中央銀行資產規模與經濟增長關系的實證分析

張俊民，尹月麗，2

（1.天津財經大學商學院，天津300222；2.中國人民銀行天津分行，天津300040）

中央銀行資產規模與經濟增長關系的實證分析

張俊民1，尹月麗1，2

（1.天津財經大學商學院，天津300222；2.中國人民銀行天津分行，天津300040）

文章選取了2002—2014年季度數據，采用協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗以及脈沖響應方法，對我國中央銀行資產規模與經濟增長之間的關系進行了時間序列實證分析。結果表明，我國中央銀行資產規模與經濟增長之間存在長期穩定的動態均衡關系；無論長期還是短期，中央銀行資產規模的波動都是經濟增長波動的格蘭杰原因。

中央銀行；經濟增長；宏觀調控；資產規模

0　引言

目前國際上對中央銀行資產應保持多大的規模比較合理尚無統一的說法，同樣對于資產規模占GDP的比重，不同國家的央行也存在很大差異。2008年危機之前，我國央行資產總規模占GDP的比重約為60%，而同期美聯儲一般為6%；危機之后，美聯儲的比重大幅上升，2013年末為24%，同期我國的比重為55%。2014年伴隨著QE的逐漸退出，美聯儲開始縮表，但普遍認為，美聯儲資產規模回歸GDP 6%的常規狀態至少需要10年時間。由此可以看出我國中央銀行資產規模占GDP的比重，以及兩者的關系如何將是一個長期值得關注的重要問題。

本文將中央銀行資產規模分為國外資產和國內資產兩部分，通過規范和實證分析相結合的方法討論中央銀行資產規模變化對經濟增長的內在影響，以求分析更貼近客觀實際。即本文選取中央銀行國外資產（簡稱FA）和國內資產（簡稱DA）兩部分作為衡量中央銀行資產規模的指標，選取GDP作為衡量經濟發展程度的指標，用Eviews6.0軟件對數據進行實證分析。本文選取2002年1季度至2014年4季度的數據作為樣本數據，同時由于中央銀行資產規模是時點數值，為保持與GDP相同的性質數據，在選取FA和DA規模季度數據時，按季度初和季度末的平均值，這樣共得到51個數據。所采用的數據除GDP來自國家統計局網站外，其他均來自中國人民銀行網站公布的貨幣當局資產負債表。

1　中央銀行資產規模和GDP的增長情況分析

1.1中央銀行資產規模發展情況

根據貨幣當局資產負債表，中央銀行國外資產由外匯、貨幣黃金、其他國外資產三部分組成，國內資產由對政府債權、對其他存款性公司債權、對其他金融性公司債權、對非金融性公司債權、其他資產五部分組成。2002—2014年國內外資產規模占總規模的比重，如表1所示。

表1　2002-2014年中央銀行資產規模情況（單位：億元）

隨著國內外經濟金融環境的變化，中央銀行資產規模呈現出快速增長的勢頭，2002—2014年總資產規模由51107.58億元增加到338248.78億元，增長了561.84%，其中，國外資產從23242.85億元增加到278622.85億元，增長10.98倍，占總資產的比重由45.48%上升至82.37%，并在2011年末達到最大值84.67%。而國外資產規模迅速擴張的主要來源為外匯儲備的累積，同期外匯資產由22107.39億元增至270681.33億元，增長了11.24倍，其占總資產的比重由43.26%上升到80.02%；這是我國貿易順差以及當時強制結匯政策的結果，最終造成了中央銀行積累了大量的外匯資產。

1.2我國GDP增長及央行資產規模占GDP的情況分析

從我國GDP從增長速度來看，2002—2014年年均增長率達9.9%。2002—2007年是中國經濟的高增長期，每年GDP增長率都逐漸上升，2007年更是達到14.2%的峰值，2008年受金融危機的影響，GDP增速下降為9.6%，相應地為抵御危機，我國政府采取了擴內需、保增長的一系列刺激措施，GDP增速于2009年率先在全球實現了“V”形反轉，在2010年重新回到兩位數，增長率達10.4%。2011年下半年以來，受歐洲主權債務危機影響，中國GDP增速再次出現了回落，并且由兩位數進入了單位數階段，2011—2014年年均增長率為7.8%。從絕對值來看，2002年我國GDP突破12萬億元，到2010年已超過40萬億元，成為全球第二大經濟體，并一直穩居世界第二位，2014年達到63萬億元。

2002—2014年，中央銀行資產總規模與GDP之比以2009年為分水嶺，2009年達到最大值65.38%，2009年之前呈逐步上升，其后隨著全球金融危機的影響，資產總規模占GDP比重逐年降低，到2014年降至53.15%。同期，我國中央銀行資產總規模的擴張速度在2005年曾達到131.81%的歷史最高水平，2007年再度超過130%，此后，該指標迅速回落，2012年末僅為104.8%。

2　實證分析

2.1單位根檢驗

單位根檢驗的目的主要是檢驗變量時間序列是否是同階單整，即檢驗序列的平穩性，其方法有很多種，包括ADF檢驗、PP檢驗、NP檢驗等。本文采用其中的ADF檢驗方法，結果見表2。

表2　單位根檢驗結果

由表2可知，GDP、FA和DA時間序列在5%的顯著性水平下ADF檢驗值大于臨界值，拒絕平穩假設，變量均為非平穩時間序列；一階差分后即D(GDP)、D(FA)、D(DA)在5%的顯著性水平上都是平穩序列，因此，這三個變量都具有一階單整的特性，符合變量間協整的條件，即可能存在協整關系。

2.2協整檢驗

協整檢驗的目的主要是揭示非平穩經濟變量間是否存在長期穩定的關系。協整性檢驗的方法主要有EG兩步法和Johansen檢驗兩種，本文采用Johansen檢驗。由于VAR模型差分方程的特征根都位于單位圓內，說明VAR模型是穩定的，并利用VAR模型中的LR、FPE、AIC、SC、HQ五個評價標準，得出最優滯后階數為4階。由于協整檢驗模型是對非限制性VAR模型協整約束后得到的，VAR模型的滯后期是4，故協整檢驗模型的滯后期為3。同時，使用無截距項且序列沒有確定性趨勢的協整檢驗形式，結果見表3。

表3　協整檢驗極大似然值結果

從表3可以看出，跡統計量結果表明，在1%的顯著性水平下存在一個協整關系，在5%的顯著性水平下存在2個協整關系；而最大特征值統計量結果顯示，在5%的顯著性水平下存在一個協整關系。因此，由跡檢驗和最大特征值兩者的綜合結果來看，Johansen協整檢驗結果說明GDP、FA和DA三者存在協整關系，即三個單獨的變量序列各自是一個非平穩序列，但序列間的線性組合卻存在長期穩定的均衡關系，得到協整方程如下：

從長期來看，國外資產FA的系數在10%水平下是顯著的，且國外資產FA每提高1%，拉動GDP增長0.741792%；國內資產DA與GDP也呈正相關關系，且拉動GDP的力度更大，即國內資產每提高1%，拉動GDP增長1.321259%。

2.3向量誤差修正模型

向量誤差修正模型是在變量之間存在長期均衡關系的基礎上建立的短期模型，并將誤差修正項作為一個解釋變量。首先根據Johansen協整方程得到誤差修正模型中的誤差修正項ECMt-1，具體如下：

然后，從標準的誤差修正模型中分離出GDP一階差分D(GDP)的誤差修正模型：

其中,ECMt-1為誤差修正項，其系數為負值,符合反向修正機制。誤差修正項系數是-0.106071且在5%的顯著性水平下通過檢驗，說明當GDPt-1、FAt-1、DAt-1發生波動使GDP偏離長期均衡關系的軌道時，誤差修正機制的存在能夠糾正這種偏離，系統并將以10.61%的速度將其重新調整到新的均衡狀態中。

2.4格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系的實質是檢驗一個變量的滯后值是否受到其他變量滯后值的影響，即分析時間序列數據之間是否具有統計意義上的因果關系。本文對GDP、FA、DA的格蘭杰因果關系檢驗結果，如表4所示。

表4　格蘭杰因果關系檢驗結果

從表4可以看出，一是“FA不是GDP的格蘭杰原因”和“GDP不是FA的格蘭杰原因”在5%的顯著性水平下都拒絕原假設，說明兩者互為因果關系，即FA是引起GDP變化的格蘭杰原因，同時GDP也是引起FA的格蘭杰原因。二是“DA不是GDP的格蘭杰原因”和“GDP不是DA的格蘭杰原因”在5%顯著性水平下都拒絕原假設，說明兩者也互為格蘭杰因果關系。

2.5脈沖響應函數

脈沖響應函數是用于衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。由于前面建立的VAR(4)是穩定的，因此可以進行脈沖響應。因為，本文主要探討的是GDP受FA和DA的影響，所以分別給予FA、DA一個單位的正沖擊，從而得到關于GDP的脈沖響應函數（見圖1和圖2），縱坐標沖擊引起的波動（以百分比表示），橫坐標表示波動持續時間。

圖1　GDP受FA的影響

圖2　GDP受DA的影響

從圖1可以看出，當在本期給國外資產FA一個正沖擊后，GDP的增長率變化在前2期呈現負增長態勢，第2期達到最低點，此時的響應為C22=-2896.521，在這之后第5期之前，GDP對國外資產的反應逐漸升高，在第5期達到最大值，此時C25=2713.244，其后又逐漸降低。

從圖2可以看出，當在本期給國內資產DA一個正沖擊后，總產出增長率先增長后下降，再轉為上升、下降和上升的過程，在第2期達到最大值，此時C22=6609.256，在第5期達到最小值，此時C25=-950.2135。這說明中央銀行國內資產規模的增加短期內帶來GDP的增長，后又逐漸回落。

3　結論

本文通過對GDP、FA、DA三個變量進行協整檢驗、建立誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗、脈沖效應分析，從長期和短期分析了我國中央銀行國內外資產規模與GDP的關系和影響，得出以下結論：

（1）從協整檢驗的結果看，國內外資產規模與GDP之間存在長期的均衡關系，且都是正相關關系。國外資產和國內資產規模的增加會刺激經濟的增長。從誤差修正模型結果看，短期內，中央銀行國內外資產規模與GDP之間存在動態調整機制，由于誤差項的存在，可以自動實現三者之間的長期均衡關系。因此，通過擴張和收縮央行資產負債表，來促進宏觀經濟發展，是一種切實可行的長期性政策工具。

（2）中央銀行國內外資產規模在5%的顯著性水平下與GDP都是雙向格蘭杰原因。這表明一方面國內外資產規模的增長促進了基礎貨幣的投放，進而刺激了經濟的發展；另一方面隨著GDP的增加，中國的經濟向好，國際貿易出現順差，在我國強制結匯的制度下，中央銀行國外資產增加，以及為沖銷結匯而被迫發行的再貼現或央行票據，導致國內資產規模的被動擴張。

（3）從脈沖效應來看，短期內，中央銀行國外資產規模的變動對GDP的增長是滯后的，這是因為中央銀行國外資產形成是由于央行為維持穩定的匯率而購買的外匯，而這些購買的行為導致中央銀行被動地釋放流動性，所以產生的效應是間接的，其產生的效果是滯后的；而國內資產規模的變動是央行實施貨幣政策的直接結果，其措施是直接釋放流動性，從而對經濟增長的沖擊效應是直接的，產生的效果也比較明顯。

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（責任編輯/劉柳青）

F832

A

1002-6487（2016）19-0151-03

張俊民（1960—），男，山東魚臺人，教授，博士生導師，研究方向：會計監管、審計質量、內部控制。尹月麗（1980—），女，河南商丘人，博士研究生，研究方向：會計監管、審計質量、金融經濟。