存于央行的国库现金对货币政策的影响

叶晓东 杜金岷

暨南大学 经济学院，广东 广州 510632

改革开放以来，随着国库管理制度的不断深化与完善，中国国库现金的存量和增量也在不断的增加，由2001年的3000多亿元，增加到2013年的20000多亿元，实现了质的飞跃。巨额的国库现金一方面体现了中国经济发展的丰硕成果，另一方面也带来一些现实的问题，即由于国库现金的低效管理带来的时间价值损失，和对整个宏观经济的不确定影响。因此，在现阶段研究国库现金相关的问题，对中国总体的经济发展有十分重要的理论和现实意义。本文将着重研究存于央行的国库现金对货币政策的影响。

一、文献回顾

Dobson(1968)［1］在研究中指出，只要地方政府的闲置国库现金购买债券的收益低于将其存于银行而获得的利息收入和增加的税收收入之和，地方政府必将闲置的国库现金存放到商业银行中去。Aronson(1968)［2］与 Wheeler(1972)［3］认为，由于综合效益的存在，存于银行的国库现金对贷款投资增加的影响有限，所以将闲置的国库现金存于银行并不能达到理想的效果。Cooper(1972)［4］认为，如果银行信贷是完全自由流动的，当地的经济就不再是封闭的，那么闲置的国库现金存于银行就未必是有利的。Dobson(1973)［5］持相反的意见，他在研究中用经验证明了银行的区域化和地区间的利率差异。对闲置的国库现金投资的争论一直没有停息，各国在实务操作中也存在着很大的差异，主要分为货币市场投资与商业银行投资两种。不同的投资方式必将对货币政策产生不同的影响。

Haywood(1967)［6］在研究中指出，政府将大量的国库现金存于商业银行，则商业银行的流动性被强制改变，从而迫使商业银行调整资产负债结构，最终将影响传递给信贷业务。Verbrugge(1973)［7］持相同的观点，认为银行吸纳国库现金将导致信贷规模的萎缩。Acheson(1977)［8］通过对加拿大国库现金分配的研究，得出了国库现金存于商业银行将间接的影响货币政策有效性的结论。

Mattson et al．(1990)［9］通过对经验数据研究指出，国库现金和企业在实际投资中对资产种类的选择没有太大的区别，因此闲置国库现金在货币市场的投资运作可以间接的提高货币政策的有效性。Bunch(1999)［10］对Orange州地方政府的投资进行了研究，得出了大量的闲置国库现金投资严重影响货币市场和银行体系稳定性的结论。Lynch，Shamsub and Onwujuba(2002)［11］在研究中指出，1990 ～2000 年期间，美国许多地方政府对闲置国库现金的投资都是失败的，造成了严重的损失，对货币政策的实施产生了消极的影响。Heckman and Wood(2005)［12］在研究中指出，大量国库现金投资于货币市场，无论从深度上还是广度上都将使货币市场发生巨大的变化，进而导致公开市场操作被影响。

国外学者对国库现金影响货币政策的研究，已经累积了众多的有借鉴意义的成果。但是，现阶段，国内学者对此领域的研究开展的还不够，只有少量的文献对相关问题进行了探讨。目前，中国国库现金管理是连接货币政策与财政政策的纽带，财政部门以效用最大化为前提条件的国库现金收支政策和中央银行保持币值稳定的货币政策不可避免的发生了冲突。随着中国国库现金的存量和增量不断的增大，国库现金对货币政策的影响越来越大，贾康等(2003)［13］、何明霞(2005)［14］、王雪阳(2005)［15］对此问题进行了定性分析;陈建奇等(2009)［16］、丁胜利(2011)［17］、吴金友(2011)［18］、董萍(2012)［19］对此问题进行了实证分析。

从以上对文献的梳理可以看出，国库现金的处理必将对货币政策产生影响。本文利用2002～2012年的月度数据，实证分析了存于中央银行的国库现金对货币政策的影响，以深化对这一问题的研究。这不仅有助于国库现金的管理，而且有助于财政部门和中央银行宏观经济政策的协调。

二、理论分析

(一)国库集中支付制度及其对货币政策的影响

国库集中支付制度是“以国库单一账户为基础、资金缴拨以国库集中支付为主要形式的集中收付制度”。其优点是:首先有利于货币政策与财政政策的协调运作，大量闲散资金集中到国库，方便统筹安排;其次有利于中央和地方及时准确的掌握财政资金状况，便于为统一的宏观经济目标服务;最后有利于国库资金从商业银行回流中央银行，相应的降低流动性，加强了中央银行的控制力。

国库现金的流入与流出直接的决定了非银行公众持有的现金量及金融机构的存款准备金量，这将导致基础货币数量的变化。另外财政预算资金在中央银行的多寡，会影响商业银行的信贷资金数量，间接的导致基础货币的变化。

(二)国库现金管理对货币政策的影响

首先，国库现金的管理可采取市场化的方式，如此操作必将对利率产生重大影响。由于借贷是竞争性的，同时利率能够反映商业银行的资金需求，因此财政部门就等同于直接参与市场交易，从而有可能直接影响货币的市场利率。

其次，政府可以取消法定准备金率，这样政府就可以在中央银行、商业银行、市场之间转移国库资金，这必将对中央银行的基础货币调控产生未知的影响。如此操作，会使中央银行的预算收支金额扩大，因此加大了中央银行货币政策的波动性。

最后，政府对国库现金的操作，可采取先地方分散操作、后中央集中操作的方法。这么做兼顾了地方和中央的意愿，即有利于调动地方政府的积极性，又有利于提高资金的运作效率。地方国库现金操作的分散性会加大中央银行货币政策的波动性，但是中央的集中操作，又会将波动性控制在可接受范围内。

三、模型设定和数据来源

(一)变量选取

1．存于中央银行的国库现金。国库现金可以存于中央银行或者是商业银行，只有存于中央银行的部分，才会对货币政策产生直接有效的影响，所以本文这个变量的选择更加具有现实意义。存于中央银行的国库现金，在数值上等同于中央银行的政府存款。

2．货币供应量。按照中国货币当局对外发布的数据，将货币供应量分为三个层:流通中的现金、狭义货币供应量和广义货币供应量。本文将分别探讨存于中央银行的国库现金与三个层次货币供应量的关系，以便得出更加客观的结论。

(二)模型设定

本文基于时间序列数据，使用协整回归的分析方法探讨存于中央银行的国库现金与货币供应量的关系。因为 JJ(Jo－hansen－Juselius)协整检验(Johansen et al．，1990［20］;Johansen，1991［21］)比 Engle －Granger两步法检验更加稳健，所以下文中的协整检验方法利用基于回归系数的JJ协整检验。因此，相关的VECM模型(误差修正模型)如下:

主要检验变量之间的长期协整关系，所以模型中没有考虑短期因素。其中，下标t表示时间。TR表示存于中央银行的国库现金，M0表示流通中的现金，在模型中将TR和M0做了对数化处理，C表示常数项。参数α表示调整速度，与参数α相乘的括号内的方程表示长期均衡关系。当α的值显著时，解释变量才能成为因变量的Granger因。存于中央银行的国库现金与其他两个层次的货币供应量之间的模型同上。

(三)数据来源与描述性分析

本文数据来源于《中国人民银行年报》、《中国人民银行统计季报》、《中国金融年鉴》、中国人民网站http://www．pbc．gov．cn公布的数据和Wind资讯数据库。为了尽可能的增加样本数量，本文选取了2002年1月～2012年12月的月度数据。为了降低数据的波动幅度，对变量进行了对数化处理。

为了分析方便，对上述调整后的相关变量进行定义，流通中的现金的对数表示为LNM0，狭义货币供应量的对数表示为LNM1，广义货币供应量的对数表示为LNM2，存于中央银行的国库现金的对数表示为LNTR。上述各从新定义变量的一阶差分项，分别记作 DLNTR、DLNM0、DLNM1、DLNM2。表 1 描述了 LNTR、LNM0、LNM1、LNM2、DLNTR、DLNM0、DLNM1、DLNM2 的统计性质。

表1 LNTR、LNM0、LNM1、LNM2、DLNTR、DLNM0、DLNM1、DLNM2 的统计性质

LNTR、LNM0、LNM1、LNM2的关系由图1给出，其相应的增长率参见图2和图3。从图1可以粗略地判断，LNTR、LNM0、LNM1、LNM2均显得不平稳。从图2和图3可以看出，DLNTR、DLNM0、DLNM1、DLNM2都显得比较平稳，LNTR可能分别与后三列数据存在一阶协整关系。

四、实证分析

(一)单位根检验

由于LNTR、LNM0、LNM1和LNM2都是时间序列数据，必须先检验这些变量的平稳性，表2列出了ADF的检验值、检验“存在单位根”这一原假设时相应的p值以及检验结果。检验结果显示，LNTR、LNM0、LNM1及LNM2均不平稳，其相应的一阶差分DLNTR、DLNM0、DLNM1及DLNM2都是平稳的。这说明LNTR、LNM0、LNM1及LNM2均为同阶单整I(1)，因此变量间可能存在协整关系。

表2 变量单位根检验结果

(二)协整分析

表3分别对LNTR与LNMO、LNTR与LNM1、LNTR与LNM2在2002～2012年间的协整关系结果进行了列示。

表3 分别检验LNTR与LNM0、LNTR与LNM1、LNTR与LNM2之间协整关系的统计结果

从表3可以看出，存于央行的国库现金分别与流通中现金、狭义货币供应量之间具有双向的因果关系，但是存于央行的国库现金与广义货币供应量之间并不存在长期均衡关系。

由此可以归纳，在2002～2012年，存于央行的国库现金只对流通中的现金和狭义货币供应量产生影响，并且影响是正向的;同时，流通中的现金和狭义货币供应量也对存于央行的国库现金有影响，并且影响是负向的。

(三)脉冲反应函数

由于LNTR与LNM1之间的长期均衡关系没有通过相关的检验，所以这里仅列示2002－2012年间LNTR与LNM0的脉冲反应函数。

图4和图5是2002～2012年间的LNTR与LNM0之间的脉冲反应函数图。图4是一个单位的LNTR冲击对LNM0的长期动态影响;图5是一个单位的LNM0冲击对LNTR的长期动态影响。反应期限设定为36个月，使用乔利斯基分解(Cholesky decomposition)方法计算正交残差。从图4可以看到，第一个月一单位的LNTR的上升将引起后续LNM0的先迅速减小再迅速增加，然后经过一段时间的调整，大约在15个月后，使LNM0稳定在0．008左右。从图5可以看到，第一个月一单位的LNM0的上升将引起后续LNTR的曲折上升，在8个月左右达到最大值，然后略有下降，大约在15个月后，使LNTR稳定在0．022左右。这说明从长期来看，存于央行的国库现金与流通中的现金彼此之间都有长期而持久的正影响。

(四)相关检验

(1)检验LNTR与LNM0之间协整方程的稳定性，基于协整关系残差的ADF检验。残差的ADF检验统计量为－3．708，检验p值为0．0040，因此协整方程是平稳的。(2)检验LNTR与LNM0之间协整个数的设定是否合理，如表4和图6所示，协整个数设定合理。(3)检验残差是否服从正太分布。残差的正太性检验没有通过，不过JJ方法具有鲁棒性，对非正态性分布的残差也同样适用(Gonzalo，1994［22］)。(4)检验残差序列是否存在序列相关。对模型残差1到4阶滞后的拉格朗日乘子检验都不能拒绝无自相关的原假设，这说明所作的模型滞后阶数的选择是合理的，残差序列不存在序列相关。

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五、结论及政策建议

对存于央行的国库现金与货币供应量之间的关系进行了实证分析，得出以下结论。第一，存于央行的国库现金与流通中的现金存在稳定的长期均衡关系，存于央行的国库现金增加拉动流通中的现金增加。第二，存于央行的国库现金与狭义的货币供应量之间的长期均衡关系无法通过相关检验。第三，存于央行的国库现金与广义的货币供应量之间不存在长期的均衡关系。综上所述，说明存于央行的国库现金仅仅对流通中的现金有正向的拉动关系。因此，将国库现金存于央行，会影响流通中的现金流，进而影响货币政策的实施。

现阶段，中国经济增速放缓、国内有通胀的压力、国际上有人民币升值压力，因此要求中国政府采取稳健的货币政策;同时经过30多年改革开放的积累，国库存款余额不断增加，对国库现金的处理将直接的影响货币政策的实施效果。因此，从本文的研究结论可知，当存于央行的国库现金数量保持稳定或者略微增加时，能够促使流通中的现金也基本保持稳定或者略微增加，有利于公开市场业务的执行，便于完成央行稳健货币政策的目标。

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