國庫資金對貨幣政策傳導機制的實證研究

●高 婧

一、引言

國庫資金是繳入國庫后尚未流出國庫的財政資金，是由于預算收入和預算支出規模、進度不一致產生的余額，反映了財政收支的積累變化，是一個存量。結合我國人民銀行經理國庫的制度和財政專戶的實際，國庫資金包括各級政府在中央銀行的財政性存款，以及各級政府在商業銀行存放并由其按規定全額繳存人民銀行的財政性存款，在中央銀行資產負債表中合并體現為負債項目“政府存款”。

貨幣政策傳導機制，即中央銀行運用貨幣政策工具影響中介指標，進而最終實現既定政策目標的傳導途徑與作用機理。貨幣政策傳導機制通過利率、資產價格等渠道，經過貨幣市場、金融市場，影響投資、消費、進出口，并進而影響實體經濟，最終實現宏觀經濟的調控功能。換句話來說，因金融機構的行為與市場主體及個人息息相關，中央銀行將貨幣政策傳導給金融機構后，市場主體及個人的收入受政策調整影響，繼而對整個社會的消費水平和國民收入也就產生了影響。

金融機構準備金、金融機構信貸余額是信貸傳導途徑中最重要的兩個指標，前者反映了金融機構的放貸意愿，后者反映了金融機構的放貸水平。從中央銀行資產負債表的角度可以看出，一定時期內，國庫資金的變化會影響中央銀行貨幣供應量，也就會影響金融機構的流動性，進而影響金融機構的信貸水平。具體來說，當國庫資金增加時，意味著大量資金從流通領域流回中央銀行國庫，短期內金融機構的準備金水平會下降，其放貸意愿產生影響，金融機構信貸余額出現增大的情況；國庫資金水平出現下降時，則情況相反。所以說，國庫資金變動影響貨幣政策的信貸傳導途徑，最終影響貨幣政策效果。

我國自2006 年10 月開展中央國庫現金管理以來，在不斷總結經驗、完善制度體系的基礎上，2014 年12 月，全國選擇北京、上海、黑龍江、湖北、廣東和深圳6 個省（市）啟動地方國庫現金管理試點，2017 年全面開展省級地方國庫現金管理，國庫現金管理已經初具規模。本文通過對比國庫現金管理操作前后兩個期間，研究國庫資金對貨幣政策傳導機制的情況，來說明國庫現金管理操作是否是平抑國庫資金對貨幣政策傳導機制影響的有效手段。

二、變量選擇、數據描述和變量平穩性檢驗

（一）變量選擇

1.國庫資金。各級政府在中央銀行的財政性存款，以及各級政府在商業銀行存放并由其按規定全額繳存人民銀行的財政性存款，來源于貨幣當局資產負債表“政府存款”這一負債項目。由于中國人民銀行實行垂直管理，政府存款包括中央和地方國庫資金總額。

2.金融機構信貸余額。信貸渠道是貨幣政策的一個重要傳導機制，銀行信貸的可得性在貨幣政策的傳導過程中占據重要地位。本文將金融機構信貸余額作為貨幣政策信貸傳導機制的代替變量。金融機構信貸余額來源于中國人民銀行官方網站公布的金融機構人民幣信貸收支表中存款數據和貸款數據的差額。

3.金融機構準備金。金融機構準備金和國庫資金一樣，都屬于中央銀行的負債，國庫資金的增減變化會影響金融機構超額準備金的數量及其信貸行為，從而對貨幣政策信貸傳導機制造成擾動。金融機構準備金來源于中國人民銀行官方網站公布的貨幣當局資產負債表的其他存款性公司存款。

（二）數據描述和變量定義

本文選擇開展國庫現金管理前一段時間的數據和開展國庫現金管理并操作規模較大后一段時間的數據。期限為2005年1 月—2007 年12 月（以下簡稱Ⅰ期）和2015 年1 月—2017年9 月（以下簡稱Ⅱ期）。數據選擇的原因：一是考慮可比性，兩個時段分別是開展國庫現金管理操作前和開展國庫現金管理操作并逐步進入成熟期；二是考慮研究樣本數量；三是考慮短期效應，相比季度數據或者年度數據，月度數據能更好地揭示國庫資金對貨幣政策信貸傳導機制的短期影響。

為方便，以L 表示金融機構信貸余額，以T 表示國庫資金，以R 表示金融機構準備金。上述相關變量都作對數處理。

（三）變量平穩性檢驗

首先，對相關變量作平穩性檢驗。本文采用ADF 檢驗方法，使用Eview5.0 軟件。檢驗結果顯示，所有變量都服從I(1)過程，即一階差分后為平穩序列。

三、國庫資金對貨幣政策信貸傳導機制影響的實證分析

（一）Granger 因果關系檢驗

對平穩序列DT、DR、DL 進行Granger 因果檢驗，檢驗結果顯示，在Ⅰ期，國庫資金既是金融機構信貸余額的Granger 因，也是金融機構準備金的Granger 因，國庫資金變動對金融機構信貸余額和金融機構準備金產生影響，促使金融機構擴張或者收縮信貸，并進而影響其儲備水平，最終都反映到貨幣政策傳導的信貸機制上，影響貨幣政策的有效性。

在Ⅱ期，國庫資金是金融機構信貸余額的Granger 因，而對金融機構準備金的影響延續性相比Ⅰ期降低，國庫資金的滯后期數據對金融機構準備金的變動沒有顯著影響。

（二）VAR 模型

本文對變量建立VAR 模型，以研究國庫資金與金融機構準備金和金融機構信貸余額之間的變動關系。經過SIC 和AIC準則的判斷，選擇建立VAR（1）模型，回歸結果如下：

Ⅰ期 VAR（1）模型：

D(T)=-0.4567773054*D(T(-1))-0.7629029157*D(R(-1))-1.168013501*D(L(-1))+0.08116082723

D(R)=0.3348949056*D(T(-1))+0.2718075644*D(R(-1))+0.2277443868*D(L(-1))+0.004029532424

D(L)=0.05227728709*D(T(-1))-0.01186021449*D(R(-1))-0.2927595512*D(L(-1))+0.01570862498

Ⅱ期 VAR（1）模型：

D(T)=-0.4231908533*D(T(-1))-0.6329497677*D(R(-1))-0.0004024774492*D(L(-1))-0.002315473314

D(R)=0.01922369839*D(T(-1))-0.4271170255*D(R(-1))+0.05776919551*D(L(-1))+0.002153097359

D(L)=0.0268395768*D(T(-1))-0.1164715301*D(R(-1))+0.09794022241*D(L(-1))+0.005196531257

（三）脈沖響應

前文Granger 因果檢驗反映了Ⅰ期、Ⅱ期國庫資金與貨幣政策傳導機制信貸渠道的作用方向，接下來采用脈沖分析方法分析兩個數據樣本期國庫資金對金融機構信貸余額、金融機構準備金產生影響的動態變化。具體結果如圖1、圖2、圖3和圖4。其中，圖1 和圖2 是Ⅰ期的脈沖響應結果。圖3 和圖4是Ⅱ期的脈沖響應結果。

圖1

圖2

從圖1 和圖3 可以看出，開展國庫現金管理操作前后（即Ⅰ期、Ⅱ期），國庫資金變動在短期內都會對金融機構準備金產生影響。具體表現為，金融機構準備金變量對來自國庫資金變量的一單位正向沖擊均產生了負向反應到正向反應的變化，第1、第2 個月脈沖響應程度較大，到第3、第4 個月衰減直至趨于平穩。這表明，在國庫資金增加的最初階段金融機構準備金表現為減少，隨后金融機構及時調增準備金存款以應對。圖3 脈沖響應波動程度明顯弱于圖1，說明開展國庫現金管理操作后，國庫資金變動對金融機構準備金變化的影響程度相比開展國庫現金管理操作前有較為明顯的減弱。

圖3

圖4

從圖2 和圖4 可以看出，開展國庫現金管理操作前后（即Ⅰ期、Ⅱ期），國庫資金變動在短期內都會對金融機構信貸余額產生影響。具體表現為，金融機構信貸余額變量受到來自國庫資金變量的一單位正向沖擊后，由大幅正向反應階段轉入小幅負向反應階段進而轉入平穩階段（圖2 的第1 個月脈沖響應程度基本接近于0 值），第2 個月脈沖響應程度較大，到第3、第4 個月衰減直至趨于平穩。這表明國庫資金增加直接導致最初階段金融機構貸款總額（信貸余額的減項）下降，假設在存款總額基本不發生變化的情況下，金融機構信貸余額亦表現為增加。比較圖2 和圖4 可以看出，開展國庫現金管理操作后，國庫資金變動對金融機構信貸余額變化的影響程度相比開展國庫現金管理操作前有一定的減弱。

圖1—圖4 的脈沖響應結果均表明，國庫資金對金融機構準備金和信貸余額的沖擊都是短期的，這種影響在第5 期左右就會逐漸消失。

四、結論與建議

本文實證研究國庫資金對貨幣政策傳導機制的影響，以金融機構信貸余額和金融機構準備金為變量，選取國庫現金管理操作前三年數據和國庫現金管理操作后近三年數據為樣本。研究結果表明：在開展國庫現金管理操作前后，國庫資金都是金融機構信貸余額的Granger 因，國庫資金的增減變化都將引起金融機構信貸余額的改變，對于金融機構準備金而言，在未開展國庫現金管理操作時期，國庫資金是金融機構準備金的Granger 因；脈沖響應分析結果顯示，開展國庫現金管理操作前后，在短期內（4 個月的滯后期內）國庫資金對金融機構信貸余額、金融機構準備金造成的正負向反應是一致的，即無論是否開展國庫現金管理操作，在短期內，貨幣政策傳導機制受到國庫資金的擾動趨勢是一致的；脈沖響應結果對比說明，相比未開展國庫現金管理操作，全面省級開展國庫現金管理操作后，國庫資金變動對貨幣信貸政策傳導機制的影響程度弱化了。換言之，國庫現金管理一定程度上平抑了國庫資金對貨幣政策傳導機制的影響。因此，堅持強化財政部門與中央銀行的協調配合，建立密切的溝通機制，在制定和執行貨幣政策時，應注意國庫資金波動并把國庫資金規模考慮在內，結合實際繼續探索國庫現金管理規模及方法，減少國庫資金收支政策與貨幣政策的對沖效應。