存款基準(zhǔn)利率和法定存款準(zhǔn)備金率對(duì)CPI的影響分析

趙丹隆

摘要：為了探究貨幣政策工具對(duì)居民生活質(zhì)量的影響程度，本文主要研究存款基準(zhǔn)利率和法定存款準(zhǔn)備金率這兩大貨幣政策工具對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響。采用2006年1月～2014年12月的三個(gè)變量的月度數(shù)據(jù)，使用VAR模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和存款基準(zhǔn)利率互為格蘭杰原因，存款準(zhǔn)備金率是存款基準(zhǔn)利率的單向格蘭杰原因。從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，存款基準(zhǔn)利率與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)成正比關(guān)系，而存款準(zhǔn)備金率與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是成反比關(guān)系。根據(jù)方差分解分析和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可知，存款準(zhǔn)備金率和存款基準(zhǔn)利率對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化都有一定程度的作用，但是存款基準(zhǔn)利率對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響大小相對(duì)于存款準(zhǔn)備金率的作用要大。

關(guān)鍵詞：存款基準(zhǔn)利率；存款準(zhǔn)備金率；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；VAR模型

中圖分類號(hào)：F822.0 文獻(xiàn)識(shí)別碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2018）004-0-04

一、引言

2014年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨著經(jīng)濟(jì)下行的壓力以及低通脹的趨勢(shì)，針對(duì)這一形勢(shì)，我國(guó)政府和央行采取了一系列的措施，不斷創(chuàng)新宏觀調(diào)控思路和方式，豐富政策工具，優(yōu)化政策組合，瞄準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的突出問(wèn)題，用調(diào)結(jié)構(gòu)的方式適時(shí)適度預(yù)調(diào)微調(diào)。在2014年7月，我國(guó)央行首創(chuàng)一項(xiàng)貨幣政策工具——抵押補(bǔ)充貸款（PSL），以期借PSL的利率水平來(lái)引導(dǎo)中期政策利率，以實(shí)現(xiàn)央行在短期利率控制之外，對(duì)中長(zhǎng)期利率水平的引導(dǎo)和掌控；11月22日，為拯救實(shí)體經(jīng)濟(jì)，央行下調(diào)金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款和存款基準(zhǔn)利率，這是時(shí)隔28個(gè)月來(lái)央行的首次降息；11月30日，為了更好的保護(hù)老百姓的利益，國(guó)務(wù)院宣布即將推出存款保險(xiǎn)制度，這些舉措在對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行產(chǎn)生了一定的積極作用。

近幾年來(lái)，我國(guó)一直都是實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，同時(shí)，為了更好的對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行變化進(jìn)行微調(diào)，央行更是對(duì)貨幣政策工具進(jìn)行了創(chuàng)新，短期流動(dòng)性調(diào)節(jié)工具、中期借貸便利以及抵押補(bǔ)充貸款等，配合著傳統(tǒng)的貨幣政策工具調(diào)控著我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)。但是貨幣政策工具的使用力度，會(huì)從多方面影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行狀況，從而影響居民的生活質(zhì)量。

在國(guó)內(nèi)，有很多學(xué)者對(duì)于貨幣政策工具的使用對(duì)居民生活質(zhì)量的影響進(jìn)行了研究，并且大部分學(xué)者將通貨膨脹程度作為分析居民生活質(zhì)量的指標(biāo)。在對(duì)整體貨幣政策工具對(duì)通貨膨脹的影響研究中，周浩（2012）研究了不同貨幣政策工具對(duì)通脹預(yù)期的影響，發(fā)現(xiàn)相對(duì)于數(shù)量型貨幣工具，價(jià)格型貨幣工具對(duì)通脹預(yù)期有著更大的影響。王曦，鄒文理，葉茂（2012）通過(guò)對(duì)貨幣政策工具的研究，認(rèn)為狹義的貨幣供應(yīng)量是治理通貨膨脹的最有效的中介目標(biāo)。對(duì)于具體的貨幣政策工具對(duì)通貨膨脹的影響研究，鄧宏（2009）運(yùn)用黑箱分析方法得出名義利率和通貨膨脹之間存在著明確的正向關(guān)系。汪昊（2011）利用神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型，發(fā)現(xiàn)存款準(zhǔn)備金率的上調(diào)主要是為了對(duì)抗通貨膨脹。李佳（2014）從存款準(zhǔn)備金率的傳導(dǎo)途徑出發(fā)，得出存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整對(duì)于CPI的影響有一定的時(shí)滯，并且兩者呈正相關(guān)的關(guān)系。

綜上所述，本文在國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)貨幣政策工具對(duì)通貨膨脹的影響的研究上，在第二部分利用Eviews 6.0這一計(jì)量軟件進(jìn)行了定量分析，包括數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，格蘭杰因果檢驗(yàn)，VAR模型的構(gòu)建，協(xié)整檢驗(yàn)，方差分解和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，從存款基準(zhǔn)利率和存款準(zhǔn)備金率出發(fā)，對(duì)貨幣政策工具對(duì)CPI的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。最后給出了結(jié)論和政策建議。

二、實(shí)證分析

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)處理

本文在研究貨幣政策工具對(duì)通貨膨脹的影響時(shí)，選擇存款基準(zhǔn)利率和存款準(zhǔn)備金率作為解釋變量，居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)作為被解釋變量。在數(shù)據(jù)的選取上面，由于2006年以前調(diào)整的比較少，對(duì)CPI的影響可能不會(huì)很明顯，因此本文選擇2006年1月～2014年12月的大型金融機(jī)構(gòu)的存款基準(zhǔn)利率（Rd）、法定存款準(zhǔn)備金率（RR）和能代表通貨膨脹水平的CPI的月度數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。由于存款基準(zhǔn)利率和存款準(zhǔn)備金率并不是定期的調(diào)整，因此在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析之前需要作出適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，對(duì)于某些月份中調(diào)整的，采取時(shí)間加權(quán)平均的方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。經(jīng)過(guò)處理后的存款利率和存款準(zhǔn)備金率與CPI的變化趨勢(shì)如圖1所示。

由圖1可以看出，存款基準(zhǔn)利率和法定存款準(zhǔn)備金率與CPI在變化上有著類似的趨勢(shì)，在2008年7月之前，三者都是處于上升的階段，而在2008年7月到2009年7月之間是處于下降階段，接下來(lái)又開始上升。因此我們可以假設(shè)，三者之間存在著某種變化關(guān)系。下面本文將使用計(jì)量軟件Eviews 6.0對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）模型建立和數(shù)據(jù)分析

對(duì)于研究變量之間的因果關(guān)系實(shí)證研究，向量自回歸模型（Vector autoregression，VAR）是一種恰當(dāng)有效的方法，通常用于多變量的時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和描述隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。模型構(gòu)建如下所示：

其中Yt是k維向量，是系數(shù)，是誤差項(xiàng)。

1.數(shù)據(jù)的格蘭杰因果檢驗(yàn)

在對(duì)變量之間建立VAR模型之前，首先對(duì)變量之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行判斷。我們通常采用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法在判斷，檢驗(yàn)結(jié)果如下表1。

通過(guò)上表發(fā)現(xiàn)，在滯后階數(shù)為3階時(shí)，Rd是CPI的原因的概率接近于1，因此可以認(rèn)為，在置信度為1%的水平下，Rd是CPI的格蘭杰原因，同理可知，CPI是Rd的原因。在置信度為10%的水平下，CPI和RR互為格蘭杰原因，RR是Rd的格蘭杰原因，但是Rd不是RR的格蘭杰原因。此外，RR和Rd對(duì)CPI的影響的滯后期為3期。由上分析可知，三個(gè)變量之間是有一定的聯(lián)系的，因此可以建立VAR模型。

2.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在前面，我們知道存款基準(zhǔn)利率、存款準(zhǔn)備金率和CPI在變化過(guò)程中，都沒(méi)有圍繞其均值上下波動(dòng)，因此，可以初步認(rèn)定三個(gè)變量是非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。因此需要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。分別對(duì)CPI、RR、Rd三個(gè)變量用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果見下表2。

由表2可知，三個(gè)變量在未差分前都是不平穩(wěn)的序列，接受存在單位根的假設(shè)，在經(jīng)過(guò)一階差分之后，dcpi，drd，drr均是平穩(wěn)的，即各個(gè)序列均為一階單整的，記為I（1）。

3.最大滯后階數(shù)的確定和模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行VAR模型分析時(shí)，滯后階數(shù)的選擇多少將對(duì)估計(jì)結(jié)果的有效性產(chǎn)生一定的影響，因此首先對(duì)模型要確定滯后階數(shù)。通過(guò)運(yùn)行Eviews 6.0軟件，模型的滯后階數(shù)的確定結(jié)果如表3所示。

表中給出了0～7階VAR模型的FPE，LR，AIC，SC，HQ值，并以*標(biāo)記出依據(jù)相應(yīng)準(zhǔn)則的選擇出來(lái)的滯后階數(shù)。可以看到，超過(guò)一半的準(zhǔn)則選擇出來(lái)的滯后階數(shù)為3階，可以將VAR模型的滯后階數(shù)定義為3階。

再對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即必須使方程的所有特征根的模的倒數(shù)全都小于1，如果不平穩(wěn)則不能對(duì)模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)前面確定的最大滯后階數(shù)，對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，軟件輸出結(jié)果如下圖2：

由圖可以看出，方程所有特征根的模的倒數(shù)均在單位圓內(nèi)，說(shuō)明前面建立的VAR模型通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

4.協(xié)整檢驗(yàn)

如果時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，需要判斷它們之間是否存在著協(xié)整關(guān)系，具有協(xié)整關(guān)系的平穩(wěn)序列可以用 OLS方法得到它們之間的長(zhǎng)期相關(guān)系數(shù)，此時(shí)估計(jì)量是一致的，不存在偽回歸問(wèn)題。如果它們之間不存在協(xié)整關(guān)系，則需要對(duì)非平穩(wěn)變量進(jìn)行差分處理，使之變?yōu)槠椒€(wěn)序列，然后才能進(jìn)行模型估計(jì)。本文采用基于VAR 模型的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法進(jìn)行，檢驗(yàn)結(jié)果如表4和表5：

通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)在5%的置信水平下，三個(gè)變量之間是存在協(xié)整關(guān)系的。表明存款基準(zhǔn)利率、存款準(zhǔn)備金率和CPI之間是存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系的。

由于存款基準(zhǔn)利率、存款準(zhǔn)備金率和CPI都是一階單整序列，因此可以使用EG兩步法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。用OLS對(duì)變量進(jìn)行估計(jì)，得到回歸方程如下：

CPI=95.02+3.1287Rd+0.0713RR

S.E： （0.7967） （0.2592） （0.0363）

t： 119.2642 12.0723 -1.9624

Adjusted R2 =0.586328， F = 76.121。

對(duì)上述結(jié)果結(jié)果做出如下解釋：從回歸方程可以看出，存款基準(zhǔn)利率與CPI成正比關(guān)系，存款基準(zhǔn)利率每上升1%，CPI也會(huì)隨之上升3.1287%；而存款準(zhǔn)備金率與CPI是成反比關(guān)系，存款準(zhǔn)備金率每上升1%，會(huì)引起CPI下降0.07%。同時(shí)，在顯著性水平為5%的情況下，F(xiàn)值遠(yuǎn)大于臨界值，因此，盡管調(diào)整的可決系數(shù)不大，但是我們也可以認(rèn)為模型很好的反映了存款準(zhǔn)備金率和存款基準(zhǔn)利率對(duì)CPI的共同影響。再對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果見下表6：

由表6可以看出，在5%的置信水平下，殘差序列是平穩(wěn)序列，表明變量之間的協(xié)整關(guān)系成立。即回歸方程CPI=95.02+3.1287Rd+0.0713RR表示了存款基準(zhǔn)利率和存款準(zhǔn)備金率與CPI之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

5.模型的方差分解

方差分解（Variance Decomposition）是建立在向量自回歸模型（VAR）的基礎(chǔ)之上，通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。本文在這里對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分解，以解釋各變量變動(dòng)時(shí)，其所受到影響因素所起作用的強(qiáng)弱程度。

根據(jù)表7和圖3可以看出，在長(zhǎng)期，對(duì)于存款準(zhǔn)備金率和存款基準(zhǔn)利率，CPI受存款基準(zhǔn)利率的影響比較大，在觀測(cè)期內(nèi)，存款基準(zhǔn)利率的影響是隨著時(shí)間的推移而逐漸增大，而存款準(zhǔn)備金率的影響程度在一定程度上是保持均衡不變的。

6.脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function，IRF）可以刻畫每個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)或沖擊對(duì)它自己活其他內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響作用。對(duì)所建立的VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。假定給CPI一個(gè)單位Cholesky正向沖擊，得到的脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖4所示。

從脈沖圖可以看出，剛開始時(shí)，CPI對(duì)RD和RR的一個(gè)Cholesky標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)值為0，隨后逐漸增大，到第5期時(shí)，CPI對(duì)RD的響應(yīng)值達(dá)到最大值，第15期時(shí)，CPI對(duì)RD的響應(yīng)值達(dá)到最小值，在第52期時(shí)，RD的脈沖沖擊效果進(jìn)入了穩(wěn)定期。而CPI對(duì)RR的脈沖響應(yīng)值在第6期達(dá)到最大值，第24期到達(dá)最小值，在第42期時(shí)，RR的脈沖沖擊效果進(jìn)入了穩(wěn)定狀態(tài)。同時(shí)從圖上可以觀察到，CPI對(duì)RD的脈沖響應(yīng)值的最大值要大于RR的脈沖響應(yīng)值，最小值也相對(duì)較小。因此，我們可以知道，RR和RD對(duì)CPI的變化都起著一定的作用，但是RD對(duì)CPI的影響要相對(duì)大一些。

三、結(jié)論和建議

（一）結(jié)論

根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果，在置信度為1%的水平下，CPI是存款準(zhǔn)備金率互為格蘭杰原因；在置信度為10%的水平下，CPI和存款基準(zhǔn)利率互為格蘭杰原因，存款準(zhǔn)備金率是存款基準(zhǔn)利率的格蘭杰原因，但是存款基準(zhǔn)利率不是存款準(zhǔn)備金率的格蘭杰原因。

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，存款基準(zhǔn)利率與CPI成正比關(guān)系，存款基準(zhǔn)利率每上升1%，CPI也會(huì)隨之上升3.1287%；而存款準(zhǔn)備金率與CPI是成反比關(guān)系，存款準(zhǔn)備金率每上升1%，會(huì)引起CPI下降0.07%，存款基準(zhǔn)利率和存款準(zhǔn)備金率與CPI之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

根據(jù)方差分解分析和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可知，存款準(zhǔn)備金率和存款基準(zhǔn)利率對(duì)CPI的變化都有一定程度的作用，但是存款基準(zhǔn)利率對(duì)CPI的影響大小相對(duì)于存款準(zhǔn)備金率的作用要大。而在實(shí)際社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，CPI是衡量通貨膨脹率的一個(gè)核心指標(biāo)，存款準(zhǔn)備金率和存款基準(zhǔn)利率均是我國(guó)央行調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)所運(yùn)用的貨幣政策工具，因此，央行實(shí)施一項(xiàng)寬松或者緊縮的貨幣政策，將會(huì)引起我國(guó)通貨膨脹率發(fā)生變化，進(jìn)而引起我國(guó)居民生活水平發(fā)生變化。

（二）政策建議

由本文分析可以得知，存款基準(zhǔn)利率的變化對(duì)CPI的影響是逐漸增強(qiáng)的，在2014年央行調(diào)整存貸款基準(zhǔn)利率之后，引起股市大漲，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行產(chǎn)生了重大的影響，這也是長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)對(duì)存貸款基準(zhǔn)利率進(jìn)行謹(jǐn)慎調(diào)整的原因。因此，央行在使用存款基準(zhǔn)利率這一貨幣政策工具時(shí)，應(yīng)該考慮到其將產(chǎn)生的猛烈影響。

我國(guó)現(xiàn)在正處于利率市場(chǎng)化改革的最后階段，存款利率也將完全放開，由市場(chǎng)自行決定，因此利率調(diào)整是我國(guó)貨幣政策的最主要的方面。為應(yīng)對(duì)我國(guó)利率市場(chǎng)化帶來(lái)的通貨膨脹，要完善我國(guó)的貨幣市場(chǎng)體系，加快推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革，保證利率能夠及時(shí)的對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中出現(xiàn)的波動(dòng)進(jìn)行調(diào)整，提高利率政策的有效性。加快形成利率走廊，約束銀行間隔夜利率的波動(dòng)。同時(shí)，央行在選擇貨幣政策工具時(shí)，應(yīng)該選擇多種貨幣政策工具的配合使用，提高宏觀經(jīng)濟(jì)政策效力。消費(fèi)者的不理性行為使得我國(guó)央行實(shí)施的一項(xiàng)貨幣政策工具的有效性降低，因此單一的使用一種貨幣政策工具往往不能達(dá)到預(yù)期的效果，多種政策工具同時(shí)使用，可以推進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定有序的發(fā)展。

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