銀行貨幣論文：貨幣政策對銀行的啟發

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本文作者：王曉楓吳足紅高順芝工作單位：東北財經大學

實證分析

1．變量選擇出于數據可獲得性和準確性的考慮，本文的樣本包括了從2004年1月到2011年12月的月度數據。其中商業銀行流動性采用的指標是超額存款準備金率(CZBJ)，計算公式為“超額存款準備金率=金融性公司在中央銀行的存款/被納入廣義貨幣的存款－法定存款準備金率”［3］;中央銀行法定存款準備金率(ZBJ)的變量指標選取當月月末大型金融機構正在執行的法定存款準備金率;中央銀行發行中央銀行票據指標采用的是中央銀行資產負債表中的中央銀行發行債券(FZ);中央銀行在公開市場上買賣國債的變量指標采用的是中央銀行資產負債表中的對政府債權(GZ)。本文數據來源于中國人民銀行網站、新浪財經網站、Wind金融數據庫和Reset數據庫。2．基本數據分析首先根據公式計算得到2004-01—2011-12這段時間商業銀行的超額存款準備金率，見圖1。從圖1可以看出，自2004年起，我國超額存款準備金率不斷下降，并在2011年6月達到最低值后才有所上升，這表明這段時間商業銀行流動性水平整體呈不斷下降趨勢。圖1超額存款準備金率變化趨勢圖2表示的是2004-01—2011-12期間中國人民銀行資產負債表中發行債券數額的變化情況。從圖2可以看出，央行發行債券數額從2004年1月到2008年10月不斷增加，在2008年11月到2009年9月發行量有所下降，但之后又開始增加，至2010年7月達到最高值后開始出現下降。圖2央行發行債券變化趨勢考慮到2007年下半年為了沖銷外匯占款，我國政府發行了大量的特種國債，造成了數據的突變，本文對中央銀行增持特種國債進行了剔除處理，從而讓數據更加合理地反映中央銀行買賣國債的沖銷干預操作。央行對政府債權的變化趨勢見圖3。從圖3可以看出，自2007年中央銀行對政府債權的數值處于平穩下降，2009年下降趨勢比較明顯，且幅度較大，說明央行2009年之后開始更多地運用賣出國債的沖銷干預措施。圖3央行對政府債權的變化趨勢圖4表示的是2004-01—2011-12期間中央銀行規定的大型金融機構的法定存款準備金率水平，這段時間我國的法定存款準備金率從總體上看呈上升趨勢。圖4法定存款準備金率變化趨勢3．中央銀行貨幣政策干預對商業銀行流動性影響的實證檢驗(1)單位根檢驗。首先對各個時間序列變量進行平穩性檢驗。本文采用ADF檢驗，由上文數據分析可知，CZBJ、ZBJ與FZ、GZ的數量級差別很大，為了避免由此產生的誤差，對FZ、GZ進行取對數［4］，表示為LNFZ和LNGZ。各個變量的檢驗結果如表1所示。由表1可知，CZBJ、ZBJ、LNFZ與LNGZ四個變量都存在單位根，不是平穩數列。繼續對CZBJ、ZBJ、LNFZ和LNGZ四個變量進行一階差分，結果發現它們都在1%的顯著水平下拒絕原假設，不存在單位根，都是平穩的，由此可以得出CZBJ、ZBJ、LN-FZ和LNGZ都是一階單整數列I(1)。由于同階單整數列可以進行協整檢驗，接下來對這四個變量進行協整檢驗。(2)協整檢驗。本文運用Johensen協整檢驗方法對各個變量進行協整檢驗。Johensen協整檢驗方法是基于VAR模型的檢驗方法，在檢驗之前，需確定VAR模型形式和最優滯后階數。本文選擇無約束的VAR模型，并根據滯后長度準則中的相關統計值來確定VAR模型最合適的滯后階數，也以此來確定協整檢驗分析中的滯后階數。表2為滯后長度準則中的相關統計值。由表2可知，AIC的最小值是－22．80360，對應的階數是2階，而SC的最小值是－22．14027，對應的階數是1階，AIC判斷準則和SC判斷準則出現了矛盾，此時要依據LR、FPE和HQ的統計值。這三者選擇的最優滯后階數都是2階，所以VAR模型的最佳滯后階數為2階。根據協整檢驗的最佳滯后階數比VAR模型的最佳滯后階數少一階的原理，接下來的協整檢驗的最佳滯后階數為1階。對CZBJ、ZBJ、LNFZ和LNGZ做基于VAR的協整檢驗，結果見表3、表4。由表3、表4可見，跡統計量和最大特征值統計量的實際值均大于5%的顯著水平下的臨界值，即無論是跡統計量還是最大特征值統計量都拒絕不存在協整關系(None)的零假設，這說明了CZBJ、ZBJ、LNFZ和LNGZ之間存在一個協整關系，即超額存款準備金率、法定存款準備金率、中央銀行發行中央銀行票據和央行買賣國債之間存在著長期穩定的關系。標準化后的協整系數如表5所示。表5標準化后的協整系數表CZBJZBJLNFZLNGZ1．0000000．3727300．021066－0．056149(0．09364)(0．00328)(0．01432)由表5可以得到如下協整關系式:CZBJ=－0．372730ZBJ－0．021066LNFZ+0．056149LNGZ(1)從式(1)可以看出法定存款準備金率、發行債券與超額存款準備金率成負向協整關系，中央銀行對政府的債權與超額存款準備金率成正向協整關系。這一結論與貨幣政策與流動性關系的基本理論是一致的。式(1)中ZBJ的系數為－0．372730，表明法定存款準備金率提高一個百分點，超額存款準備金率下降0．372730個百分點。而發行中央銀行票據和買賣國債作為影響超額存款準備金率的自變量，系數分別為－0．021066和0．056149，明顯小于法定存款準備金率對超額存款準備金率的影響。換句話說，中央銀行實行的這三種干預措施對商業銀行流動性都有影響，但影響程度不同。調整法定存款準備金率的干預措施對商業銀行流動性影響最強;而發行中央銀行票據和買賣國債的干預措施對商業銀行流動性的影響相對弱些，其中發行中央銀行票據對商業銀行流動性的影響最弱。這三種干預措施對商業銀行流動性的影響程度之所以不同，是因為中央銀行上調法定存款準備金率會直接凍結商業銀行的資金［5］，沖擊商業銀行流動性，所以對商業銀行流動性的影響就強。而中央銀行采取向商業銀行發行票據或者賣出國債的干預手段時，由于中央銀行票據和國債本身就具有很強的流動性，對于商業銀行而言，失去的是流動性最強的貨幣資金，但獲得的卻是流動性較強的票據或者是國債，這樣就抵消了一大部分央行干預對商業銀行流動性的影響，所以中央銀行在公開市場上發行中央銀行票據和買賣國債的干預手段對商業銀行流動性的影響就相對小一些。

格蘭杰因果檢驗。盡管CZBJ、ZBJ、LNFZ和LNGZ是非平穩數列，但是它們之間存在協整關系，根據格蘭杰檢驗的原理，可以對這四個變量進行格蘭杰檢驗，檢驗結果如表6所示。(4)脈沖響應函數分析。由于前面建立的VAR模型全部根的倒數值都在圓內，因此該VAR模型是穩定的［6］，基于此可以做脈沖響應函數分析。本文利用一個標準差大小分別沖擊ZBJ、LNFZ和LNGZ三個變量，得到CZBJ對于三個變量的脈沖響應函數圖，如圖5所示。其中實線表示由脈沖響應值連成的曲線，代表了CZBJ對沖擊的反應，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶［7］。格蘭杰檢驗結果表明，在1%的顯著水平下拒絕了法定存款準備金率、發行中央銀行票據不是超額存款準備金率的格蘭杰原因的原假設，即在99%的置信水平下調整法定存款準備金率、發行中央銀行票據是超額存款準備金率變化的格蘭杰原因，表明央行采用調整法定存款準備金率、發行票據的干預措施會對商業銀行的流動性產生影響;同樣，在5%的顯著水平下拒絕了中央銀行對政府債權不是超額存款準備金率的格蘭杰原因的原假設，即在95%的置信水平下中央銀行買賣國債是超額存款準備金率變動的格蘭杰原因，說明了中央銀行在公開市場上買賣國債也會影響商業銀行的流動性。另外，還可以看出，超額存款準備金率也是調整存款準備金率、發行中央銀行票據和買賣國債的格蘭杰原因，也就是說中央銀行貨幣政策干預與商業銀行流動性互為因果關系。這種互為因果關系不僅說明了中央銀行貨幣政策對商業銀行流動性的干預作用，也說明了不同的流動性狀況對貨幣政策發揮作用的力度不同。(4)脈沖響應函數分析。由于前面建立的VAR模型全部根的倒數值都在圓內，因此該VAR模型是穩定的［6］，基于此可以做脈沖響應函數分析。本文利用一個標準差大小分別沖擊ZBJ、LNFZ和LNGZ三個變量，得到CZBJ對于三個變量的脈沖響應函數圖，如圖5所示。其中實線表示由脈沖響應值連成的曲線，代表了CZBJ對沖擊的反應，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶［7］。圖5脈沖響應函數從圖5中可以看出，三個變量中，ZBJ對CZBJ的影響最大，LNFZ次之，LNGZ對CZBJ的影響最小，這個結論與前面所做的協整檢驗的結果是一致的。說明法定存款準備金率對商業銀行流動性影響最大，也正因為如此，法定存款準備金率成為我國央行應對危機后我國流動性所發生的異常變化首選的政策操作手段。還可以看出，在本期給ZBJ一個正的沖擊后，CZBJ對ZBJ產生負向的影響，這種影響在前幾期不斷增強，并在第四期左右穩定地持續下去。而在本期給LNGZ一個正向的沖擊后，CZBJ對LNGZ產生正向的影響，這種影響在前兩期起伏較大，之后呈穩定持續狀態。同樣在本期給LNFZ一個正向的沖擊，CZBJ對LNFZ產生負向的影響，這種影響也是在前兩期比較劇烈，但是到了第二期之后這種影響開始逐漸減小。這一方面可以說明提高(或降低)法定存款準備金率可以有效緩解流動性過剩(或不足)的問題，發行央行票據也可以起到降低流動性的作用，而央行對政府的債權增加，等于向市場投放貨幣，會增加流動性，這個結論和理論上是完全一致的。同時，通過比較CZBJ在給上述三個變量正向沖擊后前四期的反應還可以看出，ZBJ相對于LNFZ和LNGZ兩個變量，其對CZBJ影響的時間要長，可以達到約4個月，而LNFZ和LNGZ兩個變量的影響相對較短，大概有2個月時間。說明相對央行發行票據和購買國債，法定存款準備金率對商業銀行流動性的影響會持續比較久，主要是因為目前無論是發行央行票據還是買賣國債，均以短期為主，而自1984年我國建立法定存款準備金制度以來，無論其如何變化，我國商業銀行就一直按規定比率辦理繳存，其影響是一直存在的。另外，由脈沖響應函數圖還可看出，CZBJ對ZBJ、LNFZ和LNGZ三種變量在前四期中反應比較強烈，其中LNFZ的短期沖擊比較大，但長期影響比較小，這說明發行中央銀行票據的沖銷干預措施對商業銀行的流動性短期影響顯著，但是長期影響比較小。分析其原因，主要是因為中央銀行發行中央銀行票據的規模比較大，而且大多是短期的，所以在短期內對商業銀行的流動性沖擊比較大，但隨著到期收回，其影響逐漸減小。購買國債對商業銀行流動性的影響相對較小，但持續時間較長，長期影響比較穩定，其原因主要是目前我國的國債規模有限，以此作為操作工具的力度和頻率都不是很大，所以對商業銀行流動性的影響較小，但由于國債主要是長期國債，因此其影響持續時間較長。

結論及啟示

本文通過實證分析，對法定存款準備金率、發行中央銀行票據和買賣國債的三項政策工具對商業銀行流動性干預的效果進行了研究，得出如下結論:(1)中央銀行貨幣政策干預可以對商業銀行流動性產生影響。脈沖響應函數分析表明，提高(或降低)法定存款準備金率可以有效緩解流動性過剩(或不足)的問題，發行央行票據也可以起到降低流動性的作用，而央行對政府的債權增加會增加流動性。(2)中央銀行貨幣政策與商業銀行的流動性互為因果關系。格蘭杰檢驗結果表明，調整法定存款準備金率、發行央行票據及購買政府債權都是超額存款準備金率變化的格蘭杰原因，同時，超額存款準備金率也是調整存款準備金率、發行央行票據和買賣國債的格蘭杰原因，也就是說中央銀行貨幣政策干預與商業銀行流動性互為因果關系。這種互為因果關系不僅說明了當銀行體系流動性出現過剩時，中央銀行可以通過調整法定存款準備金率、發行央行票據或購買國債，來緩解流動性過剩的局面，而且說明商業銀行流動性沖擊也會反作用于中央銀行貨幣政策，從而對其有效性產生影響。因而，中央銀行應該根據流動性變化的不同狀況，有針對性地、靈活地實施政策干預，以提高貨幣政策的有效性。(3)不同的貨幣政策對商業銀行流動性的影響是不同的。協整檢驗結果及脈沖響應函數圖都反映出，上述三項政策工具中，法定存款準備金率對商業銀行流動性的影響效果最強，持續性也較長;發行央行票據對商業銀行流動性的影響在短期內最為顯著;購買國債對商業銀行流動性的影響相對較小，但長期影響比較穩定。理論上存款準備金率對貨幣乘數的影響力最強，直接引起貨幣供應量變化，一直被視為“猛藥”而慎用［8］，因為一旦把握不好，會造成負面沖擊，不利于流動性水平的穩定，因此，存款準備金率政策往往是作為貨幣的一種自動穩定機制，而不宜輕易作為中央銀行進行日常調控的工具。由此看來，實證檢驗結果和理論分析完全一致。所以在應對流動性變化時，中央銀行應該根據流動性沖擊的大小、持續的時間合理地搭配貨幣政策工具組合，在保持貨幣政策連續性和穩定性的同時，提高貨幣政策的靈活性和有效性。