政府存款波动上升对基础货币和货币供应量的影响研究

周昂

(中国人民银行杭州中心支行 浙江杭州 310001)

近年来，我国政府存款持续快速增长，2021年前三季度月均余额更是创下历史新高。在规模攀升的同时，我国政府存款的变动幅度和波动程度均明显上升，并逐渐超过外汇占款等其他央行资产负债表中的项目。政府存款是财政政策和货币政策的一个重要连接点，其变动不仅体现了财政的收支行为，也会对基础货币等产生影响。因此，有必要分析我国政府存款变动对基础货币和广义货币供应量的影响是否相应上升。现有文献关于政府存款对基础货币的影响结论较为一致，如陈建奇(2007)、张晓斌(2016)等基于央行资产负债表分析认为，政府存款的变动对基础货币的影响较为直接，且会引起基础货币的等量反向变动。由于货币供应量是基于商业银行信用派生的，因此政府存款变动虽然会引起基础货币的即期反向变动，但对货币供应量的影响链条则相对较长，影响显著性方面也需要实证分析来确定。现有文献大都通过构建向量误差修正模型来实现，如陈建奇、李金珊、张原(2007)通过建立包含政府存款、货币供应量的向量误差修正模型分析政府存款对货币供应量的动态影响，认为短期内政府存款变化会引起货币供给发生显著的反向变化。

现有文献实证分析政府存款对货币供应量的影响时存在一些不足。首先在影响变量的选择上，只是简单地将政府存款和货币供应量纳入模型，而没有考虑其他变量的影响，这样可能会造成估计偏差。其次，现有文献一般通过Cholesky分解来识别、估计模型，再进行脉冲响应分析，这样处理残差项意味着变量间存在递归关系，这并不符合理论上变量间的关系，以此计算的脉冲响应结果可能是错误的。本文对这两个不足进行完善，根据货币供应量的理论影响因素，将外汇占款、政府存款、贷款和货币供应量等变量纳入模型中，分析政府存款对货币供应量的影响，同时构建结构向量误差修正模型来消除残差间的同期关系，并通过变量间的理论关系施加约束来识别、估计系数，进而实施脉冲响应分析。

1 政府存款对基础货币影响的实证分析

由于政府存款对基础货币的影响是直接的、即期的，因此本文主要通过变动分解来实证分析政府存款变动对基础货币的影响。本文选取“外汇占款”“政府存款”“对政府债权”“对其他存款性公司债权”“对其他金融性公司债权”“发行债券”6个因素来比较分析。其中，“外汇占款”“对政府债权”“对其他存款性公司债权”“对其他金融性公司债权”增加都会引起基础货币等量增加，“政府存款”“发行债券”增加则会导致基础货币等量减少。本文选取上述变量的2000—2021年9月的月度数据进行分析，样本数据来自中国人民银行官网。

1.1 政府存款变动特点

(1)变动较为分散。政府存款月度变动平均值为169.47亿元，标准差为4210.87亿元，极值差将近3万亿元，且更容易出现负向的极值变动，月度环比减少规模超过3000亿元的样本值占15.4%。从横向变化看，政府存款也是这6个因素中变动最为分散的。

(2)变动幅度明显增加。从纵向变化看，政府存款余额月度变动整体呈上升趋势。2014年以来，政府存款月度变动明显上升，2014年之前变动绝对值的平均值为1773.73亿元，2014—2021年9月变动绝对值的平均值为4848.74亿元，出现较大变动的情况更加频繁，不仅在每年的12月出现，其他月份也会出现，而2014年之前一般只会在每年12月出现。与其他影响因素比较，2014年之前政府存款变动幅度总体小于外汇占款，2014年开始，政府存款变动幅度则明显超过外汇占款。

(3)波动程度明显上升。随着变动幅度的增加，政府存款变动额的波动程度明显上升。2014年之前，政府存款变动额的标准差为2860.37亿元，而2014—2021年9月则大幅上升至5929.15亿元，明显超过其他因素。

1.2 政府存款对基础货币冲击特点

本文将政府存款对基础货币的冲击定义为政府存款余额月度变动额的负数/基础货币上期余额*100%。其他影响因素对基础货币冲击的定义类似。政府存款对基础货币的冲击主要呈现三个特点：

(1)冲击程度较为分散。政府存款对基础货币冲击的平均值为-0.16%，标准差为2.14%。与政府存款更容易出现负向极值相对应，政府存款对基础货币的冲击更容易出现正向极值冲击，即政府存款更容易引起基础货币大幅增加。政府存款对基础货币的冲击最为分散，其标准差均超过其他因素。

(2)冲击程度并未明显增加，但冲击构成变化较大。从纵向比较，政府存款对基础货币的冲击并未随着变动幅度的上升而相应增加。政府存款对基础货币冲击绝对值的平均数在2014年之前和2014年至2021年9月分别为1.6%、1.7%，但冲击的构成并不一样。在2014年之前，政府存款对基础货币的冲击容易在每年的12月出现正向极值，引起基础货币大幅增加，其他月份则较小。2014年之后，随着基础货币余额的显著提升，政府存款对基础货币的冲击不易出现极值，最大值为2014年12月的5.1%，明显小于前一阶段的最大值。但由于这一阶段基础货币的余额相对稳定、政府存款余额的增长及其变动幅度增加，政府存款对基础货币出现较大冲击的情况更为频繁，因而拉高了整体的冲击程度。横向比较看，2014年之前，外汇占款对基础货币的冲击整体上大于政府存款，其冲击绝对值的平均值为1.7%，大于政府存款的1.6%，而2014年至2021年9月，政府存款对基础货币的冲击程度反超外汇占款，外汇占款对基础货币冲击绝对值的平均值降至0.3%，显著低于政府存款。

(3)冲击的波动程度有所下降。由于上述冲击特点，政府存款对基础货币冲击的波动程度有所降低。2014年之前，政府存款对基础货币冲动的标准差为2.22，2014年至2021年9月则降至2.0。两个时期内，政府存款对基础货币冲击的波动程度均大于其他因素。

2 政府存款对货币供应量的实证分析

2.1 变量选择

一是政府存款。这里的政府存款是指存放在货币当局的存款，不包括存放在商业银行的政府存款。具体数据来自中国人民银行网站货币当局资产负债表中的“政府存款”。二是货币供应量。因为纳税主体包括企业和个人，这两者的纳税行为都会导致政府存款的变化以及自身银行存款的变化，因此为了较全面地反映政府存款变动对货币供应量的影响，本文选取广义货币供应量M2作为研究对象。三是外汇占款。从我国货币当局的基础货币投放历程来看，外汇占款对我国的基础货币以及货币供应量都有显著影响。因此在分析货币供应量的变动时，需要考虑外汇占款的影响。这一数据取自货币当局资产负债表中的“外汇”。四是贷款。贷款代表的是对货币的需求。根据贷款创造存款理论，贷款的发放会自动创造存款，进而会增加货币供应量。这一数据来自金融机构信贷收支表中的“各项贷款”。

2.2 实证分析

从上述分析可以看出，政府存款和外汇占款的变动幅度以及对基础货币的冲击出现了逆转。2000年1月至2013年12月，外汇占款余额的变动额对基础货币的冲击均高于政府存款，而在2014年1月至2021年9月，政府存款的变动对基础货币的冲击均明显提升，且显著高于外汇占款。因此，有必要分两个样本阶段来实证分析政府存款变化对货币供应量的影响。

(1)平稳性检验。在对时间序列变量建模分析之前，需要进行平稳性检验。检验结果表明，四个变量都是非平稳的，而一阶差分都是平稳的。对第二阶段也进行相同的单位根检验，检验结果与第一阶段相同。

(2)协整检验。由于有四个变量，本文采用约翰森方法进行协整检验。结果表明，在1%显著性水平下，货币供应量、外汇占款、政府存款和贷款存在一个协整关系。第二阶段四个变量间也存在协整关系。

(3)构建结构向量误差修正模型(SVEC)。向量误差修正模型一般构建如下：

式中，y 表示变量所组成的K维列向量(K是变量个数)，表示变量间的协整关系，表示变量间的协整关系对变量的影响程度，u表示误差项。本文借鉴Lütkepohl(2005)的方法，将向量误差修正模型转化为：

其中，u =Bε，～ N (0,I)。经过这一转化，得到结构性误差，并确保结构性误差的方差协方差矩阵为单位矩阵。经过进一步转化，可以将结构向量误差修正模型转化为：

估计这一模型，需要对相应参数施加一定的约束。由于对称性，所估计出来的误差项方差协方差矩阵只能提供K(K+1)/2个约束条件，而一共需要K个约束条件，因此还需要另外K(K-1)/2个约束条件才能恰好识别出结构性冲击对各变量的动态影响。其中，变量间的协整关系能提供r(K-r)个独立约束条件，协整关系个数r能提供r(r-1)/2个约束条件，识别出长期冲击能提供(K-r)(K-r-1)/2。根据这些条件，可以将代表长期影响的 ΞB 矩阵和短期影响的B矩阵表示如下：

其中，0表示施加的参数约束条件，NA表示待估计的参数。本文以货币供应量、外汇占款、政府存款和贷款的次序排列进行建模，且协整关系表示的是对货币供应量的影响关系，因此代表货币供应量的结构性冲击是没有长期影响的，因此长期矩阵 ΞB 的第一列都为0。从长期来看，贷款需求主要是由实体经济的资金需求来决定，因此本文认为外汇占款和政府存款长期对贷款需求没有影响，据此可以将长期矩阵第四行的第二、三个元素设置为0。本文认为政府存款长期来看是由实体经济、税收政策等决定，外汇占款对政府存款没有长期影响，这样可以将长期矩阵第三行第二个元素设置为0。由于只有一个协整关系，因而不需要对短期矩阵B施加任何约束。

(4)基于结构向量误差修正模型的脉冲反应分析。对于向量误差修正模型，由于存在滞后变量，所以分析变量估计参数没有意义，一般通过脉冲反应函数来分析变量间的关系。由于本文只关注对货币供应量的影响，所以只分析政府存款、外汇占款和贷款对货币供应量的脉冲反应。具体的脉冲反应结果如图1、图2、图3、图4、图5、图6所示。

图1 第一阶段货币供应量M2对政府存款的脉冲反应结果

图2 第二阶段货币供应量M2对政府存款的脉冲反应结果

图3 第一阶段货币供应量M2对外汇占款的脉冲反应结果

图4 第二阶段货币供应量M2对外汇占款的脉冲反应结果

图5 第一阶段货币供应量M2对贷款的脉冲反应结果

图6 第二阶段货币供应量M2对贷款的脉冲反应结果

根据上述脉冲反应，可以得出以下结论：

第一，从影响方向看，两个阶段政府存款对M2的影响方向均符合理论，即政府存款与广义货币供应量呈反向关系。外汇占款、贷款对M2的影响方向均符合理论。

第二，从影响程度看，比较图1和图2，可以看出第二阶段政府存款对M2的影响较第一阶段有所上升。但由于脉冲反应结果的95%置信区间包含零，因此在两个阶段内，政府存款对M2的影响统计上均不显著。

第三，从横向看，比较图1和图3，可以看出在第一阶段，外汇占款对M2的影响显著大于政府存款对M2的影响，且外汇占款对M2的影响显著异于零。比较图2和图4，可以看出在第二阶段，外汇占款对M2的影响也大于政府存款，但这一影响统计上并不显著。从图5和图6可以看出，两个阶段贷款对M2的影响均显著异于零，且影响方向均符合理论。

3 结语

本文利用因素比较和结构误差修正模型分析了政府存款变动对基础货币和M2的影响，得出以下结论与启示：

一是政府存款变动幅度和波动程度上升并未引起对基础货币冲击的上升，但由于货币政策操作框架的转变以及其他影响因素冲击降低，货币当局更需要关注政府存款的变动。由于基础货币余额显著提升，政府存款变动幅度的上升并未引起对基础货币冲击的上升，且不像2014年之前一样容易出现对基础货币冲击的极值。但由于货币当局货币政策操作框架的转变(孙国峰，2019)，基础货币余额不像之前一样保持较快增长，而政府存款余额的持续较快增长及其变动幅度的增加，导致政府存款对基础货币出现较大冲击的情况更为频繁、密集。同时，其他影响因素变动幅度下降，对基础货币的冲击明显下降。因此，在新的货币政策操作框架下，更需要关注政府存款余额的变动，可跟踪监测政府存款的变动，减少其变动对基础货币和货币市场的冲击。

二是政府存款的变动对广义货币供应量并无显著影响。从样本数据看，政府存款变动对广义货币供应量并无显著影响，在变动幅度和波动程度上升的情况下，政府存款对广义货币供应量无显著影响。另外，外汇占款对我国广义货币供应量的影响已明显减弱，结合广义货币供应量对贷款的脉冲反应，可以看出目前我国货币供应量的增长主要由我国内部决定，并内生于我国经济的资金需求。因此，当前货币当局在分析广义货币供应量的变动时，更多应考虑经济内生的资金需求以及由此驱动的贷款增长。