国库现金管理对我国货币政策的影响：一个实证分析(下)LM统计量显示，回归方程(1)的残差序列不存在自相关性。因此，对GM2的估计结果是有效的。但是，回归方程(5-2)的残差序列存在明显的自相关性，因此，对GM1的估计结果不再有效。为此，我们运用AR(p)模型来修正方程(5—2)的残差序列的自相关性。经过多次试验，最终选用AR(2)模型，从而得到：此时，各项检验均通过，且方程(5-2’)不存在自相关性。对残差序列进行单位根检验，零假设为H0：p=0。我们发现，对于残差序列μ2t，其ADF检验值小于1%置信水平上的临界值，因此，可以认为残差序列μ2t为平稳序列，表明GM2和GGL之间具有长期稳定的均衡关系，即协整关系。但是，对于残差序列μt，其ADF检验值却大于临界值，因此，残差序列μ1t不是平稳序列，GM1和GGL之间不存在协整关系。最后，我们通过误差修正模型来估计短期货币供给方程：下图是模型(5—3)的拟合值、实际值和残差图。上面的实证结果肯定了货币供给与国库资金之间存在长期、稳定的均衡关系。从式(5-1)可以得到GM2关于GGL的长期弹性：(-0.023-0.02)/(1+0.2806)=-0.0337；从式(5-3)可以得到GM2关于GGL的短期弹性：-0.0257。隐含的意思是：国库资金增长率每提高1%，在长期和短期中，广义货币供给量M2的增速将分别下降-0.0337%和-0.0257%(M2存量仍有可能是上升的)。此外，ECMT的系数估计值为-1.0066，反映了广义货币供给增长、国库资金增长的短期波动偏离它们长期均衡关系的程度以及调整力度，应当说，这一调整的力度还是相当大的。此外，狭义货币供给量M1的增长率与国库资金的增长率之间不存在协整关系。这可以从理论上得到印证。货币供给量等于基础货币乘以货币乘数。但是，货币乘数对于广义货币和狭义货币来说却是有所区别的，见式(5-4)：其中：k=通货比率(流通现金/活期存款)t=存款倍数(全部存款/活期存款)r=法定存款准备金比率e=超额准备金比率可见，区别之处就在于，广义货币乘数T2反映了现金、各项存款与活期存款之间的直接联系(t+k)，而狭义货币乘数T1反映的只是现金与活期存款的比率(k)。国库现金的变化不仅影响中央银行基础货币，而且，对国库现金的运用也会影响到在商业银行的存款，例如，2006年以后，国库资金可以通过中国人民银行“中央国库现金管理商业银行定期存款业务系统”作为定期存款转存商业银行。因此，国库资金对各项存款和广义货币M2都产生较大影响。相比之下，国库现金与流通现金、活期存款没有直接的关系，因此与狭义货币M1的联系也没有那么密切，因而它们的增长率之间也就不存在协整关系。为了验证货币供给增长函数在国库管理模式改革期间是否发生了变化，我们对模型(5-3)进行邹检验(CHOWtest，1960)。把2000年1月-2007年12月作为第一阶段，把2008年1月-2008年6月作为第二阶段。结果是：模型(3)的F值为2.72，大于自由度为(4，94)、置信水平5%下的临界值2.460在这种情况下，我们认为，广义货币供给增长函数在改革前后一样的零假设被拒绝。因此，该模型结构在2008年前后是不稳定的。而对2000-2007年间的邹检验均表明，模型结构是稳定的。上述分析说明，虽然我国自2001年开始推行国库管理体制改革，但是对货币供给的影响一直并不明显；2008年以来，国库现金管理格局开始真正发生较大变化，并带动我国广义货币供给增长函数发生移动。脉冲响应函数描述了特定变量对于各种冲击的反应轨迹。具体地说，它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。图2是广义货币增长率(GM2)的脉冲响应函数图形。可以看到，国库现金增长(GGL)一个标准差的正冲击发生后，货币增长率(GM2)表现出负向的反应，并且在第2个月达到最小值(约-0.2)，然后影响程度逐渐由负转正，在第3个月达到最大值。之后，影响逐渐下降，主要表现为负向的反应。到第5期后，影响基本消失。三、结论和政策建议国库资金运作是财政政策与货币政策之间协调配合的重要领域，各项国库现金管理操作往往不同程度地影响到货币供应和市场利率。近年来，我国国库管理体制改革进程明显加快。特别是，随着国库现金管理格局的改变，国库资金对货币政策的影响也在逐渐加...
