政府存款波動上升對基礎(chǔ)貨幣和貨幣供應(yīng)量的影響研究

周昂

(中國人民銀行杭州中心支行 浙江杭州 310001)

近年來，我國政府存款持續(xù)快速增長，2021年前三季度月均余額更是創(chuàng)下歷史新高。在規(guī)模攀升的同時，我國政府存款的變動幅度和波動程度均明顯上升，并逐漸超過外匯占款等其他央行資產(chǎn)負(fù)債表中的項目。政府存款是財政政策和貨幣政策的一個重要連接點，其變動不僅體現(xiàn)了財政的收支行為，也會對基礎(chǔ)貨幣等產(chǎn)生影響。因此，有必要分析我國政府存款變動對基礎(chǔ)貨幣和廣義貨幣供應(yīng)量的影響是否相應(yīng)上升?，F(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于政府存款對基礎(chǔ)貨幣的影響結(jié)論較為一致，如陳建奇(2007)、張曉斌(2016)等基于央行資產(chǎn)負(fù)債表分析認(rèn)為，政府存款的變動對基礎(chǔ)貨幣的影響較為直接，且會引起基礎(chǔ)貨幣的等量反向變動。由于貨幣供應(yīng)量是基于商業(yè)銀行信用派生的，因此政府存款變動雖然會引起基礎(chǔ)貨幣的即期反向變動，但對貨幣供應(yīng)量的影響鏈條則相對較長，影響顯著性方面也需要實證分析來確定?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大都通過構(gòu)建向量誤差修正模型來實現(xiàn)，如陳建奇、李金珊、張原(2007)通過建立包含政府存款、貨幣供應(yīng)量的向量誤差修正模型分析政府存款對貨幣供應(yīng)量的動態(tài)影響，認(rèn)為短期內(nèi)政府存款變化會引起貨幣供給發(fā)生顯著的反向變化。

現(xiàn)有文獻(xiàn)實證分析政府存款對貨幣供應(yīng)量的影響時存在一些不足。首先在影響變量的選擇上，只是簡單地將政府存款和貨幣供應(yīng)量納入模型，而沒有考慮其他變量的影響，這樣可能會造成估計偏差。其次，現(xiàn)有文獻(xiàn)一般通過Cholesky分解來識別、估計模型，再進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，這樣處理殘差項意味著變量間存在遞歸關(guān)系，這并不符合理論上變量間的關(guān)系，以此計算的脈沖響應(yīng)結(jié)果可能是錯誤的。本文對這兩個不足進(jìn)行完善，根據(jù)貨幣供應(yīng)量的理論影響因素，將外匯占款、政府存款、貸款和貨幣供應(yīng)量等變量納入模型中，分析政府存款對貨幣供應(yīng)量的影響，同時構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量誤差修正模型來消除殘差間的同期關(guān)系，并通過變量間的理論關(guān)系施加約束來識別、估計系數(shù)，進(jìn)而實施脈沖響應(yīng)分析。

1 政府存款對基礎(chǔ)貨幣影響的實證分析

由于政府存款對基礎(chǔ)貨幣的影響是直接的、即期的，因此本文主要通過變動分解來實證分析政府存款變動對基礎(chǔ)貨幣的影響。本文選取“外匯占款”“政府存款”“對政府債權(quán)”“對其他存款性公司債權(quán)”“對其他金融性公司債權(quán)”“發(fā)行債券”6個因素來比較分析。其中，“外匯占款”“對政府債權(quán)”“對其他存款性公司債權(quán)”“對其他金融性公司債權(quán)”增加都會引起基礎(chǔ)貨幣等量增加，“政府存款”“發(fā)行債券”增加則會導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣等量減少。本文選取上述變量的2000—2021年9月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，樣本數(shù)據(jù)來自中國人民銀行官網(wǎng)。

1.1 政府存款變動特點

(1)變動較為分散。政府存款月度變動平均值為169.47億元，標(biāo)準(zhǔn)差為4210.87億元，極值差將近3萬億元，且更容易出現(xiàn)負(fù)向的極值變動，月度環(huán)比減少規(guī)模超過3000億元的樣本值占15.4%。從橫向變化看，政府存款也是這6個因素中變動最為分散的。

(2)變動幅度明顯增加。從縱向變化看，政府存款余額月度變動整體呈上升趨勢。2014年以來，政府存款月度變動明顯上升，2014年之前變動絕對值的平均值為1773.73億元，2014—2021年9月變動絕對值的平均值為4848.74億元，出現(xiàn)較大變動的情況更加頻繁，不僅在每年的12月出現(xiàn)，其他月份也會出現(xiàn)，而2014年之前一般只會在每年12月出現(xiàn)。與其他影響因素比較，2014年之前政府存款變動幅度總體小于外匯占款，2014年開始，政府存款變動幅度則明顯超過外匯占款。

(3)波動程度明顯上升。隨著變動幅度的增加，政府存款變動額的波動程度明顯上升。2014年之前，政府存款變動額的標(biāo)準(zhǔn)差為2860.37億元，而2014—2021年9月則大幅上升至5929.15億元，明顯超過其他因素。

1.2 政府存款對基礎(chǔ)貨幣沖擊特點

本文將政府存款對基礎(chǔ)貨幣的沖擊定義為政府存款余額月度變動額的負(fù)數(shù)/基礎(chǔ)貨幣上期余額*100%。其他影響因素對基礎(chǔ)貨幣沖擊的定義類似。政府存款對基礎(chǔ)貨幣的沖擊主要呈現(xiàn)三個特點：

(1)沖擊程度較為分散。政府存款對基礎(chǔ)貨幣沖擊的平均值為-0.16%，標(biāo)準(zhǔn)差為2.14%。與政府存款更容易出現(xiàn)負(fù)向極值相對應(yīng)，政府存款對基礎(chǔ)貨幣的沖擊更容易出現(xiàn)正向極值沖擊，即政府存款更容易引起基礎(chǔ)貨幣大幅增加。政府存款對基礎(chǔ)貨幣的沖擊最為分散，其標(biāo)準(zhǔn)差均超過其他因素。

(2)沖擊程度并未明顯增加，但沖擊構(gòu)成變化較大。從縱向比較，政府存款對基礎(chǔ)貨幣的沖擊并未隨著變動幅度的上升而相應(yīng)增加。政府存款對基礎(chǔ)貨幣沖擊絕對值的平均數(shù)在2014年之前和2014年至2021年9月分別為1.6%、1.7%，但沖擊的構(gòu)成并不一樣。在2014年之前，政府存款對基礎(chǔ)貨幣的沖擊容易在每年的12月出現(xiàn)正向極值，引起基礎(chǔ)貨幣大幅增加，其他月份則較小。2014年之后，隨著基礎(chǔ)貨幣余額的顯著提升，政府存款對基礎(chǔ)貨幣的沖擊不易出現(xiàn)極值，最大值為2014年12月的5.1%，明顯小于前一階段的最大值。但由于這一階段基礎(chǔ)貨幣的余額相對穩(wěn)定、政府存款余額的增長及其變動幅度增加，政府存款對基礎(chǔ)貨幣出現(xiàn)較大沖擊的情況更為頻繁，因而拉高了整體的沖擊程度。橫向比較看，2014年之前，外匯占款對基礎(chǔ)貨幣的沖擊整體上大于政府存款，其沖擊絕對值的平均值為1.7%，大于政府存款的1.6%，而2014年至2021年9月，政府存款對基礎(chǔ)貨幣的沖擊程度反超外匯占款，外匯占款對基礎(chǔ)貨幣沖擊絕對值的平均值降至0.3%，顯著低于政府存款。

(3)沖擊的波動程度有所下降。由于上述沖擊特點，政府存款對基礎(chǔ)貨幣沖擊的波動程度有所降低。2014年之前，政府存款對基礎(chǔ)貨幣沖動的標(biāo)準(zhǔn)差為2.22，2014年至2021年9月則降至2.0。兩個時期內(nèi)，政府存款對基礎(chǔ)貨幣沖擊的波動程度均大于其他因素。

2 政府存款對貨幣供應(yīng)量的實證分析

2.1 變量選擇

一是政府存款。這里的政府存款是指存放在貨幣當(dāng)局的存款，不包括存放在商業(yè)銀行的政府存款。具體數(shù)據(jù)來自中國人民銀行網(wǎng)站貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表中的“政府存款”。二是貨幣供應(yīng)量。因為納稅主體包括企業(yè)和個人，這兩者的納稅行為都會導(dǎo)致政府存款的變化以及自身銀行存款的變化，因此為了較全面地反映政府存款變動對貨幣供應(yīng)量的影響，本文選取廣義貨幣供應(yīng)量M2作為研究對象。三是外匯占款。從我國貨幣當(dāng)局的基礎(chǔ)貨幣投放歷程來看，外匯占款對我國的基礎(chǔ)貨幣以及貨幣供應(yīng)量都有顯著影響。因此在分析貨幣供應(yīng)量的變動時，需要考慮外匯占款的影響。這一數(shù)據(jù)取自貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表中的“外匯”。四是貸款。貸款代表的是對貨幣的需求。根據(jù)貸款創(chuàng)造存款理論，貸款的發(fā)放會自動創(chuàng)造存款，進(jìn)而會增加貨幣供應(yīng)量。這一數(shù)據(jù)來自金融機(jī)構(gòu)信貸收支表中的“各項貸款”。

2.2 實證分析

從上述分析可以看出，政府存款和外匯占款的變動幅度以及對基礎(chǔ)貨幣的沖擊出現(xiàn)了逆轉(zhuǎn)。2000年1月至2013年12月，外匯占款余額的變動額對基礎(chǔ)貨幣的沖擊均高于政府存款，而在2014年1月至2021年9月，政府存款的變動對基礎(chǔ)貨幣的沖擊均明顯提升，且顯著高于外匯占款。因此，有必要分兩個樣本階段來實證分析政府存款變化對貨幣供應(yīng)量的影響。

(1)平穩(wěn)性檢驗。在對時間序列變量建模分析之前，需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果表明，四個變量都是非平穩(wěn)的，而一階差分都是平穩(wěn)的。對第二階段也進(jìn)行相同的單位根檢驗，檢驗結(jié)果與第一階段相同。

(2)協(xié)整檢驗。由于有四個變量，本文采用約翰森方法進(jìn)行協(xié)整檢驗。結(jié)果表明，在1%顯著性水平下，貨幣供應(yīng)量、外匯占款、政府存款和貸款存在一個協(xié)整關(guān)系。第二階段四個變量間也存在協(xié)整關(guān)系。

(3)構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量誤差修正模型(SVEC)。向量誤差修正模型一般構(gòu)建如下：

式中，y 表示變量所組成的K維列向量(K是變量個數(shù))，表示變量間的協(xié)整關(guān)系，表示變量間的協(xié)整關(guān)系對變量的影響程度，u表示誤差項。本文借鑒Lütkepohl(2005)的方法，將向量誤差修正模型轉(zhuǎn)化為：

其中，u =Bε，～ N (0,I)。經(jīng)過這一轉(zhuǎn)化，得到結(jié)構(gòu)性誤差，并確保結(jié)構(gòu)性誤差的方差協(xié)方差矩陣為單位矩陣。經(jīng)過進(jìn)一步轉(zhuǎn)化，可以將結(jié)構(gòu)向量誤差修正模型轉(zhuǎn)化為：

估計這一模型，需要對相應(yīng)參數(shù)施加一定的約束。由于對稱性，所估計出來的誤差項方差協(xié)方差矩陣只能提供K(K+1)/2個約束條件，而一共需要K個約束條件，因此還需要另外K(K-1)/2個約束條件才能恰好識別出結(jié)構(gòu)性沖擊對各變量的動態(tài)影響。其中，變量間的協(xié)整關(guān)系能提供r(K-r)個獨立約束條件，協(xié)整關(guān)系個數(shù)r能提供r(r-1)/2個約束條件，識別出長期沖擊能提供(K-r)(K-r-1)/2。根據(jù)這些條件，可以將代表長期影響的 ΞB 矩陣和短期影響的B矩陣表示如下：

其中，0表示施加的參數(shù)約束條件，NA表示待估計的參數(shù)。本文以貨幣供應(yīng)量、外匯占款、政府存款和貸款的次序排列進(jìn)行建模，且協(xié)整關(guān)系表示的是對貨幣供應(yīng)量的影響關(guān)系，因此代表貨幣供應(yīng)量的結(jié)構(gòu)性沖擊是沒有長期影響的，因此長期矩陣 ΞB 的第一列都為0。從長期來看，貸款需求主要是由實體經(jīng)濟(jì)的資金需求來決定，因此本文認(rèn)為外匯占款和政府存款長期對貸款需求沒有影響，據(jù)此可以將長期矩陣第四行的第二、三個元素設(shè)置為0。本文認(rèn)為政府存款長期來看是由實體經(jīng)濟(jì)、稅收政策等決定，外匯占款對政府存款沒有長期影響，這樣可以將長期矩陣第三行第二個元素設(shè)置為0。由于只有一個協(xié)整關(guān)系，因而不需要對短期矩陣B施加任何約束。

(4)基于結(jié)構(gòu)向量誤差修正模型的脈沖反應(yīng)分析。對于向量誤差修正模型，由于存在滯后變量，所以分析變量估計參數(shù)沒有意義，一般通過脈沖反應(yīng)函數(shù)來分析變量間的關(guān)系。由于本文只關(guān)注對貨幣供應(yīng)量的影響，所以只分析政府存款、外匯占款和貸款對貨幣供應(yīng)量的脈沖反應(yīng)。具體的脈沖反應(yīng)結(jié)果如圖1、圖2、圖3、圖4、圖5、圖6所示。

圖1 第一階段貨幣供應(yīng)量M2對政府存款的脈沖反應(yīng)結(jié)果

圖2 第二階段貨幣供應(yīng)量M2對政府存款的脈沖反應(yīng)結(jié)果

圖3 第一階段貨幣供應(yīng)量M2對外匯占款的脈沖反應(yīng)結(jié)果

圖4 第二階段貨幣供應(yīng)量M2對外匯占款的脈沖反應(yīng)結(jié)果

圖5 第一階段貨幣供應(yīng)量M2對貸款的脈沖反應(yīng)結(jié)果

圖6 第二階段貨幣供應(yīng)量M2對貸款的脈沖反應(yīng)結(jié)果

根據(jù)上述脈沖反應(yīng)，可以得出以下結(jié)論：

第一，從影響方向看，兩個階段政府存款對M2的影響方向均符合理論，即政府存款與廣義貨幣供應(yīng)量呈反向關(guān)系。外匯占款、貸款對M2的影響方向均符合理論。

第二，從影響程度看，比較圖1和圖2，可以看出第二階段政府存款對M2的影響較第一階段有所上升。但由于脈沖反應(yīng)結(jié)果的95%置信區(qū)間包含零，因此在兩個階段內(nèi)，政府存款對M2的影響統(tǒng)計上均不顯著。

第三，從橫向看，比較圖1和圖3，可以看出在第一階段，外匯占款對M2的影響顯著大于政府存款對M2的影響，且外匯占款對M2的影響顯著異于零。比較圖2和圖4，可以看出在第二階段，外匯占款對M2的影響也大于政府存款，但這一影響統(tǒng)計上并不顯著。從圖5和圖6可以看出，兩個階段貸款對M2的影響均顯著異于零，且影響方向均符合理論。

3 結(jié)語

本文利用因素比較和結(jié)構(gòu)誤差修正模型分析了政府存款變動對基礎(chǔ)貨幣和M2的影響，得出以下結(jié)論與啟示：

一是政府存款變動幅度和波動程度上升并未引起對基礎(chǔ)貨幣沖擊的上升，但由于貨幣政策操作框架的轉(zhuǎn)變以及其他影響因素沖擊降低，貨幣當(dāng)局更需要關(guān)注政府存款的變動。由于基礎(chǔ)貨幣余額顯著提升，政府存款變動幅度的上升并未引起對基礎(chǔ)貨幣沖擊的上升，且不像2014年之前一樣容易出現(xiàn)對基礎(chǔ)貨幣沖擊的極值。但由于貨幣當(dāng)局貨幣政策操作框架的轉(zhuǎn)變(孫國峰，2019)，基礎(chǔ)貨幣余額不像之前一樣保持較快增長，而政府存款余額的持續(xù)較快增長及其變動幅度的增加，導(dǎo)致政府存款對基礎(chǔ)貨幣出現(xiàn)較大沖擊的情況更為頻繁、密集。同時，其他影響因素變動幅度下降，對基礎(chǔ)貨幣的沖擊明顯下降。因此，在新的貨幣政策操作框架下，更需要關(guān)注政府存款余額的變動，可跟蹤監(jiān)測政府存款的變動，減少其變動對基礎(chǔ)貨幣和貨幣市場的沖擊。

二是政府存款的變動對廣義貨幣供應(yīng)量并無顯著影響。從樣本數(shù)據(jù)看，政府存款變動對廣義貨幣供應(yīng)量并無顯著影響，在變動幅度和波動程度上升的情況下，政府存款對廣義貨幣供應(yīng)量無顯著影響。另外，外匯占款對我國廣義貨幣供應(yīng)量的影響已明顯減弱，結(jié)合廣義貨幣供應(yīng)量對貸款的脈沖反應(yīng)，可以看出目前我國貨幣供應(yīng)量的增長主要由我國內(nèi)部決定，并內(nèi)生于我國經(jīng)濟(jì)的資金需求。因此，當(dāng)前貨幣當(dāng)局在分析廣義貨幣供應(yīng)量的變動時，更多應(yīng)考慮經(jīng)濟(jì)內(nèi)生的資金需求以及由此驅(qū)動的貸款增長。