外匯占款對我國貨幣供給的影響及其實證檢驗

(西南大學 重慶 400000)

一、引言

在開放經濟條件下，我國外匯儲備規模到06年就已經成為了世界第一，到2015年為止，我國外匯儲備達到了33303.62億美元。根據外匯儲備與外匯占款的協同性關系，我國的外匯占款也有較高的水平。而外匯占款是基礎貨幣的主要來源之一，所以它能夠對貨幣供應量產生影響。目前我國正處在轉型關鍵期，比如我國人民幣加入SDR極大地推動了它的國際化的發占進程，我國的外匯占款展現出了變化的新常態。從2014年開始我國外匯占款連續十幾個月下降，給我國流通中所需要的貨幣供應量以及宏觀經濟的穩定運行帶來了更多的不確定性因素。

因此研究外匯占款對我國貨幣供應量傳導渠道的影響以及對此傳導渠道的影響程度，有利于更好地去了解我國貨幣供給的傳導過程，更好地了解外匯占款對我國貨幣供給的影響機制。

二、我國外匯占款的現狀

根據中國人民銀行和國家統計局的數據。從增速上看，我國外匯占款的變化經歷了兩個階段。第一個階段從2000-2014年，我國外匯占款的同比增長率都是正數(最大為2004年53.95%，最小為2012年1.84%)，因此我國在2014年以前積累了巨額的外匯儲備與外匯占款；第二個階段是從2014-2017年，我國的外匯占款的同比增長率從2015年開始為負數-8.18%，巨額的外匯占款也出現了連續十幾個月下降的局面。

從總量上來看，外匯占款也是大體上經歷了兩個階段。在2014年以前我國的外匯占款一直呈現出上漲的趨勢，到2014年達最高270681.33億元。然而在經濟的新常態下，外匯占款從2014年開始連續下降，到2017年下降到216209.50億元。但是從2016年的11月份開始，外匯占款的下降幅度變小，2017年4月份的環比下降幅度進一步地收窄。

外匯占款的不穩定性變化以及不合理的份額都對可能仍然對我國的貨幣供給機制產生一定的影響。因此在后文，本文將會探索外匯占款對貨幣供給的影響機制理論。

三、我國外匯占款變動對貨幣供給的影響機制

外匯占款增加意味著基礎貨幣的投放增加，影響了貨幣供應量。并且隨著一國對外依賴程度的提高，這一傳導機制的作用會不斷增強。本文重點研究“國際收支順差——國外凈資產增加——外匯儲備增加——外匯占款增加——基礎貨幣增加——貨幣供應量增加”這一傳導機制理論。

(一)我國外匯占款對基礎貨幣的影響

在一個開放的經濟體系中，通常有兩種基礎貨幣的投放渠道。第一種是通過中央銀行實施法定存款準備金、再貼現、公開市場等宏觀的貨幣政策工具，調整各商業銀行的可貸資金規模，進而調控總體信貸規模。

第二種是由于國際收支失衡所引起的基礎貨幣的被動投放。我國采用的是結匯售匯制度，而外匯結算銀行所得到的多余的外匯必須賣給中央銀行，這樣就形成了我國的外匯儲備。根據外匯儲備與外匯占款的關系，中央銀行通過發行人民幣來取得外匯儲備，這樣發的人民幣也就是外匯占款，會直接導致我國基礎貨幣量的增加。

(二)基礎貨幣變動對廣義貨幣M2的影響

基礎貨幣是中央銀行對全體社會公眾和商業銀行等金融機構的負債總和。根據基礎公式：貨幣供應量=基礎貨幣*貨幣乘數，貨幣供應量倍數于基礎貨幣，這個倍數就是貨幣乘數。貨幣乘數是法定存款準備金率、超額存款準備金率、現金漏損率這三個經濟指標之和的倒數。

由于貨幣乘數的大小難以計算，所以難以通過調控貨幣乘數來調整貨幣供給。除此之外，法定存款準備金的變動關系到商業銀行的流動風險問題，大量的調整它不利于商業銀行的日常經營管理活動；現金漏損率與人們的消費喜好相關，而人們的消費行為與消費計劃一般是比較穩定的；所以這三種經濟指標一般是穩定的溫和的變動狀態。

故在保持貨幣乘數基本穩定的前提下，基礎貨幣的變動直接決定了貨幣供應量。并且因為貨幣乘數的倍數效應，當外匯占款的變化導致基礎貨幣的數量有較大幅度的變動時，貨幣供應量將會呈幾何倍數的趨勢波動。

四、我國外匯占款變動對貨幣供給影響的實證檢驗

根據“外匯占款變化——基礎貨幣——貨幣供應量”這一傳導機制理論，通過運用ADF平穩性檢驗、協整性檢驗、格蘭杰因果關系檢驗以及多元回歸模型等方法，對我國外匯占款影響貨幣供給與否進行數據的檢驗、模型的檢測與分析。所應用軟件為Eviews7.0。

(一)變量選擇與數據處理

本文選擇的外匯占款指標是央行統計口徑的外匯占款(用FPE表示)。此外，選取金融機構人民幣各項貸款余額來表示國內信貸規模(用TN表示)。用廣義貨幣M2來表示貨幣供給。鑒于我國外匯占款從2000年以來開始明顯上漲，以及數據的可獲得性，實證研究部分數據為2000年-2017年的第一季度數據，來源于國家統計局和中國人民銀行，單位為億元。

由于選取的指標變量都是正數，為了方便研究，對所有的變量取對數。在本小節內，用ln M2作為被解釋變量；用ln PFE作為第一個解釋變量；用ln TN作為第二個解釋變量。設定對數計量模型如下：

Ln M2=α+ln FPE+ln TN+ε

(二)ADF平穩性檢驗、協整性檢驗及格蘭杰因果模型分析

先對各數據變量采用ADF計量方法進行單位根檢驗，在差分次數為2的基礎上，各變量數據在5%的顯著性水平下，它們的ADF檢測值均小于臨界值，所以都通過了ADF平穩性檢驗。

通過協整檢驗結果，這三個變量之間是存在協整關系的。所以現在可以在下面的檢驗中直接用普通最小二乘法進行回歸分析。

通過格蘭杰因果檢驗的結果并結合判斷標準可以得知，“LNM2 does not Granger Cause LNFPE”(LNM2不是LNFPE的格蘭杰原因)的接受概率是0.3041，說明在5%的顯著性水平上原假設成立，即LNM2不是LNFPE的格蘭杰原因。而“LNFPE does not Granger Cause LNM2”的接受概率是0.0060，則表明LNFPE是LNM2的格蘭杰原因。以此類推，在上表中5%的顯著性水平上還有其他因果關系的是：LNFPE是LNTN的格蘭杰原因；LNTN是LNM2的格蘭杰原因。

(三)模型的檢驗、估計與結論

根據關系式“外匯占款+信貸規模=M2+其他資產”(而且其他資產項目占的比重很小，可以忽略不計)，結合“外匯占款——基礎貨幣——貨幣供應量”這一傳導機制。檢驗外匯占款和信貸規模對貨幣供給量的影響，根據普通最小二乘法進行回歸分析，得出的計量經濟模型為：

LNM2=0.3347+0.1097*LNFPE+0.9052*LNTN

(5.34) (11.96) (78.26)

=0.999 D.W=1.84 S.E=0.014 F=29950.3

通過多元回歸模型分析，可以得出如下結果。從長期來看，外匯占款的變化與外匯儲備是具有相同的趨勢的，外匯儲備又作為基礎貨幣的一部分，它的變化會直接導致廣義貨幣供應量的變化，從而使得流通中的貨幣量發生變化，造成貨幣的供需不均衡，進而引發通貨膨脹的危機，并且這個影響是長期的穩定的。此外外匯占款以及信貸規模與貨幣供應量之間也呈現著正相關的關系，并且外匯占款的變化以及信貸規模的變化對貨幣供應量共同構成了99%的解釋。所以說外匯占款與貨幣供應量之間確實存在著長期的關系。

最后整理得出了因變量的實際值、擬合值以及方程的殘差趨勢圖，如下圖所示：

圖1 因變量的實際值、擬合值以及方程的殘差

數據來源：來自于中國人民銀行和國家統計局的官方網站

從上圖可以看出，模型因變量的實際值與擬合值之間具有高度的重合性，可以認為本文的模型是可以是合理的，所以檢驗的過程與結果是有效力的。

五、結論與政策建議

首先是外匯占款的變化會通過一個作用機制影響到我國的貨幣供給，此外由于這個機制產生了一定的問題與麻煩，擾亂了我國經濟運行的穩定性。

此外，外匯儲備與外匯占款之間有一種內在的聯系，它們之間有著同向的變動關系，外匯占款的增加也可以看成是外匯儲備的增加，都會直接影響到我國基礎貨幣的投放，進而通過乘數效應，影響著貨幣供應量，最后對我國的經濟以及貨供給的自主性產生影響。而且這種不利于貨幣政策有效性的趨勢會隨著我國經濟開放程度的提高而不斷地加強。

為了減少外匯占款對貨幣供給的影響，應對外匯占款變化的新常態，增加貨幣政策效果的有效性，本文提出以下幾個方面的建議：第一、加強國債市場的發展，增加基礎貨幣的投放渠道；第二、要推動外匯占款在合理區間波動，要擴大外匯儲備的多元化并且采用更加有效合理的方法來使用我國巨額的外匯占款進而來調節外匯占款的規模，使得外匯儲備規模適度；第三、應當完善貨幣政策的操作工具組合，加強央行貨幣供給的控制權，中央銀行需要完善貨幣政策操作框架中新創設的工具與傳統工具之間的關系，使這兩大類工具之間形成相輔相成、互相協調的良性循環。