外匯儲備對貨幣政策有效性影響的實證分析

劉睿伣，程惠芳

0 引言

貨幣政策一直是各國政界、經濟理論界關注的熱點與焦點問題，它承載著一國經濟發展的重要目標，其有效運行是一國經濟可持續發展不可或缺的基本條件。作為經濟發展的重要指標，FER對一國貨幣政策的有效實施影響巨大。在我國經常項目已放開、資本項目在今后一段時間內仍實行管制，銀行結售匯制未變的背景下，外匯儲備規模連年增加。為了使人民幣匯率保持穩定，在基礎貨幣的投放中外匯占款的比例達到50%左右，貨幣供給與日俱增，加大了通貨膨脹的壓力。對此，央行采取各種外匯沖銷手段而收效甚微，給貨幣政策的有效實施帶來巨大的沖擊：貨幣政策的運行受到外匯儲備增量的制約，被動實施，獨立性被削弱，有效性大為降低，央行陷入不斷超發貨幣的惡性循環中。本文試圖通過S-VAR模型（結構向量自回歸模型）來量化分析外匯儲備對我國貨幣政策有效性的影響，據此有針對性地提出實質性的政策建議來促進貨幣政策的有效實施，使得我國經濟內外均衡發展。

1 模型構建、變量選取和數據說明

1.1 模型構建

分別對GDP、CPI、FER、M2、CR這五個變量建立向量自回歸模型，并整理成S-VAR模型，如公式（1）所示：

根據所查找的數據，利用Eviews6.0軟件對公式（1）進行回歸，結果如下：

1.2 變量選取及說明

本文根據建模情況選取變量，如表1所示。

表1 變量選取及說明

1.3 數據來源及處理

表1的FER、M2、CR三個變量的數據取值分別來自中國人民銀行網站歷年統計數據中的貨幣統計概覽中的外匯儲備報表、貨幣供給量、貨幣當局資產負債表；GDP數據取值來源于中華人民共和國統計局統計數據；CPI數據來源于東方財富網，其中CPI的季度數據為月度數據取平均值所得。由于GDP、FER、M2、CR四個變量存在明顯的季節變化趨勢，故在計量分析前做了季節調整處理，采用Eviews6.0軟件中的Tramo/Seats方法；對這五個變量全部取自然對數以克服異方差性；根據AIC和SC標準選擇滯后期為2；樣本數據區間為2001—2015年的季度數據。

2 實證分析

2.1 模型分析結果

（1）前兩期的M2對GDP的影響最大，影響系數為0.59，說明在其他變量不變的條件下，我國經濟的持續增長，嚴重地依賴貨幣的發行。住房、醫療衛生、教育、股市等眾多領域實行了貨幣化，助推了GDP的高速增長。其次是前一期的FER，對GDP的影響系數達到0.19。眾所周知我國外匯儲備自2001年以來連年實現雙順差，其主要來源于出口和FDI的引進，而這些又都是GDP的重要組成部分，金融危機前出口占GDP的比例高達50%以上。前一期的國內信貸對GDP的影響也很明顯，影響系數達0.18，這與我國資本市場發展相對滯后，貸款依然是融資的主要手段有密切關系。

（2）從通貨膨脹的影響因素來看，影響程度依次是前一期的CPI，前一期的M2和前一期的FER。M2、FER對通貨膨脹也有顯著影響，二者對CPI的上漲起到了一定的助推作用。

（3）前兩期的FER對M2有比較顯著的影響，影響系數為0.25。這說明外匯儲備對貨幣供給量確實影響較大。FER劇增導致外匯占款比例加大，嚴重擾亂了基礎貨幣的發行，加大貨幣供給量。

（4）前一期的外匯儲備與金融機構的貸款之間是負相關，二者的相關系數為-0.07。這是因為央行采取外匯沖銷政策，使得國內信貸規模大幅減少，降低了貨幣政策的有效性。

2.2 變量的時間序列平穩性檢驗

本文運用擴展的ADF檢驗法，對取對數的五個變量以及它們的一階差分序列進行平穩性檢驗。滯后階數為2，檢驗結果見表2。

表2 各變量ADF單位根檢驗結果

由表2可知，五個變量中只有LNCPI一個變量在5%和10%的顯著性水平下是平穩的，在1%的顯著性水平下，這五個變量都是非平穩的；五個變量都是一階單整的，是I（1）序列。

2.3 協整檢驗

根據Eviews6.0軟件對數據進行協整檢驗，Johansen協整檢驗結果如表3所示。

表3 Johansen協整檢驗結果

表3的協整檢驗結果表明：以上五個變量的T統計值在5%的顯著性水平上均大于臨界值，由此可以得出結論：這五個變量之間保持長期協整均衡的關系。

2.4 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗（樣本數據：60個；滯后期：6個月），驗結果見表4。

表4 格蘭杰因果檢驗

從表4可以看出，LNFER不是LNGDP、LNCPI、LNM2和LNCR的格蘭杰原因的概率分別是2.49%、0.76%、0.39%、9.9%，而LNGDP、LNCPI、LNM2和LNCR不是LNFER的格蘭杰原因的概率分別達到45.12%、60.65%、59.15%、49.93%。即FER與GDP、CPI、M2、CR之間存在單向的格蘭杰因果關系，即FER是GDP、CPI、M2、CR變化的格蘭杰原因，而它們不是FER變化的格蘭杰原因。

3 結論

根據S-VAR模型回歸結果及各種檢驗分析得出以下結論：外匯儲備對GDP、CPI、M2、CR都具有顯著的影響。短期來看，由于外匯沖銷手段的使用，外匯儲備對上述四個變量的影響有所抑制，但仍比較大，外匯儲備對GDP、CPI、M2整體來講是正向的，對CR的影響是負的。這說明FER的快速增長加大了貨幣供給量和CPI的上升，而GDP的增長也是以貨幣的增發而保持連年的高速增長。這與我國的現實情況相符，我國長期以來以出口導向為主，創造了大量的經常項目順差。由此可以判斷出，外匯儲備的快速增長，無論是對貨幣政策的中介目標，還是工具最終目標，都產生了重要的影響，使得央行無法主動控制貨幣供給量、外匯沖銷收效甚微、通貨膨脹水平加大，經濟增長建立在貨幣超發的基礎上，降低貨幣政策的有效性。

[1]Kasman A,Ayhan D.Foreign Exchange Reserves and Exchange Rates in Turkey:Structural Breaks,Unit Roots and Co Integration[J].Economic Modelling,2008,(25).

[2]Gosselin M A,Parent N.An Empirical Analysis of Foreign Exchange Reserves in Emerging Asia[J].Printed in Canada on Recycled Paper,2005,(12).

[3]Hutchison M,Sengupta R,Singh N.India’s Trilemma:Financial Liberalization,Exchange Rates and Monetary Policy[J].The World Economy,2012,(1).

[4]Smets F,Wouters R,Openness,Imperfect Exchange Rate Pass-through and Monetary Policy[J].Journal of Monetary Economics,2002,(5).

[5]王永利.關于國家外匯儲備相關問題的探討[J].國際金融研究，2015，(8).

[6]楊興全，李萬利.貨幣政策、外部融資依賴與現金持有創新平滑作用[J].貴州財經大學學報,2016，(3).

[7]宋翠玲，喬桂明.國際短期資本流動對貨幣政策有效性的影響分析——基于VAR模型和脈沖響應函數的研究[J].審計與經濟研究，2014，(5).

[8]刁節文，章虎.基于傳導機制的中國貨幣政策有效性研究[J].經濟問題探索，2012，(1).

[9]孫永強，巫和懋，戴金平.資本市場開放對我國貨幣政策有效性的影響[J].經濟學家，2013，(4).

[10]陳其安，杜方舟.外匯儲備與人民幣匯率的聯動影響機制——基于匯改前后中國貨幣政策和國際貿易的實證研究[J].經濟問題探索，2014，(7).