我國外匯儲備增長對貨幣供給影響的實證分析

譚文培

（湖南化工職業技術學院 經濟管理系，湖南 株洲 412004）

1 樣本選取及統計描述

為充分說明外匯儲備對我國貨幣供給的影響，本文考察了外匯儲備（FER）對M1和M2兩個指標的相互關系，選取的樣本為1997年3月到2008年12月的季度數據。對基礎貨幣（MB）、M1和 M2和外匯儲備（FER）數據均采用每季度末的數據，樣本期為1997年第一季度到2008年第四季度。按照我國統計口徑，M1表示流通中現鈔加上企業單位活期存款、農村存款和機關團體部隊存款；M2表示M1加上企業單位定期存款、自籌基本建設存款、個人儲蓄存款和其他存款。為消除異方差，分別對MB、M1、M2和FER取自然對數，記為 lnmb、lnm1、lnm2和 lnfer。 其中 2000～2008年季度數據來自國家外匯管理局網站和中國人民銀行網站，1997～2000年季度數據由《中國金融年鑒》整理而得。

首先，基礎貨幣與外匯儲備總額。自1997～2008年底，我國外匯儲備總額與基礎貨幣總量呈不斷增長趨勢。2005年第一季度外匯儲備總額開始超過基礎貨幣，主要原因是我國自2005年7月21日開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行有管理的浮動匯率制度。人民幣匯率不再盯住單一美元，而是按照我國對外經濟發展的實際情況，選擇若干種主要貨幣，賦予相應的權重，組成一個貨幣籃子。匯率改革的實施使人民幣產生了升值的預期，這種預期導致大量的熱錢流入，外匯儲備急劇增加，據統計，外匯儲備量由2004年底的50480.9億人民幣增長到2005年6月的58843.4億人民幣，增加了8362億人民幣。2007年后外匯儲備總量低于基礎貨幣總額，一方面是由于金融危機的影響，使我國出口貿易受到很大的影響，而我國國際收支雙順差，是外匯儲備持續增長的主要原因，另一方面，金融危機使大量外國直接投資撤資，外國資金流出，這也導致外匯儲備增幅相對基礎貨幣有所下降。但是從總體來看，外匯儲備與基礎貨幣呈正向增長趨勢。

其次，M1、M2與外匯儲備總額。從1997～2008年外匯儲備與貨幣供給M1、M2存在相同的變化趨勢，由于統計口徑不同，三者總額大小不同，但是三者的存量不斷增加，而且其中外匯儲備與M1的差額有縮小的趨勢。

2 實證分析

2.1 外匯儲備（FER）與基礎貨幣（MB）的實證分析

2.1.1 ADF檢驗結果

本文的單位根檢驗結果見表1，檢驗結果可知，對于序列LNMB和LNFER，都存在在5%的顯著性水平下接受原假設，即LNMB和LNFER原序列存在單位根，這些序列是非平穩的。但是通過對它們進行一階差分后進行單位根檢驗，△LNMB的ADF絕對值在5%的顯著性水平下大于5%臨界值的絕對值，△LNFER的ADF檢驗值大于10%臨界值的絕對值，因此兩變量都拒絕非平穩的假設。即表明LNMB和LNFER序列都是一階單整變量。可以在此基礎上進行協整檢驗。

2.1.2 協整檢驗結果

由前面的單位根檢驗結果可知，所有變量都是一階單整序列I(1)，意味著它們都能夠構造某種具有長期協整關系的協整方程。因此，我們接下來將利用Johansen協整檢驗方法來判定外匯儲備LNFER與基礎貨幣LNMB之間是否存在協整關系。協整檢驗首先需要在VAR模型下確定合理的滯后階數，可依據AIC、SC等檢驗準則，以保證協整關系統計上的可信度，經AIC準則確定最佳滯后階數為1。VAR滯后期檢驗以及協整檢驗均假設不含截距項和時間趨勢項。

表2的Johansen協整檢驗結果表明，在5%的顯著性水平上，跡檢驗和最大特征值檢驗的結果均拒絕了并不存在協整方程的原假設而接受了存在一個協整方程的原假設。表明基礎貨幣LNMB與外匯儲備LNFER之間存在協整關系，兩變量具有長期穩定性。

協整關系成立，則可以測算出外匯儲備與基礎貨幣之間的具體的協整方程：

表1 MB與FER單位根ADF檢驗

表2 MB與FER Johansen協整檢驗結果

由上式不難看出，外匯儲備與基礎貨幣之間存在正相關，當外匯儲備增加一個百分點時基礎貨幣將相應的提過1.533個百分點。這說明隨著外匯儲備的增加，中國市場的基礎貨幣量以更大的幅度提高。單良、范東君（2008）通過對1993～2006年中國外匯儲備增長對基礎貨幣影響的進行實證分析，得出外匯儲備的快速增長將引致基礎貨幣快速增長。

2.1.3 Granger檢驗結果

Johansen協整檢驗表明外匯儲備LNMB與基礎貨幣LNFER之間存在了長期均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證。Granger指出，如果變量之間是協整的，那么至少存在一個方向上的格蘭杰原因；在非協整情況下，任何原因的推斷將是無效的。為分析上述變量之間是否存在相互影響作用，下面運用格蘭杰因果關系檢驗。

表3 Granger因果關系檢驗結果

由格蘭杰檢驗結果可知，在10%的顯著性水平下，外匯儲備不是基礎貨幣的格蘭杰原因的概率為6%，即存在94%的概率表明外匯儲備LNFER是基礎貨幣LNMB變動的原因，即當外匯儲備增長時將引起基礎貨幣同向變動。

2.1.4 誤差修正模型

上面的分析僅僅考慮兩個變量的長期均衡關系，沒有涉及短期的動態變化關系。Engle和Granger指出，如果一組變量時間序列存在協整關系，則這些變量之間存在一個有效的誤差修正模型，此模型包括各變量差分項的滯后項和用協整關系表示的誤差修正項的滯后項。我們用誤差修正模型估計本文中各變量之間的短期動態關系，誤差修正模型的具體估計結果如下：

其中，括號中數字表示在5%的水平下顯著下各個系數的t統計值。ECt-1=LNMB-1.1768LNFER。從以上EC模型中可以得出，外匯儲備額度對基礎貨幣的長期影響系數為1.1768，對基礎貨幣的短期影響系數為0.3075，因此我們可以得出結論，從短期來看，外匯儲備的波動對基礎貨幣變化的影響是負向的，即短期外匯儲備總額的增加會導致基礎貨幣的減少，也就是外匯儲備的增加會通過其他途徑對基礎貨幣產生一個負面影響，亦即短期內外匯儲備變動并不是基礎貨幣波動的唯一影響因素，還存在一系列我們探討的領域對外匯儲備的短期波動有著很強的影響，如中央銀行的貨幣政策。但是從長期來看，外匯儲備對基礎貨幣的影響是富有彈性的（1.1768＞1），也就是從長遠來看外匯儲備對基礎貨幣變化的影響是正的，而且是非常劇烈的和深遠的。同時，誤差修正項系數為-0.048，在5%統計水平顯著，符合反向修正原則，表明在短期內基礎貨幣的變化可能偏離它與外匯儲備之間的長期均衡水平。但是這幾個變量的短期自我調整是圍繞長期均衡波動并逐漸衰減而趨向長期均衡的過程。而且從系數估計值-0.048看,調整力度并不是很大，也就是說對于基礎貨幣短期的波動，通過基礎貨幣與外匯儲備之間的這種長期均衡機制進行自動調節是非常的緩慢的，需要一個非常長的時間過程。同樣由誤差修正模型可以看出前一期或二期的基礎貨幣量對本期基礎貨幣量產生反向作用，即當前一二期基礎貨幣量比較大時本期基礎貨幣將相對減少，以保持穩定的基礎貨幣量，這與理論與實際是相符合的。

2.2 外匯儲備與貨幣供給M1和M2的實證分析

2.2.1 ADF檢驗結果

由于M1和M2同樣均為時間序列數據，為防止偽回歸，這里同樣以ADF單位根檢驗法對所涉及變量的時間序列進行平穩性檢驗，結果如表4所示。

表4 各變量單位根檢驗

由上表可知，△LNM1、△LNM2在5%的顯著性水平下通過了ADF平穩性檢驗，△LNFER在10%的顯著性水平下通過了ADF平穩性檢驗，表明這三個時間序列是平穩的。

2.2.2 協整檢驗結果

首先利用赤池信息準則確定VAR模型的最優滯后水平，經測定最優滯后階數為2。跡檢驗和最大特征值檢驗結果如表5和表6所示。外匯儲備與M1的協整檢驗結果顯示，在5%的顯著性水平上，跡檢驗和最大特征值檢驗的結果均拒絕了并不存在協整方程的原假設而接受了存在一個協整方程的原假設。表明M1與外匯儲備LNFER之間也存在協整關系，兩變量具有長期穩定性。

表5 外匯儲備與M1的協整檢驗

協整關系成立，則可以測算出外匯儲備與M1之間的具體的協整方程：

外匯儲備與貨幣供給M1的協整關系結果可知，外匯儲備與M1之間存在長期穩定的協整關系，這表明，外匯儲備的變動會對貨幣供給M1產生一定的影響。由標準協整方程⑶的系數可知，當外匯儲備變動一個百分點時，將引起貨幣供給變動0.5014個百分點。

表6 外匯儲備與M2的協整檢驗

表6顯示外匯儲備與M2之間同樣存在協整關系。

協整關系成立，則可以測算出外匯儲備與基礎貨幣之間的具體的協整方程：

表6顯示，外匯儲備與貨幣供給M2同樣存在某種長期穩定的關系，即外匯儲備與貨幣供給M2存在同向的變化趨勢。由標準協整方程LNM2=0.5464LNFER可知，外匯儲備每變動一個百分比將引起M2變動 0.546個百分點。

通過對外匯儲備分別與M1、M2的協整檢驗比較可知，相對而言，外匯儲備對貨幣供給M2的影響要稍強于M1，產生的原因可能是由于M2的統計口徑要大于M1，可以更好地將外匯占款、居民儲蓄等聯系起來。不過這種區別還是很小的，從另一方面也說明外匯儲備變動主要是作用于現金和銀行活期存款等，引起的定期存款變化較微弱。

2.2.3 Granger檢驗結果

雖然有些變量之間可能顯著相關，但是其未必有顯示意義。因此，在構筑計量模型分析前，除了驗證時間序列的平穩性，還必須判斷一個變量是否是另一個變量的原因。即對變量之間進行因果關系驗證。

從表7可知，LNFER是M1、M2變動的格蘭杰原因的概率基本上為57%，相對而言，這種因果關系不是很顯著，事實上當持續貿易雙順差引起外匯儲備急劇增加時，為了穩定匯率和保持人民幣幣值，避免外匯占款的負面影響，中央銀行將采取外匯沖銷政策，在投放貨幣的同時，大力開展公開市場業務收回流動性，減少貨幣投放量。這將導致外匯儲備對貨幣供給產生影響，因此從理論上來說外匯儲備變動應該對貨幣供給M1的M2的影響應該是很顯著的。雖然外匯儲備沒有通過格蘭杰因果關系檢驗，原因可能是其對M1與M2的影響統計上不顯著，但這并不意味著外匯儲備不會引起貨幣供給變動。因此本文仍然對外匯儲備對貨幣供給的影響進行進一步的討論。

2.2.4 誤差修正模型

通過對外匯儲備與M1、M2分別進行協整檢驗后，證明外匯儲備與M1、M2之間存在長期均衡的關系，是否短期之間同樣存在明顯的動態關系我們通過誤差修正模型進行驗證

其中，括號中數字表示在5%的水平下顯著下各個系數的t統計值。ECt-1=LNM1－0.5014LNFER。

表7 外匯儲備與M1和M2的格蘭杰檢驗

其中ECt-1=LNM2-0.5464LNFER。

上式兩個誤差修正模型顯示，外匯儲備對貨幣供給M1、M2的長期影響系數分別為0.50和0.55，對M2的作用稍大于M1。雖然兩者的彈性都小于1，但是由于外匯儲備的基數和變動額是很大的，因此外匯儲備對貨幣供給總量的影響其實很顯著。短期看，外匯儲備滯后一期對M1、M2的系數分別為0.008和0.062，對M2的短期影響明顯要強于M1，超過了5個百分點。同時，兩式的誤差修正系數分別為0.01和0.0077，說明外匯儲備對長期均衡的偏離會對短期貨幣供給M1和M2產生一個正向的影響。

3 結論

通過分別對外匯儲備與基礎貨幣、M1、M2之間的關系進行實證分析，得出外匯儲備變動確實能夠對貨幣供給產生影響。因為：第一，從方程⑴、⑶、⑷可以看出，外匯儲備與基礎貨幣、M1、M2之間存在長期均衡的關系。就是說，在長期里外匯儲備與基礎貨幣、M1、M2有共同的隨機發展趨勢。當外匯儲備變動一個百分點時，將分別引起基礎貨幣、M1、M2變動1.1768、0.5014和0.5464個百分點。第二，外匯儲備變動與基礎貨幣供給之間存在十分明顯的因果關系。就是說，外匯儲備的變動是引起基礎貨幣供給變動的原因之一。

外匯儲備對貨幣供給的不同層次影響效果是不一樣的，對基礎貨幣的影響大于M1和M2，而對M2的影響相對而言要強于M1。主要是對于不斷增加的外匯儲備，人民幣升值壓力增大，為了維持人民幣匯率的穩定，政府不得不加大基礎貨幣投放量來回籠外匯市場上過多的外匯。同時由于不斷回籠外匯，這造成了中央銀行的外匯占款不斷增加，而外匯占款是基礎貨幣的重要組成部分。因此，外匯儲備的增加，將直接作用于基礎貨幣。外匯儲備對貨幣供給M2的影響相對而言稍強于M1，主要是M2的統計口徑要廣于M1。三者相互比較可知，外匯儲備對貨幣供給的影響主要作用于流通中的現金和銀行準備金。這也是為什么很多專家通過實證分析得出，外匯儲備的急劇增加將導致流動性過剩的一個原因。

通過對外匯儲備與基礎貨幣、M1、M2分別進行因格蘭檢驗得出，外匯儲備對M1、M2的格蘭杰因果檢驗不顯著。當然這并不能完全證明外匯儲備不是M1和M2變動的原因。因為通過與基礎貨幣相對比，得出原因可能是統計上不夠顯著。

因此通過對貨幣供給不同層次進行分析后得出，外匯儲備變動的確能影響貨幣供給，而這種影響主要是通過基礎貨幣傳導，并且通過貨幣乘數進一步放大。

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