法定存款準備金率頻繁變動對廣義貨幣乘數的影響

摘要：本文采用2003年第一季度——2008年第一季度的季度數據，借助Johansen協整檢驗、脈沖函數以及格蘭杰因果關系檢驗等計量方法，對我國2003年以來廣義貨幣乘數的影響因素進行了實證分析，得出結論：法定存款準備金率與廣義貨幣乘數有長期穩定關系，但是效應較小，而在短期內，法定存款準備金率的頻繁調整并沒有對廣義貨幣乘數產生影響。

關鍵詞：存款準備金率；廣義貨幣乘數；Johansen協整檢驗

一、引言

法定存款準備金是中央銀行貨幣政策工具的“三大法寶”之一，因其微小的調整就會給經濟帶來極大的震動，在西方國家央行已淡化這一政策工具，但從2003年5月份開始，我國經濟走出通貨緊縮的陰影，經濟局部過熱初露端倪，廣義貨幣M2增長在20%以上，為避免低水平重復建設，控制貨幣信貸增長過快，央行在9月25日將存款準備金率從6%提高到7%，但在以后的幾年里，固定資產投資規模仍繼續擴大，貨幣供應量仍過快增長，通貨膨脹壓力不斷增加，央行不得不頻繁上調法定存款準備金率，僅2007年就上調了10次，到2008年4月，已經提高到16.5%。根據貨幣理論，央行通過調整法定存款準備金率來影響廣義貨幣乘數，進而影響貨幣供應量，實現貨幣政策目標，但由于現實中存在超額準備金、現金漏損等，使廣義貨幣乘數的倍數效應縮小，那么我國近期對存款準備金率的頻繁調整在多大程度影響了廣義貨幣乘數?其作為我國現階段常規政策工具是否有利于貨幣政策目標的實現?

關于貨幣乘數的研究，陳學彬(1998)指出存款準備金率和超額準備金率對貨幣乘數的影響力量上是相同的，但超額準備金率對m1和m2的變動量大于存款準備金率的變動量，存款準備金率因變動較少基本未對貨幣乘數的短期波動產生影響。張橋云(2006)運用小波分析及建立貨幣乘數m2的動態模型，得出未來3年內我國廣義貨幣乘數將在4.50-4.85之間緩慢爬升；法定準備金率的調整對貨幣乘數的作用時滯約為1-2個季度。張坤(2008)認為法定存款準備金率的調整對貨幣乘數，無論是m1還是m2影響都很小，不能直接對貨幣乘數產生影響。

二、廣義貨幣乘數的實證分析

(一)廣義貨幣乘數m2的計算公式

廣義貨幣乘數是貨幣供應量和基礎貨幣之比，即MS/B。我國貨幣供應量分為3個層次：M0=流通中的現金(C)；M1(狹義貨幣)=M0+活期存款(D)；M2(廣義貨幣)=M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款(我國定期存款、儲蓄存款、其它存款實行統一的法定存款準備金率，故本文將其合并簡稱為定期存款T)。基礎貨幣(B)=流通中的現金(C)+銀行準備金(R)，其中R包括法定存款準備金(Rd)和超額準備金(Re)，通貨比率k=C/D，定期存款比率t=T/D，據此則有廣義貨幣乘數m2的計算公式：

m2=M2/B=C+D+T/C+R=1+k+t/k+(rd+re)(1+t)

(二)實證分析

根據上述公式，本文選取2003年第一季度——2008年第一季度逐季數據資料對廣義貨幣乘數的影響因素進行分析，原始資料M0、M1、M2、T、R、D、re、rd從中國人民銀行網上資料《貨幣當局資產負債表》和《中國貨幣政策執行報告》獲得，k、t通過計算獲得。

1.長期效應分析：Johansen協整檢驗

本文先對廣義貨幣乘數m2、法定存款準備金率、超額準備金率、現金比率、定期存款比率進行季節性處理，消除季節趨勢，然后對季節處理后的數據分別取自然對數，防止異方差，經單位根檢驗，均為一階單根(結果略)。

由于時間序列LNM2、LNRE、LNRD、LNK、LNT的單整階數相同，可能存在協整關系，即變量之間長期穩定的比例關系。本文使用Johansen(1995)多變量協整檢驗方法對時間序列廣義貨幣乘數m2、法定存款準備金率re、超額準備金率rd、現金比率k、定期存款比率t進行協整檢驗。Johansen協整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法，在進行協整檢驗以前，必須首先確定VAR模型的結構。

用赤池(Akaike)信息準則(AIC)或用施瓦茨(Schwartz)準則(SC)選擇最大滯后期k值，選擇k值的原則是在增加k值的過程中使AIC的值或SC的值達到最小。通過模型選擇的聯合檢驗和實際經濟意義確定滯后期為3，則VAR模型為VAR(3)，最后確定合適的協整檢驗模型為滯后期3期有常數項。

LNM2、LNRE、LNRD之間Johansen協整檢驗結果(見表1)顯示變量之間存在兩個協整關系；LNM2、LNK、LNT之間Johansen協整檢驗結果(見表2)顯示變量之間存在一個協整關系。

Log likelihood(最大似然比)：196.7806從表1、2可以看出法定存款準備金率rd對廣義貨幣乘數m2的貢獻率大于超額準備金率re，但效應較小，法定存款準備金率每調高1%，廣義貨幣乘數僅變動1.12%；而定期存款比率t的變動對廣義貨幣乘數的貢獻率大于現金比率k。

2.短期效應分析：脈沖響應函數和格蘭杰因果關系檢驗

通過Johansen協整檢驗，可以看出法定存款準金率的變動對廣義貨幣乘數有影響，但我國從2006年開始頻繁調整法定存款準備金率，僅2007年就調高10次，可為何目前我國的通貨膨脹依然高居不下，金融市場流動性依然愈來愈多?為進一步研究re、rd、k、t和m2之間的因果關系，再用脈沖響應函數和格蘭杰因果關系檢驗進行短期效應分析。

(1)脈沖響應函數

Response of LNM2 to One S.D.Innovations

從圖中可以看出，廣義貨幣乘數m2對其自身微小變動引起的波動滯后3期達到最大，之后開始遞減，至6期為0；法定存款準備金率rd的微小波動對m2的沖擊在當前幾乎沒有反應，4期后才逐漸增大，到8期后才達到最大，隨后又開始下降；超額準備金率re的微小波動對m2的沖擊開始不顯現，到6期達到正影響最大；現金比率k在2期后達到最大，6期后轉為負影響；定期存款比率t在4期后達到最大，7期后轉為負影響。

法定存款準備金率rd在影響廣義貨幣乘數m2時，時滯期最長，這是因為當中央銀行調高法定存款準備金率時，商業銀行為了贏利可降低超額準備金率，加之中央銀行貨幣政策的內部時滯和外部時滯，使得法定存款準備金政策在短期內無法迅速收效。

(2)格蘭杰因果關系檢驗

表明在至少95%的置信水平下，rd不是m2的格蘭杰因果關系，即存款準備金率的變動不會引起廣義貨幣乘數的變動，但K、re、t是m2的格蘭杰因果關系，且rd不是re的格蘭杰因果關系，但Re是rd的格蘭杰因果關系。

三、結論

通過上述實證分析，本文得到的結論如下：

第一，從長期看，法定存款準備金率與廣義貨幣乘數有長期穩定關系，即法定存款準備金率的變動會引起廣義貨幣乘數的變動，但是效應較小。

第二，從短期看，法定存款準備金率的頻繁調整并沒有對廣義貨幣乘數產生影響。

既然法定存款準備金率的頻繁調整對廣義貨幣乘數在短期內沒有影響，在長期內的影響也較小，那么中央銀行為什么還要頻繁調整法定存款準備金率呢?

首先，中央銀行通過頻繁調整法定存款準備金率來影響商業銀行的超額準備金率，可降低中央銀行進行宏觀調控的成本。由于國際收支的雙順差導致外匯占款過多，在強制售匯制度下，中央銀行只能被動接受以外匯占款形式增加的基礎貨幣，使金融市場的流動性愈加過剩，靠發行央行票據的公開市場操作使央行的財務成本不斷增加，以2006年末和2007年末為例，央行發行債券余額分別為29741億元和34469億元，若以一年期2.79%來計算，央行需支付利息829.77億元和961.69億元，且每發行1元的票據，僅能收回0.3元的市場流動性。而法定存款準備金利率和超額存款準備金利率1年期分別為1.89%和0.99%，不僅節約了成本，而且法定存款準備金率每變動1%就可凍結1500億元資金，可迅速減少基礎貨幣投放。

其次，中央銀行通過頻繁調整法定存款準備金率來發揮法定存款準備金政策的告示效應，目的在于反映中央銀行的政策意圖，改變金融機構和社會公眾的預期，從而有利于貨幣政策目標的實現。

參考文獻：

[1]陳學彬.我國近期貨幣乘數變動態勢及影響因素的實證分析.金融研究，1998.1.

[2]張坤，孟祥赫.我國貨幣乘數影響因素分析.財經界，2008.1.

[3]張橋云，杜世光.法定存款準備金率變化對貨幣乘數影響的小波分析及動態模擬.統計與決策，2006.8(下).

(作者單位：徐州工程學院經濟學院)