• 136 • 《数量经济技术经济研究)) 2012 年第四期
存款准备会率调节对市场
利率的彩响效应研究①
张雪莹
(山东财经大学金融学院)
【摘要】存款准备金率调节是我国近年来较为常用的货币政策工具。本文运用
2006~2011 年的数据，实证研究了存款准备金率调节对不同期限的各类市场利率
以及期限利差和信用利差的影响。研究发现:各类市场利率对准备金率调节信息的
宣告并没有出现显著的提前反应，而是在准备金率上调信息公布之后，出现不同程
度的不同市场利率的异常反应，并且将会持续到准备金率上调政策实施生效日前
后。另外，存款准备金率上调在短期内会使国债期限利差显著减，卜，但对于信用利
差的影响则不显著。
关键词存款准备金率利率事件研究方法
中图分类号 文献标识码 A
Impact of Adjusting Deposit Reserve Ratio on the
Market Interest Rates
Abstract: Using the data from 2006 to 2011. the paper analyses empirically
the impact of raising deposit reserve ratio (DRR) on a set of market interest rates.
including money market short rate. treasury bonds rates and corporate bonds
rates. The results show that the interest rates do not react before the announcement
of DRR. while increase significantly after the announcement of raising DRR. This
abnormal reaction willlast until the implementations of DRR rises. Meanwhile. the
rise of DRR will significantly decrease the long-short interest rate term spread. but
has no impact on the credit spread.
Key words: Deposit Reserve Ratio; Interest Rate; Event Study
① 本文获得山东省金融学"泰山学者岗位"建设项目基金资助。感谢上海证券总部何飞平博士提供数据支持。
存款准备金率调节对市场利率的影响效应研究 • 137 •
冒 l 言l:F司
调整法定存款准备金率是我国中央银行近年来的一个重要货币政策工具。理论上讲，法
定存款准备金率的变动，会改变商业银行可贷资金总量，因而会影响到市场流动性，从而促
使市场利率发生相应变化。然而，政策的实施效果很大程度上却取决于市场的流动性状况、
市场对政策调整的预期及政策透明度等诸多因素。考察各类市场利率对存款准备金率调整事
件的反应，将在一定程度上有利于弄清存款准备金率这种货币政策工具的有效性。
由于许多发达国家或者放弃了法定存款准备金制度、或者较少地使用该类货币政策工
具，因而近些年来西方学者关于存款准备金率变动对市场利率影响的研究比较少。而在我
国，关于这类问题的专门研究也并不多见，同时，研究的样本及使用的方法也较为简单。例
如，唐毅亭等 (2006) 讨论了 2004 年 4 月 11 日存款准备金率调整对流动性的影响;彭兴韵
和施华强 (2007)只是检验了 1999 年 1 月 ~2006 年 9 月之间 6 次存款准备金率调节对银行
间债券短期回购利率的冲击效应。郭涛和宋德勇 (2008) 则仅以 2006 年 6 月 16 日、 7 月 21
日及 11 月 3 日为例，简单比较了这三次上调存款准备金率后上交所国债利率期限结构曲线
的变化。左俊义和王琦 (2009) 、余力和陈红霞 (2010) 只是分别考察了 2006~2008 年我国
上调存款准备金率事件对银行间国债隔夜回购利率和一年期以下同业拆借利率的影响效应。
但由于影响经济实体的资本成本、从而影响投资需求和宏观经济的主要是长期利率，中央银
行通过短期利率调节来影响中长期利率是货币政策传导机制的重要内容。因此，作为常用的
货币政策工具，存款准备金率的调节对于中长期利率的影响具有重要的研究意义。
另外，近些年来，为了能够使用连续的时间序列数据，吴吉林等 (2011) 、孙陆和石柱
鲜 (2011) 、潘敏等 (2012) 选择银行间隔夜拆借平均利率作为所谓"货币政策的代理变
量'气刘金全等 (2007)、沈根祥 (2011) 则分别用货币供给量和央票发行利率为货币政策变
量，来反映货币政策变化与利率期限结构的关系;而本文则直接以存款准备金率为研究对
象，考察货币政策对利率期限结构的影响。
总之，本文主要从以下几点拓展我国现有的相关研究:第一，研究样本更加丰富。研究
对象包括 2006~2011 年共 31 次存款准备金率上调的d情况;所考察的影响利率，不仅包括货
币市场短期利率(如 SHIBOR，银行间国债回购利率) ，还包括银行间国债中长期利率;不
仅包括国债无风险利率，而且还包括含有信用风险的企业债利率。第二，采用含有虚拟变量
的回归模型以及事件研究方法，较为准确地估测了准备金调整信息宣告及生效实施前后各类
利率的反应程度。第三，在考察各类利率对准备金率调节反应情况的基础上，还检验了准备
金调整对期限利差及信用利差的影响。全文结构如下:第一部分介绍使用的样本数据及主要
的计量方法;第二和第三部分分别实证考察了准备金率调节对各类利率及期限利差和信用利
差的影响。第四部分为总结。
一、数据和计量方法
2006~2011 年我国共调整存款准备金率 36 次，其中仅有 5 次下调，而且 4 次都集中发
生在 2008 年下半年;另外，准备金率每次调整的幅度均为 O. 5 个百分点，而且调整的时间
间隔不规律，不适合直接将准备金率作为连续的时间序列变量考察其与利率的关系。基于上
述原因，本文主要采用事件研究法的分析框架，重点考察"存款准备金率上调"对各类利率
的影响。
• 138 • 《数量经济技术经济研究)) 2012 年第 12 期
本文主要研究三大类利率指标对准备金率调整的反应。一是货币市场的短期利率，包括
银行间国债 7 天回购利率 (R007) 及上海银行间同业拆放利率 (SHIBOR) 1 周利率。这两
类利率目前分别是银行间国债回购市场和同业拆借市场交投最为活跃、最有代表性的合约利
率，能够极为灵敏地反映短期内货币政策及市场资金的松紧程度。其次是代表无风险利率水
平的国债利率期限结构。康书隆和王志强 (2010) 的研究结果显示随着中国国债市场的日益
完善，国债价格形成的市场机制越发成熟，可以挖掘国债利率期限结构中蕴含的有用信息，
为货币政策的制定提供合理的来自微观市场的决策依据。由于银行间债券市场已经是我国债
券市场的主体，其发行与交易数量占债券市场总体的 95%以上，因而本文主要考察银行间
固定收益国债一年、三年、五年和十年的即期利率对准备金率上调的反应。最后是含有信用
风险的企业债利率。本文主要选择银行间 AAA级企业债一年期、三年期、五年期和十年期
的即期利率。这类指标的引入可以有助于我们更好地理解准备金率调整对企业真实运行成本
的影响。本文所使用的货币市场短期利率、国债及企业债的利率期限结构数据来自于中国国
债信息网和 Wind 数据库。
我国存款准备金率的调整是由中国人民银行首先公布调整信息，其后→般在 5~15 个交
易日之后正式生效实施，因而具有"宣告调整"和"实施调整"两个不同的日期。本文重点
研究"准备金调整宣告"事件对各类市场利率的影响，同时也借助于事件研究法中的累积平
均异常值 (CAAR) 曲线，直观地反映各类市场利率在"准备金率上调正式实施"前后的变
化情况。
尽管在 2006~2011 年共上调存款准备金率 31 次，但 2008 年 6 月 7 日中央银行同时宣
布 6 月 15 日及 6 月 25 日各上调存款准备金率 O. 5 个百分点，因此本文的研究样本实际上包
括了 2006~2011 年共 30 次"存款准备金率宣告上调"事件。由于"存款准备金率上调"信
息均是在市场交易结束之后的晚间公布的，因此我们将每次上调信息宣告日记为① tO ， 如果
信息宣告日为债券市场非交易日，则将距离该次信息公布最近的前一个交易日记为 tO。从
而，对于某个利率指标，第 i 次准备金调整信息宣告当日(或者最近的前一个交易日)的收
盘利率可表示为 R
可依次记为R，.ω'ω1 和 R川+10
为了直观反映各类利率在信息宣告日前后的变化，对于每次准备金率上调信息的公布，
本文首先按公式 flRi-1 = R i• tO - Ri • tO- 1 及 flRi+1 =+分别计算第 i 次信息公布前后各
一个交易日内各类利率的变化，从而对各类利率在 2006~2011 年的 30 次准备金率上调所做
出的日前和日后反应进行相应的统计分析。计算的统计指标包括利率日变化的均值及和方
差 Var (及) ，并进行均值的显著性检验。检验的统计量为:
t= tR
JVar(tR )/(30 一1)
(1)
另外，对于每种利率指标而言，为了考察该类利率在整个样本期内受准备金率调整信息
宣告的综合影响，本文采用包含虚拟变量的回归模型:
Rt = α+卢'1. D1t +卢 • D2t 十 γ • Rt-1 十 Et (2)
① tO-1 表示宣告日前一天 ， tO+1 表示宣告日后一天，以此类推，下文同。
存款准备金率调节对市场利率的影响效应研究 • 139 •
其中 ， R， 为样本期内第 t 日的收盘利率;引人利率的一阶滞后变量 RI- 1 来控制利率变
量前期值的影响。如果在第 t 日债券市场交易结束后的当天宣告了准备金率上调的信息，则
虚拟变量 Dlt =l ，否则 Dlt=O; 如果 t 日为准备金率上调信息宣告的下一个交易日，则虚拟
变量 D21 =1 ， 否则 D2， =0。可见，虚拟变量 D11的系数卢l 综合刻画了准备金率调整信息宣告
前某类利率的反应，其数值表示准备金率调整信息宣告前当日利率与正常交易日利率水平的
差别;虚拟变量 D21前的系数卢2 则明了准备金率调整信息宣告后首个交易日的利率与正常交
易日利率水平的差别。
为了更全面深入地揭示准备金率上调对利率期限结构的影响，比如市场利率是否在准备
金率上调信息正式公布前的几个交易日内即做出提前反应;在准备金率上调信息宣告之后，
市场利率的反应是否具有持续性等，本文进一步采用事件研究法进行分析。 其基本思想是:
对于某种利率来说，先求出假设准备金率上调事件未发生情况下的所谓"正常利率水平"
然后用事件发生前后一段时间内(事件窗口)的实际利率数据减去"正常利率"，由此得到
利率的异常变化;再对其进行相应的统计研究以反映"准备金率上调"信息宣告对该种利率
的影响。
在估计所谓"正常利率水平"时，根据 Brown 和 Warne (1 985) 、陈汉文和陈向民 (2002)
的研究结果显示，采用简单的常均值模型也能取得较好的效果，因此本文选择准备金率调整信
息宣告日 tO 前的一段时间作为估计窗口，假设估计窗口内的利率未受到准备金信息调整的影
响，从而将估计窗口内利率日数据的平均值作为正常利率。 本文将估计窗口设定为 5 个交易
日，即准备金率调整信息宣告日 tO 前 8 天~前 3 天，从而避免因估计窗口过长、可能受其
他事件的干扰。(比如在有些准备金率调整前 10 天或 15 天内出现了存贷款利率调整事件)。
由此，对于第 i 次准备金率调整宣告事件，某类利率 R 的正常值可按式 (3) 计算:
ERJ IJ=÷早R i1 (3)
其中 t仨 [tO-8 ， tO-3J。本文将观察市场利率可能出现异常变化的事件窗口定为准备
金调整信息宣告前两天至后 20 天，即 t仨 [tO-2 ， tO+20J 。 选择从信息宣告前两天开始观
察，是因为市场利率对于准备金调整信息的公布可能出现提前反应。而将观察期延长至信息
宣告后第 20 个交易日，首先是因为利率变化可能出现滞后反应;其次，经计算，对于样本
期内的这 30 次准备金率上调宣告事件，其正式生效实施日均是在上调信息宣告日之后的5~
15 个交易日左右，由此本文通过事件研究法中的累积平均异常值 (CAAR) 曲线，可以同
时较为直观地反映各类市场利率在"准备金率上调信息宣告"、以及"准备金率上调实施生
效"这两个时点前后的变化情况。 最后， 2006~2011 年发生的这 30 次准备金上调事件并不
是平均分布的，剔除-些时间跨度较大的情况(例如 2008 年 7 月 ~2009 年 12 月期间就未
发生准备金率上调) ，两次准备金率上调事件的间隔平均在 25 个交易日左右，而且为了尽可
能地降低相邻日期发生其他事件(比如存贷款利率上调)的影响，最终将事件窗口的终点确
定为准备金率上调信息宣告后的第 20 个交易日，以试图尽量准确地描绘单次的准备金率上
调事件对市场利率冲击的持续性情况。
为此，对于第 i 次准备金率调整信息宣告，在事件窗口内的每个交易日，某类市场利率
发生的异常变化值可按下式计算:
AR~ =R~ -E[R; II， J (4)
• 140 • 《数量经济技术经济研究 )) 2012 年第 12 期
其中 tε [tO-2 ， tO+20J。从而对于样本期内所有 30 次准备金调整信息宣告事件，某
种利率在事件窗口内各交易日的平均异常变化值为:
a mZH 一叫 (5)
通常假设平均异常变化值服从均值为 O 的正态公布，从而对于事件窗口内的每一交易日
t ， 计算统计量:
J= 一」坐R ，
/Var(AAR ,) (6)
其中
Var (AAR,)= 1 .> :(ARM 互互瓦)2(30 -1) • 3。但 (7)
设定显著性水平 α，对于事件窗口内每一时点，如果计算出的 J 统计量大于正态分布的
临界值，则拒绝零假设，表明准备金率上调信息的宣告对该日利率产生了显著影响。进一步
可通过累积平均异常变化值 (CAAR) 随时间的变化来直观反映事件窗口内某种利率的变化
情况。具体地，对于某个利率指标 R，整个样本的 30 次准备金调整事件，从事件窗口的起
点 ((0-2) 到终点 (tO+20) ， 各日的平均累积异常变化值为:一皿m勺UA (8)
t = t0---2
如果在准备金率上调信息宣告前(即事件窗口内时刻 tO-2 至 tO 之间)， CAAR 曲线即
出现显著的上升走势，则表明市场对"准备金率上调宣告"提前预期并作出反应;而准备金
率上调信息宣告之后(即事件窗口内 tO 之后) CAAR 曲线的走势则可揭示出准备金率上调
对某个利率指标影响的持续性。
二、存款准备金率调整对各类利率的影晌
表 1 给出了准备金率上调信息宣告前后各一个交易日内，各类市场利率的变化情况。
表 1 准备金上调信息宣告前后的利率变化
利率种类 信息宣告当日
信息宣告后
首个交易日
货币市场短期利率
虚拟变量模型的系数及 t 检验
|信息宣告后首个信息宣告当日 (ßl) I
l 交易日。2)
利率变化的均值及 t 检验
- 32. 10 9. 54 30_07
旧R1 周 (-1. 31) () '* (-1. 11) ()…
一 32. 65 29_81
国债回购七天利率(R007) (-1. 21) (2. 13)*' (一 O. 77) ()川
银行间国债利率期限结构
一年期
1. 04
(1. 84)*
4. 12
(4. 11 )***
1. 13
)
()…
利率种类
=年期
五年期
十年期
一年期
三年期
五年期
十年期
存款准备全率调节对市场利率的影响效应研究 • 141 •
利率变化的均值及 t 检验
信息宣告当日 信息宣告后首个交易日
银行间国债利率期限结构
1. 08
(2. 53) ()" 椅
O. 76 3. 31
(1 .70) ()铮铮铮
O. 61
(1. 48) (3. 70)时
(续)
虚拟变量模型的系数及 t 检验
|信息宣告后首个信息宣告当日(严1) 1
! 交易日(自2)
1. 19
(1. 71) ()'"
(1. 23) (4. 97)叫
O. 73 2. 64
(1 .19) ()山
银行间 AAA级企业债利率期限结构
2. 19
() (4. 10)叫 () ()叫
O. 53
(1. 02) ()叫 (0. 69) () 脊骨骨
O. 14 2. 50 2. 15
(0. 25) ()'" (0. 16) ()" 铃
O. 15 1. 95 1. 62
(0. 29) (3. 95)叫 (0. 13) ()"
注:由于准备金调整信息宣告均是在市场交易结束之后宣告，所以信息宣告当日的利率变化反映了信
息宣告前当日或者最近的一个交易日。卢l 和 β 分别为模型 (2) 中两个虚拟变量前的系数。利率变化均值
及模型估计系数的单位为峙。括号中为 t 检验统计量。\特分别表示在 1% 、 5% 、 10%的统计显著性水
平上显著。
从表 1 中可以看出，根据 30 次准备金率上调宣告事件所组成的样本，无论是直接对信
息宣告日前后的利率变化进行统计检验，还是采用引人虚拟变量的回归模型，结果均显示:
在调整信息宣告前的当日，各类利率的变化均不显著，表明各类利率对于准备金上调信息的
公布并没有作出提前反应;而在准备金率上调信息宣告后的第一个交易日，各类利率均显著
上升。其中，货币市场短期利率上升幅度最大， SHIBOR1 周和 R007 上升幅度均在 30 个 bp
左右;而债券市场的中长期利率则上升幅度较小，只有 2 个 bp 左右。采用事件研究法计算
出的表 2 也给出了类似的结果。这一现象表明短期利率与中长期利率对于准备金率上调的反
应程度不同，调整法定存款准备金率主要是改变货币市场的资金供给和流动性，因而对短期
利率的影响较大;而国债和企业债市场的中长期利率的变化则更多地受到债券市场供求等其
他因素的影响。
值得说明的是，限于篇幅，表 2 只列示了利用事件研究法得到的、在准备金率上调信息
宣告日前后共五天内、利率序列发生异常变化的日显著性检验结果。但更多的计算结果表
明，准备金率上调信息公布后，受未来 5~15 个交易日内该政策将正式生效执行的影响，各
类市场利率出现的显著异常反应将会持续一段时间。这一现象也可以通过图 l~图 3 的累积
平均异常值 CCAAR) 曲线进行观察。
《数量经济技术经济研究)) 2012 年第 12 期• 142 •
利率序列在事件窗口内发生异常变化的日均值及显著性检验
信息宣告前
两个交易日
(tO- 2)
信息宣告后
第二个交易日
(tO十 2)
信息宣告后
首个交易日
(tO十1)
信息宣告
当日
( tO)
信息宣告
前一个交易日
(tO- 1)
表 2
31. 69
)
(1. 73) 铃
29. 67
(1. 72) ‘
26. 97
(1. 88) 份
货币市场短期利率
一 7. 75 •
(一 1) (-1. 60)
一 14. 25
() (-1. 30)
银行间国债利率期限结构
5. 31
(一 O. 65)
()
SHIl妇R1 周
回购 R007
O. 28 1. 26 2. 29
一年期 (0. 27) () 0. 56) (3. 39)时 (3. 28)…
1. 06 1. 08 5. 95
三年期 (1. 17) () (1. 54) (2. 71)… ()叩
O. 55 1. 31 4. 61 五年期 () () () ()僻静特 (2. 24)"
O. 70 十年期 (-0. 12) () (0. 59) 0. 97)" (1 .90)**
银行间 AAA 级企业债利率期限结构
1. 03 1. 19 1. 60 一年期 (1 .29) (1. 13) (1 .29) ()*" (2. 68)时
1. 99 1. 19 1. 73 4. 39 =年期 () (1. 28) (1 .43) ()**铃 ( 1)铮铮铃
1. 14 3. 63 五年期 (0. 76) (0. 97) () (2. 16)** ()叫
2. 92 十年期 (1 .01) () () (1. 96)** (2. 39)叩
i一一一一一一 …」
注:利率变化均值的单位为忡。括号中的统计值根据式 (6) 和式(7)计算而来。同表 1 。
巳∞
-+C"
棚嗜掷峭 SHIBORl 周
树渤蛐i 回购 R007
巳
CN+CH
(%)
口。
-+CH
E
卜【+。-
巳喝时
+CH
Em-+CH 巳叶
{I+CH
ER
<
+CH
EN-+CH E
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+CH
阻。
-+CH
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E
卜+C
】
巳咀+。"Em+CH E
寸+。"
ER+CH EN+CH
2
。
SHIBORl 周和 7 天国债回购利率的 CAAR 曲线回 1
• 143 • 存款准备金率调节对市场利率的影响效应研究
(%)
ECN+。"zs-+CH 因∞-+。"Eh-+C
>
白当+【百zm-+CH E寸【+。"En-+OH EN{+。-E--+OH EO【+。-EE+CH E
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一银行间国债畔|助h燃机银行间国债 5 年唰份酬银行间国债 3 年l 时机银行间国债 1 年
银行间各期限国债利率的 CAAR 曲线图 2
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O
…银行间企业债畔咄咄f凹银行间企业债 5 年制嘟嘟银行间企业债 3 年E银行间企业债 1 年
银行伺各期限企业债利率的 CAAR 曲线
由图 1~图 3 可见，在准备金率上调信息宣告日(tO) 之后，各类利率变化的累积平均异
常值 (CAAR) 曲线均出现持续上升。货币市场短期利率在信息公布之后的第 10 天达到最高
点，其后出现明显下降;而银行间国债和企业债的 (CAAR) 曲线的上升趋势也是保持到信息
公布后 10~15 天左右才出现企稳固落。这一结论与彭兴韵和施华强 (2007) 、郭涛和宋德勇
(2008) 的研究结果有所不同。前者以 1999 年 1 月 ~2006 年 9 月之间的 6 次法定存款准备金率
调整为样本，采用向量自回归模型和脉冲反应函数等方法进行研究，发现法定准备金率变化对
国债回购利率的冲击在第三个月反应达到最强，到第四个月这一政策冲击消息基本消化完毕。
而后者则以 2006 年 6 月 16 日、 7 月 21 日和 11 月 3 日这三次准备金率上调事件为考察样本，
发现"每次央行公布消息后 1~3 天， 3 个月和 1 年期市场利率小幅上升，随后市场利率恢复下
图 3
• 144 • 《数量经济技术经济研究)) 2012 年第 12 期
行;利率在调整准备金率后 1 周内恢复到调整前水平，从而认为调整存款准备金率对市场利率
影响小、时间短"。本文通过各类利率变化的累积平均异常值 (CA1也)曲线，在一定程度上
可直观地揭示出:在"准备金率上调信息公布"之后，各类市场利率的异常反应将会持续到上
调政策正式生效日前后。
三、准备金调整对期限利差及信用利差的影晌
较多的研究，如Berument 和 Froyen (2006 、 2009) ， Krishnamurthy 和 Jorgensen (2011)
等揭示在利率市场化程度较高的情况下，央行实施的货币政策措施对于短期利率与长期利率的
影响程度会有所不同。例如，当央行采取紧缩的货币政策时，短期利率上升。如果市场参与者
预期货币政策能有效地控制物价水平的上涨，从而预期未来的通货膨胀下降，这时长期利率上
升的幅度会明显地小于短期利率，长短期利差将减小，利率期限结构曲线将变平坦。但如果人
们对央行控制通货膨胀的信任度下降，认为央行的紧缩政策力度有限、未来通货膨胀还将进一
步上升，则长期利率也会随短期利率的上升而出现较大的升幅，此时长短期利差将不会出现明
显的减小。可见长短期利率之间的这种所谓"期限利差"实际上可以在一定程度上反映了央行
的货币政策状态和市场参与者对货币政策效果的预期，因而具有较强的政策参考意义。目前国
内的许多研究，如石柱鲜等(2008) 、吴吉林等(2011) 、潘敏等(2011 、 2012) 是借助 VAR 模型
等计量方法检验货币供给量变化(冲击〕与期限利差之间的关系，但直接考察货币政策操作，
特别是准备金率调整对期限利差影响的研究则较少。为此，本文选择银行间十年期国债利率与
1 年期国债利率之差来计算长短期利差，以考察准备金率上调对期限利差的影响。
另外，伴随着我国包括短期融资券、中期票据和企业债等在内的信用债券市场的快速扩
容，作为判断信用产品相对价值、衡量风险收益水平最重要的指标一信用利差，逐渐受到投
资者和学术界的重点关注。陆文磊 (2008) 、冯宗宪等 (2009) 、李岚 (2010) 定量研究了影
响中国企业债信用利差动态变化的宏观与微观因素，而本文则利用事件研究方法，考虑到长
期债券占绝大部分，因此本文只计算五年期和十年期的 AAA 级企业债与国债之间的利差，
以此来反映信用利差水平。
限于篇幅，本文只采用事件研究方法考察准备金率调整对期限利差及信用利差的影响。
具体过程与将利率作为考察对象时的作法相同，只是先根据利差序列，求出估计窗口内的所
谓"正常利差飞再用事件窗口内的实际利差减去正常利差得到事件窗口内利差的异常变化
值，并对此进行有关显著性检验。得到的结果如表 3 0
表 3 利差序列在事件窗口内发生异常变化的日均值及显著性检验
银行间十年期国债
与一年期国债
银行间五年期企业债
与五年期国债
银行间十年期企业债
与十年期国债
! tO-2 日 I tO-l 日 I tO 日 I tO+1 日 I tO+2 日 I tO+3 日 I t旧日
期限利差
1. 11
(0. 59)
1. 93
存款准备会率调节对市场利率的影响效应研究 • 145 •
由表 3 可见，存款准备金率上调在短期内会使国债期限利差显著减小。这在一定程度上
反映了市场参与者对央行货币政策具有一定的信任度，并能根据货币政策的调整对未来长短
期利率形成合理预期。这也从另外一个角度支持了一些文献，如郭涛和宋德勇 (2008) 、姚
余栋和谭海呜 (2011) 、潘敏 (2011)提出的"我国长短期利差已经可以作为反映货币政策
态势的重要指标，从而为货币政策制定提供有用信息"的论断。另外，一般认为，货币政策
趋紧，货币流动性收缩，会引起信用风险增大，信用利差上升。但表 3 显示，信用利差对于
准备金率上调的反应并不显著。这一结论与李岚 (2010) 的研究结果类似，该文发现货币流
动性指标对公司债券信用利差变化的解释力相对较弱，对信用利差变化的影响系数要么不显
著，要么系数值偏小。这一现象也在一定程度上反映出我国目前企业债市场的发展仍处于初
期阶段，市场对信用风险及信用利差的定价能力较弱，尚未建立起对信用风险及信用利差的
有效定价机制。
四、总结
长期来看，随着我国金融业改革的推进和利率市场化进程的深入，货币政策逐渐从数量
型调控向价格型调控转变，以利率作为货币政策中介目标的要求越来越强烈。但由于我国利
率市场化尚未完成，目前以利率代替货币供应量作为中介目标尚不可行，央行不得不转向以
货币供应量和利率同时为主的操作工具。在这种背景下，近年来，我国中央银行频繁地通过
调整法定存款准备金率来调控货币供应量、达到货币政策目标的作法仍将持续。而研究存款
准备金率调节对市场利率的影响，对于了解货币政策的实施效果和传导机制的有效性具有重
要的意义。
本文以 2006~2011 年的数据为样本，采用含有虚拟变量的回归模型以及事件研究方法
等计量工具，实证分析了存款准备金率上调对货币市场短期利率、银行间国债中长期利率、
含有信用风险的企业债利率、以及期限利差和信用利差的影响。结果发现:在准备金率上调
信息宣告之前，各类利率并没有出现显著的提前反应;而在准备金率上调信息公布之后，各
类利率均显著上升。其中，货币市场短期利率上升幅度最大，而债券市场的中长期利率则上
升幅度较小。而且由于准备金率上调信息宣告后的 5~15 个交易日内，上调政策将正式生效
执行，各类市场利率出现的显著异常反应将会持续到准备金率上调政策正式生效日前后。另
外，进一步的研究显示，存款准备金率上调在短期内会使国债期限利差显著减小，而对于信
用利差的影响则不显著。
总之，本文的研究结论表明，存款准备金率上调能够对各类市场利率产生显著影响，这
意味着在我国探索建立以利率为核心传导机制的货币政策框架过程中，存款准备金率政策作
为有效的货币政策工具，仍可发挥重要作用。未来需要央行进一步完善准备金率变化作用于
市场利率的传导机制，以增强市场利率对货币政策操作的反应，使市场利率更准确地传达中
央银行的货币政策意图。
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(责任编辑:王喜峰)
