存款基準利率和法定存款準備金率對CPI的影響分析

趙丹隆

摘要：為了探究貨幣政策工具對居民生活質量的影響程度，本文主要研究存款基準利率和法定存款準備金率這兩大貨幣政策工具對居民消費價格指數的影響。采用2006年1月～2014年12月的三個變量的月度數據，使用VAR模型對數據進行分析。通過分析發(fā)現，居民消費價格指數和存款基準利率互為格蘭杰原因，存款準備金率是存款基準利率的單向格蘭杰原因。從協整檢驗結果來看，存款基準利率與居民消費價格指數成正比關系，而存款準備金率與居民消費價格指數是成反比關系。根據方差分解分析和脈沖響應函數分析的結果可知，存款準備金率和存款基準利率對居民消費價格指數的變化都有一定程度的作用，但是存款基準利率對居民消費價格指數的影響大小相對于存款準備金率的作用要大。

關鍵詞：存款基準利率；存款準備金率；居民消費價格指數；VAR模型

中圖分類號：F822.0 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2018）004-0-04

一、引言

2014年，我國經濟面臨著經濟下行的壓力以及低通脹的趨勢，針對這一形勢，我國政府和央行采取了一系列的措施，不斷創(chuàng)新宏觀調控思路和方式，豐富政策工具，優(yōu)化政策組合，瞄準經濟運行中的突出問題，用調結構的方式適時適度預調微調。在2014年7月，我國央行首創(chuàng)一項貨幣政策工具——抵押補充貸款（PSL），以期借PSL的利率水平來引導中期政策利率，以實現央行在短期利率控制之外，對中長期利率水平的引導和掌控；11月22日，為拯救實體經濟，央行下調金融機構人民幣貸款和存款基準利率，這是時隔28個月來央行的首次降息；11月30日，為了更好的保護老百姓的利益，國務院宣布即將推出存款保險制度，這些舉措在對我國的經濟運行產生了一定的積極作用。

近幾年來，我國一直都是實施穩(wěn)健的貨幣政策，同時，為了更好的對經濟運行變化進行微調，央行更是對貨幣政策工具進行了創(chuàng)新，短期流動性調節(jié)工具、中期借貸便利以及抵押補充貸款等，配合著傳統(tǒng)的貨幣政策工具調控著我國整體經濟。但是貨幣政策工具的使用力度，會從多方面影響我國經濟的運行狀況，從而影響居民的生活質量。

在國內，有很多學者對于貨幣政策工具的使用對居民生活質量的影響進行了研究，并且大部分學者將通貨膨脹程度作為分析居民生活質量的指標。在對整體貨幣政策工具對通貨膨脹的影響研究中，周浩（2012）研究了不同貨幣政策工具對通脹預期的影響，發(fā)現相對于數量型貨幣工具，價格型貨幣工具對通脹預期有著更大的影響。王曦，鄒文理，葉茂（2012）通過對貨幣政策工具的研究，認為狹義的貨幣供應量是治理通貨膨脹的最有效的中介目標。對于具體的貨幣政策工具對通貨膨脹的影響研究，鄧宏（2009）運用黑箱分析方法得出名義利率和通貨膨脹之間存在著明確的正向關系。汪昊（2011）利用神經網絡模型，發(fā)現存款準備金率的上調主要是為了對抗通貨膨脹。李佳（2014）從存款準備金率的傳導途徑出發(fā)，得出存款準備金率的調整對于CPI的影響有一定的時滯，并且兩者呈正相關的關系。

綜上所述，本文在國內學者對貨幣政策工具對通貨膨脹的影響的研究上，在第二部分利用Eviews 6.0這一計量軟件進行了定量分析，包括數據的平穩(wěn)性檢驗，格蘭杰因果檢驗，VAR模型的構建，協整檢驗，方差分解和脈沖響應函數分析，從存款基準利率和存款準備金率出發(fā)，對貨幣政策工具對CPI的影響進行了實證分析。最后給出了結論和政策建議。

二、實證分析

（一）變量選擇和數據處理

本文在研究貨幣政策工具對通貨膨脹的影響時，選擇存款基準利率和存款準備金率作為解釋變量，居民價格消費指數作為被解釋變量。在數據的選取上面，由于2006年以前調整的比較少，對CPI的影響可能不會很明顯，因此本文選擇2006年1月～2014年12月的大型金融機構的存款基準利率（Rd）、法定存款準備金率（RR）和能代表通貨膨脹水平的CPI的月度數據，所有數據來源于中華人民共和國統(tǒng)計局網站。由于存款基準利率和存款準備金率并不是定期的調整，因此在對數據進行實證分析之前需要作出適當的調整，對于某些月份中調整的，采取時間加權平均的方法對數據進行處理。經過處理后的存款利率和存款準備金率與CPI的變化趨勢如圖1所示。

由圖1可以看出，存款基準利率和法定存款準備金率與CPI在變化上有著類似的趨勢，在2008年7月之前，三者都是處于上升的階段，而在2008年7月到2009年7月之間是處于下降階段，接下來又開始上升。因此我們可以假設，三者之間存在著某種變化關系。下面本文將使用計量軟件Eviews 6.0對三個變量進行實證分析。

（二）模型建立和數據分析

對于研究變量之間的因果關系實證研究，向量自回歸模型（Vector autoregression，VAR）是一種恰當有效的方法，通常用于多變量的時間序列系統(tǒng)的預測和描述隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。模型構建如下所示：

其中Yt是k維向量，是系數，是誤差項。

1.數據的格蘭杰因果檢驗

在對變量之間建立VAR模型之前，首先對變量之間是否存在因果關系進行判斷。我們通常采用格蘭杰因果檢驗的方法在判斷，檢驗結果如下表1。

通過上表發(fā)現，在滯后階數為3階時，Rd是CPI的原因的概率接近于1，因此可以認為，在置信度為1%的水平下，Rd是CPI的格蘭杰原因，同理可知，CPI是Rd的原因。在置信度為10%的水平下，CPI和RR互為格蘭杰原因，RR是Rd的格蘭杰原因，但是Rd不是RR的格蘭杰原因。此外，RR和Rd對CPI的影響的滯后期為3期。由上分析可知，三個變量之間是有一定的聯系的，因此可以建立VAR模型。

2.數據的平穩(wěn)性檢驗

在前面，我們知道存款基準利率、存款準備金率和CPI在變化過程中，都沒有圍繞其均值上下波動，因此，可以初步認定三個變量是非平穩(wěn)的時間序列數據。因此需要對時間序列數據進行平穩(wěn)性檢驗。分別對CPI、RR、Rd三個變量用ADF檢驗進行平穩(wěn)性檢驗，得到相關檢驗結果見下表2。

由表2可知，三個變量在未差分前都是不平穩(wěn)的序列，接受存在單位根的假設，在經過一階差分之后，dcpi，drd，drr均是平穩(wěn)的，即各個序列均為一階單整的，記為I（1）。

3.最大滯后階數的確定和模型的平穩(wěn)性檢驗

對數據進行VAR模型分析時，滯后階數的選擇多少將對估計結果的有效性產生一定的影響，因此首先對模型要確定滯后階數。通過運行Eviews 6.0軟件，模型的滯后階數的確定結果如表3所示。

表中給出了0～7階VAR模型的FPE，LR，AIC，SC，HQ值，并以*標記出依據相應準則的選擇出來的滯后階數?？梢钥吹?，超過一半的準則選擇出來的滯后階數為3階，可以將VAR模型的滯后階數定義為3階。

再對模型進行平穩(wěn)性檢驗，即必須使方程的所有特征根的模的倒數全都小于1，如果不平穩(wěn)則不能對模型進行協整檢驗。根據前面確定的最大滯后階數，對模型進行平穩(wěn)性檢驗，軟件輸出結果如下圖2：

由圖可以看出，方程所有特征根的模的倒數均在單位圓內，說明前面建立的VAR模型通過了平穩(wěn)性檢驗，可以進行協整檢驗。

4.協整檢驗

如果時間序列是非平穩(wěn)的，需要判斷它們之間是否存在著協整關系，具有協整關系的平穩(wěn)序列可以用 OLS方法得到它們之間的長期相關系數，此時估計量是一致的，不存在偽回歸問題。如果它們之間不存在協整關系，則需要對非平穩(wěn)變量進行差分處理，使之變?yōu)槠椒€(wěn)序列，然后才能進行模型估計。本文采用基于VAR 模型的Johansen協整檢驗法進行，檢驗結果如表4和表5：

通過對模型進行Johansen協整檢驗，我們發(fā)現在5%的置信水平下，三個變量之間是存在協整關系的。表明存款基準利率、存款準備金率和CPI之間是存在長期的穩(wěn)定關系的。

由于存款基準利率、存款準備金率和CPI都是一階單整序列，因此可以使用EG兩步法對變量進行協整檢驗。用OLS對變量進行估計，得到回歸方程如下：

CPI=95.02+3.1287Rd+0.0713RR

S.E： （0.7967） （0.2592） （0.0363）

t： 119.2642 12.0723 -1.9624

Adjusted R2 =0.586328， F = 76.121。

對上述結果結果做出如下解釋：從回歸方程可以看出，存款基準利率與CPI成正比關系，存款基準利率每上升1%，CPI也會隨之上升3.1287%；而存款準備金率與CPI是成反比關系，存款準備金率每上升1%，會引起CPI下降0.07%。同時，在顯著性水平為5%的情況下，F值遠大于臨界值，因此，盡管調整的可決系數不大，但是我們也可以認為模型很好的反映了存款準備金率和存款基準利率對CPI的共同影響。再對殘差進行單位根檢驗，得到結果見下表6：

由表6可以看出，在5%的置信水平下，殘差序列是平穩(wěn)序列，表明變量之間的協整關系成立。即回歸方程CPI=95.02+3.1287Rd+0.0713RR表示了存款基準利率和存款準備金率與CPI之間存在長期的均衡關系。

5.模型的方差分解

方差分解（Variance Decomposition）是建立在向量自回歸模型（VAR）的基礎之上，通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。本文在這里對數據進行方差分解，以解釋各變量變動時，其所受到影響因素所起作用的強弱程度。

根據表7和圖3可以看出，在長期，對于存款準備金率和存款基準利率，CPI受存款基準利率的影響比較大，在觀測期內，存款基準利率的影響是隨著時間的推移而逐漸增大，而存款準備金率的影響程度在一定程度上是保持均衡不變的。

6.脈沖響應函數

脈沖響應函數（Impulse Response Function，IRF）可以刻畫每個內生變量的變動或沖擊對它自己活其他內生變量產生的影響作用。對所建立的VAR模型進行脈沖響應函數分析。假定給CPI一個單位Cholesky正向沖擊，得到的脈沖響應結果如圖4所示。

從脈沖圖可以看出，剛開始時，CPI對RD和RR的一個Cholesky標準差新息的響應值為0，隨后逐漸增大，到第5期時，CPI對RD的響應值達到最大值，第15期時，CPI對RD的響應值達到最小值，在第52期時，RD的脈沖沖擊效果進入了穩(wěn)定期。而CPI對RR的脈沖響應值在第6期達到最大值，第24期到達最小值，在第42期時，RR的脈沖沖擊效果進入了穩(wěn)定狀態(tài)。同時從圖上可以觀察到，CPI對RD的脈沖響應值的最大值要大于RR的脈沖響應值，最小值也相對較小。因此，我們可以知道，RR和RD對CPI的變化都起著一定的作用，但是RD對CPI的影響要相對大一些。

三、結論和建議

（一）結論

根據格蘭杰因果檢驗結果，在置信度為1%的水平下，CPI是存款準備金率互為格蘭杰原因；在置信度為10%的水平下，CPI和存款基準利率互為格蘭杰原因，存款準備金率是存款基準利率的格蘭杰原因，但是存款基準利率不是存款準備金率的格蘭杰原因。

從協整檢驗結果來看，存款基準利率與CPI成正比關系，存款基準利率每上升1%，CPI也會隨之上升3.1287%；而存款準備金率與CPI是成反比關系，存款準備金率每上升1%，會引起CPI下降0.07%，存款基準利率和存款準備金率與CPI之間存在長期的均衡關系。

根據方差分解分析和脈沖響應函數分析的結果可知，存款準備金率和存款基準利率對CPI的變化都有一定程度的作用，但是存款基準利率對CPI的影響大小相對于存款準備金率的作用要大。而在實際社會經濟運行中，CPI是衡量通貨膨脹率的一個核心指標，存款準備金率和存款基準利率均是我國央行調節(jié)宏觀經濟所運用的貨幣政策工具，因此，央行實施一項寬松或者緊縮的貨幣政策，將會引起我國通貨膨脹率發(fā)生變化，進而引起我國居民生活水平發(fā)生變化。

（二）政策建議

由本文分析可以得知，存款基準利率的變化對CPI的影響是逐漸增強的，在2014年央行調整存貸款基準利率之后，引起股市大漲，對我國經濟運行產生了重大的影響，這也是長期以來我國對存貸款基準利率進行謹慎調整的原因。因此，央行在使用存款基準利率這一貨幣政策工具時，應該考慮到其將產生的猛烈影響。

我國現在正處于利率市場化改革的最后階段，存款利率也將完全放開，由市場自行決定，因此利率調整是我國貨幣政策的最主要的方面。為應對我國利率市場化帶來的通貨膨脹，要完善我國的貨幣市場體系，加快推進利率市場化改革，保證利率能夠及時的對經濟運行中出現的波動進行調整，提高利率政策的有效性。加快形成利率走廊，約束銀行間隔夜利率的波動。同時，央行在選擇貨幣政策工具時，應該選擇多種貨幣政策工具的配合使用，提高宏觀經濟政策效力。消費者的不理性行為使得我國央行實施的一項貨幣政策工具的有效性降低，因此單一的使用一種貨幣政策工具往往不能達到預期的效果，多種政策工具同時使用，可以推進我國經濟穩(wěn)定有序的發(fā)展。

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