我國外匯儲備與貨幣供應(yīng)關(guān)系的實證分析

#一、緒論（一）問題的提出1993年12月，國務(wù)院正式頒布了《關(guān)于進(jìn)一步改革外匯管理體制的通知》，采取了一系列重要措施，具體包括，實現(xiàn)人民幣官方匯率和外匯調(diào)劑價格并軌；建立以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動匯率制；取消外匯留成，實行結(jié)售匯制度；建立全國統(tǒng)一的外匯交易市場等。1994年1月1日，人民幣官方匯率與外匯調(diào)劑價格正式并軌，我國開始實行以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動匯率制。此后我國外匯儲備保持快速增長態(tài)勢：我國外匯儲備由1994年第一季度的286.18億美元增長到1996年第四季度的1050.49美元，首次突破千億美元大關(guān)。2001年我國加入WTO,出口對外貿(mào)易連年順差，我國外匯儲備增長到2004年第四季度的6099.32億美元。2005年7月21日，我國對完善人民幣匯率形成機(jī)制進(jìn)行改革。人民幣匯率不再盯住單一美元，而是選擇若干種主要貨幣組成一個貨幣籃子，同時參考一籃子貨幣計算人民幣多邊匯率指數(shù)的變化。實行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。盡管這在一定程度上促進(jìn)了人民幣升值，但這并未阻礙我國外匯儲備的快速增長的態(tài)勢。我國外匯儲備于2006年第四季度增長到10663，4億美元，首次突破萬億美元大關(guān)。我國外匯儲備于2014年第二季度達(dá)到39932.13億美元，階級4萬億美元。一定程度上，巨額外匯儲備代表了我國的經(jīng)濟(jì)實力，但這也影響了我國央行貨幣政策的獨立性，其中之一就是外匯儲備對我國貨幣供應(yīng)量的影響。二)研究方法本文主要采用理論分析、定量與定性分析等多種研究方法來研究我國外匯儲備與貨幣供應(yīng)量關(guān)系問題?；舅悸肥窃谝杂嘘P(guān)貨幣理論為基礎(chǔ)的前提下，從理論上和實證上來研究外匯儲備與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，該研究結(jié)果顯示出我國外匯儲備于貨幣供應(yīng)之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。同時為緩解巨額外匯儲備對我國貨幣政策造成的影響，本文提出了一些有針對性的建議。(三)論文結(jié)構(gòu)全文共分為五章，具體的結(jié)構(gòu)如下：第一章是對相關(guān)的理論進(jìn)行綜合描述，這是本文研究的理論起點。在本章，提出問題和研究方法，確立本文的研究方向，并做相關(guān)文獻(xiàn)綜述；第二章主要介紹相關(guān)理論與定義；第三章是我國外匯儲備與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的實證模型設(shè)計，通過對模型的選擇以及對變量的定義，確立實證分析中所采用的計量經(jīng)濟(jì)模型及方法；第四章，確定變量和處理數(shù)據(jù)，使用我國的實際統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，并得出我國外匯儲備與貨幣供應(yīng)量之間存在著長期協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。第五章是針對實證結(jié)果得出相關(guān)結(jié)論，并提出政策建議。關(guān)于外匯儲備與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，很多學(xué)者進(jìn)行了大量研究。陶采云(2010)分析了我國2003-2009年間季度的有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)認(rèn)為，外匯儲備通過貨幣政策的中間目標(biāo)——貨幣供應(yīng)量的影響，從而對貨幣政策的效果產(chǎn)生影響。適度規(guī)模的外匯儲備有助于貨幣政策的有效運行，但高額的外匯儲備對我國貨幣政策的運行會產(chǎn)生一定的負(fù)面影響。譚小波、張丹(2010)對我國2000-2009年相關(guān)的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析認(rèn)為，從長期來看，外匯儲備對基礎(chǔ)貨幣有著顯著的正向影響。在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中，外匯儲備的變動是由國際收支狀況影響的，這就加大了中央銀行對貨幣供給調(diào)控的難度給開放經(jīng)濟(jì)下本外幣政策的協(xié)調(diào)帶來壓力。二、外匯儲備和貨幣供應(yīng)量的理論分析一）相關(guān)概念分析外匯儲備外匯儲備（ForeignExchangeReserve），又稱為外匯存底，指為了應(yīng)付國際支付的需要，各國的中央銀行及其他政府機(jī)構(gòu)所集中掌握的外匯資產(chǎn)即外匯儲備外匯儲備的具體形式是：政府在國外的短期存款或其他可以在國外兌現(xiàn)的支付手段，如外國有價證券，外國銀行的支票、期票、外幣匯票等。主要用于清償國際收支逆差，以及干預(yù)外匯市場以維持該國貨幣的匯率。2.貨幣供應(yīng)量貨幣供應(yīng)量，是指一國在某一時點上為社會經(jīng)濟(jì)運轉(zhuǎn)服務(wù)的貨幣存量，它由包括中央銀行在內(nèi)的金融機(jī)構(gòu)供應(yīng)的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構(gòu)成。中央銀行一般根據(jù)宏觀監(jiān)測和宏觀調(diào)控的需要，根據(jù)流動性的大小將貨幣供應(yīng)量劃分為不同的層次。我國現(xiàn)行貨幣統(tǒng)計制度將貨幣供應(yīng)量劃分為三個層次：1、流通中現(xiàn)金（M0）,指單位庫存現(xiàn)金和居民手持現(xiàn)金之和，其中“單位”指銀行體系以外的企業(yè)、機(jī)關(guān)、團(tuán)體、部隊、學(xué)校等單位。2、狹義貨幣供應(yīng)量（M1），指M0加上單位在銀行的可開支票進(jìn)行支付的活期存款。3、廣義貨幣供應(yīng)量（M2）,指M1加上單位在銀行的定期存款和城鄉(xiāng)居民個人在銀行的各項儲蓄存款以及證券公司的客戶保證金。其中，中國人民銀行從2001年7月起，將證券公司客戶保證金計入廣義貨幣供應(yīng)量M2。

三、外匯儲備與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的描述性分析（一）我國外匯儲備規(guī)模的變化2000年以前，我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量較小，進(jìn)出口規(guī)模較小，盡管國際收支順差一直在持續(xù)，但是外匯儲備的規(guī)模相對較小。隨著我國改革開放地不斷深入，并且出臺了一系列吸引外資和促進(jìn)出口的優(yōu)惠政策，國民經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，國際收支順差一直持續(xù)，外匯儲備的規(guī)模大幅度增長。特別是2001年我國加入世界貿(mào)易組織WTO后，與世界各國的經(jīng)貿(mào)往來更加頻繁，外貿(mào)交易規(guī)模的增大，外匯儲備以更快的速度增長，從2001年到2008年每年的增長率都超過25%，2003年和2004年增長率甚至超過了50%。2005年，我國進(jìn)行了新一輪的匯率改革，這一年我國外匯儲備達(dá)到8188.72億美元，并于2006年達(dá)到10663.44億美元。盡管2008年我國經(jīng)歷了全球性的金融危機(jī)，出口受到了很大的影響，但是我國的外匯外匯儲備依然保持增長態(tài)勢，達(dá)到19460.3億美元。截止2014年我國的外匯儲備達(dá)到38430.18億美元。但2015年大幅減少，為33304億美元。圖11996-2015年我國外匯儲備（元）的增長情況250,000.00200,000.00150,000.00100,000.0050,000.00o■0a250,000.00200,000.00150,000.00100,000.0050,000.00o■0a5AWZ4AUZ3AWZ2AWZ1AWZAUTAWZQrtHWZOAHWZ7AHWZfiunwzCHHUZAwwz3QWZmuzQunwzQMayloftyylF7ZHHfiyyl注：數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。外匯儲備以期末數(shù)據(jù)和當(dāng)期末美元對人民幣匯率折算得出。二）我國貨幣供應(yīng)量的變化圖21996-2015年我國M0、M1和M2的增長情況注：數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。從上圖可以看出我國的M2增長保持著較快的增長速度。和Ml—樣，M2在2008年后增長速度加快，這與當(dāng)年中央政府為應(yīng)對源自美國的國際金融危機(jī)沖擊而實施的“四萬億”經(jīng)濟(jì)刺激計劃有關(guān)。同時兩者的增長速度在20l4年又開始加快，這與當(dāng)前為應(yīng)對經(jīng)濟(jì)下行而采取的經(jīng)濟(jì)刺激政策相關(guān)。盡管M2增速受到了經(jīng)濟(jì)政策的沖擊，但這并不妨礙本文研究我國外匯儲備與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系。三）我國外匯儲備對貨幣供應(yīng)量影響的傳導(dǎo)機(jī)制

表1中央銀行資產(chǎn)負(fù)債表簡表資產(chǎn)負(fù)債再貼現(xiàn)及貸款Q流通中的現(xiàn)金C財政貸款或透支Q2銀行存款準(zhǔn)備金R各種證券Q3財政存款Q6金銀外匯儲備Q4其他負(fù)債(包含資本)Q7其他資產(chǎn)Q根據(jù)“資產(chǎn)=負(fù)債”的會計恒等式有：B=C+R=(P+Q+Q+Q+⑨-Q-Q=(p+(Q-Q)+Q+Q+(⑨-Q)由上式可知，中央銀行投放基礎(chǔ)貨幣的途徑主要有：再貸款和再貼現(xiàn)、政府透支和向央行的借款、央行公開市場業(yè)務(wù)操作、黃金和外匯儲備。其傳導(dǎo)機(jī)制如下圖。國際收支外匯儲備外匯供求順差增加變化'貨幣供應(yīng)■基礎(chǔ)貨幣■外匯占款‘量增加.增加.增加外匯儲備的傳導(dǎo)機(jī)制我國外匯儲備從1996年的不足1000億美元增長至2014年底的3.8萬億美元，盡管2015年我國外匯儲備減少至3.3萬億美元，但其體量依然龐大，其對基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量的影響仍然不容小覷。四、外匯儲備與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的實證分析為了更準(zhǔn)確地分析我國外匯儲備和貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，筆者所采用的數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和CCER中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫。（一）變量的選取與數(shù)據(jù)處理由于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫的M2數(shù)據(jù)開始于1996年，故本文選取的數(shù)據(jù)時間段為1996年第1季度到2015年第4季度這20年間的季度數(shù)據(jù)。其中以M2代表貨幣供應(yīng)量，外匯儲備以季度期末數(shù)據(jù)和當(dāng)期末美元對人民幣匯率折算為人民幣元。由上文知在分析外匯儲備對基礎(chǔ)貨幣的影響時，我們可以以基礎(chǔ)貨幣M2為被解釋變量，外匯儲備FER、再貸款利率ZDR、法定存款準(zhǔn)備金率RD和超額準(zhǔn)備金利率ER為解釋變量。由于規(guī)模變量外匯儲備和基礎(chǔ)貨幣是季度數(shù)據(jù)，易受到季節(jié)變動的影響而產(chǎn)生波動，因而應(yīng)對其進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，再對變量取對數(shù)，及基礎(chǔ)貨幣LnM2、外匯儲備LnFER。（二）平穩(wěn)性檢驗在實際中遇到的時間序列數(shù)據(jù)很可能是非平穩(wěn)的，而平穩(wěn)性在計量經(jīng)濟(jì)建模中具有重要地位，因此有必要對觀測值的時間數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。圖3lnm2、lnfer、zdr、rd和er等變量的時間趨勢圖

我們采用ADF(AugmentDickey—FullerTest)檢驗對序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表1。表1：對LNM2、LNFER、ZDR、RD、ER的ADF檢驗時間序列ADF統(tǒng)計值1%臨界值5%臨界值10%臨界值DW值P值LNM2-1.502347-4.081666-3.469235-3.161518-1.7973300.8205LNFER0.255269-4.080021-3.468459-3.1610672.1944490.9981ZDR-2.514253-4.080021-3.468459-3.1610671.9682520.3207RD-0.7588398-3.516676-2.899115-2.5868662.0691780.8249ER-2.622386-4.081666-3.469235-3.1615181.9983370.2719D(LNM2)-4.944510-4.081666-3.469235-3.1615181.7842200.0007D(LNFER)-3.799488-4.080021-3.468459-3.1610672.2062170.0217D(ZDR)-4.874029-4.081666-3.469235-3.1615182.0444710.0009D(RD)-4.578884-3.517847-2.899619-2.5871342.0070860.0003D(ER)-5.340275-3.525618-2.902953-2.5889021.9340600.0000從檢驗結(jié)果來看，5個變量LNM2、LNFER、RD、ZDR和ER的ADF值都分別大于在1%、5%、10%三個顯著性水平時的臨界值，不能拒絕單位根假設(shè)，說明這五個變量的水平序列是不平穩(wěn)的。對這5個變量進(jìn)行一階差分后做平穩(wěn)性檢驗發(fā)現(xiàn)4個變量D(LNM2)、D(RD)、D(ZDR)和D(ER)的ADF值都分別大于在1%、5%、10%三個顯著性水平時的臨界值，能拒絕單位根假設(shè)，說明這五個變量的水平序列是平穩(wěn)的。變量D(LNFER)的ADF值為-3.799488，大于1%顯著性水平時的臨界值，但小于5%、10%顯著性水平時的臨界值，考慮到其P值為0.0217，小于0.05，所以可以認(rèn)為變量D(LNFER)是平穩(wěn)的。綜上所述，我認(rèn)為基礎(chǔ)貨幣LNM2、外匯儲備LNFER、法定存款準(zhǔn)備金率RD、再貸款利率ZDR和超額準(zhǔn)備金率ER等序列是一階單整的，即序列是I(1)序列。(三)協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗有兩種方法，一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，這種檢驗也稱為單一方程的協(xié)整檢驗；另一種是基于回歸系數(shù)完全信息的Johansen協(xié)整檢驗。前一種方法適用于兩個變量之間的協(xié)整檢驗，后一種方法適用于多個變量之間的協(xié)整檢驗，所以本文采用Johansen檢驗對變量LNM2、LNFER、ZDR、RD和ER進(jìn)行協(xié)整檢驗。首先確定合理的滯后階數(shù)。由表2可知，在5%顯著性水平下，LR、FPE、SC及HQ等檢驗準(zhǔn)則表明該模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。表2VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)Endogenousvariables:LNM2LNFERZDR.ERRDExogenousvariables:C□aie:05J30/16Time：-1&:03Sample:1996Q12014Includedobservations:73LagLogLLRFPEAIDSCHQa665.8243NA9.44e-15-18.10479-17.94791-18.0422711342.7771242.6251.65e-22-35.96649-35.02521*-35.59133*21373.97752.99726-1.41e-22-36.13636-34.41067-35.4486431394.82432.55S311.62e-22-36.Q2257-33.51248-35.022264-142785247.05346136e-22-36.24251-32.94S02-34.9296051452.94452.510991.47e-22-36.24505--32.1661&-34.6195461439.85342.47074*1.206-22-36.5713J-31.70802-34.6332271525.56236.197S71.08e-22*-36.86472^-31.21701-34-61401注：*代表在5%的顯著性水平下的顯著。由上表已經(jīng)確定最優(yōu)滯后階數(shù)L=1，根據(jù)Johansen的特征根協(xié)整檢驗原理,下一步是確定檢驗假設(shè)。Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果見表3。表3Johnson協(xié)整檢驗結(jié)果Sample但djusted}:1996Q32015Q4Includedobservations:78afteradjustmentsTrendassurription:LineardeterministictrendSeries:LNM2LNFEKZDRKDERLagsintervalQnfirstdifferences):1to1UnrestrictedCointegraiionRankTestCTrace)-Hypothe.siziedNo.ofCE(s)EigenvalueTra.ceStatistic0.05CriticalValuePrcitirNone*044296290.6S12169.815S90.0005Atmost1[1.21987345.0416647.856130.0398Atmost2Ci.159614256743929.797070.1387AtmostM[1.12961112.1107115.494710.1517Atmost斗0.01631612S31123.3414660.257^Tracetestindlicates1cointegratingeqn(s)atthe0.0&level*denotesrejectionofthehypothesisatthe0.05level^Ma.cKinnon-Haug-Michelis(1999)p-yaluesUnrestrictedCointegral!onRankTest[MaximumEigenvalue)Hypothe.sizedNo.ofCE(s)EigenvalueMax-EigenStatistic0.05CriticalValueProb.**None*0.44296245.6385533lS7AS7o.oo-i^Atmost1C-.219873-19.3672727.M4J40.3366Atmost20.1596U13.5636921.131620.4018Atmost3Ci.12961110.S275914.2646001631Atmost4001631612B31123.8414660.257^Maw-eigenvaluetestindicates1caintegralngeqn[s)atthe0.05level*denotesrejectionofthehypothesisatthe0.05level**Ma.cKinnon-Haug-Michelis(1999)p-values在表3中，跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量均拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)（即r=O），接受rW1,即認(rèn)為協(xié)整關(guān)系最多存在一階。）格蘭杰因果關(guān)系檢驗我們通過格蘭杰因果檢驗來分析外匯儲備與貨幣供應(yīng)量之間存在的某種因果關(guān)系。進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗的一個前提是時間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會出現(xiàn)虛假回歸問題。由上文可知，變量LNM2、LNFER、ZDR、RD和ER是一階單整的，即序列是1（1）序列，且他們之間具有協(xié)整關(guān)系，因而這5個變量符合進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗的要求。其格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表4.

表4格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果NullHypothesis:ObsF-StatisticProb.LNFERdoesnotGrangerCau^eLNM2783.545180.0339LNM2doesnotGrangerGauaeLNFEFi1.540730.2211ZDR.doesnotGrangerGauseL忖附2780.014210.9859LNM2doesnotGrangerC日useZDR0.2U0S0.8078RDdoesnotGrangerCauseLNM27S0.^96090.6744LNM2doesnotGrangerCauseRD2745470.0709ER.doesnotGrangerCauseLNM2780.047390.9537LNM2doesnotGrangerCau^eER0.010470.9096ZDR.doesnotGrangerCauseLNFER781.535930.2221LNFERdoesnotGrangerCaU3eZDR1.075B80.3463R.DdoesnotGrangerCauseLNFER782.93B510.0592LNFERdoesnotGrangerGau^eRD6.353B60.0029ER.doesnotGrangerOauseLNFER780.893090.4138LNFERdwsnotGrangerCauseER0.J65770.6949R.DdoesnotGrangerCauseZDR730.115240