外匯儲備增長對基礎貨幣影響的解釋

1、外匯儲備增長對基礎貨幣影響的解釋在20世紀60年代以前，經(jīng)濟學家大都將貨幣供給量視為中央銀行可以加以絕對控制的外生變量，凱 恩斯就認為貨幣是外生變量，中央銀行可以決定基礎貨幣的水平，而貨幣供給又是基礎貨幣的穩(wěn)定函數(shù)， 因此貨幣供給由中央銀行所決定。60年代以后。許多經(jīng)濟學家認為貨幣不是取決于貨幣當局的政策意愿，而是取決于經(jīng)濟體系中實際變量，新劍橋?qū)W派的卡爾多（1977）則認為貨幣是內(nèi)生性特征。后凱恩斯學派的格利、肖進和托賓從金融創(chuàng)新和貨幣乘數(shù)等角度說明了貨幣供給具有內(nèi)生性和不可控性。Diamod和Rajan（2003）也說明了貨幣供給的內(nèi)生性。因此，要分析外匯儲備變動是否會引起基礎貨幣變動，我

2、們首先要承認貨幣具有內(nèi)生性，在一個開放經(jīng)濟體系中，外匯儲備的變動已經(jīng)成為國內(nèi)金融政策和對外金融政策 的連接點，成為反映本外幣政策沖突的關鍵性政策指標之一，也是影響貨幣政策有效的重要因素。90年代以來，我國外匯儲備一直呈增長趨勢，特別是1992年以后呈高速增長，2006年底，我過外匯儲備已經(jīng)達到12602.7億美元，躍居世界第一。在這種經(jīng)濟環(huán)境下，貨幣當局為了實現(xiàn)自己預期的目標，不得不考慮 外匯儲備對經(jīng)濟金融運行和貨幣政策過程的影響。在我國現(xiàn)有的外匯管理體制下，外匯儲備增長引起的外 匯占款會改變我國基礎貨幣的投放，增強貨幣供給的內(nèi)生性，對中央銀行的宏觀調(diào)控能力產(chǎn)生影響。本文 將理論和實證兩方面分

3、析外匯儲備對我國基礎貨幣投放的影響，揭示外匯儲備及其變動在貨幣政策中的地 位和作用。據(jù)統(tǒng)計資料顯示，1990年，我國外匯儲備余額為 110.93億美元，首次突破100億美元大關。 1994年匯改以來，外匯儲備快速增長，一直呈上升趨勢。1996年，我國外匯儲備余額為 1050.25億美元，首次突破1000億美元大關。2006年底，我國外匯儲備余額為12602.7億美元，已突破10000億美元大關，與2005年底8188.72億美元相比，外匯儲備凈增加、4414億美元，同比增長53.9%。我國外匯儲備增長已呈現(xiàn)出明顯加速的趨勢。開放經(jīng)濟條件下主要經(jīng)濟變量之間的依存關系根據(jù)國際收支貨幣分析說，在假定

4、一國貨幣需求函數(shù)為一長期穩(wěn)定函數(shù)前提下，開放經(jīng)濟中一國基礎 貨幣由兩個途徑產(chǎn)生，即國內(nèi)信貸 （用D表示）和國際儲備（主要是外匯儲備，用 FR表示），基礎貨幣用BM 表示。則有：BM=D+FR其中，D表示中央銀行國內(nèi)信貸，包括中央銀行對金融機構(gòu)再貸款、對國家財政的 透支和貸款以及一些財政性質(zhì)的貸款和其他以放款、證券投資等形式進行貨幣投放的項目；FR表示中央銀行國外凈資產(chǎn)，即國家的外匯儲備。而貨幣供給M為基礎貨幣與貨幣乘數(shù)的乘積，于是有： M=m （D+FR），其中，m為貨幣乘數(shù)，m.D為國 內(nèi)貨幣供給量，m.FR為由外匯儲備變動引致的貨幣供給量。假設國內(nèi)貨幣供給量保持不變，則外匯儲備的 變動會引

5、起貨幣供給量在貨幣乘數(shù)的作用下成倍地同方向變動，如下圖，協(xié)匯福備璋加卜f 外匯占款增加7林礎優(yōu)幣增加L*貨幣供監(jiān)品增I根據(jù)中央銀行資產(chǎn)負債表，存在以下的數(shù)學表達式:Ms=rMB Ms=r(FE+G+OFA+DC)(1)其中：Ms為貨幣供應量；r為貨幣乘數(shù)；MB為基礎貨幣；FE為外匯占款；G為黃金占款；OFA為其他 國外資產(chǎn)；DC為國內(nèi)信貸量。(1)式可以簡化為：MB=FE+G+OFA+DC (2)或者： MBW FE+AG+AOFA松 DC(3)通常，(2)、(3)式可簡化為：MB=FE+DC (4) MBW FE+A DC(5)即基礎貨幣等于外匯占款和國內(nèi)信貸量二者之和或基礎貨幣增量等于外匯

6、占款增量和國內(nèi)信貸增量之 和。(一)外匯占款與基礎貨幣之間的關系分析外匯占款與基礎貨幣之間關系包括外匯占款存量與基礎貨幣存量的關系以及與外匯占款增量與基礎貨 幣增量的關系。1.外匯占款存量與基礎貨幣之間關系。外匯占款占基礎貨幣的比例在1995年是35.69%,1998年接近50%雖然1999年、2000年該比例略有停滯，但從 2001年開始迅速攀升，2002年以后增長幅 度更大，2005年達到96.44%,2006年更是超過1,達到108% 2.外匯占款增量與基礎貨幣增量之間的關系。1995年以來，外匯占款年增量占基礎貨幣年增量比例年際間波動很大，1996年，該比例為50.85%; 1997年

7、跳躍至100.39%，這表明1997年的基礎貨幣增量完全由外匯占款所貢獻，并且外匯占款還彌補了國內(nèi)信 貸量的部分負增長：1998年，該比例是-152.72%,表明國內(nèi)信貸量負增長超過了外匯占款的增長從而導致基礎貨幣負增長：1999年、2000年，這一比例分別為 57.76%、34.88%;2001年，該比例創(chuàng)紀錄地達到 201.74%,表明外匯占款的高增長對國內(nèi)信貸量的負增長起了較大的彌補作用：2002年、2003年，該比例一直處在高位，分別為86.41%、127.40%; 2004年有所回落，為 14.22%, 2005年又破紀錄地達到 295.2%; 2006年， 該比例仍處于高位，為 1

8、65.64%。以上分析表明，自1994年外匯體制改革以來，我國中央銀行基礎貨幣投放的結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生了根本性變 化，外匯占款成為基礎貨幣投放的主要渠道。特別是在東南亞金融危機之后，外匯占款的主渠道作用更加明顯。近年外匯占款占基礎貨幣存量的比例一直處于上升趨勢，2006年更超過了 1.而外匯占款增量占基礎貨幣增量的比例在2001、2005年更是超過200%因此，可以得出外匯儲備增長將引起基礎貨幣的增加。（二）外匯儲備增長對基礎貨幣的影響機制改革開放以來，隨著我國對外貿(mào)易的逐步擴大，經(jīng)濟的不斷發(fā)展，外匯儲備也迅猛發(fā)增長。特別是90年代以來，增長速度更快。 2005年達到8188.72億美元是1991年

9、217.12億美元的將近40倍。由于我國 外貿(mào)的持續(xù)順差，這是我國外匯儲備增加較快的一個主因。外匯儲備并不是越多越好。巨額儲備經(jīng)營隱憂重重，央行曾表示，外匯儲備快速增長，貨幣政策的有效性面臨嚴峻挑戰(zhàn)。貿(mào)易順差引起的外匯儲備快速增 長，另一方面也反映了國內(nèi)需求不足：短期資本流入形成的外匯儲備更不排除投機性的風險。更重要的是，高外匯儲備帶來了較高的匯率風險。外匯儲備過多，兌換成本國貨幣就意味著本國流通領域基礎貨幣增多。在固定匯率制度下，基礎貨幣構(gòu)成中央銀行的主要負債，國內(nèi)信貸和外匯儲備構(gòu)成中央銀行的主要資產(chǎn)， 中央銀行的基礎貨幣投放通過三種渠道投放，即再貸款，財政透支與借款及外匯占款，前兩項統(tǒng)稱為

10、中央 銀行信貸，外匯占款是中央銀行增加外匯儲備對應的貨幣投放。所以，中央銀行國內(nèi)信貸和外匯儲備的變 化直接影響基礎貨幣的投放量，三者在數(shù)量上的關系可以表示為：BMWD+AFR;在這個公式中， BM表示基礎貨幣的變化， D表示國內(nèi)信貸變化， FR表示外匯儲備的變化。在國內(nèi)信貸不變的情況下，國際收支不平衡時就會通過外匯儲備渠道迫使貨幣供應的變化。外匯占款 數(shù)量由匯率和外匯儲備量的乘積決定，外匯儲備對貨幣供應的影響程度取決于外匯占款占基礎貨幣的投放 比例。在我國目前的匯率形成機制及外匯管理模式下，人民銀行只能被動地接受國際收支順差的變動，外 匯占款占基礎貨幣投放的比重越來越多，成為基礎貨幣投放的主要

11、渠道，基礎貨幣投放的表現(xiàn)出較強的內(nèi) 在性。1994年，我國外匯體制改革確立了強制出售匯制和有管理的浮動匯率制。當年，實現(xiàn)經(jīng)常項目順差76.58億美元，資產(chǎn)項目順差 326.44億美元，外匯儲備增加了 304.21億美元；同期，中央銀行被動發(fā)放 基礎貨幣2800億元，年末貨幣總量增長達 35%新增的4024億元基礎貨幣中70咖上是外匯收購。這充分 說明了 ：在我國現(xiàn)行的外匯儲備政策和外匯管理體制下，我國外匯儲備的變動對基礎貨幣變動有顯著影響，增強了基礎貨幣內(nèi)生性。隨著我國外匯儲備的快速增長，必然給基礎貨幣的調(diào)控帶來巨大壓力。我國的國際收支已多年出現(xiàn)“雙順”，從經(jīng)常項目上看。在國內(nèi)商品市場供給相對

12、過剩的情況下，只 能通過出口尋找海外銷路，出口增加的外匯收入又因結(jié)匯制度擠出了基礎貨幣；從資本項目上看，目前我 國已經(jīng)成為世界上吸引外國直接投資最多的國家，在吸引了大量國外直接投資的同時，國內(nèi)儲備不能有效 地轉(zhuǎn)化為投資，也迫使央行增加基礎貨幣。從2002年下半年起，人民幣升值的壓力不斷加大，客觀上增加了國際資本的流入。境外熱錢在人民幣升值的利益的驅(qū)動下，不斷涌入，進一步加劇了外匯儲備增長，夕卜匯儲備從2000年底的1 656億美元增加到2004年底的6099.32億美元，通過外匯占款投放的基礎貨幣由1.4萬億元上升到5.2萬億元。截至2006年12月底，我國外匯儲備高達12602.7億美元，位

13、居全球第一,由此投放的人民幣總量超過 10萬億元。在目前資本市場不夠發(fā)達的金融體制下，商業(yè)銀行成為吸收基礎貨幣的主體，大量社會資金進入銀行體系商業(yè)銀行的貨幣流動性過剩也就不足為奇了。我國外匯儲備增長與 基礎貨幣的增加的實證分析變量的選取本文選取基礎貨幣(BM)為因變量，采用“貨幣當局資產(chǎn)負債表”中儲備貨幣數(shù)據(jù)，在自變量的選擇方 面，從中央銀行資產(chǎn)負債表的資產(chǎn)方來看，基礎貨幣的投放渠道主要為外匯占款和對金融機構(gòu)的債權(quán)，而 外匯占款主要是受外匯儲備的影響。t檢驗為了檢驗變量的顯著性，即一個解釋變量對因變量v具有顯著影響，需要進行假設檢驗：Ho： 6i=0,H1： 6 i 豐 Q如果原假設成立，表明

14、解釋變量Xi對因變量v可能并沒有顯著影響。如果一個解釋變量對因變量具有 很強的經(jīng)濟意義上的解釋能力，自然期望拒絕原假設而接受備選假設。假設偏回歸系數(shù)為O的t統(tǒng)計量的數(shù)值；Sig列列出了假設偏回歸系數(shù)為。的假設檢驗的顯著性水平值。從上表可知t=9.622,如果給定顯著性水平為 5%查表可得臨界值小于 9.622 ,因此可以拒絕基礎貨幣 系數(shù)為。的原假設。上表所反映的回歸模型為BM=23 11 8.40l+O.619FR ,表示基礎貨幣的多少與外匯儲備量多少成正線性相關，從“ Sig ”值可以看出，總體回歸模型在統(tǒng)計上是顯著的，而且非常健壯。由此可以 再次說明當外匯儲備越多，則基礎貨幣增加也越多。

15、外匯儲備增長引致基礎貨幣增加的政策影響分析1CordTiH wntNbtundordia&rd 1郵1山"nWB- -SlJ.Emir1IlHdi231I&4OIE 19244)2.779.QM-942 9 6229.739 一.1.000.000Coefficient引 a)a l)e|xrndriit Vanaljlv： BM注師為偏問系UhStdEnnr標準是；Beta標準化的偏通歸系敷J列列出f 倘以偏回口系數(shù)為0的t統(tǒng)計城的敝值;SW列列出r假波偏問系敢為0的暇設 檢瞳的顯并性水平值。2005年7月21日人民銀行發(fā)布關于完善人民幣匯率形成機制改革公告以來，宣

16、布人民幣升值 2%但卻并沒有緩解由于國際收支失衡導致的外匯儲備增加。從貿(mào)易方面看，升值后我國貿(mào)易順差依然沒有得 到多少改變。原因有三：（1）政策影響的時滯效應，匯率變動對貿(mào)易余額影響存在時滯，需要一段時間效果 才能顯現(xiàn)出來；（2）升值幅度過小，對國際貿(mào)易變化的影響有限。（3）根本原因是我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與全球經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡以及內(nèi)在的不協(xié)調(diào)性所致。我國長期以來一直面臨著內(nèi)需總量不足的問題，相對過剩的產(chǎn)品對國 際市場形成很強的依賴性。因此，即使人民幣升值，出口企業(yè)也難以通過出口品提價將升值的影響轉(zhuǎn)移給 國外進口商，只能犧牲利潤換取市場份額。由于我國人口眾多，市場消費潛力巨大，再加上我國勞動力、 土地以及其

17、他一些資源價格低廉；經(jīng)濟政策以及環(huán)境的穩(wěn)定和稅收優(yōu)惠，對國外資本具有強大的吸引力。與人民幣小幅度升值相比，低廉的資源、廣闊的市場和優(yōu)惠的政策收益遠大于較小人民幣升值的成本。2QQ5年人民幣升值腐卮我國直接姓資的翼化情況一覽11（億美元4月5R !7J19 JIion1J1211百棒投庇合同普1493I4A.22122IM5140.7176,2147.522132185室際利用的fi髯投資施,1- 土 . 4 4SS-J 440.8一一一一一4«962.0(一ax491szs51.647.27L98國際收支順差在短期內(nèi)很難改變，巨額國外資本流入不可避免。由于外貿(mào)順差和外匯流入規(guī)模都不是人民銀行所能控制的，所以基礎貨幣的投放失去了獨立性。為減輕基礎貨幣投放過多而產(chǎn)生的通貨膨脹壓力，人民銀行不得不采取對沖干