我国外汇储备对基础货币影响的实证研究.docx

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我国外汇储备对基础货币影响的实证研究

我国外汇储备对基础货币影响的实证研究

　　内容提要在我国现行的外汇管理体制下，作为本外币政策的连接点，外汇储备及其变动会改变我国基础货币的投放，增强货币供给的内生性，影响中央银行的调控能力。

本文运用协整理论和自向量回归（VAR）模型进行实证研究，证明了外汇储备对基础货币具有显着的正向影响，长期协整关系的约束力较强。

需要通过调节国际收支、进一步改革外汇管理体制以及发展公开市场操作等新的冲销手段等方式解决这一问题。

　　关键词外汇储备基础货币协整脉冲响应方差分解

　　引言

　　在开放经济条件下，外汇储备及其变动已经成为国内金融政策和对外金融政策的连接点，成为反映本外币政策冲突的关键性政策指标之一，也是影响货币政策有效性的重要因素。

自1994年我国进行外汇体制改革以来，我国外汇储备保持快速增长的局面：

1996年底突破1000亿美元，直至2006年2月，我国外汇储备已达到亿美元，超过日本跃居世界第一，截止到2006年5月底，我国外汇储备余额已增加到9250亿美元，比2005年同期6910亿美元同比增长%，另外，2006年前五月外汇储备累计增长为1061亿美元，已超过2005年全年增幅2089亿美元的一半。

在这种经济环境下，货币当局为了达到预期的政策目标，不得不考虑外汇储备对经济金融运行和货币政策过程的影响。

在我国现有的外汇管理体制下，外汇储备引起的外汇占款会改变我国基础货币的投放，增强货币供给的内生性，对中央银行的宏观调控能力产生影响。

本文将从理论与实证两方面分析外汇储备对我国基础货币投放的影响，揭示外汇储备及其变动在货币政策中的地位和作用。

　　一、开放经济下主要宏观经济变量的依存关系

　　在经济全球化条件下，内向性经济变量同外向性经济变量的联系趋于紧密。

国际收支作为国民收入的一部分，其自身状态的改变会牵动其它有关经济变量随之一起变化。

其中，最为明显的就是通过外汇储备的增减直接作用于一国的货币供给，从而对该国货币供给的总量及结构产生一定程度的影响。

　　根据国际收支货币分析说，在假定一国货币需求函数为一长期稳定函数的前提下，开放经济中一国基础货币由两个途径产生，即国内信贷（用D表示）和国际储备（主要是外汇储备，用F表示），则有

　　B=D+F　　

（1）

　　其中，D表示中央银行国内信贷，包括中央银行对金融机构的再贷款、对国家财政的透支和贷款以及一些财政性质的贷款以及其他以放款、证券投资等形式进行货币投放的项目；F表示中央银行国外净资产，即国家的外汇储备。

　　而货币供给M为基础货币与货币乘数的乘积，于是有

　　M=m·（D+F）　　

（2）

　　其中，m为货币乘数，m·D为国内货币供应量，m·F为由外汇储备波动引致的货币供应量。

　　假设国内信贷引致的货币供给量不变，则外汇储备的变动会引起货币供给量在货币乘数的作用下成倍地同方向变动。

其过程概括

　　国际收支顺差→外汇储备增加→外汇占款增加→基础货币增加→货币供给量增加

　　二、外汇储备对基础货币的影响机理

　　一般情况下，由国际收支顺差引起的外汇储备上升并不一定会导致基础货币的扩张，只有当中央银行收购外汇形成外汇占款时，才构成基础货币的投放有促使其增加的动力。

另外，如果外汇占款占基础货币的比例不大，外汇储备增加导致的基础货币投放也很容易通过收缩国内信贷等方式冲销。

而我国自1994年以来实行银行结售汇制度，除境外法人和自然人持有的外汇可以在指定银行开设现汇账户外，国内企事业单位的外汇收入必须按当日外汇牌价卖给指定银行，而外汇指定银行由于受外汇头寸的限制，多余头寸必须在外汇市场上再卖出。

而中央银行充当银行间外汇市场唯一的做市商。

虽然2003年允许中资企业在指定银行开设外汇结算账户，但也仅只能保持在一定的限额之内。

外汇结售制度下企业的外汇收入要卖给外汇指定银行，如果企业的外汇收入为A（以美元计价），当时的汇率为f（直接标价法），外汇指定银行则动用存放在中央银行的超额准备金购汇，但由于外汇头寸的限制，外汇指定银行也只能持有k×A（0k1）外汇，其它的（1-k）×A外汇也只能由央行在外汇市场上收购，这样央行又新投放了（1-k）×A×f的基础货币，使得基础货币达到：

B*=B+（1-k）×A×f。

这样的结果是，外汇储备被动集中到国家手中，外汇储备的增加直接引起外汇占款乃至基础货币投放的增加，银行和企业、居民等微观主体持有的外汇由于政策的制约具有刚性，并没有同步增长，中央银行外汇储备和民间持有外汇所占的比例差距日益增大。

而随着外汇储备规模增加并向国家集中，外汇占款在基础货币中占有相当大的比例，以冲销操作维持合理货币供应量的余地越来越小，外汇储备增加引起的基础货币增加的压力转化为基础货币的现实增加，并导致货币供给量的扩张（如图1）。

本文对我国外汇储备与货币政策关系的研究就是建立在这种制度约束基础上的。

　　正常情况下，商业银行和企业、居民等微观主体持有的外汇可以起到外汇蓄水池的作用。

这种作用有助于平抑货币供应量的过度波动。

具体而言，如果外汇储备政策对民间持汇没有限制，在经济上升时期，微观主体外汇需求上升，民间持汇会增加，从而减轻中央银行外汇占款的压力；在经济萧条时，进口需求下降，微观主体的外汇需求随之下降，民间持有外汇的意愿下降，中央银行可以通过外汇市场买入外汇，增加从外汇占款渠道投放的基础货币，增加货币供应量，有效地配合扩张性货币政策。

而我国由于结售汇制度的实施，中央银行被动地集中外汇储备，民间持汇受到限制，其平抑经济周期的蓄水池作用得不到发挥，反而使外汇储备对货币供给量的影响更为直接，两者的相关性相当之大，外汇占款增量与央行资产运用增量之比1995年最高达到%，只是1997年以后，东南亚金融危机以及人民币不贬值使我国出口增长下降，外汇储备减少，外汇占款才有所减少。

2000年外汇占款增加了753亿元，占全年央行资产运用增加额%。

但到了2002年随着我国国际收支状况的好转，我国新增外汇占款占新增基础货币的比重又上升到%。

　　三、我国外汇储备对基础货币影响的实证检验变量选择与数据处理

　　考虑到1994年我国外汇体制实行了重大改革，因此所有变量均采用自1994年1季度到2006年1季度的季度数据。

　　本检验以基础货币（MB）为因变量。

采用“货币当局资产负债表”中储备货币的数据。

　　在自变量的选择方面，从中央银行资产负债表的资产方来看，基础货币的投放渠道主要为外汇占款和对金融机构的债权，而外汇占款主要是受外汇储备的影响，这在本文理论部分已有论述，因而将外汇储备（wh）作为自变量之一。

　　由于规模变量基础货币和外汇储备采用的是季度数据，容易受季节变动的影响而产生波动，因而对其进行了季节调整。

然后再对变量取对数，记为基础货币（lnMB）、外汇储备（lnwh）。

　　除此之外，货币当局对金融机构的债权受再贷款或再贴现利率的影响。

而从基础货币的定义可知，基础货币由流通中的现金和准备金组成，因而受到法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构存贷款利差的影响。

为了保证模型的完整性，也将这些因素作为自变量纳入模型。

　　因此，在检验外汇储备对基础货币的影响时，以基础货币（1nMB）为因变量，外汇储备（lnwh）、再贷款利率（zrate）（因为我国中央银行再贴现率自1998年3月21日起才开始公布，所以仅使用再贷款利率）、法定存款准备金率（rd）、超额准备金利率（erate）、金融机构一年期存贷款利差（lc）为自变量。

本文的检验均使用软件。

　　2.平稳性检验

　　对基础货币（lnMB）、外汇储备（lnwh）、再贷款利率（zrate）、法定存款准备金率（rd）、超额准备金利率（erate）、金融机构一年期存贷款利差（lc）各时间序列进行ADF检验，结果

　　表1给出了六个时间序列的单位根检验结果。

六个变量水平值的ADF值都不能拒绝单位根假设。

但经过一阶差分后，d（lnwh）、d（rd）、d（zrate）、d（lc）的ADF值在1%、5%和10%的显着性水平上都小于其临界值，拒绝单位根假设，d（erate）的ADF值在5%和10%的显着性水平上都小于其临界值，拒绝单位根假设。

由此可以得出结论，lnMB、lnwh、zrate、rd、erate、lc都是一阶单整序列，即I

（1）序列。

　　3.长期均衡关系的协整检验和误差修正模型

　　协整反映了变量虽然有各自的长期波动规律，但它们之间存在着长期稳定的均衡关系。

根据协整理论，只有同阶单整的序列之间才可能存在协整关系。

通过上述单位根检验可知，基础货币、外汇储备、再贷款利率、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差都是同阶单整序列，因而可以对其进行协整检验。

　　用Johansen检验对上述六个变量进行协整检验的结果如下表

　　从表2的协整检验结果来看，基础货币与外汇储备、再贷款利率、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差之间在5%的显着性水平上最多存在两个协整向量。

但一般意义上来讲，只有第一个协整向量是最重要而且往往是最具有经济解释的协整向量，将该协整向量关于lnMB正规化得长期方程

　　从t统计量可以看出，再贷款利率（zrate）不显着。

这可能是由于随着我国货币当局越来越多地使用间接性货币政策工具，而且随着外汇占款的增加，再贷款在基础货币中所占的比重已经越来越小，其变动的空间越来越有限，从而无法对基础货币的变动形成显着的影响。

因此，这里剔除再贷款利率再一次进行协整检验，结果如下表

　　从表3来看，剔除了再贷款利率以后，变量之间在1%的显着性水平上最多存在一个协整向量，将该向量关于lnMB正规化以后得长期方程，即：

　　从式（4）来看，方程具有良好的统计性质，各自变量均显着，说明变量之间确实存在长期均衡关系。

从各自变量的系数和显着性都可以看出，在长期中，外汇储备对基础货币的影响是最大的，基础货币对外汇储备的敏感程度明显强于其它自变量。

1994年以来，外汇储备每变动一个百分点，基础货币就同方向变动个百分点。

这充分映证了前文的理论论述：

在我国现行的外汇储备政策和外汇管理体制下，我国外汇储备的变动对基础货币的投放有显着影响，增强了基础货币的内生性。

随着我国外汇储备规模的迅速增长，必然给基础货币调控制带来巨大压力。

此外，存款准备金率、超额准备金利率和一年期存贷款利差对基础货币的影响虽然具有显着性，但从系数来看，影响程度很小。

这也从另一方面论证了随着外汇储备对基础货币影响的增强，基础货币更多地通过外汇占款投放，外汇占款对基础货币的形成及其影响作用过于集中，甚至是比较被动的运用，使得其它调控基础货币中国内信贷工具的作用不大，从而增强了基础货币的内生性。

客观地讲，这样对货币政策的有效传导是不利的，因为外汇占款的运用限制了其它政策工具对货币供应量的影响，有可能会降低货币政策工具运用的有效性。

　　利用Eviews软件得出基础货币与外汇储备等四个自变量短期波动关系的误差修正模型（式5）。

根据AIC和SC准则确定变量的滞后阶数为2。

　　在误差修正模型式（5）中，误差修正项的系数为-，符合短期方程对长期方程的修正意义（即误差修正机制为负反馈过程），并且在统计上是显着的。

说明基础货币受外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差的影响，以%的修正速度对下一期的D（lnMB）的取值产生影响，经过对短期误差的修正后，最终实现它们之间的长期均衡。

修正速度的大小反映了动态模型从非均衡向均衡靠近的快慢程度。

从这一数据结果看，外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差的短期波动对基础货币施加短暂的影响约束以后，能较快地完成从非均衡状态到长期均衡状态的调整过程。

　　从式（5）还可以看到，模型的各滞后期参数中，D（lnwh（-1））、D（rd（-1））、D（LC（-2））的系数是显着的。

其中滞后1期的外汇储备差分系数为，而滞后一期的法定存款准备金率