我國存款準備金政策應對經濟周期波動的有效性分析

高瑗+高暢

隨著2011年的貨幣政策開始轉向，貨幣政策特別是運用我國存款準備金政策來應對經濟周期性波動的重要性日益凸顯。貨幣政策工具是中央銀行為達到貨幣政策目標而采取的手段。我國貨幣政策最終目標為“保持貨幣幣值的穩(wěn)定，并以此促進經濟的增長”。存款準備金政策，作為傳統(tǒng)的三大貨幣政策工具之一，是指中央銀行要求商業(yè)銀行存款金融機構按照存款的一定比率保留流動性的措施。中央銀行在法律所賦予的權力范圍內，通過調整存款準備金率來控制存款金融機構的信用擴張能力，間接控制社會貨幣供應量，從而影響國民經濟活動[1]。

在傳統(tǒng)的貨幣政策工具中，由于存款準備金的效果比較顯著，當它產生微小的變化的時候，就會造成貨幣供給量的巨大變動，被稱為“巨斧”、“猛藥”，我們認為存款準備金政策不宜作為常用的貨幣政策工具。實際上，從20世紀80年代以來，由于存款準備金工具存在的自身缺陷和公開市場業(yè)務的替代，國外的中央銀行一般已不再將其作為常規(guī)性的貨幣政策工具，但是如今我國對存款準備金率的快頻率微調的調整方式已經完全背離了國際趨勢和顛覆了傳統(tǒng)理論。主要原因有以下幾點。首先，對沖外匯占款引起的流動性過剩。存款準備金政策只有在流動性偏緊的時候才能成為巨斧工具，而我國的銀行流動性體系卻是具有不斷積累的持續(xù)的流動性過剩，因此我國高頻率的使用存款準備金政策。其次，我國具有存款準備金政策發(fā)揮作用的條件。我國目前以貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標。由于貨幣市場、資本市場還不發(fā)達，并且二者的發(fā)展存在嚴重的市場分割、極不均衡，貨幣政策的市場傳導機制并不能發(fā)揮有效作用的情況下，我國綜合運用存款準備金政策，通過存款類金融機構的傳導，進而影響貨幣供應量這一貨幣政策中介目標是符合我國國情的。最后，我國間接融資所占比重高。根據存款準備金政策的作用原理，存款準備金政策發(fā)揮作用的條件必須是存款類金融機構所占業(yè)務比重大，且通過存款類金融機構所產生的間接融資量占總融資量的比重大。在我國，間接融資所占全部融資的比重非常高，這就直接決定了我國存款準備金率政策效力非常高。

一、我國存款準備金政策應對經濟周期波動的有效性的理論分析

經濟周期的波動是指各宏觀經濟變量波動的綜合反映。改革開放以來，投資需求對我國經濟周期的形成具有重要作用，表現在其對產出波動的沖擊力度較大，時滯較短，解釋力度較大。因此，影響我國經濟周期性波動的主要原因就是總需求即投資需求的波動。總需求主要包括投資需求、消費需求、政府需求和國外需求。

在經濟周期的擴張階段，調整存款準備金政策對經濟運行的影響有以下幾點。首先，銀行通過降低貼現率和在公開市場收購證券來擴張信用。企業(yè)對利率下降反應特別敏感，從而可以增加借款，擴大存貨以及訂貨，由此引起生產的增長。這又引起收入與支出的增長，需求會擴大，價格會上升。企業(yè)存貨減少時，會進一步增加借款，因而擴大存貨與訂貨。由此連鎖的螺旋式推進擴張到一定程度時，中央銀行為了防止嚴重的通貨膨脹導致至貨幣制度的崩潰，因此急劇地提高利率，使信用擴張終止和萎縮。在周期的收縮階段，由信用收縮開始，循環(huán)以上步驟，從反方向上連鎖的累積下降。

由于對存款準備金政策的調整，說明了國家強烈的貨幣政策的基本態(tài)勢和政治意圖。人們會依據存款準備金政策的調整狀況，從而改變自己的支出希望。這一措施從理論上說是很強烈的，但是，在我國實際情況中并沒有產生非常強烈的沖擊度，這是因為與其他政策性工具相比較，存款準備金政策的告示效應更為直接和有效。人們根據存款準備金政策的變化判斷出經濟的走勢后，就會付諸相應的活動，從而導致政策過度，造成經濟的過度波動。

調整存款準備金政策勢必會帶來貨幣供應量的增減變化，從而導致利率的升降。根據國際金融理論，上調存款準備金率將導致貨幣乘數的下降，貨幣供給減少勢必會抬高利率。在對外開放的條件下，國際資本將追隨相對高利率的貨幣，涌入國內，導致我國匯率上升、國外需求下降，加劇了經濟的緊縮；反之，下調存款準備金率會導致國外需求的上升，易引起經濟過熱。

所以，每調整一次存款準備金政策，一方面會影響商業(yè)銀行的超額準備金的量，進而對商業(yè)銀行的貨幣創(chuàng)造能力產生影響，也破壞了準備金需求的可測性和穩(wěn)定性，不利于中央銀行自身的對短期利率的影響和公開市場操作。同時，一旦中央銀行對外宣稱提高準備金率時，商業(yè)銀行一定會大量的收縮投資與貸款，進而會收縮存款。商業(yè)銀行這種投資規(guī)模的和迅速壓縮貸款的反應，極易引起經濟的不穩(wěn)定。

二、我國存款準備金政策應對經濟周期波動的有效性的實證分析

由表格可以看出，在2005年-2006年間，存款準備金率提高的政策效應并沒有顯現，緊縮的政策是在政策開始實施年之后的2007年左右逐漸顯現，加之國際金融形勢日趨緊張，GDP增長率才開始回落。當2009年世界經濟陷入低迷，各國政府紛紛著手準備救市之時，我國的存款準備金政策才開始轉向，而此之前的緊縮政策效果還在顯現，這將使GDP向下波動更大，經濟復蘇更是雪上加霜。但是，2010年以后隨著M2的變化我國經濟發(fā)展速度略微加快。從表格的數據可知，M2變化率與GDP變化率大致上有正向的線性的關系，即隨著M2的增加的加快GDP增加也加快。

隨著經濟貨幣化程度的提高，貨幣因素對經濟增長的影響日益明顯， 存款準備金率調整直接導致貨幣乘數的變動，從而帶來貨幣供應量增減而直接關系到經濟波動的劇烈程度根據數據可以得到我國2005年到2013年GDP增長率與貨幣供應量（M2）增長率的關系： 貨幣供應量增長率一般情況下是大于GDP增長率， 而且GDP的波動幅度一直大于M2增長率的波動幅度，兩者變動趨勢基本一致，只是GDP的波動更明顯。貨幣供應量的增長并不是直線上升的，而是波動上升，呈現出一定的周期性規(guī)律。在2002年以前，我國經濟波動和貨幣供應的波動具有很大的相似性，每個貨幣波動周期都相應著一個經濟周期，只是GDP的波動較M2的波動存在一定的滯后性。在2002年以后，我國貨幣供應量的波動則呈現出明顯的反周期性的特征。而在實際執(zhí)行過程中，由于各種因素尤其是政策時滯帶來的影響，貨幣政策并不能每次都達到熨平經濟波動的效果。更多的時候，貨幣政策的過于頻繁變動反而成為了經濟波動的觸發(fā)因素之一。endprint

下面建立計量經濟模型，初步討論M2和GDP之間相關性。

1.建立模型

我們假設擬建立一元回歸模型，利用以上數據，采用Eviews軟件對這些數據進行回歸分析并計算結果。得到一個計量經濟學線性回歸模型，并根據回歸模型中得到的數據寫出如下回歸分析結果：

Y=119553.9+0.0495X

（6.88） （17.81）

R2=0.9845 F=317.0639 D.W.=1.25

其中括號內的數為相應參數的t檢驗值，R2是可決系數，F與D.W.是有關的兩個檢驗統(tǒng)計量。

2.模型檢驗

①擬合優(yōu)度：從回歸估計的結果看，模型擬合較好?？蓻Q系數R2=0.9845，表明我國GDP變化的98.45%可由我國對M2的投放量的變化來解釋。

②經濟意義：從斜率項的t檢驗值看，每年M2每增加1億元，GDP平均增加0.0495億元。

③方程的顯著性，F檢驗：由模型結果及其F統(tǒng)計量的伴隨概率可知，P=0〈0.05，則方程整體上線性關系顯著，即M2與GDP是線性關系顯著的。

④變量的顯著性，t檢驗：由回歸系數t統(tǒng)計量值及其伴隨概率可知，P=0〈0.05，則該解釋變量M2通過了顯著性檢驗。

⑤模型的自相關檢驗：由D.W.=1.25可知，模型本身不存在序列相關性，即我們所選取的數據是有效數據。

通過以上的計量經濟模型分析，我們可知貨幣供應量與GDP的增長是有很高的相關性的，這說明，貨幣政策對經濟的波動具有很大的影響。

按照經濟理論，存款準備金率的變動相應產生的影響機制為：存款準備金率變動→部分存款轉化為準備金→影響貨幣乘數和信貸量→影響貨幣供應量→利率變動→投資變動→產出變動。因此，當存款準備金率調整的時候會對貨幣供應量產生巨大的影響，從而影響我國經濟發(fā)展，對經濟周期產生很大的影響。

三、結論

首先，存款準備金率的變動會影響貨幣乘數，然后會間接影響到貨幣供應量的變動，因此，存款準備金率的微小變動將會引起貨幣供應量的巨大波動，這容易對經濟形成不良的后果，與此同時存款準備金率的變動帶有很強的告示效應，對于貨幣的穩(wěn)定產生不利影響，可見宏觀經濟調控的代價很大， 特別是我國存在的反周期的存款準備金率政策在很多時候并不是真正反經濟周期的，而是為下一次的經濟波動埋下了很大的隱患。

由此提醒我們，當政府在利用貨幣政策熨平經濟周期波動的時候，一定要注意處理好短期和長期的關系，尤其是要避免因調控而產生新的市場扭曲， 從而引發(fā)新一輪的經濟波動。

注釋：

[1]黃達，《貨幣銀行學》 第四版，中國人民大學出版社，2009年。

[2]數據來源：中國人民銀行網站http：//www.pbc.gov.cn/endprint