中国人民银行性与通货膨胀关系的研究

人民银行性指数，并运用线性回归法分析得出中国人民银行的性与通货膨胀率之间的关系：两者呈负相关关系。根 据上述分析，提出了加强我国银行性的相关建议。［关键词］银行性；通货膨胀率；CWN法［DOI ］ 10. 13939/j. cnki. zgsc. 2020. 12. 0491文献综述国内对于银行性的研究虽然较晚，但其研究成 也是值得肯定的。早期的银行

换届和一些重要年份为主要时间节点来测算。整理分析，

1988—2018 国银行性指数（CBI），如表2所示。表1银行性指标比较指标体系性的理论研究，主内容银行理事会成员的

要偏向于对于银行 要偏向银行

性的定性描述。后期的研究中主性 、经济长的关系等VAR计量方法对我国的银行独分析， 于 性

：国优点缺点只适合

方面。胡金族和刘琴思（2013）利用LS指标对银行 性做 性

测量，

Grilli，Mas.eandaeo (GMT，1991)任命程序；银行 侧重政治独的关系做

和 Tabellini 法 理事会与的关系％

行的性于发达 国银行的 性 ,

分析中国 行 结论：中国

行的

稳定。李雪梅（2017）济增长稳定性的关 出银行

策的指标考

Cukierma，行长的任命、罢免和任 期；与银行目

性

中介 对我国经济稳定性产生 。庞 、景 淇和性 于

Webb 和Neyapti 法(CWN，指标更为细

内较烦琐；邱 （2019） 分析银行

性

中

之间的标冲突的解决程序、价

致，首先涵关系发现：银行 。性的相关研：

格稳定的重要性等四个 方面法性法性 标占比

国内外研究成

究理

看，关于银行

1992)较成熟。从上

中国的

中物价稳定是否为首要目

Lounsani 和

较大包括目标、

标；银行是否有效

央银行性 。但是，在关于中国中Sheei 法央银行性指数的测定时，很多学者都采用LS法进行测 算，测量方法比较单一， 的方法来测算，这样经济、政治 忽视了立 指标控制货币工具％ 制等14项指标性，更 法性 家实际够找 方法之间的联系， 高测算结果的 性。(LS, 1997)对融资是否有限 贴近转型国

2中国人民银行的性测定22中国人民银行的性测定的指标选择资料来源：［日］《银行的性》，东洋经济新报社及整理所得。在关于银行 性测定的 中，主要的指标有表2银行性指数年份D.马希安达罗和G.塔贝利尼（V. Grili， D. Masciandare和 G Tabdlini，1991）提出的GMT法、A.库克曼、S.韦伯和

CBI年份CBI0.59198819—199219930. 1250. 150. 210. 260. 5919961997—20010.6230.6930.6930.699B.尼亚普惕（Cukierman，Webb and Neyapti，1992）提出的 CWN法、劳恩甘伊和希特（Loungani, Sheets，1997）提出 的LS法等。它的

对上

1所示。20022003199419952004—2018主要的 行 性 的 较，通过表2可以观察到银行性指数在1995年后 达

择CWN法作为中国 行 性测度的方法，因相较于 GMT、LS法，CWN法更加细致，它是首先涵盖立法性

一个较强的水平， 的关系的。《中国 行法》的颁布是的 ，中国人民银行的

，

法》对银行

性与《中国 行法》联《中国 行CWN法能够更好 性的 。3中国人民银行性与通货膨胀率实证分析32实证模型2.2中国人民银行性指数的测定据CWN法的相关内容统计了 1988—2018 31年数3.1.1变量的选取与数据来源文章使用消费者价

据，这31年来中国 行行长经历了 5任， 行长 数（CPI）来衡量价格水平、计2020.2 刚 49财政与金融算

率（$）,中CPI是以上 基准计算的。文章数据 于中国统计局官网，银行性指数根据

CW] 合我国 整理 \"表3 1988-2018年中国通货膨胀率年份通货膨胀 通货膨胀 率（%）年份通货膨胀率（%）年份率（%）198818. 81998-0. 820103.319181999-1.420115.419903. 120000.420122.619913.420010.720132.619926.42002-0. 820142199314. 720031.220151.4199424. 120043.920162199517. 120051. 820171.619968. 320061.520182. 119972. 820074. 81998-0. 820085.91999-1.42009-0. 7资料来源：国家统计局《中国统计年鉴》及年度统计报告。3.12变量模型的选取方

续的Eviews操作，用CBI来代替银行独性指数，IR来代 率（$）,

3和4 分析，银行 性指数 率之间存在一定的负相关关系,而且在1995 《中国 行法》颁布,银行性指数 一定的提高，而中国的 率开大幅度的下降。

线性回归模 分析。3.2实证结果322 平要分析的数据均为时间序列数据，在进行线性回归

分析之前，要进行平稳性检验。DCBI表示一阶差分后的

银行 性指数 ，DIR表示一阶差分后的率 ° EViews 9对整

组进行单位

验，检验

4所示。表4时间序列组的单位根检验检验指标ADF检验值临界值（1%）结论CBI-1.59-3.75不平稳DCBg-23.09-3.75平稳gR-2. 76-3.67不平稳DR-4.21-3.68平稳4,可以看出银行性指数 和通货膨率 是非平稳 ，而它们的一阶差分

均是平稳,一阶差分 进行格兰杰 验。 进一步分析两

之间的关系， 进行协整检验，检验结果如表5所示。表5协整检验原假设＞统计量检验标准（1%）残差序列非平稳-3.90-3.70上 50 2020.4中国市场2020年第12期（总第1039期）5 知，拒 设，即银行 性指数和通率两者之间存在协整关系，即银行 性 货之间存在长期均衡关系，

进行格兰杰

验。322格兰杰因果检验兰杰

验用于查看 之间是否存在格兰杰因果性，可以对CBI序列和IR序列进行格兰杰因果检验，结果

如表6所示。表6格兰杰因果检验设:统计量Prob.IR不是引起CBI变化的原因8. 800. 0014CBI不是引起IR变化的原因5. 750. 00916 知，在0. 01的显著水平下,均拒 设,即IR是引起CBI变化的原因，CBI也是引起IR变化的原

。 ,两 存在 关系，可以对两者进行线性回归分析。322线性回归分析EViews 9对通货膨胀率和银行性指数进

行线性回归分析，如表7 示。表7模型回归结果变系数标准差＞统计量Prob.常数15. 572. 5960CBg-18. 84. 33-4. 350.00027可知，通货膨胀率与银行性指数的函数

关 ：IR = 15. 57 -18.8

CBI ： = 18. ＞统计量知，系数是比较显著的，即当银行

性 一 位时，

率就下降18.8% 位。4结论上 的分析，

一 ： 高行

性的程度 决我国的高 。即国行的 性越高，

于

稳定和促进经济增长的 。 要 中国 行相对于的性，其途径 三个方面：①高法律方面的 性，即在法律上赋予银行更多的 度， 中国 行的行位；②规范银行的

策 ， 保 稳定是主要 ；③高银行 策透明度， 众银行的 策，提高银行的信誉， 于银行

策的实施。参考文献：（1 ] GRILLI V , MASCIANDARO D , TABELLINI G, et al. Poli-

cal and monetary institutions and public financial policies in the industrii

countries （J）. Economic police, 1991, 6 （13）： 341.（2 ]蔡志刚.银行 性 策（M].北京：中国金融出版社，2004.