谈法定存款准备金率调整对货币乘数的影响 本文采用2003～2008年的季度数据，借助Johansen协整检验、脉冲函数以及格兰杰因果关系检验等计量方法，对我国2003年以来法定存款准备金率频繁调整对货币乘数的影响进行了实证分析，最后得出：法定存款准备金率与货币乘数有长期稳定关系，而在短期内，法定存款准备金率的频繁调整并没有对货币乘数产生影响。
关键词：法定存款准备金率 货币乘数货币供应量
货币乘数是基础货币和货币供应量扩张关系的数量表现，即央行创造一单位的基础货币能使货币供应量增减的倍数，而法定存款准备金率是决定乘数大小，使货币供应量倍数扩张或收缩的重要因素之一。本文运用Johansen协整检验、脉冲函数以及格兰杰因果关系检验等计量方法，试图分析法定存款准备金率的频繁调整与货币乘数之间的定性与定量关系。
货币乘数的实证分析 （一）货币乘数m1、m2的计算公式 货币乘数是货币供应量和基础货币之比，即MS/B。我国货币供应量分为3个层次：M0=流通中的现金（C）；M1（狭义货币）= M0 +活期存款（D）；M2（广义货币）=M1+定期存款+储蓄存款+其他存款（我国定期存款、储蓄存款、其它存款实行统一的法定存款准备金率，所以本文将其合并简称为定期存款T）。基础货币（B）=流通中的现金（C）+银行准备金（R），其中R包括法定存款准备金（Rd）和超额准备金（Re），通货比率k=C/D，定期存款比率t=T/D，据此则有狭义、广义货币乘数m1、m2的计算公式：
m1=M1/B=（C + D）/（C + R）=（1+k）/[k+（rd+re）（1+t）] m2=M2/B=（C+D+T）/（C+R）=（1+k+t）/[k+（rd+re）（1 + t）] （二）实证分析 根据上述公式，本文选取自2003年第一季度至2008年第一季度逐季数据资料对货币乘数的影响因素进行分析，原始资料M0、M1、M2、T、R、D、re、rd从中国人民银行网上资料《货币当局资产负债表》和《中国货币政策执行报告》 获得，k、t通过计算获得。 1.长期效应分析。Johansen协整检验。本文先对货币乘数m1、m2、法定存款准备金率、超额准备金率、现金比率、定期存款比率进行季节性处理，消除季节趋势，然后对季节处理后的数据分别取自然对数，防止异方差，经单位根检验，均为一阶单根（结果略）。
由于时间序列LNM1、LNRE、LNRD、LNK、LNT和LNM2、LNRE、LNRD、LNK、LNT的单整阶数相同，可能存在协整关系，即变量之间长期稳定的比例关系。本文使用Johansen（1995）多变量协整检验方法对时间序列货币乘数m1、m2、法定存款准备金率re、超额准备金率rd、现金比率k、定期存款比率t进行协整检验。
Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，在进行协整检验以前，必须首先确定VAR模型的结构。用赤池（Akaike）信息准则（AIC）或用施瓦茨（Schwartz）准则（SC）选择最大滞后期k值，选择k值的原则是在增加k值的过程中使AIC的值或SC的值达到最小。通过模型选择的联合检验和实际经济意义确定m1滞后期为2，m2滞后期为3，则VAR模型为VAR（2）和VAR（3），最后确定合适的协整检验模型为m1滞后2期、m2滞后3期有常数项。
LNM1、LNRE、LNRD 之间Johansen协整检验结果（过程略）显示变量之间在5%至多有一个协整关系；标准化后的协整向量为：（1，-0.114699，0.286404），因此三者之间长期关系为：LNM1=0.114699LNRD-0.286404LNRE+1.650531
（0.03426） （0.02374） Log likelihood（最大似然比）：118.0991 LNM1、LNK、LNT之间Johansen协整检验结果（过程略）显示变量之间在5%至多有一个协整关系，标准化后的协整向量为：（1，0.155929，0.705477），因此三者之间长期关系为：LNM1=-0.155929LNT-0.705477LNK-0.738950
（0.09678） （0.02213） Log likelihood（最大似然比）：164.4323 LNM2、LNRE、LNRD之间Johansen协整检验结果（过程略）显示变量之间在5%至多有两个协整关系，标准化后的协整向量为：（1，-0.011207，0.173618），因此三者之间长期关系为：LNM2=0.011207LNRD-0.173618LNRE+1.733206
（0.00923） （0.01323） Log likelihood（最大似然比）：152.8162 LNM2、LNK、LNT之间Johansen协整检验结果（过程略）显示变量之间在5%至多有一个协整关系，标准化后的协整向量为：（1，0.749477，-3.883607），因此：三者之间长期关系为：LNM2=-0.749477LNK + 3.883607LNT- 2.442120
（0.03292）（0.29148） Log likelihood（最大似然比）：196.7806 从LNM1、LNRE、LNRD、LNK、LNT之间的Johansen协整检验结果可以看出法定存款准备金率rd对狭义货币乘数m1的贡献率较大，法定存款准备金率每调整1%，就会引起狭义货币乘数m1变动11.47%；从LNM2、LNRE、LNRD、LNK、LNT之间的Johansen协整检验结果可以看出法定存款准备金率rd对广义货币乘数m2的贡献率较小，法定存款准备金率每调整1%，广义货币乘数仅变动1.12%。而超额准备金率、现金比率、定期存款比率对货币乘数的贡献率都远远大于法定存款准备金率。
2.短期效应分析。脉冲响应函数和格兰杰因果关系检验。通过Joha- nsen协整检验，可以看出法定存款准金率的变动长期内无论对狭义货币乘数还是广义货币乘数都有影响，我国从2006年开始频繁调整法定存款准备金率，但一段时期内我国金融市场流动性依然过剩，为进一步研究re、rd、k、t和m1、m2之间的因果关系，再用脉冲响应函数和格兰杰因果关系检验进行短期效应分析。
脉冲响应函数。从图1中可以看出，狭义货币乘数m1对其自身微小变动引起的波动滞后5期达到最大；法定存款准备金率rd的微小波动对m1的冲击在当前几乎没有反应，5期后才逐渐增大，到8期后才达到最大，随后又开始下降；超额准备金率re的微小波动对m2的冲击开始不显现，到7期达到正影响最大；现金比率k在5期后达到最大，之后转为负影响；定期存款比率t在2期后达到最大，8期后转为负影响。
从图2中可以看出，广义货币乘数m2对其自身微小变动引起的波动滞后3期达到最大，之后开始递减，至6期为0；法定存款准备金率rd的微小波动对m2的冲击在当前几乎没有反应，4期后才逐渐增大，到8期后才达到最大，随后又开始下降；超额准备金率re的微小波动对m2的冲击开始不显现，到6期达到正影响最大；现金比率k在2期后达到最大，6期后转为负影响；定期存款比率t在4期后达到最大，7期后转为负影响。
法定存款准备金率rd在影响狭义货币乘数m1、广义货币乘数m2时，时滞期都是最长，这是因为当中央银行调高法定存款准备金率时，商业银行为了赢利可降低超额准备金率，加之央行货币政策的内部时滞和外部时滞，使得法定存款准备金政策在短期内无法迅速收效。 格兰杰因果关系检验。表1表明在至少95%的置信水平下，rd不是货币乘数m1、m2的格兰杰因果关系，即存款准备金率的变动不会引起货币乘数的变动，但K、re、t是m1、m2的格兰杰因果关系。
结论 通过上述实证分析，可以看出：长期内，法定存款准备金率与货币乘数有长期稳定关系，即法定存款准备金率的变动会引起货币乘数的变动，对狭义货币乘 数的效应大，但对广义货币乘数的效应较小；短期内，法定存款准备金率的频繁调整并没有对货币乘数产生影响。针对以上结论可以看出央行在特定时期的政策意图：
可降低中央银行进行宏观调控的成本。由于国际收支的双顺差导致外汇占款过多，中央银行只能被动接受以外汇占款形式增加的基础货币，靠发行央行票据的公开市场操作使央行的财务成本不断增加，以2007年末为例，央行发行债券余额为34469亿元，若以一年期2.79%来计算，央行需支付利息961.69亿元，且每发行1元的票据，仅能收回0.3元的市场流动性。而法定存款准备金利率和超额存款准备金利率1年期分别为1.89%和0.99%，不仅节约了成本，而且法定存款准备金率每变动1%就可冻结1700亿元资金，可迅速减少基础货币投放。
可使法定存款准备金率的频繁调整与渐进式增长的基础货币相匹配。由于日均结汇所投放的基础货币在30亿元左右（以2007年为例），而一次性提高存款准备金率所冻结的超额准备金为1700亿元，仅相当于两个月的结汇投放量，两个月后市场流动性又会故态复萌，因此，通过法定存款准备金率的频繁调整可对冲基础货币的渐进式增长。
有利于货币政策目标的实现。中央银行通过频繁调整法定存款准备金率来发挥法定存款准备金政策的告示效应，使金融机构和社会公众产生适应性预期，平衡资金使用计划，从而形成合作博弈的环境。
参考文献： 1.陈学彬.我国近期货币乘数变动态势及影响因素的实证分析.金融研究，1998
2.张坤，孟祥赫.我国货币乘数影响因素分析.财经界，2008 3.张桥云，杜世光.法定存款准备金率变化对货币乘数影响的小波分析及动态模拟.统计与决策，2006.8