我国存款准备金率上调空间的统计评估

许涤龙，沈春华 ，欧阳胜银，

（湖南大学 a.两型社会研究院；b.金融与统计学院，湖南 长沙 410079）

一、引 言

存款准备金是指金融机构为保证客户提取存款和资金清算需要而准备的资金，金融机构按规定向中央银行缴纳的存款准备金占其存款总额的比例就是存款准备金率，存款准备金制度是在中央银行体制下建立起来的。中央银行通过调整存款准备金率，可以影响金融机构的信贷扩张能力，从而间接调控货币供应量。存款准备金率越高，执行的紧缩性货币政策力度越大。但凯恩斯货币政策理论认为变动存款准备金率的作用十分猛烈，因为一旦出现异动，所有银行的信用都会随之扩张和收缩，而且其频繁变动也会使商业银行和所有金融机构的正常信贷业务受到干扰而感到无所适从，因而国外一般几年才变动一次存款准备金率。

与国外存款准备金率政策普遍“淡出”形成鲜明对比，近年来，为实现消除通胀、稳定物价、缓和经济过热发展的宏观发展目标，央行频繁的使用了这一货币政策工具。2007年和2008年，中国人民银行动用存款准备金工具就分别高达10次和9次，受金融危机影响，2009年这一货币政策暂未采用，但2010年这一次数又达6次，2011年上半年更是以每月一次的高频被提出。

最近一次是2011年6月14日，中国人民银行做出决定，从2011年6月20日起，上调存款类金融机构人民币存款准备金率0.5个百分点，大型金融机构的存款准备金率由调整前的21%调整为21.5%，创历史新高；中小金融机构的存款准备金率由调整前的17.5%调整为18%。这是年内第六次提高存款准备金率，也是继2010年11月份以来连续9次出台提高存款准备金率政策，大型金融机构存款准备金率自2008年12月25日以来稳升不降。2008年以来我国存款准备金率变动历程如图1。

央行这一频繁举措引发了国内外的广泛关注，以致不少学者认为我国缺乏完善的准备金制度并要求逐步改革［1］。但纵观来看，学者关注的焦点要么局限于对存款准备金率及其中国存款准备金制度的认识与改革建议，要么分析存款准备金率的变动对宏观经济运行的影响，鲜有关于存款准备金率上调趋势和空间的探讨［2］。事实上，历次存款准备金率的提升都有其客观的经济原因，深入研究和分析我国存款准备金率的上调空间，对于认识和把握我国宏观经济发展趋势，具有重要指导意义［3］。

图1 2008年以来我国存款准备金率变动图

我们认为，宏观经济系统当中存在一些客观变量左右着存款准备金率的变动，深入探讨和分析这些经济因素的变动特征和趋势对于研究存款准备金率的调整趋势具有重要价值。本文正是基于此认识出发，欲用统计方法对我国存款准备金率的上调空间进行客观预测，希冀能对后续相关学者的研究起到抛砖引玉的作用。

二、指标选取与数据处理

（一）指标选取与说明

影响央行动用存款准备金这一货币政策工具的经济因素很多，不同学者会有不同看法，如杨桂根（2010）［4］等。本文通过分析认为影响因素可能主要涵盖以下三个方面：居民消费价格指数（CPI）、信贷规模以及外汇储备。

（1）CPI。CPI是衡量国民经济发展最重要的指标之一，能在很大程度上体现居民消费水平。预期CPI与存款准备金率会表现出正相关关系，CPI越高，表明消费品价格水平越高，意味着宏观市场充斥着富足的货币，这就需要央行实施紧缩的货币政策，通过提高存款准备金率等途径来缓和经济过热；反之亦然。这种关系表现在最近一次存款准备金率的调整上：在国家统计局公布2011年5月居民消费价格指数（CPI）同比涨幅高达5.5%，创下近34个月来新高时，中国人民银行随即迅速出手，宣布自2011年6月20日起上调存款准备金率0.5%。因此，本文选取CPI作为反映存款准备金率的一个重要指标，指标单位为%。

（2）信贷规模。信贷主要指银行的贷款，即以银行为主体的货币资金发放行为。一国的信贷余额直接表现为国家所有部门所积累的、能投放到市场的货币总量，因此可用金融机构人民币信贷收支表中的各项贷款总额指标代替。可以认为，信贷规模越高，用于投放市场的资金越多，而大量的资金投放必然导致经济发展过快，并伴随着通货膨胀危机的产生，这会迫使央行提高存款准备金率，因此信贷规模与存款准备金率也存在正向关系。

（3）外汇储备。充足的外汇储备可以既可以提高一国外债偿还能力，亦可抵御外围不确定性因素的冲击。但在全球化背景下，一国的外汇储备不在是其真实意义上的外汇储备量，而包含了相当程度的国际游资，这在一定程度上又造成区域性的流动性泛滥。国际游资导致外汇储备的异常变动会给宏观经济平稳运行带来不利影响，并会误导央行做出错误的政策判断［5］。但国际游资的测度不是本文的研究重点，幸运的是，不少学者研究发现，我国的外汇储备存在大量的国际游资，同时也是国际游资存在的主要途径。因此本文选取外汇储备作为国际游资的近似替代，预期当外汇储备升高时存款准备金率也会有相应提高趋势。

（二）数据来源与处理

CPI数据来源于国家统计局网站。国家统计局公布的CPI数据包括全国、城市、农村的上年同月比和上年同期比数据，考虑到CPI的数据敏感性以及存款准备金率的宏观效应，我们选取全国上年同比数据作为参考。

信贷规模数据来源于中国人民银行网站，并为满足后续实证分析需要，将信贷规模单位换算为万亿元人民币。

外汇储备数据来源于国家外汇管理局，由于该数据单位为亿元美元，因而需要统一按当期汇率换算为亿元人民币，汇率数据也来源于国家外汇管理局，同时为满足后续实证分析需要，进一步将外汇储备单位调整为万亿元人民币。

此外需要声明的是，央行推出提高存款准备金率的政策不是凭空臆造，而是根据已有的经济统计数据，通过分析经济金融环境而制定的。但当月统计数据一般都是在下个月才予以公布，因此在进行实证分析时，我们不能将各月相应的指标直接用于建模分析，而需要将指标数据稍加处理，即将每次调整后的存款准备金率与前一个月相应的各个指标对应的。比如，将2011年6月份调整的存款准备金率与2011年5月份的CPI、信贷总额以及外汇储备相对应，其余类同。

在时间连续性上，由于存款准备金率并非每月都有调整，因此该指标不适宜按时间顺序连续选取，而应该按每次调整的时间来选择，相应地，其他指标在选取的同时也要遵循这一原则。比如2010年5、6、7、8、9月份每月调整存款准备金率，则这几个月份的CPI、信贷规模以及外汇储备也不予以考虑。这样指标数据不具备常规时间连续性，而只在存款准备金率调整次数上具有连续性，也即具有伪时间连续性。

此外，2010年11月存款准备金率调整了两次，第一次调整后达到17.5%，第二次调整后达到18%，为了保持统计数据在时间维度上的一致性，我们把2010年11月两次经调整后的存款准备金率取平均，即为17.75%，将该值作为2010年11月存款准备金率的替代调整值。

三、实证分析

本文研究了存款准备金率自2008年1月份上调以来，历次调整与各经济变量在时间维度上的统计关系。将存款准备金率、CPI、信贷规模和外汇储备分别定义为y、x1、x2和x3，然后进行模拟分析，模型软件采用Eviews 6.0。OLS回归运行结果如下：

R2=0.914 Rˉ2=0.898 F=56.989(0.000)DW=1.623

式（1）中，括号内的数值表示各变量的t统计量，右上角的星号表示系数的显著性水平，显然，常数项表示在0.1的显著性水平下显著，而x1、x2、x3的系数则在0.01的显著性水平下显著。

模型整体效果较好，经调整的可决系数为0.898，F统计量为56.989，其P值远小于0.01，但DW统计量为1.623，残差序列一阶自相关检验落于不确定性区间中，难以就此判断是否存在自相关性，因而需要另辟方法来确定。而从残差的Q统计量图来看的话，发现在第4期存在序列相关，这种序列相关或多或少地影响模型的精确性，因而需要调整模型，构造相应的ar（4）模型来消除这种自相关性。模型调整如下：

R2=0.959 Rˉ2=0.944 F=64.629(0.000)DW=2.311式（2）为改造后的回归模型，式（3）为残差的自回归模型。如同式（1），在式（2）和式（3）中，括号内数值均表示各变量的t统计量，右上角的星号表示系数的显著性水平，易知常数项、x1、x2、x3的系数在0.01的显著性水平下显著，而自回归ar（4） 项系数在0.1的显著性水平下显著。

模型经调整的可决系数为0.944，可以认为自变量解释了因变量变动的绝大部分（94.4%），这较调整前的模型要高。或许存在其他宏观经济统计指标的影响，但可认为是通过CPI、信贷规模和外汇储备来间接影响存款准备金率的。F统计量为64.629，其P值远小于0.01，DW统计量为2.311，而残差的Q统计量图显示不存在序列相关，LM统计量检验（p=2）得到的结果也显示在0.05的显著性水平下回归方程的残差序列不存在序列相关性，残差自回归模型特征根绝对值为0.57小于1，因而可认为模型整体效果较理想（表1）。

表1 LM统计量检验结果

从模型实证结果看，CPI与存款准备金率的作用方向与预期一致，其上升对存款准备金率具有一定的促进作用，具体而言，如果保持其他因素不变，CPI每上涨1个百分点将推高存款准备金率0.3536个百分点。CPI的高低一直被视作通货膨胀的直接反映，根据前期CPI的高低可以判断经济系统是否存在较为严重的通货膨胀，市场是否存在过量的投机货币，央行可以据此决定是否需要调节存款准备金率来达到稳定物价、降低通胀的目标。当CPI较高时，央行认为经济体存在严重的通货膨胀，根据前期CPI的高低，央行会适时出台包括发行央行票据、提高存款准备金率等在内的一系列紧缩货币政策，这势必在一定程度上推高存款准备金率。

信贷规模对存款准备金率的作用与预期相反，存在一个负的作用机制，具体来说，在其他条件保持不变的情况下，金融机构可放贷量每降低1万亿元人民币，将会拉动存款准备金率上升0.448个百分点。信贷规模给存款准备金率带来的影响与我们预期相反，可能原因是与我们样本选取的时间有关联，一般样本都是选取一个连续的时间段，而本文则选取的是与存款准备金率变动直接关联的月份，同时考虑到经济现象与政策出台的时滞效应故而采取前一个月的经济变量与当前月份的存款准备金率相对应。金融机构信贷规模从2008年底开始有较快增速，一方面源于全球金融危机影响，中国政府出台4万亿投资规划刺激经济复苏；另一方面可能归咎于国外机构对中国市场的良好预期，FDI规模也有了明显提升，这对中国经济产生的时滞作用保留至今无疑会影响存款准备金政策的实施。

外汇储备对存款准备金率的作用与预期是一致的，外汇储备的增长具有拉动存款准备金率的效果，具体看来，在外界环境保持不变的条件下，表现为外汇储备每提高1万亿元人民币将促使存款准备金率提高1.777个百分点。2009年我国外汇储备余额突破2万亿美元创历史记录，由于外汇储备过多，央行为购买外汇而不得不向市场投放大量基础货币，加之投资乘数的影响，市场货币供给量必然大幅增加，导致国内流动性过剩，增加通货膨胀压力。为减轻通胀压力，央行不得不采取出售央行票据、提高存款准备金率等紧缩货币政策来予以冲销［6］。可以说外汇储备的迅猛增长给中国带来了系列货币政策问题。

四、存款准备金率上调空间的统计预测分析

2011年6月份上调的存款准备金率是今年最近出台的政策，国内不少研究机构和学者普遍预期年内还会有2—3次上调机会（如高盛高华证券中国经济学家宋宇、中信证券有关专家等），也有学者认为短期内存款准备金率上调至24%-26%［7］。那么实际情况会怎样？我们拟运用前述指标对其进行统计预测，具体方法如下：

回归模型整体优良能在一定程度上保证预测精度，但存款准备金率波动范围的合理估计还需要对回归模型残差进行检验。通过对回归模型残差进行正态性检验，发现其Jarque-Bera统计量为1.624，对应的P值为0.44，没有足够证据断定残差不服从正态分布。同时观察残差曲线图发现，回归模型残差基本上围绕在均值上下波动，没有出现显著异常的情况，因而认为模型可以用于统计预测，波动空间趋于理性。

根据设计的统计模型，预测2011年下半年的存款准备金率调整情况需要得到CPI、信贷规模以及外汇储备的数据。对于各变量数据的获取，我们的方法是根据可以公开获得的数据对2011年下半年各变量进行灰色预测。利用中国人民银行公布的2010年1月至2011年7月的信贷规模数据，采用灰色预测GM（1，1）模型预测2011年8月至2011年12月的信贷规模；利用国家外汇管理局公布的2010年1月至2011年6月的外汇储备总额数据，亦采用灰色预测GM（1，1）模型预测2011年7月至2011年12月的外汇储备总额。而对于CPI，由于2011年6月CPI同比增长6.4%，2011年7月的CPI同比增长6.5%，是自2008年7月以来的最高值，已逼近历史高位，我们认为在央行一系列紧缩货币政策的引导下，CPI很难再有实质性突破，因而在预测模型中先将2011年8月至2011年12月的CPI均保守估计为6.5%。

预计2011年下半年各变量以及存款准备金率上调时间与空间如表2所示。

表2 2011年下半年存款准备金率上调空间预测

表2中，2011年7月份的CPI和信贷规模数据来自于官方公布而非灰色预测结果。我们对预测结果进行检验，认为基本符合实际。因为回归模型残差的标准差为0.38%，如果给定置信水平为95%，便可得出存款准备金率合理上调的波动幅度为0.745%（=1.96×0.38%）。又由于2011年7月和8月央行均未推出存款准备金率上调政策，存款准备金率依然维持在21.5%，而对上述预测结果的进一步分析发现，这两个月的存款准备金率分别为21.9%和22.2%，均落入其合理波动范围内（21.5%-0.745%～21.5%+0.745%），因而有95%的理由认为我们的预测结果较为理想。

从上表2可以得知，存款准备金率存在一个明显的逐月上调趋势。模型预测结果显示，在CPI稳定在6.5%的前提下，到2011年12月存款准备金率会上调至23.6%，如果调整幅度以0.5%为间隔，则约上调到23.5%左右。

但需说明的是，由于CPI存在高估的可能性极大，因此上述存款准备金率的上调仅是个保守估计。我们认为2011年下半年CPI会有一个下降趋势，当CPI下降到不同范围时，存款准备金率的调整空间如表3所示。

表3 2011年下半年不同CPI条件下存款准备金率上调空间预测

表3中列出了2011年下半年CPI分别下降到5.0%、4.0%和3.0%时，存款准备金率的不同上调空间。由于2011年8月份未出台上调存款准备金率政策，因此预测前提以8月份存款准备金率落入正常波动区域（21.5%-0.745%～21.5%+0.745%）为准，当CPI下降到2.0%时，预测到8月份的存款准备金率低于20.755%（21.5%-0.745%），因此理论上不予考虑。

分析表3易知，CPI越高，存款准备金率越高，这种正相关关系与实证分析结果是一致的。若预计CPI在年底会降到3%或者4%左右，则存款准备金率实际上调空间会缩小至22.5%附近；若预计CPI在年底会降至5%，则存款准备金率实际上调空间会缩小至23%左右。如果以CPI为3%或者4%计，每次上调空间为0.5%计算，则约上调至22.5%；若以CPI为5%计算，预计到2011年年底还会并且最多会出现3次上调机会，上调时间分别为2011年9月、2011年11月和2011年12月，上调空间达到23%，这也是基本符合当前国内学者对存款准备金率上调预期的。

五、结论与建议

查阅历史数据可以发现，从2007年开始我国动用存款准备金政策频率显著提高，直至2008年下半年和2009年受金融危机影响才得以缓和。令人惊讶的是，从2010年开始，这一货币政策工具又被提上议程，2011年上半年更甚以一月一次的频率予以采用。中国存款准备金率成为界内人士探讨的热点话题，宏观经济运行状况受到全球格外关注。

结合宏观经济运行状况，我们通过研究发现，存款准备金率调整的最大影响因素为外汇储备，其次才是金融机构信贷规模和CPI。同时研究认为年内我国存款准备金率最多还存在约3次上调机会，上调空间接近23%，不管从模型构建角度还是依据相关领域专家预期判断，都表明本文预测结果具备较充分的证据支撑。

本文对存款准备金率的实证研究还处于一个探索阶段，实际效果有待时间检验。但毋庸置疑，央行如此频繁动用存款准备金这一货币政策工具从历史看来实属罕见，全球范围内也屈指可数，这说明我国宏观经济运行还是存在较为严重的白热化趋势。加强对存款准备金率上调空间的评估与预测对信贷调节具备引领作用，亦可宏观审慎复杂经济系统，提高抗风险能力。倘若本研究通过实践检验，我们认为应该继续加强以下几个方面的工作：

（一）关注外汇储备增长结构

由于市场普遍预期人民币将升值，所以大量游资会出于套利目的而进入中国进行投机。外汇储备是作为国际游资的替代指标而考虑的，该指标对存款准备金率的作用力度充分表明国际游资对经济系统的冲击影响。截至2011年6月，我国外汇储备总额比2008年1月增长了一倍，是2000年末的19倍，如此惊人的增长速度让人不得不对其给予高度关注。我们认为研究和分析外汇储备结构、剥离其中的游资规模是有利的，因为外汇储备本身可以抵御外部风险的冲击，有利于提高经济系统的安全和稳定，而隐含在其中的游资规模才是促使央行出台提高存款准备金率这一紧缩货币政策的真正动因，因此央行应该进一步关注和监控外汇储备的增长趋势规模和结构。

（二）继续探究信贷规模的经济效用

信贷规模给存款准备金率带来的影响与我们预期相反，可能原因是与我们样本选取的时间有关联。一般样本都是选取一个连续的时间段，而本文则选取的是与存款准备金率变动直接关联的月份，同时考虑到经济现象与政策出台的时滞效应故而采取前一个月的经济变量与当前月份的存款准备金率相对应。但不管如何，信贷规模确实在一定程度上左右着央行制定货币政策计划，有关部门也应该继续深探信贷规模带来的宏观效应。

（三）严密监视CPI波动

CPI直观反映了通货膨胀程度，也体现居民消费购买压力。CPI的高低还是在一定程度上影响了存款准备金率的变动情况，严密监视物价波动为央行出台货币政策具有理论指导意义。

［1］ 孙砥.我国央行提高存款准备金率的有效性研究［J］.法制与经济，2010，（2）：95-97.

［2］ 吴迪，赵全宇，杨振.金融危机背景下上调存款准备金率的经济效应分析［J］.商业经济，2010，（5）:82-83.

［3］ 杨琳.我国频繁提高存款准备金率的原因及其效应［J］.新金融，2010，（7）:14-18.

［4］ 杨桂根.我国存款准备金率政策效应的影响因素分析［J］.福建行政学院学报，2010，（5）:95-101.

［5］ 吴丽华.我国外汇储备适度规模的分析和测算［J］.厦门大学学报（哲学社会科学版），2009，（2）:81-87.

［6］ 李晓博，吕懂.我国巨额外汇储备的原因与负面影响分析及解决对策［J］.中国市场，2010，（35）:52，55.

［7］ 李慧勇.存款准备金率的上限分析［J］.银行家，2011，（4）:36-39.