存款准备金率的调整对商业银行流动性影响的实证分析

1、2009年第8卷第1期（总第104期）（下转第20页）张富友，陆文军，李歌(南京农业大学经济管理学院, 江苏南京210095存款准备金率的调整对商业银行流动性影响的实证分析摘要：本文运用格兰杰因果分析法和向量自回归脉冲响应函数模型来实证分析中央银行调整存款准备金率对商业银行流动性的影响。结果表明存款准备金率的调整对商业银行流动性的控制是有效的，并存在一个时滞，最后提出相关的政策建议。关键词：存款准备金率；流动性；格兰杰因果检验；脉冲函数一、研究背景和意义流动性、盈利性和安全性是国际上商业银行经营中普遍遵守的三性原则。到2005年10月末发布的报告称：中国金融机构（主要是商业银行）的贷款余额为2

2、0.36万亿元，而存款余额高达29.44万亿元，存差为9万亿元，这充分显示出商业银行体系内有大量的资金得不到合理的配置，商业银行体系流动性出现过剩的情况，也给商业银行经营形成负担。从2006年7月开始，为了回收商业银行体系过多的流动性，中央银行采用提高存款准备金率这一凶猛的货币政策工具，截止到2008年底，中央银行先后对存款准备金率进行了23次调整，每次都为0.5或1个百分点，由2006年调整前的7.5%最高调至17.5%。二、变量指标和模型的选择由于我国中央银行从2006年7月开始频繁的调整存款准备金率，所以我们选择从2006年6月到2008年12月的存款准备金率值(ZBJ，每个月的存款准备

3、金率值由存款准备金率实施天数加权平均得到。商业银行流动性指标则选择最常用的贷存比（DCB）指标来表示。本文主要针对存款准备金率变化对商业银行系统流动性影响的实证分析，且两个序列都是时间序列，做两个变量的格兰杰因果检验，确定变量之间的相互关系，并采用基于向量自回归（VAR）模型的脉冲响应函数进行检验。三、实证结果分析1、单位根和协整检验。为了保持DCB 和ZBJ 两个时间序列的平稳性，我们对其进行单位根和协整检验。ADF 检验结果表明DCB 和ZBJ 二阶差分序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，不存在单位根，因此他们是二阶单整的，记为I （2）。为了防止两个变量出现伪回归现象我们用EG 两步法对

4、其进行协整检验，我们对回归模型的残差序列进行ADF 检验，残差序列在1%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，即残差序列是平稳的随机过程，记为I （0）。由于DCB 和ZBJ 同为I （2），所以他们之间存在长期稳定的均衡关系。表1（*表示在1%的水平下显著；*表示在5%的水平下显著；*表示在10%的水平下显著，下文同理，不再赘述）2、格兰杰因果检验。虽然序列变量DCB 和ZBJ 都是非平稳的时间序列，但由于他们之间存在协整关系，根据Granger 检验原理，无需采用他们的差分形式来进行Granger 检验。利用Eviews5.0软件对上述模型进行估计，并计算F 统计量，可以得到表2的检验结果

5、。表2上述模型实证检验结果的经济解释为：存款准备金率和商业银行贷存比存在着双向的Granger 因果关系。一方面，存款准备金的变动可以起到对商业银行存贷比例调整的功效。在经济过热时期，投资过度，商业银行贷存比比率高，商业银行流动性比较低，这时中央银行会调高存款准备金率，来缩减商业银行可贷资金规模，从而减少商业银行的贷款规模，达到抑制经济过热，避免通货膨胀的发生。另一方面，当商业银行贷款规模不断萎缩，投资额减少，导致经济发展缓慢，发生同通货紧缩时，又会促使中央银行降低存款准备金率，从而达到预期的效果。3、脉冲响应函数（IRF ）。协整检验表明了我国货币政策工具存款准备金率的变化和商业银行系统流动

6、性之间有相互影响的可能性，为了进一步分析存款准备金率变化对我国商业银行系统流动性的相对重要性，本文采用基于向量自回归（VAR ）模型的脉冲响应函数进行检验。我们给ZBJ 一个标准差大小的冲击，得到关于DCB 的脉冲响应函数图。在图1中表示给ZBJ 一个外部冲击后引起的DCB 变化的脉冲响应函数，其中，横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：月）纵轴表示DCB ，实线表示由脉冲响应值连成的曲线，代表了对相应的准备金率冲击的反应。虚线表示正负两倍标准差偏离带。从图1中可以看出，当在本期给ZBJ 一个正的冲击后，存款准备金率在前4期对商业银行的贷存比产生正的影响，并且在第二期达到最大，也就是说在冲击发生

7、的前半年时间里，存款准备金对商业银行系统流动性的影响是正当，即当中央银行提高存款准备金时，首先会导致商业银行贷存比的增加，而作者简介：张富友（1984年），山东烟台人，南京农业大学2006级硕士研究生，研究方向为货币银行。变量ZBJ DCB 残差uADF 检验值-7.1933*-11.663*-5.5841*Prob.*0.00000.00000.0001单位根无无无Null HypothesisZBJ does not Granger Cause DCB DCB does not Granger Cause ZBJF-Statistic 4.221113.37949Probability 0

8、.026870.05092102009年第8卷第1期（总第104期）!在半年左右的调整期后，才会引起商业银行贷存比的下降，对商业银行整体流动性产生影响，且影响比较稳定，持续时间比较长。这与一般的货币政策理论中强调存款准备金提高会导致商业银行可贷资金减少，从而缩减对外贷款规模，使商业银行贷存比降低的结论存在一定的时差。四、结论和政策建议中央银行对存款准备金率的调整对商业银行体系流动性控制是有效的，但是这种作用并没有完全体现出来，而是存在一段时间的时滞，大约半年左右，且影响时间较长，有一定的警示效应。所以我国中央银行可以继续使用存款准备金率这一有效的调节商业银行体系流动性的货币政策工具。并且继续执

9、行差别存款准备金率以达到更好的微观调控的目的，并且配合公开市场业务等经常使用的货币政策工具以达到更好的效果。参考文献：1谢平. 中国货币政策分析:1998-2002J金融研究,2004.82武汉市城市金融学会课题组. 商业银行流动性过剩的危害J.经济研究参考,2007.43夏韬. 中国法定存款准备金政策的有效性分析J.时代经贸,2007.84徐艳，黄德春. 银行流动性过剩与我国货币政策的有效性分析J.消费导刊，2008.8图1（上接第10页）金的管理费用没有明确的规定。目前，管理费用是按照基金资产的一定比例提取，因此在这种情况下，即使存在管理业绩很差的管理人，也能够按规定收取固定比例的管理费用

10、，这无疑是对基民利益的损害。而且，随着基金规模的扩张，基金的规模效应显现，管理费用也应该有所体现。因此，关于管理费用的信息披露问题，应在制度上明确不同类型的基金收取的管理费用应有所差异，不同业绩的基金收取的管理费用应有所差异，同时明确管理费用应体现基金的规模效应等等。2、构建对基金公司管理的披露制度。委托人将资金委托给基金管理公司管理，并为此支付管理费用，因此，作为委托人的基民有权知晓管理人收取管理费用是否用于委托事项以及使用是否合理。对基金管理人而言，其收入直接来自于基金支付的管理费用，但如何使用委托人支付的报酬，现行法规没有作出规定。因此，存在管理人道德风险。恰当、公允的披露基金管理公司管

11、理费用的使用情况，有助于防范基金管理人的道德风险，有助于保护基民的利益。为了更好地约束基金管理人的行为，防范道德风险，制定披露基金管理公司管理费用使用情况的有关制度，具有重大意义。因此，制定基金管理公司管理费用使用情况的信息披露制度，也是我国基金信息披露制度优化的重要内容。3、规范基民私人账单信息披露。现行法规对基金管理公司应向基民披露私人账单信息没有相应的规定，各管理公司对私人账单信息披露的做法也没有统一的格式和内容，而且披露的内容相对较少。基金管理人通常每个季度都会给基民邮寄私人账单信息，内容主要包括现在持有的份额、交易情况、基金净值等；有些基金还会提供一些基金业绩的比较。而对基民持有这些

12、基金份额所承担的费用，通常没有披露。对多数基民而言，拥有对自己所持有的基金成本和收益信息的知情权，也是他们最关心的问题。因此，对邮寄给基民的账单信息需要建立统一的、规范的格式，内容应包括持有份额、交易情况，基金净值、基民持有期间的收益额和持有成本总额，以及与同类基金收益率的比较情况等内容。三、确保独立董事在基金公司的独立性虽然证监会规定基金管理公司中应当聘请具有独立性的董事，并就相关事项进行决策和监督，但从实际情况来看，独立董事制度的成效还不是很明显。因此，要进一步发挥独立董在基金公司的作用，强化其监督作用，切实维护广大基民的合法权益，首先必须解决独立董事的独立性问题。独立董事的选举办法决定了其代表的利益，并站在谁的立场去思考、去发挥职能。独立董事是公司整体利益和中小股东利益的代表，其基本功能是代表中小股东对大股东实施制衡，其主要职责是对大股东及其派出的董事、高管人员的行为实施监督，对基金公司做出的各项举措进行中性判断，并发表自己的见解和意见4。因此，基金公司应回避独立董事的产生过程和程序，如果基金公司控制了独立董事的提名和选举办法，这样产生的独立董事不可能在维护基金的利益是起到任何作用。目前独立董事的选举很多是一个过长，因此，要强化独立