我國存款準備金政策的區域效果研究

柳絲云，褚曉飛，吳昊

摘 要：本文通過建立二元回歸模型，對不同地區45家樣本公司進行實證分析，結果顯示我國東中西部地區企業對存款準備金率變化的反應存在很大的差別，基本呈東、中、西遞減的狀況，存款準備金政策對西部地區的作用微弱，而對中東部地區的作用顯著，其中對東部地區的影響最強，進而顯示出在上市公司這一微觀視角下我國存款準備金政策確實存在效果上的區域差異性。

關鍵詞：存款準備金政策；地區；上市公司；股價

0 引言

我國中央銀行自1984年專門行使中央銀行職能后開始實行存款準備金制度，存款準備金率根據宏觀經濟形勢和貨幣供求狀況進行調整。就目前來看，我國實施的存款準備金政策在全國是統一的。但是由于歷史原因、資源分布、產業結構、地理位置等因素，我國各地區的經濟發展水平存在顯著差異，因此從理論上講，全國統一的存款準備金政策對各地區很難發揮相同的效果，而事實如何？本文將用實證的方法，從上市公司這一微觀視角論證我國存款準備金政策是否存在效果上的區域差異性以及原因。

1 實證研究框架設計

本文采用回歸分析法研究存款準備金率的變動對不同地區上市公司股價的影響，從不同地區選取代表性上市公司共45家作為樣本，依次對樣本公司的數據進行OLS回歸分析，得到一系列影響系數，進而得出存款準備金率的變動對不同地區上市公司股價影響的強弱，從而論證在該視角下我國存款準備金政策是否存在效果上的區域差異性。

考慮到大盤指數能夠對個股產生不同程度的影響，也能夠在一定程度上反映宏觀經濟狀況、經濟周期等非調控因素，本文選取樣本公司股價作為被解釋變量，選取存款準備金率和樣本公司對應的上證/深證指數作為解釋變量。設二元回歸模型如下：

Yi=β0+β1X1+β2X2+μ

其中，Yi為樣本公司股票價格，X1為存款準備金率，X2為大盤指數，β0為常數項，μ為誤差項。對模型的參數估計采用F檢驗和t檢驗。

鑒于我國法定存款準備金率在2011年調整了7次，是近年來調整次數最多的年份，具有很高的代表性，因此選取2011年準備金率的日度數據，相應的選取2011年樣本公司和上 證綜合指數/深圳成分股指數每個交易日的收盤價。

2 實證結果分析

本文采用中國國家統計局的劃分方法，將全國劃分為東部、中部、西部和東北四大地區。在樣本公司的選擇上，選取2011年由中聯控股集團、上市公司協會和國資委專家共同編制的《上市公司業績評價報告》的中聯百強企業，這些企業具有超越上市公司平均水平的業績和成長性，在各地區有較高的代表性。此外，由于東北百強企業只有一家，樣本容量過少，將其剔除，最終選取東部15家、中部12家、西部8家樣本公司進行分析。應用eviews6.0軟件對相關數據進行OLS分析，即可得到相應影響系數。實證結果統計如下：

從整體上看，中部和東部地區β1均值分別為-0.565和-0.860，遠高于西部地區的均值-0.035，在各地區絕對值均值的比較中，西部和中東部地區分別是1.439、1.639和2.261，通過以上實證結果可以看出，我國東中西部地區對存款準備金率的反應存在很大的差別，基本呈東、中、西遞減的狀況，存款準備金率對西部地區的影響最弱。在波動幅度上，東部地區的波動幅度最大，中部地區次之，而西部地區的波動幅度最??；在最大值比較中，東部地區的最大值絕對值和最小值絕對值均高于其他地區，這也說明東部地區受到的影響要大于其他地區。

3 原因分析

從上市公司這一視角看，統一的貨幣政策在不同地區執行產生如此不同的經濟效果，究其原因應與傳導的環境與傳導過程有關。由于地區間在金融發展水平上的差異，因此在傳導過程中必然存在明顯差別，從而引起存款準備金政策在不同地區的不同表現。我國存款準備金政策的傳導路徑可以表示為：中央銀行→貨幣市場→金融機構→企業和個人→宏觀經濟，可以看出金融機構在政策傳導中具有不可替代的地位，因此存款準備金政策的效應很大程度上取決于金融機構的行為和狀況，在不同地區，銀行等金融機構規模和數量不同、市場化程度不同，會對存款準備金政策的效應產生不同程度的影響[1]。事實上，我國金融機構資產和存貸款分布存在著明顯的區域差異，從表2可以看出，2011年東部地區集中了我國59.1%的存款資源和59.4%的貸款資源，分別達到了47.4萬億元和33.3萬億元，中西部地區存款余額分別占全國總量的15.6%和18.3%，貸款余額分別占比14.7%和18.8%；東部地區的金融相關率為3.0（本文以存貸款之和與GDP的比值來表示金融相關率），說明東部地區實體經濟與貨幣資本市場聯系更為緊密，金融發展水平明顯高于其他地區。另外，2011年年末我國銀行業金融機構網點共計20萬個，從業人員319.1萬人，資產總額105.8萬億元，其中有39%的金融機構、43.7%的從業人員和60.2%的金融資產分布在東部地區，各項指標均遠超其他地區。

無論是從存貸款余額、資產總額等總量指標，還是從金融機構占比、從業人數占比等比重指標，均可發現我國東部地區金融市場較中西部地區發達，較為完善的金融市場為存款準備金政策的高效執行奠定了基礎[2]。

4 結論

存款準備金政策需要通過傳導機制才能發揮效用，由于經濟水平的差異，各地區的傳導渠道和傳導的通暢程度有所不同，使得全國統一的存款準備金政策在不同地區存在不同的實施效果[3]。實證分析結果表明：我國東中西部地區對存款準備金率的反應存在很大的差別，基本呈東、中、西遞減的狀況，東部地區受到的影響要大于其他地區，存款準備金率對西部地區的影響最弱。說明在上市公司這一微觀視角上，我國存款準備金政策確實存在效果上的區域差異性。

參考文獻：

[1]劉丞丞，崔真.我國貨幣政策區域效應的實證分析：1985-2009[J].財經論壇，2010，9：180-182.

[2]戚夢娜.中國貨幣政策的區域效應——基于地區產出的實證研究[D].杭州：浙江大學，2011.

[3]余屈.中國貨幣政策效果的區域差異性[D].成都：西南財經，2007.

基金項目：河南科技大學研究生創新基金項目（CXJJ-S004）endprint

摘 要：本文通過建立二元回歸模型，對不同地區45家樣本公司進行實證分析，結果顯示我國東中西部地區企業對存款準備金率變化的反應存在很大的差別，基本呈東、中、西遞減的狀況，存款準備金政策對西部地區的作用微弱，而對中東部地區的作用顯著，其中對東部地區的影響最強，進而顯示出在上市公司這一微觀視角下我國存款準備金政策確實存在效果上的區域差異性。

關鍵詞：存款準備金政策；地區；上市公司；股價

0 引言

我國中央銀行自1984年專門行使中央銀行職能后開始實行存款準備金制度，存款準備金率根據宏觀經濟形勢和貨幣供求狀況進行調整。就目前來看，我國實施的存款準備金政策在全國是統一的。但是由于歷史原因、資源分布、產業結構、地理位置等因素，我國各地區的經濟發展水平存在顯著差異，因此從理論上講，全國統一的存款準備金政策對各地區很難發揮相同的效果，而事實如何？本文將用實證的方法，從上市公司這一微觀視角論證我國存款準備金政策是否存在效果上的區域差異性以及原因。

1 實證研究框架設計

本文采用回歸分析法研究存款準備金率的變動對不同地區上市公司股價的影響，從不同地區選取代表性上市公司共45家作為樣本，依次對樣本公司的數據進行OLS回歸分析，得到一系列影響系數，進而得出存款準備金率的變動對不同地區上市公司股價影響的強弱，從而論證在該視角下我國存款準備金政策是否存在效果上的區域差異性。

考慮到大盤指數能夠對個股產生不同程度的影響，也能夠在一定程度上反映宏觀經濟狀況、經濟周期等非調控因素，本文選取樣本公司股價作為被解釋變量，選取存款準備金率和樣本公司對應的上證/深證指數作為解釋變量。設二元回歸模型如下：

Yi=β0+β1X1+β2X2+μ

其中，Yi為樣本公司股票價格，X1為存款準備金率，X2為大盤指數，β0為常數項，μ為誤差項。對模型的參數估計采用F檢驗和t檢驗。

鑒于我國法定存款準備金率在2011年調整了7次，是近年來調整次數最多的年份，具有很高的代表性，因此選取2011年準備金率的日度數據，相應的選取2011年樣本公司和上 證綜合指數/深圳成分股指數每個交易日的收盤價。

2 實證結果分析

本文采用中國國家統計局的劃分方法，將全國劃分為東部、中部、西部和東北四大地區。在樣本公司的選擇上，選取2011年由中聯控股集團、上市公司協會和國資委專家共同編制的《上市公司業績評價報告》的中聯百強企業，這些企業具有超越上市公司平均水平的業績和成長性，在各地區有較高的代表性。此外，由于東北百強企業只有一家，樣本容量過少，將其剔除，最終選取東部15家、中部12家、西部8家樣本公司進行分析。應用eviews6.0軟件對相關數據進行OLS分析，即可得到相應影響系數。實證結果統計如下：

從整體上看，中部和東部地區β1均值分別為-0.565和-0.860，遠高于西部地區的均值-0.035，在各地區絕對值均值的比較中，西部和中東部地區分別是1.439、1.639和2.261，通過以上實證結果可以看出，我國東中西部地區對存款準備金率的反應存在很大的差別，基本呈東、中、西遞減的狀況，存款準備金率對西部地區的影響最弱。在波動幅度上，東部地區的波動幅度最大，中部地區次之，而西部地區的波動幅度最??；在最大值比較中，東部地區的最大值絕對值和最小值絕對值均高于其他地區，這也說明東部地區受到的影響要大于其他地區。

3 原因分析

從上市公司這一視角看，統一的貨幣政策在不同地區執行產生如此不同的經濟效果，究其原因應與傳導的環境與傳導過程有關。由于地區間在金融發展水平上的差異，因此在傳導過程中必然存在明顯差別，從而引起存款準備金政策在不同地區的不同表現。我國存款準備金政策的傳導路徑可以表示為：中央銀行→貨幣市場→金融機構→企業和個人→宏觀經濟，可以看出金融機構在政策傳導中具有不可替代的地位，因此存款準備金政策的效應很大程度上取決于金融機構的行為和狀況，在不同地區，銀行等金融機構規模和數量不同、市場化程度不同，會對存款準備金政策的效應產生不同程度的影響[1]。事實上，我國金融機構資產和存貸款分布存在著明顯的區域差異，從表2可以看出，2011年東部地區集中了我國59.1%的存款資源和59.4%的貸款資源，分別達到了47.4萬億元和33.3萬億元，中西部地區存款余額分別占全國總量的15.6%和18.3%，貸款余額分別占比14.7%和18.8%；東部地區的金融相關率為3.0（本文以存貸款之和與GDP的比值來表示金融相關率），說明東部地區實體經濟與貨幣資本市場聯系更為緊密，金融發展水平明顯高于其他地區。另外，2011年年末我國銀行業金融機構網點共計20萬個，從業人員319.1萬人，資產總額105.8萬億元，其中有39%的金融機構、43.7%的從業人員和60.2%的金融資產分布在東部地區，各項指標均遠超其他地區。

無論是從存貸款余額、資產總額等總量指標，還是從金融機構占比、從業人數占比等比重指標，均可發現我國東部地區金融市場較中西部地區發達，較為完善的金融市場為存款準備金政策的高效執行奠定了基礎[2]。

4 結論

存款準備金政策需要通過傳導機制才能發揮效用，由于經濟水平的差異，各地區的傳導渠道和傳導的通暢程度有所不同，使得全國統一的存款準備金政策在不同地區存在不同的實施效果[3]。實證分析結果表明：我國東中西部地區對存款準備金率的反應存在很大的差別，基本呈東、中、西遞減的狀況，東部地區受到的影響要大于其他地區，存款準備金率對西部地區的影響最弱。說明在上市公司這一微觀視角上，我國存款準備金政策確實存在效果上的區域差異性。

參考文獻：

[1]劉丞丞，崔真.我國貨幣政策區域效應的實證分析：1985-2009[J].財經論壇，2010，9：180-182.

[2]戚夢娜.中國貨幣政策的區域效應——基于地區產出的實證研究[D].杭州：浙江大學，2011.

[3]余屈.中國貨幣政策效果的區域差異性[D].成都：西南財經，2007.

基金項目：河南科技大學研究生創新基金項目（CXJJ-S004）endprint

摘 要：本文通過建立二元回歸模型，對不同地區45家樣本公司進行實證分析，結果顯示我國東中西部地區企業對存款準備金率變化的反應存在很大的差別，基本呈東、中、西遞減的狀況，存款準備金政策對西部地區的作用微弱，而對中東部地區的作用顯著，其中對東部地區的影響最強，進而顯示出在上市公司這一微觀視角下我國存款準備金政策確實存在效果上的區域差異性。

關鍵詞：存款準備金政策；地區；上市公司；股價

0 引言

我國中央銀行自1984年專門行使中央銀行職能后開始實行存款準備金制度，存款準備金率根據宏觀經濟形勢和貨幣供求狀況進行調整。就目前來看，我國實施的存款準備金政策在全國是統一的。但是由于歷史原因、資源分布、產業結構、地理位置等因素，我國各地區的經濟發展水平存在顯著差異，因此從理論上講，全國統一的存款準備金政策對各地區很難發揮相同的效果，而事實如何？本文將用實證的方法，從上市公司這一微觀視角論證我國存款準備金政策是否存在效果上的區域差異性以及原因。

1 實證研究框架設計

本文采用回歸分析法研究存款準備金率的變動對不同地區上市公司股價的影響，從不同地區選取代表性上市公司共45家作為樣本，依次對樣本公司的數據進行OLS回歸分析，得到一系列影響系數，進而得出存款準備金率的變動對不同地區上市公司股價影響的強弱，從而論證在該視角下我國存款準備金政策是否存在效果上的區域差異性。

考慮到大盤指數能夠對個股產生不同程度的影響，也能夠在一定程度上反映宏觀經濟狀況、經濟周期等非調控因素，本文選取樣本公司股價作為被解釋變量，選取存款準備金率和樣本公司對應的上證/深證指數作為解釋變量。設二元回歸模型如下：

Yi=β0+β1X1+β2X2+μ

其中，Yi為樣本公司股票價格，X1為存款準備金率，X2為大盤指數，β0為常數項，μ為誤差項。對模型的參數估計采用F檢驗和t檢驗。

鑒于我國法定存款準備金率在2011年調整了7次，是近年來調整次數最多的年份，具有很高的代表性，因此選取2011年準備金率的日度數據，相應的選取2011年樣本公司和上 證綜合指數/深圳成分股指數每個交易日的收盤價。

2 實證結果分析

本文采用中國國家統計局的劃分方法，將全國劃分為東部、中部、西部和東北四大地區。在樣本公司的選擇上，選取2011年由中聯控股集團、上市公司協會和國資委專家共同編制的《上市公司業績評價報告》的中聯百強企業，這些企業具有超越上市公司平均水平的業績和成長性，在各地區有較高的代表性。此外，由于東北百強企業只有一家，樣本容量過少，將其剔除，最終選取東部15家、中部12家、西部8家樣本公司進行分析。應用eviews6.0軟件對相關數據進行OLS分析，即可得到相應影響系數。實證結果統計如下：

從整體上看，中部和東部地區β1均值分別為-0.565和-0.860，遠高于西部地區的均值-0.035，在各地區絕對值均值的比較中，西部和中東部地區分別是1.439、1.639和2.261，通過以上實證結果可以看出，我國東中西部地區對存款準備金率的反應存在很大的差別，基本呈東、中、西遞減的狀況，存款準備金率對西部地區的影響最弱。在波動幅度上，東部地區的波動幅度最大，中部地區次之，而西部地區的波動幅度最??；在最大值比較中，東部地區的最大值絕對值和最小值絕對值均高于其他地區，這也說明東部地區受到的影響要大于其他地區。

3 原因分析

從上市公司這一視角看，統一的貨幣政策在不同地區執行產生如此不同的經濟效果，究其原因應與傳導的環境與傳導過程有關。由于地區間在金融發展水平上的差異，因此在傳導過程中必然存在明顯差別，從而引起存款準備金政策在不同地區的不同表現。我國存款準備金政策的傳導路徑可以表示為：中央銀行→貨幣市場→金融機構→企業和個人→宏觀經濟，可以看出金融機構在政策傳導中具有不可替代的地位，因此存款準備金政策的效應很大程度上取決于金融機構的行為和狀況，在不同地區，銀行等金融機構規模和數量不同、市場化程度不同，會對存款準備金政策的效應產生不同程度的影響[1]。事實上，我國金融機構資產和存貸款分布存在著明顯的區域差異，從表2可以看出，2011年東部地區集中了我國59.1%的存款資源和59.4%的貸款資源，分別達到了47.4萬億元和33.3萬億元，中西部地區存款余額分別占全國總量的15.6%和18.3%，貸款余額分別占比14.7%和18.8%；東部地區的金融相關率為3.0（本文以存貸款之和與GDP的比值來表示金融相關率），說明東部地區實體經濟與貨幣資本市場聯系更為緊密，金融發展水平明顯高于其他地區。另外，2011年年末我國銀行業金融機構網點共計20萬個，從業人員319.1萬人，資產總額105.8萬億元，其中有39%的金融機構、43.7%的從業人員和60.2%的金融資產分布在東部地區，各項指標均遠超其他地區。

無論是從存貸款余額、資產總額等總量指標，還是從金融機構占比、從業人數占比等比重指標，均可發現我國東部地區金融市場較中西部地區發達，較為完善的金融市場為存款準備金政策的高效執行奠定了基礎[2]。

4 結論

存款準備金政策需要通過傳導機制才能發揮效用，由于經濟水平的差異，各地區的傳導渠道和傳導的通暢程度有所不同，使得全國統一的存款準備金政策在不同地區存在不同的實施效果[3]。實證分析結果表明：我國東中西部地區對存款準備金率的反應存在很大的差別，基本呈東、中、西遞減的狀況，東部地區受到的影響要大于其他地區，存款準備金率對西部地區的影響最弱。說明在上市公司這一微觀視角上，我國存款準備金政策確實存在效果上的區域差異性。

參考文獻：

[1]劉丞丞，崔真.我國貨幣政策區域效應的實證分析：1985-2009[J].財經論壇，2010，9：180-182.

[2]戚夢娜.中國貨幣政策的區域效應——基于地區產出的實證研究[D].杭州：浙江大學，2011.

[3]余屈.中國貨幣政策效果的區域差異性[D].成都：西南財經，2007.

基金項目：河南科技大學研究生創新基金項目（CXJJ-S004）endprint