開放經(jīng)濟條件下我國外匯儲備對貨幣政策影響的實證分析

開放經(jīng)濟條件下我國外匯儲備對貨幣政策影響的實證分析

譚文培（湖南化工職業(yè)技術(shù)學(xué)院 湖南株洲 412011）

An empirical analysis on the impact of China's foreign exchange reserves on monetary policy under the open economy

Abstract: Since China carried out the foreign exchange management system in 1994, 

China's foreign exchange reserves continued to maintain rapid growth to the end of 2011 reached $ 3,181,148,000,000, to be a country who has the largest foreign exchange in the world. At the same time, funds outstanding for foreign exchange has continued to increase and also procures money supply growing. Therefore, under the open economy, it’s necessary to further study the impact of foreign exchange reserves on monetary policy. This paper analyzes the impact of the foreign exchange reserves on monetary policy in theory, and then through the empirical analysis of the impact of 

foreign exchange reserves on the narrow money (M1) and broad money (M2), analyzes of the impact of the foreign exchange reserves on the monetary policy, as well as provides the policy recommendations to monetary authorities .

Key words: the open economy; foreign exchange reserves; monetary policy；sterilization operation; empirical analysis

摘要：我國外匯儲備自1994年外匯管理體制以來，持續(xù)保持快速增長，到2011年底達(dá)到了31811.48億美元，是國際上擁有外匯最多的國家。與此同時，外匯占款也持續(xù)增加，促使貨幣供應(yīng)總量也不斷增長。因此，在開放經(jīng)濟條件下，需進(jìn)一步研究外匯儲備對貨幣政策的影響。文章從理論上分析了外匯儲備對貨幣政策的影響，并且通過外匯儲備對狹義貨幣M1和廣義貨幣M2影響的實證分析，分析了外匯儲備對貨幣政策的影響，同時為貨幣當(dāng)局提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：開放經(jīng)濟；外匯儲備；貨幣政策；對沖操作；實證分析

一、外匯儲備對貨幣政策影響的理論分析

（一）外匯儲備與貨幣政策相互作用的內(nèi)在機理

在開放經(jīng)濟條件下，外匯儲備主要是通過影響貨幣供應(yīng)量進(jìn)而影響中央銀行的貨幣政策。中央銀行的貨幣供應(yīng)量由基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)決定。

貨幣供應(yīng)量=基礎(chǔ)貨幣×貨幣乘數(shù)

即：Ms=B×m 

基礎(chǔ)貨幣的投放量取決于中央銀行的各項資產(chǎn)運用業(yè)務(wù)，包括再貼現(xiàn)、再貸款、外匯收購、證券購買、黃金收購以及財政透支等業(yè)務(wù)。通過中央銀行簡化的資產(chǎn)負(fù)債表，我們可以清楚的分析外匯儲備與貨幣政策之間的內(nèi)在影響。

表一：中央銀行簡化資產(chǎn)負(fù)債表

從中央銀行簡化的資產(chǎn)負(fù)債表中我們可知，資產(chǎn)=負(fù)債，即：bl+gb+fa+oa=c+bd+gd+ol。

貨幣經(jīng)濟理論告訴我們，基礎(chǔ)貨幣=流通中的現(xiàn)金+存款準(zhǔn)備金（B=c+bd），由此可知，B=nfa+dl=(fa+oa-ol)+(bl+gb-gd)，其中nfa為國外資產(chǎn)凈額，dl為國內(nèi)信貸額。用增量表示，△B=△nfa+△dl。 

在現(xiàn)代銀行制度下，貨幣供應(yīng)量表示為：Ms=B×m=nfa×m+dl×m=e×fr×m+dl×m，增量表示為：△Ms= △nfa×m+△dl×m=e×△fr×m+△dl×m。公式中，m表示貨幣乘數(shù)，e表示用本幣計量的外幣價格，fr表示外匯儲備。從上式可以看出，貨幣供應(yīng)量包括通過國內(nèi)渠道創(chuàng)造的貨幣供應(yīng)量（dl×m）和通過外匯儲備引起的貨幣供應(yīng)量（e×fr×m）。

（二）外匯儲備對貨幣政策的影響

外匯儲備通過外匯占款影響貨幣供應(yīng)量，進(jìn)而對貨幣政策產(chǎn)生影響。外匯儲備的增加會導(dǎo)致外匯占款的增加，外匯占款增加會導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣增加，基礎(chǔ)貨幣與貨幣乘數(shù)決定貨幣供應(yīng)量。外匯儲備的增加對貨幣政策的影響主要包括以下幾個方面：

1、外匯儲備增加會導(dǎo)致貨幣供給內(nèi)生性增強，影響中央銀行對貨幣供給的調(diào)控。

貨幣供給具有一定的內(nèi)生性。由于外匯儲備的增加，迫使中央銀行被動地投放基礎(chǔ)貨幣，外匯占款在基礎(chǔ)貨幣中的比重越大，貨幣供給的內(nèi)生性越強。經(jīng)常項目順差和資本項目順差，加上大量的熱錢的流入，導(dǎo)致我國外匯儲備持續(xù)增加，對我國貨幣供給造成了巨大的沖擊，加劇了國內(nèi)輸入性通貨膨脹的壓力。中央銀行為了抑制通脹，只能被動地采取對沖操作，從而影響貨幣政策的有效性，加大了中央銀行對貨幣供給調(diào)控的難度。

2、外匯儲備增加導(dǎo)致中央銀行對沖操作成本增加。

由于外匯儲備增加引起基礎(chǔ)貨幣投放量的增加，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)總量增加，對宏觀經(jīng)濟運行產(chǎn)生負(fù)面影響，一方面會刺激投資擴張，資產(chǎn)價格上漲，通貨膨脹壓力加大；另一方面加劇了銀行體系的脆弱性。因此，中央銀行只能不斷地采取對沖操作，而中央銀行對沖操作需要付出資金成本，隨著中央銀行對沖操作次數(shù)和金額的增加，對沖操作成本也不斷增加。

3、外匯儲備增加導(dǎo)致貨幣供給時滯性縮短，基礎(chǔ)貨幣控制難度加大。

在開放經(jīng)濟條件下，我國外匯管理采取結(jié)售匯制度，中央銀行通過外匯占款投放基礎(chǔ)貨幣，外匯占款通過商業(yè)銀行迅速轉(zhuǎn)化為企業(yè)存款，加速了貨幣供應(yīng)量的擴張，縮短了貨幣供給的時滯，加大了中央銀行控制基礎(chǔ)貨幣投放的難度。

二、外匯儲備對貨幣政策影響的實證分析

（一）外匯儲備和貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計描述

1994年，我國外匯管理體制進(jìn)行了重大改革，所以，我們選取1994年至2011年的我國外匯儲備（FER）和狹義貨幣供應(yīng)量（M1）及廣義貨幣供應(yīng)量（M2）年度數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析。統(tǒng)計結(jié)果見下表：

表二：1994年-2011年外匯儲備和貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計

（外匯儲備單位為億美元，貨幣供應(yīng)量單位為億元）

    根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)我們可以發(fā)現(xiàn)，1994年-2011年我國外匯儲備和狹義貨幣供應(yīng)量及廣義貨幣供應(yīng)量變動趨勢基本保持一致（見圖1），說明外匯儲備與貨幣供應(yīng)量之間存在很強的相關(guān)性；1994年-2011年我國外匯儲備增長率和狹義貨幣供應(yīng)量增長率及廣義貨幣供應(yīng)量增長率變動趨勢上存在一定的差異，外匯儲備增長率變動幅度較大，而貨幣供應(yīng)量增長率變動幅度較?。ㄒ妶D2），說明中央銀行為了保持貨幣供應(yīng)的平穩(wěn)增長，采取對沖操作措施調(diào)控外匯儲備增長對貨幣供應(yīng)量的剛性增長是有效的。

（二）外匯儲備對貨幣供應(yīng)量影響的實證分析

1、樣本選取和數(shù)據(jù)說明

實證的目的是為了研究我國外匯儲備的增長對我國貨幣供應(yīng)量的影響，因此，我們選擇外匯儲備（FER）作為自變量，狹義貨幣供應(yīng)量（M1）和廣義貨幣供應(yīng)量（M2）作為因變量，并對所有的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，以消除數(shù)據(jù)對實證檢驗平穩(wěn)性的影響。樣本區(qū)間為1994-2011年我國外匯儲備（FER）、狹義貨幣供應(yīng)量（M1）和廣義貨幣供應(yīng)量（M2）的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局和中國人民銀行官方網(wǎng)站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

2、單位根ADF檢驗

FER、M1和M2均為時間序列數(shù)據(jù)，為了防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，我們對所有的變量利用Eviews5.0對各變量的時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

表2 變量時間序列ADF檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，△lnM1、△lnM2無單位根，在10%的顯著性水平下，△lnFER無單位根，通過ADF檢驗，這三個變量的時間序列是平穩(wěn)的。

3、Johansen協(xié)整檢驗

利用Eviewes5.0分別對外匯儲備（FER）與狹義貨幣供應(yīng)量（M1）、外匯儲備（FER）與廣義貨幣供應(yīng)量（M2）進(jìn)行協(xié)整檢驗，跡檢驗和最大特征值檢驗結(jié)果如表3和表4所示。

表3  FER與M1的協(xié)整檢驗結(jié)果

表4 FER與M2的協(xié)整檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，當(dāng)顯著性水平為5%時，F(xiàn)ER與M1的跡檢驗與最大特征值檢驗的結(jié)果均拒絕不存在協(xié)整方程的原假設(shè)。說明FER與M1之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。由此，可以得出FER和M1之間的協(xié)整方程：

lnM1=0.5116lnFER

      (-4.22102)

從協(xié)整方程系數(shù)可以看出，F(xiàn)ER每變動1%，M1將變動0.5116%，表明外匯儲備變動影響?yīng)M義貨幣供應(yīng)量變動。

協(xié)整檢驗結(jié)果同樣表明，F(xiàn)ER與M2之間也存在長期的協(xié)整關(guān)系，F(xiàn)ER和M2之間的協(xié)整方程為：

lnM2=0.5568lnFER

      (-3.98762)

從協(xié)整方程系數(shù)同樣可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)ER每變動1%，M2將變動0.5568%，表明外匯儲備同樣影響廣義貨幣供應(yīng)量變動。

協(xié)整檢驗的結(jié)果還表明，F(xiàn)ER與M1、M2之間存在同向的變化趨勢，這與前面的統(tǒng)計描述是一致的。

4、Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗只是表明FER與M1、M2之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，但并不能說明FER變動是M1和M2變動的原因，因此，還需要對變量之間進(jìn)行因果關(guān)系檢驗。FER與M1、M2之間的格蘭杰檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 FER與M1、M2之間的格蘭杰檢驗結(jié)果

格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，lnFER變動是lnM1和lnM2變動原因的概率分別為65.4%和68.5%，說明變量之間的因果關(guān)系比較顯著，事實上，由于我國出現(xiàn)的經(jīng)常項目和資本項目長期的“雙順差”，中央銀行被迫采取對沖操作，降低了外匯儲備增長對貨幣持有量增加的影響程度，由此，我們可以得出這樣的結(jié)論：外匯儲備變動對貨幣供應(yīng)量變動的影響是非常明顯的。

5、誤差修正模型

通過對FER與M1、M2分別進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗后，證明FER與M1、M2之間存在長期均衡的關(guān)系，通過對FER和M1、M2分別進(jìn)行的因果關(guān)系檢驗，表明FER是M1和M2變動的格蘭杰原因，但FER與M1、M2是否短期之間同樣存在明顯的動態(tài)關(guān)系，我們通過誤差修正模型進(jìn)行驗證。

D(lnM1)=0.01ECt-0.324D(lnM1(-1))-0.265D(lnM1(-2))+0.021D(lnFER(-1)) -0.0758D(lnFER(-2))                                               

(-4.659) *  (-2.226)       (-1.568)       （-0.056）（-0.512） 

其中，括號中數(shù)字表示在5%的顯著水平下各個系數(shù)的t統(tǒng)計值。

ECt-1=lnM1－0.5236lnFER。

D(lnM2)=0.0068ECt-0.412D(lnM2(-1))-0.278D(lnM2(-2))+0.076D(lnFER(-1)) +0.031D(lnFER(-2))                                                

(5.712) *    (-2.385)       (-1.863)     (0.6102)    (0.312)

其中ECt-1=LNM2-0.5756LNFER。

從誤差修正模型中可以看出，M1、M2受FER的長期影響系數(shù)分別為0.52和0.57，對M1的作用稍小于M2。兩者的彈性系數(shù)雖然都小于1，但FER對M1、M2的影響卻很顯著，因為FER的基數(shù)和變動額很大。

從短期看，F(xiàn)ER滯后一期對M1、M2的系數(shù)分別為0.021和0.076，對M2的短期影響比對M1短期影響高5%，表明FER對M2的影響大于對M1的影響。同時，模型中的誤差修正系數(shù)分別為0.01和0.0068，說明FER對長期均衡的偏離，對M1和M2短期供給會產(chǎn)生正向的影響。

三、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

通過對FER與M1、M2之間分別進(jìn)行的協(xié)整關(guān)系檢驗以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗，表明FER對貨幣供應(yīng)量M1和M2都會產(chǎn)生影響。

1、從統(tǒng)計描述和協(xié)整方程都可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)ER與M1、M2具有共同的隨機發(fā)展趨勢，F(xiàn)ER與M1和M2之間均存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，F(xiàn)ER每變動1%，M1和M2相應(yīng)變動0.5116%與0.5568%。

2、FER變動與M1、M2之間存在較明顯的因果關(guān)系，F(xiàn)ER變動是M1和M2變動的格蘭杰概率分別為65.4%、68.5%，F(xiàn)ER對M2的影響高于對M1的影響，由此可知，外匯儲備對貨幣供應(yīng)量的影響主要是作用于流通中的現(xiàn)金（C）和存款準(zhǔn)備金（BD）。

3、貨幣供應(yīng)量是貨幣政策中最重要的中介目標(biāo)，它是貨幣政策的風(fēng)向標(biāo)，由于外匯儲備影響貨幣供應(yīng)量，因而也就對貨幣政策產(chǎn)生影響，影響貨幣政策的有效性，也就是說，外匯儲備對貨幣政策的影響是通過影響貨幣供應(yīng)量傳導(dǎo)的。

（二）政策建議

1、改革和完善我國現(xiàn)行的外匯管理制度

對銀行結(jié)售匯制度進(jìn)行改革，降低強制售匯比例，讓企業(yè)持有一定數(shù)量的外匯儲備；同時，進(jìn)一步放松外匯管制，適度增加商業(yè)銀行外匯周轉(zhuǎn)額度，增加外匯頭寸，進(jìn)而減少外匯占款，減輕中央銀行基礎(chǔ)貨幣的投放壓力，削弱貨幣供應(yīng)的內(nèi)生性增長。

2、進(jìn)一步完善人民幣匯率形成機制，促進(jìn)國際收支基本平衡

一是要繼續(xù)完善人民幣盯住一籃子貨幣的匯率形成機制，降低由于美元升值對人民幣升值的壓力，進(jìn)而控制國際投機資本的大量流入；二是逐步放松人民幣管制，實現(xiàn)人民幣在經(jīng)常項目下的可自由兌換，實現(xiàn)國際收支基本平衡。

3、加強外匯儲備的有效管理

加強外匯儲備的管理，完善外匯儲備結(jié)構(gòu)，降低美國政府長期債券的持有比例，增加黃金儲備，石油等戰(zhàn)略性物資儲備，既可以提高外匯儲備的使用效率，又可以緩解外匯儲備對貨幣政策的影響。

參考文獻(xiàn)：

1.譚文培.《我國外匯儲備增長對貨幣供給的影響研究》[D]，湖南大學(xué)，2009.10

2.徐雁林.《當(dāng)前我國外匯儲備對貨幣政策的影響》[J]，時代金融，2010.01

3.康立.《中國外匯儲備對貨幣政策的影響》[J],中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2006.01

4.譚文培.《我國外匯儲備增長對貨幣供給影響的實證分析》[J]，統(tǒng)計與決策，2010.01

5.高鐵梅.《計量經(jīng)濟分析方法與建?！穂M]，清華大學(xué)出版社，2006年版