我國外匯儲備增多與流動性過剩關系的實證分析

[摘 要] 隨著我國經濟的快速發展及對外開放程度的不斷加深，外匯儲備增多與流動性過剩問題漸成研究熱點。本文運用計量經濟學時間序列模型和格蘭杰因果檢驗模型對我國外匯儲備和貨幣供應量的關系進行了實證分析，得出外匯儲備對基礎貨幣有顯著的正向影響等結論，并提出調整我國對外經貿政策的相關建議。

[關鍵詞] 外匯儲備 流動性過剩 貨幣供應量 基礎貨幣

一、引言

近年來，隨著我國對外開放程度的不斷加深，國際收支連續多年出現雙順差，外匯儲備增加現象日趨明顯，尤其是1994我國外匯體制改革和匯率調整后，外匯儲備更是急劇增長。相關資料顯示，2005年末我國外匯儲備達8188.72億美元，比上年增長34.3%，外匯占款為71191億元人民幣，比上年增加18600億元；2006年末外匯儲備達10663.44億美元，比上年增長30.2%，外匯占款為98891億元，比上年增加27700億元;2007年末外匯儲備達15282.49億美元，比2006年增長43.3%，外匯占款為115168.71億元，比2006年增加16277.71億元。

與此同時，國內貨幣流動性過剩問題也日漸突出，表現為貨幣供應量大幅上升與物價水平升高。相關資料顯示，2005年末基礎貨幣投放額為64343.13億元人民幣，比上年增加5487.03億元，廣義貨幣供給量M2達296040.13億元，比上年增長17.6%；2006年末基礎貨幣投放77757.83億元，比上年增加13414.7億元，廣義貨幣供給量M2達345577.91億元，比上年增長16.9%；2007年末基礎貨幣投放101545.4億元，比2006年增加23787.57億元，廣義貨幣供給量M2達403401.3億元，比2006年增長16.7%。

隨著外部經濟對國內經濟影響逐漸加大，外匯儲備過快增長與國內流動性過剩已經成為我國經濟運行的兩大突出問題，人們更加關注外匯儲備和流動性過剩的關系。在現行外匯體制下，本文擬就外匯儲備與國內貨幣供給之間的關系，兩者是否存在因果關系，以及外匯儲備增加對貨幣供給的影響程度等問題運用定量分析方法進行探討，從而為我國對外貿易政策的調整提供政策依據。

二、研究設計、分析與研究結論

1.單位根檢驗

本文選取的是2005年1月～2008年3月的外匯儲備(wh)和基礎貨幣(MB)的月度數據，所有數據均根據中國人民銀行與國家統計局網站相關資料整理而得。外匯儲備通過人民幣對美元各月平均匯價數據進行換算，并使其與基礎貨幣幣種單位一樣，同時對兩者都取對數記為外匯儲備(Lwh）和基礎貨幣(Lmb），如此既可將間距較大數據轉換為間距較小數據，也便于隨后取差分。

本文采用ADF 法應用 Eviews5.0軟件進行平穩性檢驗，檢驗結果見表1。

注：①檢驗形式(c， t， m)分別表示單位根檢驗中是否有常數項，時間趨勢項及滯后階數；

②滯后階數有SC最小準則確定。

由表1可知，在1%，5%和10%的顯著水平下，Lwh和Lmb的ADF值都大于臨界值，因此這兩個序列本身都是非平穩的；而它們的一階差分dLwh和dLmb的ADF值都小于臨界值，表明都是平穩，因此這兩個時間序列變量都是一階單整過程I(1)。

2.協整分析

既然Lwh和Lmb都是I(1)過程，那么就可以分析外匯儲備和基礎貨幣之間是否存在協整關系，在此，我們采用EG兩步法做如下回歸并檢驗兩個變量是否存在協整關系。

首先，以Lmb為被解釋變量，Lwh為解釋變量，用OLS回歸方法估計回歸模型，可得估計的回歸模型：

Lmb=2.941740+0.729409Lwh+μt（1）

(0.49966)(0.04494)

R2=0.879941 F＝271.1828 df=37 DW=0.392010

可看出該模型擬合優度較好，通過t檢驗和F檢驗，而DW=0.392010表明模型存在自相關，這是由經濟活動的滯后效應所造成。

若上述兩個變量存在協整關系，則由上式計算的殘差應具有平穩性，對殘差進行ADF檢驗，如表2所示：

由表2可知，殘差的ADF值小于5%顯著水平下的臨界值，從而拒絕H0，表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列，說明Lmb和Lwh之間存在協整關系，表明兩者之間有長期均衡關系。但從短期來看，可能會出現失衡，為增強模型精度，可把協整回歸(1）式中的誤差項et視為均衡誤差，通過建立誤差修正模型把基礎貨幣的短期行為與長期變化聯系起來。誤差修正模型結構如下：

△Lmb=α+β△L+yrt-1+εt (2）

其中，△Lmb=Lmb-Lmbt-1，△Lmh-Lwht-1

對模型(2)的估計結果為：

△Lmb=0.005204+0.426137△Lwh-0.226633et-1

上述估計結果表明，基礎貨幣變化不僅取決于外匯儲備的變化，而且還取決于上一期基礎貨幣對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計的系數-0.226633體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正的量就越大，即系統存在誤差修正機制。

3.格蘭杰因果檢驗

通過協整檢驗可知Lmb和Lwh之間存在協整關系，表明兩者之間有長期均衡關系，但是否構成因果關系以及因果關系方向如何，仍需進一步檢驗。檢驗結果見表3：

在給定5%的顯著性水平下， 當F值的相伴概率P大于5%時接受原假設，反之則拒絕。分析結果顯示，當滯后階數為1時，在5%的置信水平下，基礎貨幣的增加不是外匯儲備增長的格蘭杰原因，反過來外匯儲備增長卻是基礎貨幣增加的格蘭杰原因。

4.研究結論

(1)從長期來看，外匯儲備與基礎貨幣之間有長期均衡關系，且外匯儲備對基礎貨幣有顯著的正向影響。外匯儲備每變動一個百分點，基礎貨幣就同方向變動約0.73個百分點。而在現實經濟中，外匯儲備的變動受國際收支狀況影響，這就加大了中央銀行調控貨幣供給的難度，也為協調外經貿政策帶來壓力。

(2)從短期來看，外匯儲備的波動對基礎貨幣也有顯著影響。誤差項et-1估計的系數-0.226633體現了對偏離的修正，經過對短期誤差的修正后，最終實現兩者的長期均衡。從分析數據結果看，外匯儲備短期波動對基礎貨幣施加短暫的影響約束以后，能較快地完成從非均衡狀態到長期均衡狀態的調整過程，即整個系統向均衡狀態的調整速度加快，長期協整關系的約束力加強。

(3)格蘭杰因果檢驗表明，基礎貨幣的增加不是外匯儲備增長的格蘭杰原因，而外匯儲備增長卻是基礎貨幣增加的格蘭杰原因。這也進一步驗證了理論推導的結果：巨額外匯儲備通過外匯占款來拓展基礎貨幣的供應渠道，從而使外匯儲備的增長導致了基礎貨幣的增加，再通過貨幣乘數作用使貨幣供應量成倍增加。

三、建議與展望

1.調整相關外貿政策，努力控制外匯儲備的激增

結構性地適度降低出口退稅率，或采用配額管理制度進行調控，同時適當放寬加工貿易內銷政策，減少加工貿易順差。適當降低重要原材料、先進技術和設備，清理進口非關稅壁壘。鼓勵外商在中國進行技術性投資以發展高新技術產業，推動產業結構升級。逐步實現內外資稅制的統一，并提高市場準入門檻。并且促使外貿出口從規模導向轉向效益導向，實現合理的外貿增長速度。還要切實強化企業尤其是外貿企業的勞動保護和社會保障制度，減少出口對低勞動力成本的依賴。另外，逐步改革服務業稅制和服務定價體制，完善服務貿易促進體系。

2.加強和改進外匯管理，促進外匯儲備的多渠道使用

加強對“非貿易順差”外資流入的監管，穩步推進匯率形成機制的改革，適當增加匯率機制的靈活性，另一方面鼓勵由企業和居民購買并持有外匯，增強結匯制度的靈活性。積極鼓勵支持有條件的企業“走出去”，為其創造一個良好的政策條件，同時大力推動進出口核銷制度改革，分步實施服務貿易外匯管理改革，出臺統一的服務貿易外匯管理法規，并且不斷完善外匯儲備經營管理，加強國際收支統計監測，推進外匯管理信息化建設。

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