商业银行理财产品业务对货币政策的影响研究--从货币创造机制及货币供应量的角度

金融与经济20１3.08

ournalofFinanceandEconomics

商业银行理财产品业务对货币政策

的影响研究

—从货币创造机制及货币供应量的角度——

■中国人民银行南宁中心支行课题组

本文以简化的银行资产负债表直观地反映商业银行理财产品业务对资产负债表的冲击，并得出结论：不论商业银行理财产品业务以表外或表内核算，若理财资金投资于增量金融资产，仅改变存款结构，并不会对货币供应量产生影响；若投资于存量金融资产，短期非均衡时会降低货币供应量，而长期均衡时会增加货币供应量。JJ（Johansen－Juselius）协整检验证明，商业银行理财产品销售额、货币供应量、利率之间存在协整关系，即从长期均衡来看，商业银行理财产品销售增加会促进货币供应量增加；向量误差修正模型（VEC）证明，从短期非均衡来看，商业银行理财产品销售额增加会使货币供应量减少。

[关键词]理财产品；货币政策；货币供应；JJ协整检验；向量误差修正模型（VEC）[中图分类号]F830.33

[文献标识码]A

[文章编号]１００６－１６９Ｘ（２０１3）08－００32－０6

530028）

中国人民银行南宁中心支行课题组成员：袁朝霞，郭敏，覃琪，秦义春。（广西南宁

一、引言

本文所指理财产品主要是商业银行向客户销售的人民币理财产品，即商业银行作为受托人管理客户人民币资金的一种理财产品。近年来，商业银行理财产品发售量快速增加，2006年至2011年全国商业银行分别发售理财产品1278款、2912款、7307款、8684款、13474款和24625款，理财产品发售款数年均增长3.65倍。从近年来商业银行理财产品业务发展轨迹和宏观货币政策走势来看，理财产品销售量变化与货币政策等宏观形势变化相伴而生，一方面，理财产品业务成为商业银行应对货币政策调控的重要手段。2008年以来，理财产品发行数量与存款准备金率呈同向变动，尤其是2010年以来，存款准备金率数次上调，资金面趋紧，商业银行大量发行理财产品调整自身流动性，削弱偏紧货币政策的影响。另一方面，商业银行理财产品业务迅速发展对宏观金融指标产生显著影响。随着商业银行理

财产品发行量迅速增加，新增存款波动亦呈扩大趋势。

目前，学术界研究主要集中在商业银行通过理财产品业务规避相关宏观调控政策和监管政策等方面，并且对商业银行通过发售理财产品造成货币政策工具、存款利率上限管理、信贷规模管理在一定程度上失灵的观点基本达成共识。因此，监管部门不断通过限制银信合作理财产品、限制超短期理财产品等行政手段的方式以达到消除商业银行理财产品对宏观金融调控政策的影响。但上述观点并不能解释为什么在不断加大银信合作理财产品监管力度、规范理财产品业务管理的背景下，商业银行理财产品发行量仍然出现大幅增长的态势。笔者认为商业银行发售理财产品的另一个重要目的是为了调整自身流动性，从而规避趋紧货币政策的影响。这种改变商业银行自身流动性的影响最终体现在对货币供应量的影响上。因此，本文拟从货币创

商业银行理财产品业务对货币政策的影响研究———从货币创造机制及货币供应量的角度

造机制的角度来分析商业银行理财业务对货币供应量及货币政策的影响，从定性和定量两个方面研究其影响程度，完善目前有关商业银行理财业务对货币政策影响的理论。根据研究结果，可以为监管当局提供更有效的手段来管理商业银行理财产品业务，促进商业银行理财产品市场健康发展，并且增强货币政策的有效性。

二、理财产品对货币创造过程的影响（一）商业银行理财产品分类

目前，按照商业银行理财产品的风险分担来看，理财产品可以分为结构性存款、保本型理财、非保本型理财三类。结构性存款产品属于存款类理财产品。结构性存款是指在客户普通存款的基础上嵌入金融衍生工具（包括远期、掉期、期权、期货等），将客户受益与汇率、利率、信用、股票、指数及其他金融或非金融类标的物挂钩的存款类理财产品，在一定程度可以达到保障客户本金及最低收益水平并使客户获得较高投资收益的可能性。因此，商业银行将结构性存款理财产品作为负债业务管理，合法自由支配募集资金，并不要求与特定资产匹配。

保本型和非保本型理财产品属于资产管理类理财产品，与结构性存款不与特定资产匹配不同，资产管理类理财产品是商业银行接受客户委托，按照约定方式和用途管理客户理财资金，并按照约定分配投资收益，这要求理财资金必须与特定资产匹配，并实行独立核算。

根据会计制度规定，结构性存款和保本型理财产品需要商业银行承担风险，应纳入资产负债表内核算，而非保本型理财产品不需要商业银行承担任何风险，一般纳入资产负债表外核算。

此外，若按照是否增加社会融资规模，可将上述几类理财产品分为投向存量金融资产和增量金融资产两类。

（二）表内核算理财产品对货币创造的影响根据2011年部分上市商业银行年报披露，对于吸收的理财资金，一般计入“吸收存款”或“指定为以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融负债”

贷款金融资产法定存款准备金超额存款准备金资产合计贷款金融资产法定存款准备金超额存款准备金资产合计

资产

特作出对理财产品与货币供应量之间的趋势性关系并不造成影响的假定：

（1）假定银行体系构成整个金融体系，且所有银行均按照75%的存贷比上限发放贷款；

（2）假定购买理财产品前，银行体系资产、负债均为200单位货币；

（3）假定购买理财产品的资金为居民储蓄存款；（4）假定法定存款准备金率为20%，超额存款准备金率为2.5%。

1.从理财资金投资于增量金融资产的角度

指理财资金用于委托贷款、购买新增债券等，为企业等实体经济新增融资，从而直接增加社会融资规模，如表1所示：表1

表内核算理财产品资金投资于增量金融资产

1.购买理财产品前银行体系资产负债

（均衡）①

负债

1505405200

企业存款100居民存款100

负债合计200

2.购买理财产品后（均衡）资产

负债

15010405205

企业存款105居民存款95金融负债5

负债合计205

上表显示，若客户将5单位的居民存款用于购买理财产品，由于理财资金用于企业融资，因此，将增加5单位企业存款，但存款总额仍为200单位。由于该笔理财产品纳入表内核算，银行体系的总负债将增加5单位，但“金融负债”不纳入货币供应量统计，所以购买理财产品后货币供应量未改变。同时，按给定的存贷比和存款准备金率，银行体系的贷款和存款准备金均不改变，理财产品对企业融资的债权最终体现在资产负债表的“金融资产”中，购

(以下简称“金融负债”)科目。若吸收理财资金计入

“吸收存款”，则不对货币创造过程产生影响。因此，在此仅分析计入“金融负债”的情况。为便于分析，

①本文用于分析的资产负债表均为整个银行体系的简化资产负债表。

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买理财产品前后银行资产负债表均处于均衡状态。2.从理财资金投资于存量金融资产的角度

指理财产品资金用于购买银行体系存量金融资产，如购买存量贷款、买入资本市场二级市场债券等，不会直接增加社会融资规模，如表2所示。表2

表内核算理财产品资金投资于存量金融资产

1.购买理财产品前（均衡）资产

负债

贷款150企业存款100金融资产5居民存款100

法定存款准备金40超额存款准备金5资产合计

200

负债合计200

2.购买理财产品后（短期非均衡）资产

负债

贷款146.25企业存款100金融资产5居民存款95法定存款准备金39金融负债5

超额存款准备金9.75资产合计

200

负债合计200

3.购买理财产品后（长期均衡）资产

负债

贷款162.5企业存款121.67金融资产10.42居民存款95法定存款准备金43.33金融负债5

超额存款准备金5.42资产合计

221.66

负债合计221.67

从短期来看，由于计入表内核算，理财资金购买银行体系“存量金融资产”并不会改变银行体系金融资产余额。居民购买5单位理财产品后，虽不改变银行体系的负债总量，但会立即减少5单位银行存款，导致货币供应量相应减少。同时，在存贷比和法定存款准备金率限制下，银行贷款将会减少5×75％

＝3.75个单位，法定存款准备金减少5×20％＝1个单

位，而超额存款准备金相应增加4.75个单位，使基础货币相应增加3.75个单位，银行体系创造货币的能力增强，当达到长期均衡时，货币供应量将增加，

银行体系存款、信贷资产等亦相应增加。

（三）表外核算理财产品对货币创造机制的影响对于非保本型理财产品，由于商业银行不承担风险，因此，通常采取表外核算的方式。在满足前述假定条件下：

1.从理财产品投资于增量金融资产的角度

表3

表外核算理财产品资金投资于增量金融资产

1.购买理财产品前（均衡）资产

负债

贷款150企业存款100金融资产5居民存款100

法定存款准备金

40超额存款准备金5资产合计

200

负债合计200

2.购买理财产品后（均衡）资产

负债

贷款150企业存款105金融资产5居民存款95

法定存款准备金

40超额存款准备金5资产合计

200

负债合计200

同前述分析一样，如表3所示，由于不计入表内核算，居民购买5单位理财产品后，将直接导致居民存款减少5单位，而理财资金最终用于企业融资，使得企业存款相应增加5单位，按给定的存贷比和存款准备金率来看，该过程前后银行资产负债体系均存于均衡状态，虽然银行存款结构改变，但存款总量未改变，货币供应量也不会改变。

2.从理财产品投资于存量金融资产的角度

表4

表外核算理财产品资金投资于存量金融资产

1.购买理财产品前（均衡）资产

负债

贷款150企业存款100金融资产5居民存款100

法定存款准备金40超额存款准备金5资产合计

200

负债合计200

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2.购买理财产品后（短期非均衡）资产

贷款金融资产法定存款准备金超额存款准备金资产合计

负债

1.商业银行销售理财产品对货币供应量存在

显著影响；

146.250399.75195

企业存款100居民存款95

2.短期非均衡来看，这种影响应为负；长期均

衡来看，这种影响为正。

三、实证分析

为检验理财产品发行规模对货币供应量的影响，本文选取人民币理财产品销售额、利率与货币

负债合计195

供应量进行实证分析。决定货币供应量的因素很多，包括GDP、利率等，但考虑到GDP按季度的统计制度造成无法获得月度数据，以及GDP与理财产品销售额之间可能存在多重共线性等因素，本文未将

3.购买理财产品后（长期均衡）资产

贷款金融资产法定存款准备金超额存款准备金资产合计

负债

162.55.4243.335.42216.66

企业存款121.67居民存款95

GDP纳入实证模型内。

（一）数据来源

本文所采用数据均为2008年1月份至2012年

5月份的月度时间序列，其中：

负债合计216.67

M2、M1、M0：分别代表各个层次的货币供应量，

取自人民银行网站；

如表4所示，由于理财产品不计入表内，短期来看，当居民购买5单位理财产品时，银行体系的居民存款和金融资产同时减少5单位，使得银行体系的存款总额减少5个单位，导致货币供应量相应降低。与前述分析一样，在存贷比和法定存款准备金率限制下，基础货币同时增加3.75个单位，当达到长期均衡时，货币供应量相应增加。

综上，不论表外或表内核算，投资于增量金融资产的理财产品销售增加，仅改变存款结构，并不会对货币供应量产生影响；投资于存量金融资产的理财产品销售增加，短期非均衡时会降低货币供应量，长期均衡时会增加货币供应量，即居民将△x的储蓄存款用于购买理财产品，货币供应量短期降低△x，而长期均衡时增加0.75·△x·[1/（rc+re）]（理论上限值，1/（rc+re）为简化的货币乘数）。

（四）待检验命题

从前述分析可知，商业银行理财产品不论采取表外或表内核算，若投资于增量金融资产的理财产品销售额增加，仅改变存款结构，并不会对货币供应量产生影响；投资于存量金融资产理财产品销售增加，短期非均衡时会降低货币供应量，长期均衡时会增加货币供应量。由于目前我国商业银行出售的理财产品中，投资存量和增量金融资产的理财产品同时存在，且比例较为稳定。因此，可以得出以下待检验命题：

LC：商业银行人民币个人理财产品销售额，由人

民币理财产品销售款数乘以平均每款理财产品募集金额而来，其中理财产品销售款数为普益财富网站提供，平均每款理财产品募集金额为用益信托工作室提供。

R：表示隔夜拆借利率月度加权平均数，代表该

月份利率的整体水平，数据取自中经统计专网。

（二）模型估计

1.数据平稳性检验

通过ADF平稳性检验可知，M2、M1、LC、R均为非平稳的一阶单整时间序列，而M0为平稳时间序列，因此，考虑到时间序列协整关系对数据性质的要求，本文仅研究商业银行理财产品对M2、M1的影响，不将M0纳入研究范围。

表5

变

量

各变量的平稳性检验①

检验形式滞后阶数ADF5%显著性

平稳性

（I，T）选取准则统计量水平临界值（1，1）（1，0)（1，1)（1，0)（1，1)（1，0)（1，1)（1，0)（1，1)（1，0)

M2

M2一阶差分M1

M1一阶差分M0

M0一阶差分LC

LC一阶差分R

R的一阶差分SICSICSICSICSICSICSICSICSICSIC-2.95-8.1-1.55-8.35-5.23-7.9-3.29-10.05-2.96-7.36-3.50-2.92-3.50-2.92-3.5-2.94-3.50-2.92-3.50-2.92

不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳

①检验形式中，I＝1表示有截距项，I＝0表示无截距项；T＝1表示有时间趋势，T＝0表示无时间趋势。

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2.JJ（Johansen－Juselius）协整检验

JJ（Johansen－Juselius）协整检验是一种基于VAR模型为基础的检验回归系数的方法，是进行多

变量协整检验的较好方法。根据数据平稳性检验结果，本文研究的数据均为一阶单整时间序列，符合JJ协整检验的前提要求。其检验结果如下：

表6

原假设

（2）理财产品销售额（LC）与M2、R的长期均衡模型：

M2=1054901+23.63LC-159230.7R+ecm2t

z=10.97

7.39

-4.54

Loglikehood=-1015.33

（2）

式中ecm1t-1、ecm2t-1表示回归方程的残差项，结果显示理财产品销售额与M1、R以及理财产品销售额、M2、R之间均存在协整关系，并且根据模型可知，M1关于理财产品销售额（LC）的长期乘数为8.53，

M1、R、LC协整检验结果①

特征根

迹统计量（P值）

λ-max统计量

（P值）

0.0136*0.83490.4785

0个协整向量

至多1个协整向量至多2个协整向量0.4140160.1073100.0704320.0483*0.72300.4785

M2关于理财产品销售额（LC）的长期乘数为23.63。

也就是说，商业银行理财产品销售额与货币供应量呈正相关的长期均衡关系成立，即商业银行增加理财产品销售额增加1个单位，导致M1增加8.53个单位、导致M2增加23.63个单位。

表7

原假设

M2、R、LC协整检验结果②

特征根

迹统计量（P值）

λ-max统计量

（P值）

0.0031*0.54820.2947

0个协整向量

至多1个协整向量至多2个协整向量0.4615050.1505680.0951410.0055*0.37230.2947

4.短期动态调整模型(向量误差修正模型)

在长期均衡关系式（1）和式（2）的基础之上，讨论变量的短期关系。在长期均衡模型基础上可以分别建立以下两个向量误差修正模型（VEC）：

p-1

注：*表示在5％的显著性水平下拒绝原假设。上述结果表明，在5％的水平下，M2、R、LC之间以及M1、R、LC之间均存在协整关系，且均只有一个协整向量。利用极大似然估计方法，可以得到如下协整向量：

表8

原假设

△y1t=αecm1t-1+移Г1i△y1t-1+ε1t

i=1p-1

（3）（4）

M1、R、LC协整向量估计结果

M11

LC

R

常数项

△y2t=αecm2t-1+移Г2i△y2t-1+ε2t

i=1

其中，△y1t=（M1t，LCt，Rt）′，△y2t=（M2t，LCt，Rt）′,

M1、R、LC协整向量Z统计量

-8.532199143880.0-654907.5（-2.91）

（3.88）

（-7.05）

ecm1t-1、ecm2t-1是误差修正项，在这里分别表示方程(1)和(2)的残差。方程（3）和（4）分别表示两个向量误

差修正模型（VEC），其中每一个向量误差修正模型由三个方程组成，每一个方程都是一个误差修正模

表9

原假设

M2、R、LC协整向量估计结果

M11

LC

R

常数项

型（ECM）。在这里，为便于分析需要，从模型的经济含义出发，仅给出以货币供应量的差分项为被解释变量的误差修正模型估计结果，分别得到以下两个方程：

其中，各变量前加“△”表示该变量的一阶差分，括号中为T值。上述模型显示：

（1）误差修正机制成立。表10中误差修正项（ecm1t-1、ecm2t-1）的系数均为负数，且通过5％的显著性水平检验，即任何短期影响对长期均衡的偏离均会受到误差修正机制的作用将其拉回长期均衡。

（2）从短期动态调整过程来看，理财产品销售额变化对货币供应量变化的影响均为负，与长期均衡

M2、R、LC协整向量Z统计量

-23.63421159230.7(-7.39)

(4.54)

-1054901(-10.97)

3.长期均衡模型

将上述利用极大似然估计方法得到的协整向量分别带入以下两个方程中，即可得到相应长期均衡模型。

（1）理财产品销售额（LC）与M1、R的长期均衡模型：

M1=654907.5+8.53LC-143880R+ecm1t

z=7.05

2.91

-3.88

Loglikehood=-990.98

（1）

①确定性趋势选择“Intercept(notrend)inCE-noAllowforlineardeterministictrend”，滞后2期。②确定性趋势选择\"Intercept(notrend)inCE-noAllowforlineardeterministictrend\"，滞后2期。

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表10

模型估计结果

以△M1为被解释变量的

以△M2为被解释变量的

误差修正模型误差修正模型变量

系数（T值）

变量

系数（T值）

ecm-0.024-0.0361t-1（4.32）ecm2t-1（-5.17）△M1-0.27-0.13t-1（-1.68）△M2t-1（-1.06）△M1-0.0940.16t-2（-0.55）△M2t-2（0.55）△LC-0.32-0.96t-1（-1.97）△LCt-1（-4.06）△LC-0.47-1.19t-2（-2.84）

△LCt-2（-5.71）△R2148.473124.16t-1（1.80）

△Rt-1（1.79）△R2521.963448.03t-2

（2.26）

△Rt-2

（2.20）

影响相反。其中，滞后1期和滞后2期的理财产品销售额差分项（△LCt-1、△LCt-2）均与△M1t、△M2t呈负相关，且△LCt-2对△M1t、△M2t的影响系数以及

△LCt-1对△M2t的影响系数均通过5％的显著性水

平检验，△LCt-1对△M1t的影响系数仅通过10％的显著性水平检验。从回归方程系数来看，当期增加1个单位理财产品销售额，导致后一期M1减少0.32个百分点，导致后两期的M1减少0.47个百分点；导致后一期M2减少0.96个单位，导致后两期的M2减少1.19个单位。

综合JJ协整检验和向量误差修正模型结果，本文第三部分提出的待检验命题1和命题2得到直接验证。

四、结论及建议（一）结论

商业银行理财产品不论以表外或表内核算，若投资于增量金融资产，仅改变存款结构，不会对货币供应量产生影响；若投资于存量金融资产，短期非均衡时造成货币供应量呈反方向变化，长期均衡结果则相反。在现实中，投资存量金融资产和增量金融资产的理财产品往往同时存在，难以具体区分，但总体来看，理财产品销售额增加会在短期降低货币供应量，而长期均衡时则使货币供应量增加。JJ协整检验和向量误差修正模型（VEC）验证了该结论的正确性。因此，商业银行可以通过理财产品业务改善自身流动性，增强货币创造能力，使以货币供应量为中介目标的货币政策受到影响，削弱稳健货

币政策实施效果。

（二）建议

1.建立和完善理财产品统计制度

一是加强商业银行理财产品投资方向的监测，将投资存量金融资产和增量金融资产的理财产品加以区分。二是建议丰富货币供应量的统计层次，考虑在现有M2统计口径基础之上，建立包含商业银行理财产品等流动性较强的金融产品的统计指标M2+，丰富货币政策中介目标体系。

2.加强商业银行理财产品业务管理

一是由于投资存量金融资产的理财产品销售增加会使货币供应量短期减少而长期增加，因此，应严控商业银行通过理财产品将表内资产转移至表外，对投资于各种资本市场二级市场的理财产品采取审慎进入和严格管理。二是由于投资增量金融资产的理财产品不论采取表内或表外核算均不会对货币供应量产生影响，因此，应鼓励商业银行理财资金进入银行间债券市场、股票市场的一级市场，在规定风险等级范围内进行自由申购。三是加强对商业银行理财产品业务的监管。

3.加快推进利率市场化进程

理财产品相对高收益率，说明居民希望获取超过存款利率的收益率，也表明银行有能力承担负债成本上升，反映出市场对利率市场化的迫切需要。因此，应加快利率市场化进程，提高资金使用效率。

4.强化利率调控在货币政策中的作用

理财产品成为商业银行调整自身流动性的重要手段，使以货币供应量为中介目标的货币政策失效。因此，在商业银行理财产品业务迅速发展的背景下，应强化利率调控在货币政策中介目标中的作用，逐步将货币政策由数量型调控向价格型调控转变。

[参考文献]

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计政策[J].会计研究，2012，（5）.

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中国金融，2011，（12）.

[3]王增武.影子银行体系对我国货币供应量的

影响[J].中国金融，2010，（23）.

[4]中国人民银行上海总部金融市场管理部.商业

银行个人理财产品运行监测报告（2010）[R].上海：中国人民银行上海总部，2011.

商业银行理财产品业务对货币政策的影响研究--从货币创造机制及货币供应量的角度

作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：

袁朝霞， 郭敏， 覃琪， 秦义春

中国人民银行南宁中心支行课题组 广西南宁530028金融与经济

Finance and Economy2013(8)

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