货币供给量
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货币供给量范文第1篇
文献综述
刘斌（2002）针对我国的具体情况对货币供应量、物价和产出进行了研究，通过实证发现，无论在短期还是在长期，货币供应量的变化对物价会产生影响，这种影响会随着时间的推移而全部的体现在商品价格水平的变化上。刘金全、张文刚、刘兆波（2004）运用协整检验和ECM模型，对货币供给增长率与通货膨胀率进行了研究，结果表明二者存在正相关的长期协整关系，说明货币政策在价格水平调整上仍然起到导向的作用。朱慧明、张钰（2005）运用误差修正模型，考察1994年第一季度到2004年第四季度期间货币供给量增长与通货膨胀率之间的长期均衡关系和短期动态关系，M2对通货膨胀率的解释作用最强。
由于不同的学者对于货币供给量和通货膨胀率指标选取和处理方式不同，以及研究的时间跨度不一样，研究结果也会大不一样。但在不同的时期结合不同的指标都有一定的合理性。
指标选取
衡量通货膨胀的指标有多种，常用的有消费者物价指数（CPI）、国内生产总值平减指数（IPD）、生产者价格指数（PPI）等。国内外学者都比较倾向于采用CPI指标衡量通货膨胀或通货紧缩的程度。因此本文选用CPI作为衡量通货膨胀的指标。
我国货币供应量一般分为三个层次： M0、M1、M2。其中，M0为流通中的现金， 狭义货币供给量M1=M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款；广义货币供给量M2=M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+外币存款+信托类存款。介于目前学术界针对货币供给量和通货膨胀关系的研究上，对货币供给量的选取不尽相同。在本文中，货币供给量指标选用M2、M1、M0，讨论不同的货币供给量指标对CPI的影响。
数据说明
本文CPI指数采用国家统计局的统计数据，数据形式选用指数形式；M2、M1和M0的数据来源于中国人民银行的统计数据。由于时间序列一般都含有季节性变动，而季节性变动会掩盖经济发展客观规律。季节调整就是从时间序列中去除季节变动要素，从而显示出序列潜在的趋势循环分量，趋势循环分量能够真实地反映经济时间序列运动的客观规律。因此本文实证部分的数据都是经过X11季节调整法调整过的数据，消除了季节要素和不规则要素。
1998年和1999年金融体制改革，使我国的金融体制初步形成市场化框架。2005年4月，我国启动股权分置改革试点。2005年7月，我国实施人民币汇率形成机制改革。这一系列的改革使得我国金融体系进一步深化和高效。因此本文采用1999年12月-2012年8月与2005年7月-2012年8月两段数据（本文将1999年12月-2012年8月记为时段1，将2005年7月-2012年8月记为时段2），来讨论在不同的时期货币供给量与通货膨胀之间的关系。
实证研究
（一）单位根检验
时间序列本身往往是非平稳序列，但它们的线性组合却可能是平稳序列。这种平稳的线性组合被称为协整组合，并且可以用来解释变量之间的长期稳定的均衡关系。由于变量之间存在协整关系，首先要求所涉及变量具有同个数的单位根，即相关变量为同阶单整。本文采用ADF检验法来检验相关变量的平稳性，滞后期根据SIC准则确定，检验结果（时段1）如表1所示。
从表1可以看出，序列CPI、M0、M1、M2在置信区间10%下都是不平稳的；虽然D（M0）与D（M1）在置信区间1%下并不平稳，但在5%的置信区间下是平稳的，因此可以认为原序列均为一阶单整序列（时段2的单位根检验结果与时段1一样）。
（二）协整检验
变量之间的协整关系可以反应出非平稳数据之间长期的稳定关系。本文采用Johansen与Juselius在1990年提出的协整检验方法，一般称为JJ检验。CPI分别与M0、M1、M2的协整检验结果（时段1）如表2所示。
由表2可以看出，在5%的置信水平下，CPI与M0、M1、M2都分别存在着长期稳定关系（时段2的单位根检验结果与时段1一样）。
（三）格兰杰检验
为了更进一步的探知，M0、M1、M2的变化是否就是引起CPI变化的原因，本文将对所选取的指标数据进行Granger因果关系检验，滞后阶数由AIC与SC准则确定。下面分别检验M0、M1、M2与CPI因果关系，检验结果如图1、图2所示。
图1和图2表明，无论采用时段1还是时段2的数据，在显著性水平为5%的情况下，M1和CPI互为格兰杰原因；而M0和CPI之间不存在格兰杰原因；M2不是CPI的格兰杰原因。文章将重点关注货币供应量指标M1与CPI之间的相互关系。
（四）脉冲检验
脉冲函数可以用来反映M1与CPI之间的短期动态关系，描述一个变量受到一个标准差信息的影响后对相关变量当期值和未来值带来的冲击。M1对CPI的脉冲检验结果如图3和图4所示。
图3和图4表明，给M1一个标准差大小的正向冲击（流动性过剩）后，CPI呈现了一个逐渐上升的趋势，然后趋于稳定。说明给M1一个外部条件的冲击后，随着时间推移，可以通过市场将波动传递给物价，而且这一冲击对物价的影响具有较长的持续效应。另外，在时段1，在2到4期中，受影响程度维持在0.17；在时段2中，维持在0.21。仔细比较图3和图4可以发现， M1在时段2比时段1中对CPI的影响程度略大。说明近几年M1对CPI的影响相对加大。
（五）方差分解
通过方差分解可以了解到M1冲击对CPI的方差贡献率，进一步分析M1对CPI的冲击作用。方差分解结果如图5和图6所示。
比较图5和图6可以发现，在时段2中，M1对CPI的方差贡献率比时段1中略大。这同样说明，近几年M1对CPI的影响加大。
结论及建议
在本文中，M1和CPI互为格兰杰原因，而M2与CPI之间不存在互为格兰杰原因的关系。1984年，我国经济改革全面开展，如果将数据区间扩展至1984年，选取的数据区间不同，会得出不同的结论。从2012年6月起，我国央行频繁采取逆回购操作方式，到目前为止，已累计向市场注入上万亿的流动性，但近几个月CPI指数并未明显上升，主要是因为新增信贷主要流向了个人房产抵押贷款和虚拟资产，这也验证了近年来我国M2和CPI之间的并没有之前密切。
由于我国金融体制的深化改革，投资方式的多样化，金融资产规模加速扩大，增加的货币供给量被虚拟经济吸收的数量在逐步增加。而CPI更多的是反映与居民密切相关的日用生活消费商品和服务项目的价格，尤其是容纳大量资金的股市和房地产行业的资产价格并未纳入CPI统计范围之内，但房价支出却占居民可支配收入很大比例，因此考虑将房价等资产价格纳入CPI的统计范围之内，能更有效地抑制通货膨胀，制定相关经济政策。另外，M2计量方式有所改变，自2011年10月起，货币供应量已包括住房公积金中心存款和非存款类金融机构在存款类金融机构的存款，也使得M2和CPI的相互作用下降。
M0与CPI之间不存在互为格兰杰原因的关系，而M1对CPI的影响有加大趋势。主要是因为随着我国金融体系便利性加大，以及支付方式趋于电子化、快捷性和多样性。流通中的现金M0作为支付手段的比重正在逐步下降，越来越多的人选择了使用银行卡等新兴渠道作为支付手段。
我国M2和CPI不存在紧密的联系，尤其是在我国居民高储蓄的背景下。本文研究结果表明，M2的增加不会直接引起通货膨胀，为采取宽松货币政策拉动经济增长提供了一定的依据。但根据货币主义的理论，长期货币存量的增加势必会反映到资产价格上来。目前我国需要关注的是如果调动市场中闲置资金，在保证金融体系稳定的前提下加大对金融体系的改革，为储蓄进入投资领域提供更多更快捷的渠道，进一步提高资金使用效率。
参考文献：
1.易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].中国人民大学出版社，2008
2.刘金全，张文刚，刘兆波.货币供给增长率与通货膨胀率之间的短期波动影响和长期均衡关系分析[J].中国软科学，2004（7）
货币供给量范文第2篇
【关键词】货币供应量；经济增长；Granger因果检验；协整检验；脉冲响应函数
一、货币供给量与经济增长的实证分析
（一）变量选择和样本数据的选取
本文选取我国1990年―2015年的相关年度数据作为样本数据，来源于国家统计局官网。采用GDP的当期变量作为经济增长的变量，用GDP表示。货币供给量指标用流通中现金（M0）、狭义货币供应量（M1）、广义货币供应量（M2）的当期存量表示。为了使数据线性化，并消除序列中存在的异方差，对所有序列数据进行对数化。因此变量变为流通中现金（LM0）、狭义货币供应量（LM1）、广义货币供应量（LM2）和 LGDP，对数后不会改变变量之间的线性关系。
（二）单位根检验
本文先利用ADF检验对GDP和货币供给量进行平稳性检验，可以发现LM0和LM2序列平稳，LM1和LGDP序列不平稳，然后对LM1和LGDP各自进行一阶差分后，可以发现?LM1和?LGDP在5%的显著性水平下是平稳的。
（三）协整检验
由单位根检验可知时间序列LM1和LGDP是一阶单整，则可能存在长期稳定的均衡关系，利用Johansen协整检验方法对它们进行协整检验。具体结果详见表1 。
由协整检验结果可知，在0.05的显著性水平下，LGDP与LM1之间不存在协整关系，这就说明在该样本期间内，我国的经济增长与狭义货币供应量之间不存在长期的均衡关系。
（四）Granger 因果检验
LM1与 LGDP之间不存在协整关系，LM0和LM2序列平稳，所以可以先建立VAR模型，然后分析被检验变量与因变量之间的因果关系。为了说明不同统计口径下货币供给量与经济增长之间的因果关系，需要分别对LM0、LM1、LM2和 LGDP的因果关系进行检验，在此分别取滞后期为1和滞后期为2，对 LM0、LM1、LM2和 LGDP进行Granger因果关系检验。检验结果表明，在显著性水平0.05下，LM0、LM1、LM2全部都是LGDP的 Granger原因，这说明流动的现金和定期存款都会影响经济增长。
（五）脉冲响应函数
格兰杰因果关系检验解释了LM0、LM1、LM2 与LGDP之间存在的因果关系，但是却不能提供动态信息，无法知道当其中的一个变量变化时，另一个变量的变化特征。因此，要运用脉冲响应函数进一步分析货币供给量与经济增长之间的关系动态关系。以下曲线图是VAR模型脉冲响应函数的结果。
可知，GDP受自身一个冲击后，从第一期开始上升到第二期达到最高值，然后冲击作用开始下降，直到第九期开始在一个低值趋于平稳。
由图 2 可知，当 GDP 的随机扰动项受到一个标准差大小的冲击时，它在前两期内对 M0的正向作用不断增大，在第二期达到最大。随后第二期到第六期平稳下滑，在第七期以后GDP对M0的影响几乎保持稳定的正向作用。所以说短期内，M0的变化会引起经济的增长，但长期来看，作用不显著，因此，货币政策只能作为一个短期的政策。
由图3可知，当GDP的随机扰动项受到一个标准差大小的冲击时，对M1的正向作用在第三期达到最低，在随后的几期里，这种正向作用逐渐趋于平稳。总体来说，它对M1的影响作用不大，表现为正向作用，由经济增长对M0和M1的影响可以看出我国是一个高储蓄的国家，短期经济增长的波动并不会增加货币的流动性，这与实际经济现象相符，即货币政策短期内会引起经济波动，长期内逐渐趋于稳定。
由图4可知，当GDP的随机扰动项受到一个标准差大小的冲击时，它在前四期内对M2 的正向作用逐渐增大，在第四期之后对M2的正向作用逐步减小，在第十期以后，正向作用趋于稳定。这说明短期内，M2的变动会引起经济增长的波动性变化，最终趋于正向稳定态势，所以长期来看，M2的增加会带来经济的微弱增长。因此货币政策会造成短期的经济波动，长期的效果不大，微弱变化。
二、研究结论与对策建议
（1）LM1与 LGDP 之间不存在协整关系，LM0和LM2序列平稳；在显著性水平0.05下，LM0、LM1、LM2全部都是LGDP的 Granger 原因，这说明流动的现金和定期存款都会影响经济增长。（2）LM2对LGDP的影响作用强于LM0和LM1。广义货币供给量LM2能够较好地反映宏观经济的整体运行，政府应关注LM2的变化，但是也不能忽略LM0和LM1的变化，只有全面综合衡量三者对经济增长的影响，才能适时适度的运用货币政策。（3）由脉冲响应函数的结果可知，经济增长短期内会带来货币供应量的变化，但长期影响不大。（4）研究M0、M1与经济增长之间的关系，能够反映居民消费的变化。由M0和GDP脉冲响应函数可知，长期来看经济增长并没有带来M0的增长。目前，中国正处于经济结构转型时期，公众不稳定的心理预期会导致消费水平降低，储蓄较高，不利于经济增长。因此，中国要尽快建立覆盖城乡的社会保障制度，逐步提高社会保障水平。另外，要逐步提高公众的消费水平就要缩小收入分配差距，健全国民收入分配体系。总之，政府应该加强货币政策与各种政策的协调配合使用。（5）从脉冲响应函数中可以看出，无论是M0、M1 还是M2对经济增长的影响都是短期的，在长期内基本趋于稳定。
鉴于以上研究结果，提出相应的政策建议：（一）通过货币供给量的调整刺激经济增长不是非常有效的政策，所以不建议单单通过货币供应量的改变来促进经济的增长。
（二）根据广义货币供应量对经济增长的影响较大，可以验证我国一定宏观环境下适度宽松的货币政策有利于经济的增长，因此可以通过一定范围内提高我国广义货币的流通率，降低存款，盘活货币、促进消费的措施提高经济增长。
（三）货币供给量应该根据经济增长调整。通过数据分析发现，货币供给对经济增长虽然没有较强的促进作用，但是经济增长明显对货币供应量有一定的要求，是货币供给量的因果反应。
（四）M0、M1、M2值的增加均能在一定程度上促进GDP的增长，但M0、M1对GDP后期的影响使得GDP的值是向下波动的，说明经济增长到一定程度后，M0、M1值的继续增加，给社会带来的是人民币的贬值和物价的持续上涨，社会实际的需求量没有增加，而是出现购买力的持续下降，市场的供求未达到新的均衡点。
参考文献：
[1] 李建浔.货币供应量与经济增长关系的实证分析及政策思考[J].经济师，2004（5）：82-83
[2] 张谊浩，周庭佐.货币供应量对稳态经济增长的作用[J].中国经济问题，2011（4）：37-46
[3] 欧阳志刚，史焕平.后金融危机的货币供给过剩及其效应[J].经济研究，2011（7）
[4] 陈清源，李凌.我国货币供给与经济增长的相关性分析[J].经济观察，2009（10）
[5] 何志雄.我国货币供应量与经济增长的关系研究[J].财经观察，2014（3）
货币供给量范文第3篇
中图分类号：F820 文献标识码：A
内容摘要：探讨股票市场与货币供给及货币结构的关系有利于股票市场稳定及货币政策优化。本文对货币供给量及货币结构与股票市场之间的相互关系进行了实证分析。结果显示：上证指数与货币供给和货币结构呈现长期均衡关系；上证指数与货币供给量、货币结构呈单向因果关系；货币供给量和货币结构是上证指数货币结构的原因，上证指数则不是货币供给和货币结构变化的原因。
关键词：股票市场 货币供给 货币结构 实证分析
问题的提出
理论界主要从以下两个方面研究了股票市场与货币供给的关系：一是从理论角度研究货币政策与股票市场之间的关系，如Friedman认为股票市场的发展及股价变动会通过财富效应等途径对货币需求结构产生影响；二是从实证角度研究货币供给与股票市场的关系，如Homa and Jaffee（1971）对股票市场与货币政策进行实证研究发现：货币供应量与利率变化总是领先于股票市场的变化。Berkman（1978）发现货币供应量变化和股市价格变化之间存在着逆向变化的关系。国内学者的研究大多以实证为主。钱小安（1998）对货币供给和股价的相关性进行研究发现：股指与各个层次的货币供应量相关性较弱且不稳定。李红艳、江涛（2000）运用1993-1999年的数据检验了货币供给量和股指的关系，表明中国股指与货币供应量之间存在长期均衡关系，两者的因果关系中，股市价格主要处于因方地位，货币供应量主要处于果方地位，且股票价格对不同层次的货币供应量影响不同。杨新松、龙革生（2006）的实证研究表明货币供应量M1和M2与股市流通市值存在双向因果关系，而卢艳茹（2008）的分析结论是货币供应量和股指之间双向都不存在因果关系。李文军（2002）研究认为货币供应量和股市之间存在一定的互动关系。孙华妤、马跃（2003）用动态滚动式VAR模型研究发现所有的货币供应量对股市都没有影响。
纵观国内外研究发现，国外学者从理论上研究货币政策与股票市场之间的关系是建立在一系列经济学假设之上的，现实中货币供给与股指间的关系并非全都符合理论上的推理。另外，国外以成熟的股票市场作为研究对象，其结论不完全适合于处于转轨过程中的我国新兴股票市场；我国学者对货币供给与股票价格关系的研究多是集中在股权分置改革之前。所以，本文的创新之处在于：一是将选取股权分置改革以后的2006年1月至2011年12月作为时间区间，二是同时将货币供给量和货币结构作为变量研究货币供给、货币结构和与上证股指之间的关系。
理论分析及模型构建
（一）股票市场与货币供需相互影响的理论分析
1.股票市场影响货币需求的理论分析。股价变动会通过四个途径影响货币需求：一是财富效应，股票价格的上涨意味着名义财富的增加，而财富的增加将增加对货币的需求；二是资产组合效应，股票价格上涨反映了风险性资产预期收益和资产组合风险上升，从而导致居民通过增加相对安全资产来对冲这种风险，如增加对短期债券和货币的持有；三是交易效应，股价上涨往往伴随着股票交易量的增加，这将产生相应的货币需求；四是替代效应，股价上涨导致的交易量扩张一般会使得股票的吸引力增加，对货币有一种替代作用，从而降低货币需求。上述四种效应中，财富效应、资产组合效应和交易效应会增加货币需求，而替代效应则减少货币需求。
2.货币供给及结构对股票市场影响。货币供应量的变化会通过一定的传导机制影响到股票价格。从利率的角度来看，随着货币供应量的增加，利率水平会随之下降，进而引发更多的投资支出。投资支出的增加创造更多的家庭收入，因而引起消费支出的增加。后者通过乘数的作用又导致了更高的产出和更多的公司利润。公司利润的提高又会刺激股票购买，从而促使股票价格提高。由于股票的价格等于按利率贴现的预期收益流量，与利率成反比，这样也会提高股票的预期收益的现值，从而进一步促使股票价格上涨。
（二）研究变量样本数据的选取
货币供给量及结构与股票市场关系的理论分析是建立在一系列假设之上的，而实际经济活动较假设更加复杂或与假设可能不符，货币供给与股价的关系并非全都符合理论上的推理。本文将运用时间序列平稳性检验、Granger因果检验、VAR模型分析研究我国货币供给、货币结构与股市之间的关系。
根据我国股票市场波动的中线特征和货币供给的周期性特征，本文采用季度数据进行实证研究。用上证指数的季度收盘数据表示股市的变动趋势，数据来源于上海证券交易所网站公布的月度报告（用Ind表示上证指数）；考虑到代表货币政策性质和对股价具有较大影响的货币统计口径为广义货币（M2），所以文章选取M2作为货币供给量，即M=M2，用表示货币结构。样本区间为2006年1月到2011年12月的24组季度样本观察数据，M和MG数据来自于中国人民银行网站统计公报。
实证分析
（一）平稳性检验及协整检验
货币供给量范文第4篇
国民经济指标货币供应量相关性
1引言
国民经济宏观指标包括GDP、CPI、PPI等指标，这些指标从宏观经济运行状况、物价水平以及工业发展水平三个方面综合研究一国宏观经济情况，是反映经济运行的最核心指标。金融市场特别是资本市场的经济指标很多，但一国的货币供应量却是反映金融情况最为核心的指标，因此本文采用GDP、CPI、PPI、M0、M1、M2指标进行分析。
2模型研究分析
2.1数据介绍
本文采用的指标为GDP、CPI、PPI、M0、M1、M2，其中GDP,M0，M1，M2为绝对量，而CPI,PPI为相对量。首先，从国家统计局发行的《中国统计年鉴》中选取1992~2010年数据；其次，将数据处理为基期为1990年的指数数据；最后，将处理过的数据进行相关性分析。
2.2相关性分析
通过分析可得GDP与M0、M1、M2的相关系数分别为0.998、0.987、0.988；CPI与M0、M1、M2的相关系数分别为0.821、0.771、0.775；PPI与M0、M1、M2的相关系数分别为0.817、0.774、0.781；GDP与CPI、PPI的相关系数分别为0.820、0.822。从上述分析中可以看出，所有指标都呈正相关。第一，GDP与M0，M1，M2呈高度正相关，说明经济水平发展同货币供应量之间有强烈的影响，也可以理解为货币供应量的增加对一国经济发展具有促进作用，而且该作用是非常明显的，则对货币供应量的调控是宏观经济调控的有效手段。第二，GDP与CPI，PPI的相关系数分别为0.820和0.822，说明经济增长与价格增长有互相促进的作用，经济增长带动价格上涨，价格上涨同时也影响经济增长。第三，CPI与PPI有高度相关性，说明居民消费品与工业出厂品的价格有高度关联性，居民消费品价格上涨必然会引起工业产品的价格上涨，从而导致全社会的物价上涨。第四，M0、M1、M2也具有高度相关性，这与其本质属性有关，M1=M0+活期存款，M2=M1+准货币，因此这三个指标必然有高度相关性。从上图中可以发现，M2增速最快，GDP增速最慢，说明增加货币供给量并不会导致GDP的同幅度增长，以货币供应量为主的货币政策有一定的缺陷，该政策并不会完全作用于经济增长。
从图2可以明显看出相对于物价水平而言，GDP增长速度非常快，而同经济增长相比，CPI、PPI的增幅则缓慢许多，物价在1992~1995年增幅较大，1996~2004年基本保持平稳，2005~2010年CPI略有上涨，PPI则出现了先上涨后下降再上涨的V行走势，从中可以看出2008年的美国次贷危机对我国的工业制品的影响很大。
3结论
通过上文分析可知：第一，经济水平发展同货币供应量之间有强烈的影响，也可以理解为货币供应量的增加对一国经济发展具有促进作用，而且该作用是非常明显的，则对货币供应量的调控是宏观经济调控的有效手段。第二，经济增长与价格增长有互相促进的作用，经济增长带动价格上涨，价格上涨同时也影响经济增长。第三，居民消费品与工业出厂品的价格有高度关联性，居民消费品价格上涨必然会引起工业产品的价格上涨，从而导致全社会的物价上涨。第四，增加货币供给量并不会导致GDP的同幅度增长，以货币供应量为主的货币政策有一定的缺陷，该政策并不会完全作用于经济增长。第六,相对于物价水平而言，GDP增长速度非常快，而同经济增长相比，CPI、PPI的增幅则缓慢许多， 2008年的美国次贷危机对我国的工业制品的影响很大。
参考文献：
货币供给量范文第5篇
我国货币供应量统计现状及影子银行概念
从1994年我国统计和公布货币供应量伊始，我国先后对货币供应量统计口径完成了3次修订，我国目前编制货币供应量统计的依据是2011年修订后的准则，首先依据流动性对各个货币资产划分层次，其次将中央银行资产负债表与存款货币银行资产负债表合并成为货币概览，统计出M0和M1，最后通过分析合并货币概览与特定存款机构的资产负债表形成银行概览，计算出M2。计算公式为：M2=M1+定期存款+储蓄存款+非存款类金融机构在存款类金融机构存款（委托存款+信托存款+保证金存款+保险基金存款+保证金存款）+住房公积金存款（赵彦云等，2012）。
影子银行体系（shadow banking system）的概念最早是由美国太平洋投资管理公司执行董事保罗?麦考利2007年在美联储年度研讨会上提出。经过学者们不断研究，2010年美国金融稳定局（FSB）结合金融调查委员会（FCIC）对影子银行的定义，将影子银行的概念界定为三个层面：第一个层面是指由非正规金融实体及其活动所组成的一个信用中介系统（system of credit intermediation）；第二个层面是指具有系统性风险隐患和监管套利隐患的非正规金融实体及其活动；第三个层面发挥商业银行三大核心职能（期限匹配、流动性转换以及杠杆交易）的非正规金融实体，如金融担保机构、债券与抵押贷款保险商以及信用评级机构。对我国影子银行最为全面定义的是国务院发展研究中心金融研究所副所长巴曙松，巴曙松（2013）将影子银行按统计口径划分为四个层次：最窄口径，影子银行仅包括银行理财业务和信托公司两类；较窄口径包括最窄口径、财务公司、汽车金融公司、金融租赁公司、消费金融公司等非银行金融机构；较宽口径包括较窄口径、银行同业业务、委托贷款等表外业务、融资担保公司、小额贷款公司和典当行等非银行金融机构；最宽口径包括较宽口径和民间借贷。中国人民银行在《2013年中国金融稳定报告》中，借鉴国际上的有关定义，结合我国实际，将影子银行概括为正规银行体系之外，由具有流动性和信用转换功能、存在引发系统性风险或监管套利可能的机构和业务构成的信用中介体系。本文为研究方便将其划分为三类：传统金融机构内部的影子银行业务，如：非保本型理财产品、委托贷款、信贷资产证券化等；非银行金融机构的影子银行业务，如：信托公司的金融信托、投资公司的信托投资基金；非金融机构的影子银行业务，如：P2P、民间借贷等。
影子银行对我国货币供应量统计的影响机理
（一）货币金融统计的对象不包含非银行金融机构的影子银行业务
我国货币金融统计涉及的金融机构包括中央银行、商业银行、邮政储蓄银行、信用社、三家政策性银行，并且通过分析合并他们的资产负债表统计出货币供应量，因此，只包含了存款类金融机构，非存款类金融机构并未纳入到货币供应量统计中。非存款类金融机构主要包括：财务公司、汽车金融公司、金融租赁公司、消费金融公司、典当行、融资担保公司、小额贷款公司、非融资性担保公司、P2P、众筹等。从目前货币金融统计状况来看，这类公司虽然有财务制度，但是他们根本没有金融牌照，因此，没有被纳入金融统计之列。以担保公司为例，担保公司包括融资性担保公司和非融资性担保公司。融资性担保公司有两类，一类是由地方政府注资成立的担保公司，这类担保公司是与银行合作，给银行的一些贷款项目提供担保；另一类是民营融资性担保公司，这类公司的资金来源是社会上的闲散资金，这部分资金运作就脱离了传统的银行系统，从而游离在银行体系之外。第一类融资性担保公司的信贷业务被统计在银行的资产负债表内，纳入到货币供应量统计中；而第二类融资性担保公司的信贷业务，游离在银行体系之外，并没有被统计在货币供应量中。对于非融资性担保公司从事的业务与第二类融资性担保公司从事的业务相同，只是二者的资质不同，非融资性担保公司没有获得金融办颁发的融资性担保业务经营许可证，其操作过程极其隐蔽，财务制度也不健全，因此，也无法统计在货币供应量中。小额贷款公司是用公司自有资金和在银行获得的部分信贷资金向市场上发放小额信用贷款，并从中收取利息，与担保公司不同的是其从事的是无抵押贷款，贷款效率高，但同样绕开了银行贷款系统，向市场上释放了流动性，并未统计在货币供应量中。典当行作为最古老的民间金融形式，目前从事新三件（房屋、车辆、有价证券）的抵质押贷款，向市场上释放流动性，但并未纳入货币供应量统计之列。最值得一提的是投资公司这种金融机构，虽然投资公司是由担保公司演化而来的，是民间借贷走向台面的产物，但是其从事的是资金池业务，不再像担保公司那样只是替借贷双方提供第三方担保，并从中收取手续费的运营模式。其运营模式是一方面以高于银行一年期存款利率的6-7倍从市场上获得闲散资金，然后再将资金以年利率48%贷给用资方，从而赚利差。其一方面分流了银行存款，另一方面又向市场上提供了流动性，但其操作很多都不合法，更加不可能被统计在货币供应量中。
（二）存款类金融机构资产负债表中不包含其隐含的影子银行业务
货币金融统计是通过对存款类金融机构资产负债表的分析而计算货币供应量的，但是，存款类金融机构隐含的影子银行业务在会计处理上并未记录在表内，因此，这部分影子银行业务的规模被遗漏在货币供应量统计之外。存款类金融机构中隐含的影子银行业务，主要包括两类代表性的业务：银信合作和商业银行理财产品。由于中央银行对商业银行有存贷比的限制和资本充足率的硬性要求，为了增加银行资产的收益性并且符合中国人民银行的监管要求，商业银行通过将表内资产表外化来规避监管，从而增加银行资本的收益率。主要方式是商业银行与信托公司合作通过信托计划来发放贷款（即银信合作）和商业银行理财产品。银信合作业务是银行将表内业务向表外转移的一种方式，是银行的表外业务，不被统计在资产负债表中，因而在货币供应量统计中没有被统计，截至2013年末银信合作余额达到4.6万亿元。商业银行理财产品自2004年推出以来就逐渐变成商业银行有效规避监管的另一种影子银行业务，它是以理财资金作为资金来源发放委托贷款，不仅可以规避监管，而且可以减少因与信托公司合作而产生的交易成本。截止2013年末达到28.8万亿。商业银行理财产品包括保本型理财产品和非保本型理财产品，保本型理财产品是表内业务，被统计在资产负债表中“委托贷款”账户下从而体现在M2中（梁珊珊等，2012）。然而，非保本型理财产品是表外业务，不在资产负债表中统计，更未在M2中体现。综上所述，银行虽然财务制度健全，但是通过有效的规避监管从而游离于我国货币金融统计办法之外而没有将其纳入到统计范围内，导致货币供应量统计失真。彭兴韵、包敏丹（2005）指出一种金融工具的货币性越强，即充当支付手段和交易媒介功能可能性越大，越应该记录在货币供应量中，不论其是表内业务还是表外业务。
（三）非金融机构影子银行业务没有也很难被统计在货币供应量中
非金融机构影子银行业务类型包括：地下金融、民间借贷等。这类影子银行业务采取的形式有三种：一对一式的民间借贷，主要表现为亲人、朋友之间的借贷关系；多对一式的民间借贷，主要表现为一些企业从民间进行非法融资；一对多式民间借贷，主要表现为专门以放高利贷谋生的人群。非金融机构影子银行业务属于我国金融业监管的真空地带，其从事的金融活动是地下操作，甚至是违法活动，只有暗访才能得到部分的数据，统计成本很大，因此无法统计在货币供应量中。另外，这种影子银行业务虽然向市场上提供了流动性，发挥了商业银行核心职能，解决了社会上一部分融资需求，但是在任何社会都无法消除这种活动，也无法统计其具体规模，使得M2无法反映真实的货币供求关系。然而因其不会对整个货币市场产生太大影响，可以忽略不计，也没有必要统计在货币供应量中。
影子银行业务未被统计在货币供应量中引发的问题
（一）金融结构性扭曲现象
所谓“金融结构扭曲”是指银行系统流动性总量看似足够，但支撑实业融资的资本越来越少，而货币投机的资金急速膨胀。有媒体近日曾对10家银行的调查结果显示：“有资金、没贷款额度”已经变成银行的普遍现象，即银行资产端的超额储备资金很多，但负债端真正可以支撑贷款的一般性存款极少，而且还在流失。我国影子银行的产生是伴随着我国经济发展的特殊状况而产生的，是由我国宽松的货币政策和紧缩的信贷政策产生的“怪胎”，是金融抑制、金融资源错配导致的产物，它与正规金融相伴而生，并不断发展壮大，它的内生属性与中小经济融资需求相适应优势决定了它是正规金融的补充。从经济杠杆指标M2/GDP来看，2010年已经超过1.8，至2013年该指标已经达到1.9，说明我国市场上流动性很充足，但是，近几年中小企业融资难、融资贵的问题很突出，据不完全统计仅2009年一年因资金链断裂而倒闭企业6万余家。因此，与M2所反映的市场上流动性充足的现状出现了矛盾。我国金融市场上出现了金融结构性扭曲现象，出现这一现象的原因有两个方面：一是资金错配、空转。在于我国货币供应量的统计指标M2包括实体经济中的货币供应量和虚拟经济中的M2，从2007年-2013年虚拟经济中货币供应量来看，平均占到货币供应量30%，在虚拟经济中空转，并没有流到实体经济中；二是存款类金融机构的惜贷。主要原因有三方面：首先是国家经济体制因素。我国是以公有制为主体，多种所有制经济共同发展，这就决定了我国的银行信贷资源向国有经济、集体经济和混合所有制经济聚集，民营经济很少能够得到银行信贷资源；其次是中小企业自身禀赋差。中小企业规模小，经营风险大，体制不健全，这就导致中小企业违约风险比较大，商业银行是趋利避害的企业，经营原则就是在确保流动性和安全性的基础上达到收益最大化，因此，对中小企业贷款比较谨慎；再次是中央银行和银监会的监管因素。中央银行、银监会对商业银行经营进行监管，根据新监管要求商业银行必须满足系统重要性银行资本充足率达到11.5%和非系统重要性银行资本充足率达到10.5%的监管要求，而且贷款规模不能超过存款规模75%的存贷比限制，这就使得商业银行为了增加收益和规避风险，而采取表内资产表外化，通过商业银行理财产品、通过过桥业务投向银信合作等理财产品，从而在满足资本充足率和存贷比监管限制外，很大程度上提高了银行资产收益率。
（二）我国货币之谜
麦金农（1993）将我国货币增长率超过通货膨胀率与实际GDP增长率之和，货币供应量长期高于经济总规模，但较长时间内并没有引起物价同等幅度的上升的现象称为“中国货币之谜”，换言之，M2/GDP与CPI所反映的市场上的货币供求关系产生矛盾。从宏观经济来看，2008年金融危机从美国蔓延至全世界，在我国需求不足的条件下，受凯恩斯功能财政思想的影响，国家出台了4万亿的财政刺激计划来扩大内需，2008年我国广义货币量是475166.6亿元，到2009年我国货币供应量达到606225.01亿元，增加了28%。从M2/GDP来看，2008年M2/GDP为1.5，而2009年增长到1.8，增长了20%，然而我国2008年的通货膨胀率只有5.9%，远不及M2/GDP，从而产生M2/GDP与CPI不匹配表现的矛盾。伍志文（2003）指出，资本市场货币积累假说认为资本市场中的货币积聚是货币存量与物价指数缺乏直接联系的原因，高M2/GDP是货币虚拟化过程中虚拟经济和实体经济关系失调的结果。如果货币在虚拟经济中空转，只会引起资本价格即利率的上涨，并不会引发通货膨胀，因为通货膨胀反映的是实体经济的价格水平，货币供应量并非全部流到实体经济中，有30%的货币供应量分流到虚拟经济中，从而引发我国货币之谜。影子银行为实体经济提供了信贷支持，这部分资金流到实体经济中，会引发通货膨胀，但是这部分资金规模被漏记。根据上述测算，货币实际均衡供给量增长率与CPI呈同方向变动。
正确测算我国影子银行规模的方法设计
目前，国内关于影子银行规模测算主要有两种方法，一种是加法，又叫直接法，即通过统计影子银行各个部分的规模，加总计算得出结果，另一种方法是减法，又叫间接法。其中间接法最能反映我国影子银行的总体规模，具有代表性的测算者是毛泽盛、万亚兰在《中国影子银行与银行体系稳定性阈值效应研究》中提出一种方法，其测算主要思想是创造一定的GDP需要相应的信贷规模作为支撑，根据影子银行资金去向来计算。测算公式为： Shadbank=（RYL-RFL）×GDPF+（RYL-REL）×GDPE 。其测算存在的不足之处在于：由于信贷量与GDP的比例即FYL，只是从正规银行部门获得资金与GDP的比例，并不是市场货币总需求与GDP的比例，用从正规金融部门获得的信贷资金减去从正规金融部门获得的实际资金求得影子银行实际规模，存在逻辑矛盾。因为全社会从正规部门获得的信贷资金并不能反映经济实体的真实资金需求及规模；这种方法计算的只是私企和个体工商户用来创造真实GDP的那部分资金，流到虚拟经济中的货币并没有统计。为了更加贴近影子银行真实规模，本了如下尝试：
具体做法：根据2002-2006年的M2/GDP，以GDP为权重的加权平均值算出货币需求系数为β；根据2007年以来各年份名义GDP与需求系数相乘即得到各年份的货币需求量Md；根据各年份货币需求量与本年份的信贷规模SC之差求得影子银行规模shadbank。公式为： Shadbank= Md-SC，则流入到虚拟经济部分的货币规模SX=MS- Md。
选2002-2006年的M2/GDP作为计算货币需求量的依据：2002-2006年这段时期是金融危机前我国经济处于稳定增长时期，宏观经济基本面比较好。根据1990-2012年GDP/M2分析，可以发现从1990年我国M2/GDP由0.82上升到2001年的1.46，上升了78%。从2002年到2006年之间，我国M2/GDP维持在1.6左右，上下浮动不到5%，而这段时间是我国经济发展比较稳定的一段时间，在此期间我国CPI平均在1.5%，GDP增长率维持在10%左右，可以假定这段时间我国市场正规金融满足市场需要，影子银行规模比较小忽略不计。三个变量的变化关系如图1所示。
测算方法可以克服毛泽盛等测算中存在的问题，用货币需求系数测算出的资金需求量能够真实反映市场对货币的需求，用银行贷款规模来反映市场从正规部门获得资金情况，货币需求与正规部门获得资金之差就是影子银行规模。用图2表示。
假设实体经济市场上货币供求状况在E点达到均衡状态，此时货币价格即市场均衡利率是I，货币需求量是X0，从正规金融部门获得信贷量是X1，此时影子银行提供了另一部分资金需求（X0- X1）即图2中虚线括弧表示的规模。而在市场上货币供给量为X2，资金流入实体经济部门规模是X0，因此流入到虚拟经济部分的货币量为（X2-X0）。测算结果如表1和表2。
为了检验本文所测算货币需求基本与经济发展规律相吻合，绘制出CPI、M2增长率、货币需求Md增长率之间的趋势图，如图3所示。
从图3可以看出Md增长率与CPI增长率基本吻合，而M2增长率则与CPI并非同向变动，二者变化规律并没有稳定关系，以2009年为例，我国出现轻微的通货紧缩，此时实际货币需求增长率在减少，但是货币供应量M增长率却在增加，与基本经济规律不符合。所以，本文测算的货币需求更能反映市场货币真正供求关系，基本属于均衡货币供应量。
从测算结果可以得出以下结论：第一，我国正规金融部门的信贷配给不能满足市场对货币的需求，影子银行作为正规金融部门的补充，向市场提供了流动性，解决了市场上将近15%的资金需求。从另一个侧面反映出我国金融抑制比较严重，信贷政策比较苛刻，从而导致资金错配，难以解决中小企业以及农户甚至是一些效益比较差的大型企业对资金的需求。第二，从流向虚拟经济一组数据可以看出，虽然我国货币供应量中M2很大，但并没有流到实体经济中，而是流到虚拟经济中。在虚拟经济中的这部分资金并不发挥价值创造的功能，只是通过投机手段发挥价值分配的功能。这就解释了我国市场上流动性如此充足，但是民营企业因资金周转问题而纷纷倒闭的怪诞现状。而且，也说明了GDP/M2如此之高，而通货膨胀却只有5%的现象，这一现象原因在于市场的流动性并没有流到实体经济中，并不会引起实体部门价格的上涨。第三，影子银行业务并非对经济体只有负面作用。我国由于金融创新不足，金融监管比较审慎，金融抑制比欧美国家程度要深，因此，我国的影子银行业务只是简单的信贷业务，风险级次只有一级，即客户对影子银行业务部门，没有复杂的交叉感染，所以风险较小。就目前影子银行规模来看，我国影子银行业务虽然存在一定的风险，如非法集资，跑路等违约风险，但是影子银行业务确实解决了我国民间资金的需求，填补了正规金融部门无法企及的领域。根据毛泽盛测算影子银行对银行的稳定性存在一个阈值，影子银行规模对金融系统稳定性的影响呈“U”结构，如果影子银行规模超过阈值，则威胁到金融系统的稳定性，如果在这个阈值范围内，将促进金融系统稳定。根据他的测算这个阈值大约为6.07万亿，由于其测算的影子银行规模口径不同，考虑到误差因素，我国影子银行规模仍然没构成对我国金融稳定性太大的威胁。
对我国目前货币供应量统计的建议
完善我国的货币统计口径，加强对货币供应量的整体规模监督，使M2能够更好的反应我国经济运行中货币供应量真实情况。首先，将存款类金融机构的影子银行业务纳入到资产负债表，将表外业务表内化，纳入到货币供应量统计和金融监管范围内；其次，完善非存款类金融机构的财务制度，将其从事类信贷的业务纳入到金融统计范围内，并将影子银行业务纳入到货币供应量统计中，另外，对有些影子银行业务如小额贷款公司等不具有金融牌照，更不会纳入到金融监管范围内，因此，要把这些从事金融业务但不具有金融牌照的部门纳入到金融统计和监管中。再次，对于民间借贷，不需要统计在货币供应量中，只需要控制其规模即可。
