準備金率調(diào)整對我國小額支付流的影響研究

準備金率調(diào)整對我國小額支付流的影響研究

0研究結(jié)論與討論自2005年7月中國的大型支付系統(tǒng)建成以來，該系統(tǒng)的業(yè)務逐年穩(wěn)定和增長。僅2008年，大型支付系統(tǒng)每年處理支付業(yè)務2.14億筆，金額為640.23億元，是當年國內(nèi)生產(chǎn)總值的21.29倍。在大額支付系統(tǒng)良好發(fā)展,提高資金運轉(zhuǎn)效率的同時,與之相關(guān)的各種研究課題應運而生,其中之一即為研究大額支付系統(tǒng)中支付流的統(tǒng)計特征。深入研究大額支付系統(tǒng)中支付流的統(tǒng)計特征具有重要意義:首先,張磊等的研究表明,支付流的統(tǒng)計特征是研究大額支付系統(tǒng)的運行風險的關(guān)鍵因素。謝澤林等的研究表明,對支付流的特征的了解有利于支付系統(tǒng)中系統(tǒng)風險的防范。其次,潘松等的研究表明,我國大額支付系統(tǒng)支付流的統(tǒng)計特征與存款準備金管理的關(guān)系非常密切,支付流呈現(xiàn)出存款準備金效應。潘松等的研究表明,銀行間支付流的變化水平無論對于同業(yè)拆借利率的條件均值還是條件方差都有顯著的影響,進而充分研究支付流的統(tǒng)計特征有助于央行進一步把握拆借利率的變化,從而更有效的實行公開市場操作?，F(xiàn)階段,國內(nèi)學者對我國大額支付系統(tǒng)支付流的研究已取得一定的成果,但是對大額支付系統(tǒng)支付流的統(tǒng)計特征還沒有進行過系統(tǒng)的研究,這將不利于進一步對大額支付系統(tǒng)支付流的統(tǒng)計建模分析。為此,本文結(jié)合中國人民銀行對存款準備金率的歷次調(diào)整情況,著重分析各時段大額支付系統(tǒng)支付流的統(tǒng)計特征,并給出針對大額支付系統(tǒng)支付流在統(tǒng)計方法使用上的建議。由于本文的研究時段涵蓋近二十年來中國人民銀行調(diào)整存款準備金最為頻繁的時段,故本文首先依據(jù)中央銀行調(diào)整準備金率的頻率對樣本時段進行分段研究。在闡述歷次存款準備金率調(diào)整時段內(nèi)數(shù)據(jù)基本特征的基礎上,對數(shù)據(jù)的相關(guān)性進行研究,這對于是否可以直接借鑒國外對支付流的風險管理方法有重大意義。其次,本文從厚尾指數(shù)入手,對歷次存款準備金率調(diào)整后支付流的尾部厚度進行刻畫,在研究數(shù)據(jù)分布特征的同時,為中央銀行有效地利用極值方法進行風險管理提供基礎。1存款保證金對銀行間支付流的影響本文研究自2005年7月到2008年7月的大額支付系統(tǒng)支付流,為避免銀行內(nèi)部資金調(diào)度對支付流所帶來的影響,在加總數(shù)據(jù)時剔出了各銀行通過大額支付系統(tǒng)進行內(nèi)部資金調(diào)度的數(shù)據(jù)。在樣本研究期內(nèi),中國人民銀行19次調(diào)整存款準備金率,存款準備金率由2005年7月的7.5%調(diào)整到2008年7月的17.5%,提高幅度高達10個百分點(如下圖所示),這無疑會大幅減少各銀行的超額存款準備金。而各銀行的超額準備金,在完成信貸等業(yè)務的同時,另一個重要的用途是滿足由儲蓄帳戶發(fā)起的支付結(jié)算需求。本文在分析支付流統(tǒng)計特征的同時,試圖分析歷次存款準備金對支付流所帶來的影響。為了分析的方便性,本文依據(jù)存款準備金調(diào)整的規(guī)律對樣本研究期進行分段研究?？紤]到人民銀行調(diào)整存款準備金率前后的資金調(diào)度都會對銀行間支付流產(chǎn)生一定的影響,即在人民銀行調(diào)整存款準備金率前,人民銀行考慮到為各銀行提供一定調(diào)配資金的時間,會在每次準備金率調(diào)整前一段時間披露調(diào)整信息,而銀行間的資金調(diào)度反映在本文所研究的銀行間支付系統(tǒng)的支付流中;而在存款準備金率調(diào)整后,調(diào)整行為也會在一段時間內(nèi)對各銀行的資金面產(chǎn)生影響,因此準備金率調(diào)整后其對支付流的影響也不得忽視。因此,對于存款準備金率調(diào)整頻繁的時段,本文合并連續(xù)調(diào)整準備金率的月份作為一個研究時段,合并細則如下表1所示。2支付金額與社會經(jīng)濟活動的關(guān)系通過數(shù)據(jù)的均值,標準差,極差對數(shù)據(jù)進行初步認識,如表2所示。由表2,首先,調(diào)整存款準備金率前支付流的均值和波動都遠小于準備金率調(diào)整后的均值,這是主要是由于該時段我國支付系統(tǒng)初步建成,系統(tǒng)參與者數(shù)目較少,這就導致僅有小部分社會經(jīng)濟活動反映在了支付系統(tǒng)中;其次,就歷次準備金率調(diào)整來看,自研究時段1至時段4,伴隨支付系統(tǒng)的完善以及社會經(jīng)濟活動的發(fā)展,支付金額均值與波動均呈單邊上升趨勢,直至時段5,上升趨勢才有所改變。這是由于,截至2008年,支付系統(tǒng)參與者的規(guī)模趨于穩(wěn)定,而此時段是央行以控制社會流動性為主要調(diào)控目標的時段,一系列貨幣政策的組合拳使得銀行用于信貸的資金大幅減少,與此同時,社會經(jīng)濟的下滑使得人們的消費欲望有所降低,這些都是導致銀行間支付流較階段5有所減少的原因。3系統(tǒng)流動性管理模型的應用就支付系統(tǒng)的流動性管理而言,由于存在個別系統(tǒng)參與者為了節(jié)約自身的流動性就故意拖延轉(zhuǎn)賬的處理,期望依靠來自其他銀行的流動性的情況,為了減少這種行為對系統(tǒng)流動可能產(chǎn)生的負面影響,支付系統(tǒng)管理者會制定銀行往來賬支付流的管理規(guī)定,以防止這類“自私”行為的發(fā)生。針對系統(tǒng)流動性的管理,Buckle等在對兩家銀行兩期的支付系統(tǒng)流動性管理模型進行日內(nèi)信用進行研究時發(fā)現(xiàn),對銀行日內(nèi)的支付流而言,在確定的時點確定出該銀行完成全天交易金額的占比是一種有效的管理手段。這樣不僅可以減少各銀行的累計流動性需求,還可以使支付市場更加活躍。盡管這項措施在國外很多國家已經(jīng)實施,但這項管理措施在我國RTGS尚未實施。要確定出在給定的時點每家銀行需要完成該銀行當天總支付金額的占比,需要對該銀行當天的總支付金額有一個準確的預期,繼而確定出對該銀行在確定時點要求完成的支付金額的占比,此時支付金額序列是否是可預報的就至關(guān)重要。如果支付系統(tǒng)的支付流是相關(guān)數(shù)據(jù),那么對各行支付金額的預測有助于有效管理整個系統(tǒng)的流動性。本文使用Fan的自適應Neyman檢驗方法進行支付流的相關(guān)性檢驗?？傮w相關(guān)性檢驗要檢驗序列的相關(guān)性即檢驗:H0:ρ(k)=0?H1:ρ(k)≠0。在H0下,Fan提出了自適應Neyman檢驗統(tǒng)計量:其中。并證明在H0下,P(TAN<x)→exp(-exp(-x)),n→∞(依分布收斂)。對不同時段的數(shù)據(jù),利用上述方法進行相關(guān)性檢驗,所得結(jié)果列于表3。表3總第三列數(shù)據(jù)為檢驗統(tǒng)計量的值。表3顯示,在5%顯著性水平下,準備金率歷次調(diào)整時段內(nèi),支付金額序列均拒絕支付流不是相關(guān)序列的原假設。這就表明,在上述時段內(nèi),可以考慮借鑒Buckle提出的風險管理方法對支付流進行管理。4方差動態(tài)特性條件異方差現(xiàn)象在宏觀經(jīng)濟和金融時間序列中經(jīng)?？梢钥吹?而且它可以很好的捕捉數(shù)據(jù)的動態(tài)特性。本節(jié)考察方差序列的相關(guān)性、聚集性和異方差性等特征。本文使用陳敏等針對AR(p)-ARCH(p)模型提出的條件異方差檢驗方法。支付流的方差序列對于AR(p)-ARCH(p)模型不是常數(shù)。記,則其中Xt-1=(xt-1,…,xt-p)T,v(X)是p元可測函數(shù),使得E∣v(Xt-1)|4+δ<∞。這樣,我們可以據(jù)此構(gòu)造檢驗統(tǒng)計量其中,t=p+1,p+2,…,n,在H0下,我們有檢驗統(tǒng)計量。各時段數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析結(jié)果列于下表。由表4的檢驗結(jié)果可知歷次準備金率調(diào)整時段內(nèi),支付流的方差序列均具有條件異方差性。這首先表明支付流不服從正態(tài)分布,其次由于歷次調(diào)整時段內(nèi)支付流的條件方差不是一個常數(shù),它是隨著時間變化的一個量,因此在對序列作預報的時,其預報區(qū)間是隨著時間變化的且各行的風險也是隨著時間變化的。最后,序列呈現(xiàn)出條件異方差性,在今后對數(shù)據(jù)建模的過程中需要考慮這種方差波動的相依性,利用ARCH或者GARCH模型進行數(shù)據(jù)擬合。5小額支付系統(tǒng)極值事件發(fā)生的概率由潘松等的研究發(fā)現(xiàn)大額支付系統(tǒng)支付流的變化水平無論對于同業(yè)拆借利率的條件均值還是條件方差都有顯著的影響,那么針對調(diào)整存款準備金后系統(tǒng)支付流顯著增加的現(xiàn)象,究其原因可能在于大額支付系統(tǒng)中的各銀行為了滿足支付需求或者滿足人民銀行對自身的存款準備金要求而引起的。正是這種某些銀行為了滿足自身需求的需要,導致在銀行間拆借市場中出現(xiàn)資金的需求方,這就可能會引起同業(yè)拆借利率(Shibor)的上升。那么關(guān)注大額支付系統(tǒng)中支付流出現(xiàn)正的極值發(fā)生的可能性就變得非常重要。由于它不只關(guān)系到大額支付系統(tǒng)本身,可能還會干預其他市場的運作。正是出于這種思想,本文試圖通過尾指數(shù)來刻畫這種極值事件發(fā)生的概率。本文只給出尾指數(shù)的估計,由于尾指數(shù)的估計,是進行極值事件發(fā)生概率的估計核心。估計出了尾指數(shù)就可以得知在任意給定閥值的情況下,極值事件發(fā)生的概率。支付流尾指數(shù)估計由前面的分析,我們知道大額支付系統(tǒng)支付流具有條件異方差性,由潘家柱等和金陽、安鴻志的研究結(jié)果可知,這就意味著大額支付系統(tǒng)支付流是厚尾的。本文借助于Hill估計量對尾指數(shù)進行估計。Hill估計量的提出是建立在極值理論基礎之上的。在極限條件下,所有的厚尾分布的尾部都可以用冪函數(shù)來擬合,而且經(jīng)過一系列的研究得出,金融時間序列的極值分布通常是Frechet分布,由Fisher-Tippett定理可以得到尾部分布形式為:F(x)=1-ax-α(1+bx-β),并且Dacarong指出,這個分布形式幾乎提供了所有的尾部形式的逼近。在假定α=β的情況下,對尾指數(shù)α的估計便成了估計尾部分布形式的重中之重。那么,估計出了尾指數(shù)α便可以得到尾部形式的逼近,即極值事件發(fā)生的概率。對尾指數(shù)進行估計時,最常用的估計方法是Hill所提出的易于計算且漸近無偏的Hill估計量。但其在小樣本時是有偏估計量。而在對尾指數(shù)進行估計時,所使用的樣本都是小樣本,因此直接使用Hill的方法所得到的估計量可能出現(xiàn)較大的偏差。Beirlant等提出了一種在小樣本下幾乎無偏的尾指數(shù)估計方法,但是該方法很復雜且很多有限樣本的性質(zhì)仍不清楚。Huisman等提出了一個修正Hill統(tǒng)計量,該統(tǒng)計量計算簡便且在小樣本下是無偏的尾指數(shù)估計方法。本文利用這種方法對支付流的尾指數(shù)進行估計。修正Hill統(tǒng)計量起源于對傳統(tǒng)Hill統(tǒng)計量的偏倚的修正。假設有一樣本取自于未知的厚尾分布,其次序統(tǒng)計量為0<X(1)≤X(2)≤…≤X(n)。記,Hill統(tǒng)計量為,式中k<κ<n,κ為門限值,具體的確定方法有多種。Dacarognaetal給出了γ(k)的漸近數(shù)學期望和漸近方差:。由此可見,Hill估計量的偏倚是k的單調(diào)遞增函數(shù),而方差卻與成正比。所以k的取值關(guān)系到估計量無偏性和精確性的權(quán)衡問題。然而只要k>0,Hill估計量的偏倚總會存在,只有當樣本容量趨于無窮大時,偏倚才趨于0。修正Hill統(tǒng)計量在α=β的假定下,認為γ傳統(tǒng)的Hill估計量的偏倚幾乎是k的線性函數(shù),γ(k)=β0+β1k+ε(k),k=1,2,…,κ,該模型等價于由于γ(k)的方差隨著的變化而變化,因此,該模型具有異方差性,需用WLS方法對模型參數(shù)進行估計,其中權(quán)矩陣W是對角線元素為(),其余元素為0的對角矩陣,則,那么為γ的修正的Hill估計量,易見,修正的Hill估計量是傳統(tǒng)Hill估計量的加權(quán),即對于k=1,2,…,κ:,其中ω(k)也依賴于κ的選取。尾指數(shù)α的估計量為。標準正態(tài)分布的尾指數(shù)α=0,故α>0的均為厚尾型分布,且α越小,尾部越胖;α越大,尾部越瘦。各時段數(shù)據(jù)的右尾指數(shù)估計列于表5。表5歷次準備金率調(diào)整時段內(nèi)支付流尾部厚度由表5知,五個時段內(nèi)的數(shù)據(jù)均呈現(xiàn)出厚尾現(xiàn)象。相對于準備金率調(diào)整前時段,發(fā)生準備金率調(diào)整后,數(shù)據(jù)尾部厚度整體有所下降,即數(shù)據(jù)在尾部所占比重有所降低;比較歷次準備金率調(diào)整時段,厚尾指數(shù)都大于0,且伴隨著歷次準備金率的調(diào)整,尾部指數(shù)有所降低,支付流分配在極大值的部分有所降低。這從一個側(cè)面反映出極大支付流發(fā)生的可能性有所降低,貨幣政策調(diào)控的有效性略顯。而尾指數(shù)只是給出了尾部厚度的一個刻畫,想要確切的得到極值事件發(fā)生的概率還需要做進一步的研究。6數(shù)據(jù)的關(guān)聯(lián)性和不確定性增強本文基于對我國大額支付系統(tǒng)支付流自2005年7月到2008年7月的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計特征的研究。通過對中央銀行歷次準備金率調(diào)整時段內(nèi)數(shù)據(jù)基本特征的研究,發(fā)現(xiàn)調(diào)整存款準備金率前支付流的均值和波動都遠小于準備金率調(diào)整后的均值,且準備金率歷次調(diào)整之初,支付金額均值與波動均呈單邊上升趨勢,直到社會流動性有所降低時,銀行間支付流金額的均值和波動才有所降低。通過對數(shù)據(jù)相關(guān)性的研究發(fā)現(xiàn),在準備金率歷次調(diào)整時段內(nèi),支付金額序列均拒絕支付流不是相關(guān)序列的原假設。這就表明,在各研究時