨脹卻只有5%的現象，這一現象原因在于市場的流動性并沒有流到實體經濟中，并不會引起實體部門價格的上漲。第三，影子銀行業務并非對經濟體只有負面作用。我國由于金融創新不足，金融監管比較審慎，金融抑制比歐美國家程度要深，因此，我國的影子銀行業務只是簡單的信貸業務，風險級次只有一級，即客戶對影子銀行業務部門，沒有復雜的交叉感染，所以風險較小。就目前影子銀行規模來看，我國影子銀行業務雖然存在一定的風險，如非法集資，跑路等違約風險，但是影子銀行業務確實解決了我國民間資金的需求，填補了正規金融部門無法企及的領域。根據毛澤盛測算影子銀行對銀行的穩定性存在一個閾值，影子銀行規模對金融系統穩定性的影響呈“U”結構，如果影子銀行規模超過閾值，則威脅到金融系統的穩定性，如果在這個閾值范圍內，將促進金融系統穩定。根據他的測算這個閾值大約為6.07萬億，由于其測算的影子銀行規?？趶讲煌紤]到誤差因素，我國影子銀行規模仍然沒構成對我國金融穩定性太大的威脅。
對我國目前貨幣供應量統計的建議
完善我國的貨幣統計口徑，加強對貨幣供應量的整體規模監督，使M2能夠更好的反應我國經濟運行中貨幣供應量真實情況。首先，將存款類金融機構的影子銀行業務納入到資產負債表，將表外業務表內化，納入到貨幣供應量統計和金融監管范圍內；其次，完善非存款類金融機構的財務制度，將其從事類信貸的業務納入到金融統計范圍內，并將影子銀行業務納入到貨幣供應量統計中，另外，對有些影子銀行業務如小額貸款公司等不具有金融牌照，更不會納入到金融監管范圍內，因此，要把這些從事金融業務但不具有金融牌照的部門納入到金融統計和監管中。再次，對于民間借貸，不需要統計在貨幣供應量中，只需要控制其規模即可。
