存款準備金率沖銷外匯占款的有效性研究

暨南大學 許敏霞 張珺

自外匯體制改革，央行就負有穩定匯率的職責。在外匯供過于求時，商業銀行間互相進行買賣，到最后，仍有外匯賣出，在浮動匯率制度下，這必然會引起匯率下跌。為了穩定匯率，中央銀行必須進入外匯市場購買這些多余的外匯供給形成外匯儲備，這過程中所投放的人民幣即是外匯占款的增加。這使得外匯占款成為我國投放基礎貨幣的主要方式之一。然而，外匯占款投入且流通后，在貨幣乘數的作用下，還將倍數地增加我國貨幣的供應量，這必然影響我國貨幣政策的實施和貨幣政策目標的實現，因此外匯占款的問題也就產生了(Calvo，1998；路程，2009)。

目前，通過提高存款準備金率成為我國沖銷外匯的主要方式，這與我國金融體制的發展和內外環境的變化都有關(倪燁敏，2011)。本文主要從存款準備金的傳導機制，對外匯占款的影響程度進行考察，并運用經典數據和實證方法對沖銷外匯占款的有效性進行分析。最后，針對存款準備金率沖銷的效應，提出沖銷外匯占款的政策建議，以更好緩解過多的外匯占款所導致的通脹效應。

1 外匯占款的影響

在我國現行的外匯管理制度下，外匯儲備的增加要求央行投放等額的基礎貨幣以購置外匯，這部分基礎貨幣，必然產生通脹效應。當較小的外匯占款規模變化很小時，其間的變化對貨幣供應具有很小的影響，或者可以說幾乎沒有影響。但隨著外匯占款規模的不斷增大且波動范圍也加大時，此時的貨幣供應量的影響是很顯著的。

從2001年至現在近13年間，中央銀行通過公開市場和調整存款準備金率等手段回籠資金規模近11.1萬億，在此期間，我國外匯占款卻增長了26萬億，對沖比例近42%，較上述數據，新增外匯占款規模占同期M2的資金比重約為29%，但有的年份能夠達到50%以上的比例。從以上數據看出，在貨幣供應體系中外匯占款規模是一項較重要的指標。

下面通過引用鄧濤和鄂永健(2010)關于外匯占款變化對貨幣供應增長影響的實證分析的模型來分析外匯占款對貨幣供給的影響。他們的模型的數學表達式和檢驗結果如下：

其中，Dt為虛擬變量，當t≤2005年6月，Dt=O；當t＞2005年6月，Dt=1。M、L、T、F和R分別表示廣義貨幣、人民幣貸款、財政存款、外匯占款和儲備貨幣(括號內為P值)。

從上述的模型可以得出以下結論：

第一，外匯占款規模與貨幣供應量具有明顯的正相關關系。(1)中F的系數的估計值為0.058，且P值接近于零，以上數據說明正向相關關系非常顯著，同時也表明外匯占款規模變化較M2也具有較大影響。外匯占款規模增長率較M2每增長一個百分點，將影響M2增長率提高0.058個百分點。比較來看，(2)中系數F的估計值較(1)要大，表明我國外匯占款影響因素是來自于基礎貨幣的變化而影響貨幣供應量。這是因為我國外匯占款規模主要來自于我國中央銀行公開市場購入外匯。

第二，自我國2005年匯率體制改革以后，基礎貨幣受到外匯占款的影響越來越大。(1)中Dt*F的系數的預估值不大且影響不明顯，這說明匯率體制改革不是外匯占款對M2的影響的根本原因。可(2)中Dt*F的預估值是正相關且影響較大。這說明匯率體制改革后，外匯占款對基礎貨幣的影響放大了。自上述相關結論表明，匯率體制改革后，隨著外匯占款規模基數增長較明顯，在我國的貨幣供應體制中地位也愈來愈凸顯。

在我國金融體系中，雖然銀行信貸規模較外匯占款規模更加重要，但隨著外匯體制改革的深入，外匯占款已經作為國內貨幣流動性較重要的組成部分。隨著全球化經濟愈演愈烈，經濟過熱絕不是本國經濟問題所能完全決定的，是由內外因素共推而成，所以熱錢的流入將給我國調控經濟能力提出更高的要求和挑戰。

總體來看，外匯占款大量增加意味著基礎貨幣投放的大量增加，經過乘數效應、貨幣供給量膨脹，帶來一定的通脹壓力。為了緩解這些壓力，央行不得不采取提高存款準備金政策等沖銷工具來降低過多的貨幣供給。

2 法定存款準備金政策沖銷有效性的實證檢驗

央行的數量型貨幣政策，包括央行票據和存款準備金率，已經成為央行調控過剩流動性的常用工具。這里本文利用相關數據對央行存款準備金率政策的有效性進行分析。

2.1 指標設定與數據來源

本文從穩定國內物價水平的角度來考察沖銷的效果，以CPI來衡量通貨膨脹率，即貨幣沖銷政策的目標變量是消費者物價指數。另外，以2001年1月的CPI作為基期，利用月度環比通脹率計算2001年1月～2013年5月的定基價格指數。因為本文研究的重點是衡量存款準備金率這個貨幣沖銷工具的有效性，因而選定央行存款準備金余額(記為DR)作為貨幣沖銷工具變量的測量指標。而且，本文還選用外匯占款(記為FOER)來測度外匯占款增長的通脹效應，以此來分析央行沖銷的有效性。為了確保數據的一致性和權威性，研究中所采用的CPI月度環比數據來源于國家統計局網站(http://www.stats.gov.cn/)。存款準備金余額和外匯占款數據均來源于中國人民銀行網站(http://www.pbc.gov.cn/)。本文數據樣本期間為2001年1月～2013年5月，數據頻度為月度。

2.2 我國央行沖銷干預政策有效性的實證檢驗

為了盡量地消除異方差性的影響，本文對所有變量均取自然對數形式(在變量名前加字母L表示)。

表1 變量及一階差分的ADF檢驗變量

2.2.1 單位根驗證

在作協整分析前，為消除偽回歸的影響，須對所統計數據做時間序列平穩性檢驗。各變量平穩性的檢驗有很多種，本文選用ADF檢驗方法。從ADF檢驗的結果說明，消費者價格指數(LCPI)、外匯占款增量(LFOER)和存款準備金余額(LDR)都未通過99%的置信度的數據平穩檢驗。所以，數據需要進一步通過原始序列做一階差分檢驗，才能驗證單位根。通過驗證單位根后，所得結果說明所有序列經過一階差分之后都可以通過置信度為99%的數據平穩性檢驗。

2.2.2 協整檢驗

上述單位根驗證結果表明，變量LCPI、LFOER和LDR都是單整的I(1)過程，因此對這些變量做出協整檢驗是可行的，通過研究Johansen檢驗變量之間是否具有相關性，還需先明確VAR 模型的最優滯后期。參照SC和AIC信息準則，可以認為VAR模型的最佳滯后期為4。協整檢驗結果見如表2。

表2 變量(LCPI LFOER LDR)的協整檢驗

從協整檢驗的統計結果可以得知，能以95%的置信水平確定物價水平和外匯占款增量與存款準備金余額之間存在一個協整關系。CPI和外匯占款增量、存款準備金余額之間存在穩定的數量關系，其中存款準備金余額與CPI之間存在負向的協整關系，外匯占款增量與CPI之間存在正向的協整關系。即在長期內，外匯占款的快速增長會帶來物價上漲的壓力，而央行通過上調存款準備金率的沖銷政策可以抑制物價的上漲。

2.2.3 格蘭杰因果關系檢驗

表3 變量之間的格蘭杰因果關系檢驗

在建立模型之前本文對因變量和自變量進行了EngleGranger因果關系檢驗。CPI與各個變量之間的Engle-Granger因果關系檢驗結果(如表3)顯示：央行準備金政策的變化是CPI的格蘭杰原因，但外匯占款增量的規模與物價之間不存在顯著的因果關系。原因可能是央行通過上調法定存款準備金率等貨幣政策工具，對沖了銀行體系中過量的流動性，從而有效地緩解了外匯占款增加對基礎貨幣供給的壓力，從而抑制了物價的快速提高。

2.3 結果分析

從上述協整檢驗結果看到，自2001年1月至今，我國存款準備金余額、外匯占款規模增量及CPI之間具有較穩定的相關關系。其中存款準備金余額較CPI之間具有負向的相關關系，外匯占款增量與CPI間具有正向的相關關系。同時通過格蘭杰因果關系說明外匯占款規模增量不是CPI的格蘭杰原因。

通過上述數據及分析結果說明，在我國金融體制中，中央銀行通過提高存款準備金率的手段是沖擊行政干預的有效手段。

3 政策建議

雖然央行通過提高存款準備金率的沖銷干預是有效的，但提高法定存款準備金率的效果相對比較劇烈。因為法定存款準備金率的輕微變動會導致社會貨幣供應總量的急劇變動。另外，外匯占款是貨幣政策的外生變量，受國際收支狀況和結售匯的影響，變動也比較頻繁，存款準備金率的變動難以適應外匯占款的變動頻率，缺乏時效性和靈活性，因此對操作效果造成影響，故央行需要結合其他的政策來降低外匯占款對貨幣供給等的影響。

3.1 嘗試使用多種沖銷貨幣政策

參照國外多種沖銷政策，表明假設過于依賴某種沖銷手段，可能會由于使用該手段不夠合理或是過度使用而帶來負面效應。所以，為了規避過度地依賴某種沖銷手段所帶來的負面效應，應該嘗試使用多種綜合有效的進行沖銷，使得我國中央銀行在調控存款準備金率的同時，運用票據等手段進行沖銷。

3.2 發行益于央行公開市場操作的國債

近年來，由于央行票據票面利息持續走高，增加了對沖成本，使得央行票據作為沖銷手段的干預能力難以具有可持續性，所以通過發行益于央行公開市場操作的國債將是一條有效的途徑。

3.3 加快改革步伐——利率市場化

改革進程的加快將是我國制度化紅利釋放的有效手段。通過深入研究公開市場操作對利率傳導機制的影響關系，逐步提高公開市場操作影響市場利率的程度，以用于抵抗貨幣市場對行政干預的風險能力，實現貨幣調控從數量到價格調控的模式轉變，避免了長期使用單一的沖銷工具而帶來的風險性和各種過度依賴單一沖銷工具的問題。

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