銀行體系超額存款準備金率的“超調”現象分析

摘要：超額存款準備金率被廣泛視作衡量銀行體系流動性情況的指標，然而在《中國人民銀行貨幣政策執行報告》指出銀行體系流動性過剩的時期，超額存款準備金率卻比較低。數據顯示銀行體系超額存款準備金率在2001年1季度-2010年1季度存在逐步下降的趨勢和比較明顯的季節性，模型分析和計量檢驗進一步揭示了銀行體系超額存款準備金率的“超調”特征，上述特征決定了它不是衡量銀行體系流動性的良好指標。

關鍵詞：超額準備金率；法定存款準備金率；基礎貨幣；流動性；超調

一、 引言

本文的研究對象是銀行體系的流動性。眾多學者對于銀行體系流動性的衡量指標提出了不同的看法，其中銀行體系的“超額存款準備金率”是一個被廣泛認可的指標。直觀地來看，如果商業銀行流動性充裕，一般會表現為商業銀行持有較多的庫存現金和在中央銀行的存款，從而表現為超額存款準備金率較高。然而大多數學者對于超額存款準備金率的變化及其與銀行體系流動性的關系卻缺乏深入研究。筆者在研究了中國金融機構超額存款準備金率從2001年一季度到2010年一季度的季度末數據后，發現上述觀點存在問題，筆者認為超額存款準備金率并不適合用于衡量銀行體系流動性的多少。

二、 超額存款準備金率數據與銀行體系流動性狀況的不一致

1. 2001年~2010年銀行體系流動性狀況和銀行體系超額存款準備金率。2001年一季度到2010年一季度中央銀行貨幣政策執行報告對相應季度銀行體系流動性狀況都作出了判斷，2001年至2005年三季度大多使用“銀行體系流動性充足”等類似的說法，2005年四季度開始出現“適度收回流動性”這樣的措辭，2006年各季度報告使用了“流動性過多”、“過剩流動性”、“大力回收銀行體系流動性”等說法。2007年各季度報告中出現了“大力回收銀行體系過剩流動性”、“流動性持續偏多”、“銀行體系流動性過多”等說法。2008年一、二季度報告指出“流動性依然偏多”，要“有效收回流動性”。2008年三季度直到2010年一季度報告都認為當時“銀行體系流動性充?！?。據此，可以比較粗略地看出中央銀行認為出現銀行體系流動性過剩的時間區間為2005年四季度至2008年二季度。

圖1是中國人民銀行貨幣政策執行報告提供的金融機構超額存款準備金率季度末數據。我們可以直觀地看出超額存款準備金率時間序列具存在逐步下降的趨勢和季節性特征，第四季度末往往是最高的時候，而一、二、三季度末的超額存款準備金率則比較低。更重要的是，2005年四季度至2008年二季度的超額存款準備金率并不很高，因此超額存款準備金率實際上并沒有很好地反映中央銀行對銀行體系流動性的看法，嚴宇濤（2003）指出的超額存款準備金率與商業銀行流動性關系不密切這一現象在2001年到2010年這個時間段都存在。

2. 對上述矛盾的初步解釋。一方面，超額存款準備金率是在中央銀行對銀行體系流動性加以調節之后的結果，所以超額存款準備金率并不反映中央銀行事前的判斷，上述矛盾就是可以理解的。另一方面，由于存在明顯的季節性，這可能也是導致超額存款準備金率不能很好地反映銀行體系流動性原因。

因為整個銀行體系的超額存款準備金率等于超額存款準備金總額和存款總額之比，為了進一步討論銀行體系超額存款準備金率的趨勢性、季節性和其他時間序列特征，并對這些特征做出解釋，有必要深入分析存款派生過程。

三、 存款有限派生導致超額存款準備金率的“超調”特征

1. 一個簡單的存款派生過程。為了便于后面的討論，這里首先描述一個簡單的存款派生過程。假定中央銀行通過某種渠道增加銀行1的超額存款準備金B，基礎貨幣將增加B。銀行1又將新增超額存款準備金B全部貸給借款人1，借款人1將獲得的貸款存入銀行2。此時銀行1超額存款準備金減少B，銀行2的超額存款準備金相應增加 B。此后借款人1取現C，銀行2上繳法定存款準備金R，其余的B-R-C被銀行2繼續以超額存款準備金的形態持有。定義以上過程為第0輪存款派生。

容易得到第1輪存款派生結束時，商業銀行體系存款總額為D1T=B+L=B+lB，整個商業銀行體系的超額存款準備金總額為E1T=E+L（1-c-r）=（e+le+l2）B。

常見的存款派生模型會假定這樣的派生過程會無限地進行下去，而且暗示這一過程是迅速完成的，但是這一假定是不現實的。下文將會展現，把不現實的無限派生假定修正為有限派生可以讓我們發現銀行體系超額存款準備金率變化一個重要特征。

2. 有限派生假定?，F在放棄無限派生的假定。容易得到在第n輪（n?叟1）派生結束后，整個銀行體系的超額存款準備金為（假設r，e，l，c都是固定不變的）

3. 基礎貨幣變化導致超額存款準備金率的“超調”。

為了討論基礎貨幣改變給超額存款準備金率帶來的動態變化，以派生輪數n為自變量，（3）式對n求一階偏導數得到

由此可以知道（3）式是n的一個嚴格遞減凸函數，這意味著隨著派生輪數的增加，銀行體系超額存款準備金率將迅速下降至較低的水平。

綜合上述分析，基礎貨幣的增加會立刻導致銀行體系超額存款準備金率的提高，但是隨著時間的推移（也就是派生輪數的增加），銀行體系超額存款準備金率將會逐步恢復到原來水平附近。也就是說對于基礎貨幣的變化，銀行體系超額存款準備金率的短期反應超過了其長期值，因此可以借用匯率超調理論的說法，銀行體系超額存款準備金率出現了“超調”。

這里有必要做一下分析，有限派生假定是得到上述結論的關鍵，因為無限派生假定實際上暗示派生是可以無限地進行下去的，而且是在瞬間完成的，所以不能夠反映基礎貨幣的改變給超額存款準備金率帶來的動態變化。而有限派生假定允許我們分析銀行逐步把超額存款準備金變成貸款資產的過程中銀行體系超額存款準備金率的變化。

4. r的改變導致銀行體系超額存款準備金率的“超調”。為了討論法定存款準備金率r調整帶來的影響，我們把r視作由中央銀行控制的外生變量，e和l作為內生變量，并假定c不變。（3）式對r求一階偏導數，由于r+e+c+l=1這一約束，必須考慮r、e、l的互相影響。

比如以法定存款準備金率r降低為例，這一調整將首先導致每個商業銀行的超額存款準備金率e迅速提高，然后各商業銀行將把增加的超額存款準備金轉變為其他形態的資產（如腳注2指出的，本文假定只有貸款這種資產），從而r的改變影響到l，而原來過度提高了的e則應該有所下降。也就是說法定存款準備金率的改變帶來的影響順序是這樣的：r→e→l，因此（3）式對r的偏導數應當區分短期和長期兩種情況。

綜合上述討論，r的增加（降低）將首先導致銀行體系超額存款準備金率的暫時下降（提高），隨著時間的推移（也就是模型中派生輪數n的增加），銀行體系超額存款準備金率又將恢復到接近原來的水平。也就是說法定存款準備金率的改變會導致銀行體系超額存款準備金率的“超調”。

此外，由于（3）式中r和c是對稱的，所以c的變化對銀行體系超額存款率的影響與r的影響應該是相似的。

四、 超額準備金率對銀行體系流動性“超調”特征的實證研究

1. 數據選取和處理。選取2001年一季度~2010年一季度的季度末數據（數據來自各個季度的《中國人民銀行貨幣政策執行報告》），通過Eviews6進行計量檢驗。eT表示整個銀行體系超額存款準備金率，B表示基礎貨幣，單位為萬億元，r表示法定存款準備金率（在一個季度內連續出現法定存款準備金率調整的，選取該季度最后的數據，出現差別法定存款準備金率情況，選取大型金融機構的數據），c表示銀行體系以外的現金與存款總額之比，根據《中國人民銀行貨幣政策執行報告》中提供的M0和金融機構人民幣存款余額季度末數據計算。

根據各個季度的《中國人民銀行貨幣政策執行報告》中數據整理計算后直觀地看，eT、B和c都存在比較明顯的季節性。他們的差分或對數差分序列deT、dlogB和dc序列各自的相關圖也證實了它們都存在以4個季度為周期的季節性（dlog表示對變量的對數差分，d表示對變量的差分，下同）。為了排除季節性帶來的干擾，對eT、B和c分別通過X11季節調整方法之后再求差分或對數差分后分別得到deTsa、dlogBsa和dcsa序列，再與dr一起用OLS方法進行回歸。

2. 計量檢驗。建立計量模型deTsa=?茁0+?茁1dlogBsa+?茁2dr+?茁4dcsa。ADF檢驗顯示deTsa和dr在1%的顯著性水平下沒有單位根，在10%顯著性水平下dlogb和dcsa沒有單位根。有必要對dlogb和dcsa采用其他方法進一步檢驗，PP檢驗和KPSS檢驗都指出dlogb和dcsa在1%的顯著性水平下沒有單位根?？梢哉J為計量模型中變量都是平穩的。

回歸的結果發現dcsa的系數不能通過t檢驗。舍棄這個變量之后計量模型變為deTsa=?茁0+?茁1dlogBsa+?茁2dr，回歸結果為：

deTsa=0.20dlogBsa-0.70dr-0.0073（6）

以上系數保留兩位有效數字。F檢驗顯示方程是顯著的，所有系數通過t檢驗，可決系數為0.72，調整的可決系數為0.70，D.W.統計量為1.62，殘差的相關圖則明確顯示殘差沒有自相關性。計量檢驗的結果驗證了基礎貨幣的增加會帶來銀行體系超額存款準備金率的提高，而法定存款準備金率的提高會帶來銀行體系超額存款準備金率的下降，截距項為負則說明銀行體系超額存款準備金率在本文的考察期中存在一個逐步下降的趨勢。

上述計量模型可決系數還不太令人滿意，因此再采用自回歸分布滯后模型（ADL）進行計量檢驗。經過對滯后階數反復試驗后得到比較適合的模型為

eTsat=0.199 9logbsat-0.703 3rt+0.937 5eTsat-1-0.201 9l-ogbsat-1+0.6937rt-1（7）

以上方程為了顯示系數的微小差別，保留四位有效數字。F檢驗顯示方程是顯著的，所有系數通過t檢驗?？蓻Q系數為0.96，調整后的可決系數為0.957。由于存在滯后項，所以D.W.檢驗失效，因此采取其他方法討論殘差序列的相關性：殘差的相關圖和LM檢驗都明確指出殘差沒有序列相關性。比較（6）和（7）式發現兩式的形態和系數非常接近，而（7）式有更高的可決系數。

3. 對計量檢驗結果的說明。

第一，ADL計量檢驗表示每季度末銀行體系超額存款準備金率大約為上季度末數值的94%，這反映了在本文考察期中銀行體系超額存款準備金率逐步下降的速度。

第二，基礎貨幣的變化會導致該季度末銀行體系超額存款準備金率的同方向改變，但是下一季度末又將會以幾乎相等的幅度反向改變。類似地，法定存款準備金率的調整將會導致該季度末銀行體系超額存款準備金率向相反的方向改變，而下一季度末又會以幾乎相等的幅度恢復。這一計量檢驗的結果證實了上文指出的銀行體系超額存款準備金率的“超調”特征。

五、 結論

本文認為傳統的存款派生模型采用了無限派生的假定，因而無法反映超額存款準備金率的動態變化，于是放棄無限派生假定，通過一個有限存款派生模型，發現了超額存款準備金率的“超調”特征。也就是說基礎貨幣或法定存款準備金率的變動都會導致超額存款準備金率出現短期過度調整而長期又有所恢復的現象。

在對超額存款準備金率季度末數據通過X11季節調整后，本文通過一個計量模型證實了銀行體系超額存款準備金率的“超調”特征。

正因為銀行體系超額存款準備金率有“超調”特征，中央銀行前一期貨幣政策操作給超額存款準備金率帶來的影響會在后一期恢復，這一效應與后一期貨幣政策操作在當期的作用相互抵消或相互疊加，從而使得在頻繁的貨幣政策操作下，銀行體系超額存款準備金率的變動非常復雜。再疊加上長期下降的趨勢和季節波動，銀行體系超額存款準備金率與銀行體系流動性狀態的背離就是可以理解的，這也決定了超額存款準備金率實際上并不是一個衡量銀行體系流動性的好的指標。限于篇幅，如何構建一個比較適合的銀行體系流動性指標將另文專門討論。

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作者簡介：林峰，南京大學經濟學院博士生。

收稿日期：2011-04-27。

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