我國存款準備金率政策有效性分析

摘 要：近年來，我國央行頻繁調整存款準備金率的原因和有效性受到學術界廣泛爭論，調控信貸總量過快增長是央行頻繁使用存款準備金政策工具的主要原因。本文選取我國2006至2012年的月度宏觀數據，運用向量誤差修正模型考察了存款準備金率的調整對商業(yè)銀行信貸增長率的影響以及存款準備金貨幣政策的信貸傳導途徑。

關鍵字：存款準備金；信貸渠道；向量誤差修正模型

存款準備金率的調整會通過乘數效應對經濟造成很強的沖擊，是威力較大的貨幣政策工具，因此被形容為一劑猛藥。從國外來看，這種傳統的貨幣政策工具似乎已經被越來越多的國家所放棄，然而近幾年來，我國貨幣當局卻頻繁使用這種貨幣政策工具。我國央行在2006年7月到2012年5月末期間調整法定存款準備金率達到38次之多，以調控銀行信用和市場流動性，并且每年都要調整多次。

一、存款準備金政策的相關理論和傳導機制

存款準備金，是指金融機構為保證客戶提取存款和資金清算需要時在中央銀行準備的存款。央行進行宏觀貨幣經濟調整的重要手段就是調整銀行的存準率，其目的是預防社會貨幣供應量增長過快，防止產生通貨膨脹。

貨幣政策傳導機制的實質即央行通過運用一系列的貨幣政策工具來影響經濟主體的經濟活動，使其改變其在金融市場和實體市場中的經濟行為，以實現貨幣政策的最終目標。貨幣政策傳導機制分為貨幣渠道和信貸渠道，我國調整存款準備金率的貨幣政策信貸傳導過程為：

法定存款準備金率上調→商業(yè)銀行信貸規(guī)模收縮→商業(yè)銀行的存貸比上升→貨幣乘數減小→貨幣供給量減少→市場利率升高→投資、消費支出減少→產出減少。

我國存款準備金政策通過信用途徑對實體經濟產生影響，從而使銀行信貸渠道成為貨幣政策傳導的主要渠道。以上是我國實施貨幣政策的主要傳導途徑。

二、我國存款準備金政策效應的實證分析

1.存款準備金率的調整和商業(yè)銀行信貸增長率的OLS估計

根據上文的分析，本文選用2010年1月-2012年12月的信貸增長率和存款準備金率的月度數據，建立回歸模型，檢驗存款準備金率的調整引起商業(yè)銀行的貸款增長率如何變化。由于調整存款準備金率的時間有不確定性，所以在回歸模型中引入虛擬變量（=0表示存款準備金率不調整，=1表示存款準備金率調整）。通過OLS方法對模型進行估計，在滿足t檢驗和無自相關的條件下得到回歸方程如下：

■

以上回歸方程說明，存款準備金率每上調1個百分點，商業(yè)銀行的貸款增長率就下降0.873252個百分點，這是因為存款準備金率的上調會收縮商業(yè)銀行的信貸規(guī)模，所以存款準備金率與商業(yè)銀行的貸款增長率之間呈負相關關系。由以上的分析可知，法定存款準備金率的調整將直接影響商業(yè)銀行的信貸資金規(guī)模。

2.基于VEC模型的實證分析

以下本文采用向量誤差修正模型（VEC模型）對存款準備金率的信貸傳導渠道進行實證檢驗。

本文選取通貨膨脹率作為檢驗存款準備金政策有效性的代表變量；選取商業(yè)銀行的各項人民幣貸款余額CR作為貨幣政策的信貸傳導渠道的變量，選取貨幣供應量M2作為貨幣政策的貨幣傳導渠道的變量，選取數據的樣本區(qū)間為2006年1月至2012年12月。商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應量M2均進行了季節(jié)調整（采用X-12方法），并取對數。所有數據來源于國家統計局官網和中國人民銀行官網。

在用VEC模型檢驗前首先要用單位根檢驗來檢查序列的平穩(wěn)性。檢驗結果如下表所示：

表1 各時間序列的ADF檢驗結果

如上表所示，根據檢驗結果的P值可知，三個變量的原始序列非平穩(wěn)，經過一階差分后均為單整序列，即平穩(wěn)序列。因此，還需證明三個變量之間存在長期的協整關系。

對商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應量M2和通貨膨脹率進行Johansen協整檢驗。檢驗結果如下表所示：

表2 各時間序列的協整檢驗結果假設的協整數

注：*表明在5%的顯著性水平下拒絕原假設

由上表可知，商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應量M2和通貨膨脹率三個序列之間有且只有一個協整關系，證明其三者之間存在長期的共同趨勢。因此，可以對上述三個變量進行格蘭杰因果檢驗。

為了說明各個變量之間的因果關系，我們采用格蘭杰因果分析方法對其進行檢驗，結果如下：

表3 具有格蘭杰因果關系的內生變量零假設

從檢驗結果可以看出，商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應量M2都是通貨膨脹率的Granger原因，說明貨幣政策傳導渠道主要有信貸渠道和貨幣渠道。但是從顯著性來看，商業(yè)銀行貸款余額對通貨膨脹率有較強的解釋能力。

依據前文所得結論，這三個變量之間存在一個長期穩(wěn)定的協整關系，因此本文將建立VEC模型來分析商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應量M2和通貨膨脹率之間的長期關系。本文在前面對三個變量進行協整檢驗時已經得到協整向量的估計值，其估計結果如下：

表4〓協整向量表變量名稱

注：表中（）內的數值為各系數t檢驗對應的伴隨概率。

根據上表的估計結果可得出以下協整方程：

■

方程中的系數表示：商業(yè)銀行貸款余額每降低1個百分點，通貨膨脹率平均約降低0.054個百分點；貨幣供應量每降低1個百分點，通貨膨脹率平均約降低0.029個百分點。但是二者均不顯著，說明貨幣供應量M2與商業(yè)銀行貸款余額CR對通貨膨脹率的影響較小，同時也說明不能僅從收縮貨幣供應量或收縮商業(yè)銀行貸款余額來抑制通貨膨脹率的產生。

三、結論

以上通過建立存款準備金率和商業(yè)銀行貸款增長率的OLS模型，以及應用單位根檢驗、協整檢驗及格蘭杰因果關系檢驗來處理非平穩(wěn)變量的分析方法，然后建立誤差修正模型討論變量間的長期均衡關系，最終對我國存款準備金貨幣政策傳導的信貸渠道和貨幣渠道進行比較，可以得到以下的結論：

第一，存款準備金率的變化與商業(yè)銀行信貸增長率的變化之間是負相關關系，存準率每上調1個百分點，銀行信貸增長率下降0.86個百分點，故存準率的調整會對商業(yè)銀行的流動性產生一定影響。

第二，我國的貨幣政策是非中性的，即其通過貨幣渠道和信貸渠道的傳導對通貨膨脹率產生一定的影響。

第三，從協整方程所表現的長期均衡關系來看，信貸渠道和貨幣渠道對通貨膨脹率的影響均不顯著，這說明我國在實行貨幣政策時，長期通過信貸渠道和貨幣渠道來影響通貨膨脹率的效果不明顯。

第四，從最后的回歸方程系數可以看出，商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應量M2對通貨膨脹率的影響并不明顯，這可能是由于我國貨幣政策傳導的過程會受到一些阻礙因素的干擾，比如存在政府行政政策的干預等。

基于此，為了優(yōu)化存款準備金率調整在貨幣信貸傳導機制中的作用效果，我國要推進差別準備金制度的實施，根據金融機構的風險程度、資產質量狀況，選擇執(zhí)行相應不同檔次的差別存款準備金率，并逐漸加強差別存款準備金率政策的懲罰強度。

參考文獻：

[1]盛松成，施兵超，陳建安.現代貨幣經濟學[M].2012：338.

[2]劉斌.資本充足率對信貸、經濟及貨幣政策傳導的影響[J].金融研究，2005（8）：10-22.

[3]余明.中國存款準備金政策有效性分析[J].世界經濟，2009（2）：56-65.

作者簡介：張競月（1992.3- ），女，河南省焦作市人，研究生，國民經濟學專業(yè)endprint

摘 要：近年來，我國央行頻繁調整存款準備金率的原因和有效性受到學術界廣泛爭論，調控信貸總量過快增長是央行頻繁使用存款準備金政策工具的主要原因。本文選取我國2006至2012年的月度宏觀數據，運用向量誤差修正模型考察了存款準備金率的調整對商業(yè)銀行信貸增長率的影響以及存款準備金貨幣政策的信貸傳導途徑。

關鍵字：存款準備金；信貸渠道；向量誤差修正模型

存款準備金率的調整會通過乘數效應對經濟造成很強的沖擊，是威力較大的貨幣政策工具，因此被形容為一劑猛藥。從國外來看，這種傳統的貨幣政策工具似乎已經被越來越多的國家所放棄，然而近幾年來，我國貨幣當局卻頻繁使用這種貨幣政策工具。我國央行在2006年7月到2012年5月末期間調整法定存款準備金率達到38次之多，以調控銀行信用和市場流動性，并且每年都要調整多次。

一、存款準備金政策的相關理論和傳導機制

存款準備金，是指金融機構為保證客戶提取存款和資金清算需要時在中央銀行準備的存款。央行進行宏觀貨幣經濟調整的重要手段就是調整銀行的存準率，其目的是預防社會貨幣供應量增長過快，防止產生通貨膨脹。

貨幣政策傳導機制的實質即央行通過運用一系列的貨幣政策工具來影響經濟主體的經濟活動，使其改變其在金融市場和實體市場中的經濟行為，以實現貨幣政策的最終目標。貨幣政策傳導機制分為貨幣渠道和信貸渠道，我國調整存款準備金率的貨幣政策信貸傳導過程為：

法定存款準備金率上調→商業(yè)銀行信貸規(guī)模收縮→商業(yè)銀行的存貸比上升→貨幣乘數減小→貨幣供給量減少→市場利率升高→投資、消費支出減少→產出減少。

我國存款準備金政策通過信用途徑對實體經濟產生影響，從而使銀行信貸渠道成為貨幣政策傳導的主要渠道。以上是我國實施貨幣政策的主要傳導途徑。

二、我國存款準備金政策效應的實證分析

1.存款準備金率的調整和商業(yè)銀行信貸增長率的OLS估計

根據上文的分析，本文選用2010年1月-2012年12月的信貸增長率和存款準備金率的月度數據，建立回歸模型，檢驗存款準備金率的調整引起商業(yè)銀行的貸款增長率如何變化。由于調整存款準備金率的時間有不確定性，所以在回歸模型中引入虛擬變量（=0表示存款準備金率不調整，=1表示存款準備金率調整）。通過OLS方法對模型進行估計，在滿足t檢驗和無自相關的條件下得到回歸方程如下：

■

以上回歸方程說明，存款準備金率每上調1個百分點，商業(yè)銀行的貸款增長率就下降0.873252個百分點，這是因為存款準備金率的上調會收縮商業(yè)銀行的信貸規(guī)模，所以存款準備金率與商業(yè)銀行的貸款增長率之間呈負相關關系。由以上的分析可知，法定存款準備金率的調整將直接影響商業(yè)銀行的信貸資金規(guī)模。

2.基于VEC模型的實證分析

以下本文采用向量誤差修正模型（VEC模型）對存款準備金率的信貸傳導渠道進行實證檢驗。

本文選取通貨膨脹率作為檢驗存款準備金政策有效性的代表變量；選取商業(yè)銀行的各項人民幣貸款余額CR作為貨幣政策的信貸傳導渠道的變量，選取貨幣供應量M2作為貨幣政策的貨幣傳導渠道的變量，選取數據的樣本區(qū)間為2006年1月至2012年12月。商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應量M2均進行了季節(jié)調整（采用X-12方法），并取對數。所有數據來源于國家統計局官網和中國人民銀行官網。

在用VEC模型檢驗前首先要用單位根檢驗來檢查序列的平穩(wěn)性。檢驗結果如下表所示：

表1 各時間序列的ADF檢驗結果

如上表所示，根據檢驗結果的P值可知，三個變量的原始序列非平穩(wěn)，經過一階差分后均為單整序列，即平穩(wěn)序列。因此，還需證明三個變量之間存在長期的協整關系。

對商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應量M2和通貨膨脹率進行Johansen協整檢驗。檢驗結果如下表所示：

表2 各時間序列的協整檢驗結果假設的協整數

注：*表明在5%的顯著性水平下拒絕原假設

由上表可知，商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應量M2和通貨膨脹率三個序列之間有且只有一個協整關系，證明其三者之間存在長期的共同趨勢。因此，可以對上述三個變量進行格蘭杰因果檢驗。

為了說明各個變量之間的因果關系，我們采用格蘭杰因果分析方法對其進行檢驗，結果如下：

表3 具有格蘭杰因果關系的內生變量零假設

從檢驗結果可以看出，商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應量M2都是通貨膨脹率的Granger原因，說明貨幣政策傳導渠道主要有信貸渠道和貨幣渠道。但是從顯著性來看，商業(yè)銀行貸款余額對通貨膨脹率有較強的解釋能力。

依據前文所得結論，這三個變量之間存在一個長期穩(wěn)定的協整關系，因此本文將建立VEC模型來分析商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應量M2和通貨膨脹率之間的長期關系。本文在前面對三個變量進行協整檢驗時已經得到協整向量的估計值，其估計結果如下：

表4〓協整向量表變量名稱

注：表中（）內的數值為各系數t檢驗對應的伴隨概率。

根據上表的估計結果可得出以下協整方程：

■

方程中的系數表示：商業(yè)銀行貸款余額每降低1個百分點，通貨膨脹率平均約降低0.054個百分點；貨幣供應量每降低1個百分點，通貨膨脹率平均約降低0.029個百分點。但是二者均不顯著，說明貨幣供應量M2與商業(yè)銀行貸款余額CR對通貨膨脹率的影響較小，同時也說明不能僅從收縮貨幣供應量或收縮商業(yè)銀行貸款余額來抑制通貨膨脹率的產生。

三、結論

以上通過建立存款準備金率和商業(yè)銀行貸款增長率的OLS模型，以及應用單位根檢驗、協整檢驗及格蘭杰因果關系檢驗來處理非平穩(wěn)變量的分析方法，然后建立誤差修正模型討論變量間的長期均衡關系，最終對我國存款準備金貨幣政策傳導的信貸渠道和貨幣渠道進行比較，可以得到以下的結論：

第一，存款準備金率的變化與商業(yè)銀行信貸增長率的變化之間是負相關關系，存準率每上調1個百分點，銀行信貸增長率下降0.86個百分點，故存準率的調整會對商業(yè)銀行的流動性產生一定影響。

第二，我國的貨幣政策是非中性的，即其通過貨幣渠道和信貸渠道的傳導對通貨膨脹率產生一定的影響。

第三，從協整方程所表現的長期均衡關系來看，信貸渠道和貨幣渠道對通貨膨脹率的影響均不顯著，這說明我國在實行貨幣政策時，長期通過信貸渠道和貨幣渠道來影響通貨膨脹率的效果不明顯。

第四，從最后的回歸方程系數可以看出，商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應量M2對通貨膨脹率的影響并不明顯，這可能是由于我國貨幣政策傳導的過程會受到一些阻礙因素的干擾，比如存在政府行政政策的干預等。

基于此，為了優(yōu)化存款準備金率調整在貨幣信貸傳導機制中的作用效果，我國要推進差別準備金制度的實施，根據金融機構的風險程度、資產質量狀況，選擇執(zhí)行相應不同檔次的差別存款準備金率，并逐漸加強差別存款準備金率政策的懲罰強度。

參考文獻：

[1]盛松成，施兵超，陳建安.現代貨幣經濟學[M].2012：338.

[2]劉斌.資本充足率對信貸、經濟及貨幣政策傳導的影響[J].金融研究，2005（8）：10-22.

[3]余明.中國存款準備金政策有效性分析[J].世界經濟，2009（2）：56-65.

作者簡介：張競月（1992.3- ），女，河南省焦作市人，研究生，國民經濟學專業(yè)endprint

摘 要：近年來，我國央行頻繁調整存款準備金率的原因和有效性受到學術界廣泛爭論，調控信貸總量過快增長是央行頻繁使用存款準備金政策工具的主要原因。本文選取我國2006至2012年的月度宏觀數據，運用向量誤差修正模型考察了存款準備金率的調整對商業(yè)銀行信貸增長率的影響以及存款準備金貨幣政策的信貸傳導途徑。

關鍵字：存款準備金；信貸渠道；向量誤差修正模型

存款準備金率的調整會通過乘數效應對經濟造成很強的沖擊，是威力較大的貨幣政策工具，因此被形容為一劑猛藥。從國外來看，這種傳統的貨幣政策工具似乎已經被越來越多的國家所放棄，然而近幾年來，我國貨幣當局卻頻繁使用這種貨幣政策工具。我國央行在2006年7月到2012年5月末期間調整法定存款準備金率達到38次之多，以調控銀行信用和市場流動性，并且每年都要調整多次。

一、存款準備金政策的相關理論和傳導機制

存款準備金，是指金融機構為保證客戶提取存款和資金清算需要時在中央銀行準備的存款。央行進行宏觀貨幣經濟調整的重要手段就是調整銀行的存準率，其目的是預防社會貨幣供應量增長過快，防止產生通貨膨脹。

貨幣政策傳導機制的實質即央行通過運用一系列的貨幣政策工具來影響經濟主體的經濟活動，使其改變其在金融市場和實體市場中的經濟行為，以實現貨幣政策的最終目標。貨幣政策傳導機制分為貨幣渠道和信貸渠道，我國調整存款準備金率的貨幣政策信貸傳導過程為：

法定存款準備金率上調→商業(yè)銀行信貸規(guī)模收縮→商業(yè)銀行的存貸比上升→貨幣乘數減小→貨幣供給量減少→市場利率升高→投資、消費支出減少→產出減少。

我國存款準備金政策通過信用途徑對實體經濟產生影響，從而使銀行信貸渠道成為貨幣政策傳導的主要渠道。以上是我國實施貨幣政策的主要傳導途徑。

二、我國存款準備金政策效應的實證分析

1.存款準備金率的調整和商業(yè)銀行信貸增長率的OLS估計

根據上文的分析，本文選用2010年1月-2012年12月的信貸增長率和存款準備金率的月度數據，建立回歸模型，檢驗存款準備金率的調整引起商業(yè)銀行的貸款增長率如何變化。由于調整存款準備金率的時間有不確定性，所以在回歸模型中引入虛擬變量（=0表示存款準備金率不調整，=1表示存款準備金率調整）。通過OLS方法對模型進行估計，在滿足t檢驗和無自相關的條件下得到回歸方程如下：

■

以上回歸方程說明，存款準備金率每上調1個百分點，商業(yè)銀行的貸款增長率就下降0.873252個百分點，這是因為存款準備金率的上調會收縮商業(yè)銀行的信貸規(guī)模，所以存款準備金率與商業(yè)銀行的貸款增長率之間呈負相關關系。由以上的分析可知，法定存款準備金率的調整將直接影響商業(yè)銀行的信貸資金規(guī)模。

2.基于VEC模型的實證分析

以下本文采用向量誤差修正模型（VEC模型）對存款準備金率的信貸傳導渠道進行實證檢驗。

本文選取通貨膨脹率作為檢驗存款準備金政策有效性的代表變量；選取商業(yè)銀行的各項人民幣貸款余額CR作為貨幣政策的信貸傳導渠道的變量，選取貨幣供應量M2作為貨幣政策的貨幣傳導渠道的變量，選取數據的樣本區(qū)間為2006年1月至2012年12月。商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應量M2均進行了季節(jié)調整（采用X-12方法），并取對數。所有數據來源于國家統計局官網和中國人民銀行官網。

在用VEC模型檢驗前首先要用單位根檢驗來檢查序列的平穩(wěn)性。檢驗結果如下表所示：

表1 各時間序列的ADF檢驗結果

如上表所示，根據檢驗結果的P值可知，三個變量的原始序列非平穩(wěn)，經過一階差分后均為單整序列，即平穩(wěn)序列。因此，還需證明三個變量之間存在長期的協整關系。

對商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應量M2和通貨膨脹率進行Johansen協整檢驗。檢驗結果如下表所示：

表2 各時間序列的協整檢驗結果假設的協整數

注：*表明在5%的顯著性水平下拒絕原假設

由上表可知，商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應量M2和通貨膨脹率三個序列之間有且只有一個協整關系，證明其三者之間存在長期的共同趨勢。因此，可以對上述三個變量進行格蘭杰因果檢驗。

為了說明各個變量之間的因果關系，我們采用格蘭杰因果分析方法對其進行檢驗，結果如下：

表3 具有格蘭杰因果關系的內生變量零假設

從檢驗結果可以看出，商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應量M2都是通貨膨脹率的Granger原因，說明貨幣政策傳導渠道主要有信貸渠道和貨幣渠道。但是從顯著性來看，商業(yè)銀行貸款余額對通貨膨脹率有較強的解釋能力。

依據前文所得結論，這三個變量之間存在一個長期穩(wěn)定的協整關系，因此本文將建立VEC模型來分析商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應量M2和通貨膨脹率之間的長期關系。本文在前面對三個變量進行協整檢驗時已經得到協整向量的估計值，其估計結果如下：

表4〓協整向量表變量名稱

注：表中（）內的數值為各系數t檢驗對應的伴隨概率。

根據上表的估計結果可得出以下協整方程：

■

方程中的系數表示：商業(yè)銀行貸款余額每降低1個百分點，通貨膨脹率平均約降低0.054個百分點；貨幣供應量每降低1個百分點，通貨膨脹率平均約降低0.029個百分點。但是二者均不顯著，說明貨幣供應量M2與商業(yè)銀行貸款余額CR對通貨膨脹率的影響較小，同時也說明不能僅從收縮貨幣供應量或收縮商業(yè)銀行貸款余額來抑制通貨膨脹率的產生。

三、結論

以上通過建立存款準備金率和商業(yè)銀行貸款增長率的OLS模型，以及應用單位根檢驗、協整檢驗及格蘭杰因果關系檢驗來處理非平穩(wěn)變量的分析方法，然后建立誤差修正模型討論變量間的長期均衡關系，最終對我國存款準備金貨幣政策傳導的信貸渠道和貨幣渠道進行比較，可以得到以下的結論：

第一，存款準備金率的變化與商業(yè)銀行信貸增長率的變化之間是負相關關系，存準率每上調1個百分點，銀行信貸增長率下降0.86個百分點，故存準率的調整會對商業(yè)銀行的流動性產生一定影響。

第二，我國的貨幣政策是非中性的，即其通過貨幣渠道和信貸渠道的傳導對通貨膨脹率產生一定的影響。

第三，從協整方程所表現的長期均衡關系來看，信貸渠道和貨幣渠道對通貨膨脹率的影響均不顯著，這說明我國在實行貨幣政策時，長期通過信貸渠道和貨幣渠道來影響通貨膨脹率的效果不明顯。

第四，從最后的回歸方程系數可以看出，商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應量M2對通貨膨脹率的影響并不明顯，這可能是由于我國貨幣政策傳導的過程會受到一些阻礙因素的干擾，比如存在政府行政政策的干預等。

基于此，為了優(yōu)化存款準備金率調整在貨幣信貸傳導機制中的作用效果，我國要推進差別準備金制度的實施，根據金融機構的風險程度、資產質量狀況，選擇執(zhí)行相應不同檔次的差別存款準備金率，并逐漸加強差別存款準備金率政策的懲罰強度。

參考文獻：

[1]盛松成，施兵超，陳建安.現代貨幣經濟學[M].2012：338.

[2]劉斌.資本充足率對信貸、經濟及貨幣政策傳導的影響[J].金融研究，2005（8）：10-22.

[3]余明.中國存款準備金政策有效性分析[J].世界經濟，2009（2）：56-65.

作者簡介：張競月（1992.3- ），女，河南省焦作市人，研究生，國民經濟學專業(yè)endprint