我國法定存款準備金政策有效性的實證分析

文/胡玥帆，重慶工商大學

1 我國法定存款準備金政策運用情況或實踐的分析

1.1 數據來源及指標選取

1.1.1 貨幣政策中介目標的選取

我國現行的貨幣政策中介目標為貨幣及準貨幣供應量 M2，因此本文采用廣義貨幣供給量（貨幣及準貨幣供應量）M2 作為存款準備金政策研究的中介目標，考察法定存款準備金率調整對 M2 變動的貢獻程度。本文選取了2012年1月至2018年11月M2的月度數據，總計83個樣本點，M2 取自中華人民共和國國國家統計局網站。

1.1.2 貨幣政策最終目標的選取

本文采用消費物價指數CPI作為貨幣政策的最終目標，考察法定存款準備金率調整對CPI變動的貢獻程度。本文選取了2012年1月至2018年11月CPI的月度數據，總計83個樣本點,CPI取自中華人民共和國國國家統計局網站。

1.1.3 法定存款準備金率的確定

我國央行不定期地對法定存款準備金率進行調整，沒有固定的時間間隔和規律性，所以選取的存款準備金率為每次調整后的數據。若調整日在上旬，則視為當月所執行的法定存款準備金率；若調整日位于下旬，則視為該法定存款準備金率從次月起開始實施；存款準備金率的計算按照以大型以及中小型金融機構存款數量為權數進行加權平均。

1.2 數據分析

法定存款準備金率的調整主要集中在2015年以及2018年，分別調整了四次以及三次，所以本文主要研究在法定存款準備金率頻繁變動的年份，其中介目標以及最終目標跟隨法定存款準備金率變動的情況，2012年以及2015年下調法定存款準備金率后，M2同比增長率有顯著的上升，CPI同比增長率也有一定幅度的上升，并且其對M2的效果相比CPI更為明顯，在這兩個年份法定存款準備金效果較好。

2016年至2018年11月，下調法定存款準備金率共四次，但M2同比增長率并沒有預期上升，反而有所下降，CPI同比增長率的變動也不明顯，說明這三年法定存款準備金政策沒有達到預期的效果。

2 法定存款準備金政策有效性的實證分析

2.1 數據處理

為了使實證結果更加準確，本文用 M2 除以當期的 CPI，以消除物價對其影響。此外，為了消除各項數據自相關的影響，將各個指標進行取自然對數處理得到3列數據：LDR（法定存款準備金率 DR 取對數值）、 LM2（貨幣及準貨幣供應量 M2 取對數值）、LCPI（消費者物價指數 CPI 取對數值）。

2.2 單位根檢驗

要研究變量之間是否有協整關系和因果關系，就必須保證所檢驗的時間序列是穩定的。如果使用的時間序列不穩定，是不能進行協整檢驗和因果檢驗的。通常會先通過差分將非平穩的時伺序列變成平穩的時間序列。

2.3 法定存款準備金率對M2的實證分析

本文將采用 VAR 模型來進行實證分析，研究法定存款準備金率 DR 的變動對貨幣及準貨幣供給量 M2，居民消費價格指數CPI的影響。

2.3.1 確定模型滯后階數

確定VAR 模型的最有滯后階數是建立模型的基礎，因此，首先應根據各種信息準則確定 VAR 模型的最優滯后階數 p，以保證回歸殘差不存在自相關，從而建立 VAR 模型。

2.3.2 Johansen協整檢驗

LDR以及LM2同為一階單整序列，可以進行Johansen協整檢驗，在0.05的顯著水平下，LDR以及LM2之間不存在協整關系，說明M2與法定存款準備金率之間沒有長期穩定的關系。

2.3.3 格蘭杰因果檢驗

用Eviews 軟件對法定存款準備金率和貨幣及準貨幣供應量 M2進行格蘭杰因果檢驗的結果LM2 變動不是法定存款準備金率的格蘭杰原因，說明貨幣供應量的變動對解釋我國法定存款準備金率水平的調整作用不大。法定存款準備金率也不是廣義貨幣供應量變動的格蘭杰原因，說明該階段法定存款準備金率信息對于貨幣供應量的預測并沒有顯著意義。

2.3.4 模型穩定性檢驗

對LDR以及LM2組成的模型VAR(6)的特征根進行檢驗，其所有特征根的模的倒數均落在單位圓內，所有特征跟的模均小于一，說明該模型滿足穩定性要求。

2.3.5 脈沖響應函數

先看由LDR產生的脈沖影響， LDR對LM2的脈沖響應圖與 LDR對其自身的脈沖響應圖相比較，其變動趨勢較為一致，LDR對LM2的沖擊表現為持續的，偶有波動的負向的影響，至第十期并未發生收斂。

再看LM2產生的脈沖影響，LDR對LM2的影響并不大，從第一期到第五期為正向影響， 從第七期開始顯現出負向影響， 至第10期仍未發生收斂。從LDR對其自身沖擊的響應來看，一個單位標準差正向的沖擊使自身在第一期有一個相對較大幅度的突升，其后影響呈不規則波動起伏，至第十期仍未發生收斂。

2.3.6 方差分解

繼續對LDR以及LM2進行方差分解，如下圖：

從圖中 LM2 的方差分解結果來看，法定存款準備金率對M2貢獻程度極小。另一方面，法定存款準備金率變動97%由自身的過去值預測，M2 的貢獻率為3%，說明貨幣當局調整法定存款準備金率的依據中上期廣義貨幣供應量所占比重較低。

2.4 法定存款準備金率對的CPI實證分析

2.4.1 滯后期數確定

如表4.4.1所示，五種準則認為滯后5期最優，所以我們針對 LDR與LCPI建立VAR(5)模型。

2.4.2 Johansen協整檢驗

LDR以及LCPI同為一階單整序列，可以進行Johansen協整檢驗，檢驗結果可知，在0.05的顯著水平下，LDR以及LCPI之間不存在協整關系，說明CPI與法定存款準備金率之間沒有長期穩定的關系。

2.4.3 格蘭杰因果檢驗

LCPI 變動不是法定存款準備金率的格蘭杰原因，說明居民消費價格指數的變動對解釋我國法定存款準備金率水平的調整作用不大。法定存款準備金率也不是CPI變動的格蘭杰原因，說明該階段法定存款準備金率信息對于貨幣供應量的預測并沒有顯著意義。

2.4.4 模型穩定性檢驗

對LDR以及LCPI組成的模型VAR(6)的特征根進行檢驗，其有一個特征根的模的倒數沒有落在單位圓內，說明該模型之后的脈沖響應分析和方差分解的結果值得懷疑。

2.4.5 脈沖響應函數

用Eviews軟件分別對變LDR和LCPI進行脈沖響應分析，沖擊后 10 期的脈沖響應函數如圖：

先看由LDR產生的脈沖影響，LDR對LCPI的沖擊在第四期之前為正向影響，從第四期以后為負向影響，至第十期未有收斂的趨勢，并繼續發散。

再看LCPI產生的脈沖影響，LCPI對LDR從第二期起出現負向的影響，至第十期仍未發生收斂，并繼續發散。再看LCPI對其自身的影響，表現為持續的波動的正向的影響，至第十期仍未收斂

2.4.6 方差分解

從 LCPI的方差分解結果來看，法定存款準備金率對CPI貢獻程度極小。另一方面，法定存款準備金率變動很大部分由自身的過去值預測，CPI 的貢獻很小，說明貨幣當局調整法定存款準備金率的依據中上期消費價格指數所占比重非常低。

表4 .4.1

3 結論與改善我國法定存款準備金制度效果的建議

3.1 結論

我國存款準備金制度的作用效果與傳統的貨幣政策理論之間存在一定的差距，法定存款準備金率與廣義貨幣供應量以及居民消費價格指數沒有長期穩定關系以及顯著的因果關系。我國的法定存款準備金率對廣義貨幣供應量以及居民消費價格指數有一定的負向影響，但是效果并不顯著，且具有一定的時滯性。分析可知，法定存款準備金制度對廣義貨幣供應量的影響相比居民消費價格指數更大，說明我國法定存款準備金政策在穩定物價方面的效果略顯不足。

3.2 改善我國法定存款準備金制度效果的建議

3.2.1 加強貨幣政策與其他政策的協調配合

首先，財政政策主要是調節產業結構及布局,將存款準備金政策與財政政策工具配合使用，可以有效調節經濟體中資金的走向，積極影響經濟運行。其次，結合短期流動性的貨幣政策工具，用來彌補法定存款準備金政策在短期調節上的缺失。最后，公開市場業務具有很好的靈活性和可逆性，其調控經濟的效果更加溫和可控。當然，必須不斷加強金融市場建設，使我國金融市場朝著更加健康成熟的方向發展，為公開市場業務工具的運用創造優越的制度環境。

3.2.2 降低超額準備金利息率

大量超額存款準備金的存在嚴重妨礙了法定存款準備金政策的順利傳導，導致一部分本該用于信貸投放的資金無法運用起來。這時候商業銀行發放的貸款總數不會因為法定存款準備金率的調整而有所變化。因此我國應該逐步降低對超額存款準備金的利息率，直至取消付息的政策。這樣做，中央銀行可以省去龐大的利息費，能大大提高對金融機構的信貸量的調控力度。

3.2.3 落實差別存款準備金制度

中央銀行定向調節存款準備金率有一個信號導向作用，可以鼓勵商業銀行提高對農業和中小企業的融資支持，響應國家促進農業發展和解決小微企業融資難問題的政策目的，差別存款準備金制度應繼續具體細化，僅針對流向“三農”和小微企業的資金實施再次降低法定存款準備金率，更好地起到精準輸入的作用；并且采取措施促進資金流入“三農”和小微企業，防止降準釋放的流動性投放到其他經濟單位中。

3.2.4 促進利率市場化進程

為了從根源上解決法定存款準備金時滯過長的問題，我們應該進一步加快利率市場化進程，理順利率的關系，只有利率市場化，形成發達的金融市場體系，才能在調整法定存款準備金率時，通過利率傳導機制，影響貨幣供應量，進而影響信貸規模，影響消費和投資，最終對物價和國內生產總值產生影響，提高政策的有效性。

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