譚文培

（湖南化工職業(yè)技術(shù)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理系，湖南 株洲 412004）

1 樣本選取及統(tǒng)計(jì)描述

為充分說(shuō)明外匯儲(chǔ)備對(duì)我國(guó)貨幣供給的影響，本文考察了外匯儲(chǔ)備（FER）對(duì)M1和M2兩個(gè)指標(biāo)的相互關(guān)系，選取的樣本為1997年3月到2008年12月的季度數(shù)據(jù)。對(duì)基礎(chǔ)貨幣（MB）、M1和 M2和外匯儲(chǔ)備（FER）數(shù)據(jù)均采用每季度末的數(shù)據(jù)，樣本期為1997年第一季度到2008年第四季度。按照我國(guó)統(tǒng)計(jì)口徑，M1表示流通中現(xiàn)鈔加上企業(yè)單位活期存款、農(nóng)村存款和機(jī)關(guān)團(tuán)體部隊(duì)存款；M2表示M1加上企業(yè)單位定期存款、自籌基本建設(shè)存款、個(gè)人儲(chǔ)蓄存款和其他存款。為消除異方差，分別對(duì)MB、M1、M2和FER取自然對(duì)數(shù)，記為 lnmb、lnm1、lnm2和 lnfer。 其中 2000～2008年季度數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站和中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，1997～2000年季度數(shù)據(jù)由《中國(guó)金融年鑒》整理而得。

首先，基礎(chǔ)貨幣與外匯儲(chǔ)備總額。自1997～2008年底，我國(guó)外匯儲(chǔ)備總額與基礎(chǔ)貨幣總量呈不斷增長(zhǎng)趨勢(shì)。2005年第一季度外匯儲(chǔ)備總額開始超過(guò)基礎(chǔ)貨幣，主要原因是我國(guó)自2005年7月21日開始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行有管理的浮動(dòng)匯率制度。人民幣匯率不再盯住單一美元，而是按照我國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，選擇若干種主要貨幣，賦予相應(yīng)的權(quán)重，組成一個(gè)貨幣籃子。匯率改革的實(shí)施使人民幣產(chǎn)生了升值的預(yù)期，這種預(yù)期導(dǎo)致大量的熱錢流入，外匯儲(chǔ)備急劇增加，據(jù)統(tǒng)計(jì)，外匯儲(chǔ)備量由2004年底的50480.9億人民幣增長(zhǎng)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(chǔ)備總量低于基礎(chǔ)貨幣總額，一方面是由于金融危機(jī)的影響，使我國(guó)出口貿(mào)易受到很大的影響，而我國(guó)國(guó)際收支雙順差，是外匯儲(chǔ)備持續(xù)增長(zhǎng)的主要原因，另一方面，金融危機(jī)使大量外國(guó)直接投資撤資，外國(guó)資金流出，這也導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備增幅相對(duì)基礎(chǔ)貨幣有所下降。但是從總體來(lái)看，外匯儲(chǔ)備與基礎(chǔ)貨幣呈正向增長(zhǎng)趨勢(shì)。

其次，M1、M2與外匯儲(chǔ)備總額。從1997～2008年外匯儲(chǔ)備與貨幣供給M1、M2存在相同的變化趨勢(shì)，由于統(tǒng)計(jì)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(chǔ)備與M1的差額有縮小的趨勢(shì)。

2 實(shí)證分析

2.1 外匯儲(chǔ)備（FER）與基礎(chǔ)貨幣（MB）的實(shí)證分析

2.1.1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

本文的單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表1，檢驗(yàn)結(jié)果可知，對(duì)于序列LNMB和LNFER，都存在在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，即LNMB和LNFER原序列存在單位根，這些序列是非平穩(wěn)的。但是通過(guò)對(duì)它們進(jìn)行一階差分后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，△LNMB的ADF絕對(duì)值在5%的顯著性水平下大于5%臨界值的絕對(duì)值，△LNFER的ADF檢驗(yàn)值大于10%臨界值的絕對(duì)值，因此兩變量都拒絕非平穩(wěn)的假設(shè)。即表明LNMB和LNFER序列都是一階單整變量?？梢栽诖嘶A(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.1.2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由前面的單位根檢驗(yàn)結(jié)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(gòu)造某種具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的協(xié)整方程。因此，我們接下來(lái)將利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)判定外匯儲(chǔ)備LNFER與基礎(chǔ)貨幣LNMB之間是否存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)首先需要在VAR模型下確定合理的滯后階數(shù)，可依據(jù)AIC、SC等檢驗(yàn)準(zhǔn)則，以保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計(jì)上的可信度，經(jīng)AIC準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù)為1。VAR滯后期檢驗(yàn)以及協(xié)整檢驗(yàn)均假設(shè)不含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

表2的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)果均拒絕了并不存在協(xié)整方程的原假設(shè)而接受了存在一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)。表明基礎(chǔ)貨幣LNMB與外匯儲(chǔ)備LNFER之間存在協(xié)整關(guān)系，兩變量具有長(zhǎng)期穩(wěn)定性。

協(xié)整關(guān)系成立，則可以測(cè)算出外匯儲(chǔ)備與基礎(chǔ)貨幣之間的具體的協(xié)整方程：

表1 MB與FER單位根ADF檢驗(yàn)

表2 MB與FER Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由上式不難看出，外匯儲(chǔ)備與基礎(chǔ)貨幣之間存在正相關(guān)，當(dāng)外匯儲(chǔ)備增加一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)基礎(chǔ)貨幣將相應(yīng)的提過(guò)1.533個(gè)百分點(diǎn)。這說(shuō)明隨著外匯儲(chǔ)備的增加，中國(guó)市場(chǎng)的基礎(chǔ)貨幣量以更大的幅度提高。單良、范東君（2008）通過(guò)對(duì)1993～2006年中國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)基礎(chǔ)貨幣影響的進(jìn)行實(shí)證分析，得出外匯儲(chǔ)備的快速增長(zhǎng)將引致基礎(chǔ)貨幣快速增長(zhǎng)。

2.1.3 Granger檢驗(yàn)結(jié)果

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明外匯儲(chǔ)備LNMB與基礎(chǔ)貨幣LNFER之間存在了長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。Granger指出，如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個(gè)方向上的格蘭杰原因；在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將是無(wú)效的。為分析上述變量之間是否存在相互影響作用，下面運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果可知，在10%的顯著性水平下，外匯儲(chǔ)備不是基礎(chǔ)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(chǔ)備LNFER是基礎(chǔ)貨幣LNMB變動(dòng)的原因，即當(dāng)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)時(shí)將引起基礎(chǔ)貨幣同向變動(dòng)。

2.1.4 誤差修正模型

上面的分析僅僅考慮兩個(gè)變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，沒(méi)有涉及短期的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系。Engle和Granger指出，如果一組變量時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量之間存在一個(gè)有效的誤差修正模型，此模型包括各變量差分項(xiàng)的滯后項(xiàng)和用協(xié)整關(guān)系表示的誤差修正項(xiàng)的滯后項(xiàng)。我們用誤差修正模型估計(jì)本文中各變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，誤差修正模型的具體估計(jì)結(jié)果如下：

其中，括號(hào)中數(shù)字表示在5%的水平下顯著下各個(gè)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值。ECt-1=LNMB-1.1768LNFER。從以上EC模型中可以得出，外匯儲(chǔ)備額度對(duì)基礎(chǔ)貨幣的長(zhǎng)期影響系數(shù)為1.1768，對(duì)基礎(chǔ)貨幣的短期影響系數(shù)為0.3075，因此我們可以得出結(jié)論，從短期來(lái)看，外匯儲(chǔ)備的波動(dòng)對(duì)基礎(chǔ)貨幣變化的影響是負(fù)向的，即短期外匯儲(chǔ)備總額的增加會(huì)導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣的減少，也就是外匯儲(chǔ)備的增加會(huì)通過(guò)其他途徑對(duì)基礎(chǔ)貨幣產(chǎn)生一個(gè)負(fù)面影響，亦即短期內(nèi)外匯儲(chǔ)備變動(dòng)并不是基礎(chǔ)貨幣波動(dòng)的唯一影響因素，還存在一系列我們探討的領(lǐng)域?qū)ν鈪R儲(chǔ)備的短期波動(dòng)有著很強(qiáng)的影響，如中央銀行的貨幣政策。但是從長(zhǎng)期來(lái)看，外匯儲(chǔ)備對(duì)基礎(chǔ)貨幣的影響是富有彈性的（1.1768＞1），也就是從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看外匯儲(chǔ)備對(duì)基礎(chǔ)貨幣變化的影響是正的，而且是非常劇烈的和深遠(yuǎn)的。同時(shí)，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.048，在5%統(tǒng)計(jì)水平顯著，符合反向修正原則，表明在短期內(nèi)基礎(chǔ)貨幣的變化可能偏離它與外匯儲(chǔ)備之間的長(zhǎng)期均衡水平。但是這幾個(gè)變量的短期自我調(diào)整是圍繞長(zhǎng)期均衡波動(dòng)并逐漸衰減而趨向長(zhǎng)期均衡的過(guò)程。而且從系數(shù)估計(jì)值-0.048看,調(diào)整力度并不是很大，也就是說(shuō)對(duì)于基礎(chǔ)貨幣短期的波動(dòng)，通過(guò)基礎(chǔ)貨幣與外匯儲(chǔ)備之間的這種長(zhǎng)期均衡機(jī)制進(jìn)行自動(dòng)調(diào)節(jié)是非常的緩慢的，需要一個(gè)非常長(zhǎng)的時(shí)間過(guò)程。同樣由誤差修正模型可以看出前一期或二期的基礎(chǔ)貨幣量對(duì)本期基礎(chǔ)貨幣量產(chǎn)生反向作用，即當(dāng)前一二期基礎(chǔ)貨幣量比較大時(shí)本期基礎(chǔ)貨幣將相對(duì)減少，以保持穩(wěn)定的基礎(chǔ)貨幣量，這與理論與實(shí)際是相符合的。

2.2 外匯儲(chǔ)備與貨幣供給M1和M2的實(shí)證分析

2.2.1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由于M1和M2同樣均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為防止偽回歸，這里同樣以ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)所涉及變量的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4 各變量單位根檢驗(yàn)

由上表可知，△LNM1、△LNM2在5%的顯著性水平下通過(guò)了ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，△LNFER在10%的顯著性水平下通過(guò)了ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這三個(gè)時(shí)間序列是平穩(wěn)的。

2.2.2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

首先利用赤池信息準(zhǔn)則確定VAR模型的最優(yōu)滯后水平，經(jīng)測(cè)定最優(yōu)滯后階數(shù)為2。跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果如表5和表6所示。外匯儲(chǔ)備與M1的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平上，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)果均拒絕了并不存在協(xié)整方程的原假設(shè)而接受了存在一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)。表明M1與外匯儲(chǔ)備LNFER之間也存在協(xié)整關(guān)系，兩變量具有長(zhǎng)期穩(wěn)定性。

表5 外匯儲(chǔ)備與M1的協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系成立，則可以測(cè)算出外匯儲(chǔ)備與M1之間的具體的協(xié)整方程：

外匯儲(chǔ)備與貨幣供給M1的協(xié)整關(guān)系結(jié)果可知，外匯儲(chǔ)備與M1之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，這表明，外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)會(huì)對(duì)貨幣供給M1產(chǎn)生一定的影響。由標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整方程⑶的系數(shù)可知，當(dāng)外匯儲(chǔ)備變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，將引起貨幣供給變動(dòng)0.5014個(gè)百分點(diǎn)。

表6 外匯儲(chǔ)備與M2的協(xié)整檢驗(yàn)

表6顯示外匯儲(chǔ)備與M2之間同樣存在協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整關(guān)系成立，則可以測(cè)算出外匯儲(chǔ)備與基礎(chǔ)貨幣之間的具體的協(xié)整方程：

表6顯示，外匯儲(chǔ)備與貨幣供給M2同樣存在某種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，即外匯儲(chǔ)備與貨幣供給M2存在同向的變化趨勢(shì)。由標(biāo)準(zhǔn)協(xié)整方程LNM2=0.5464LNFER可知，外匯儲(chǔ)備每變動(dòng)一個(gè)百分比將引起M2變動(dòng) 0.546個(gè)百分點(diǎn)。

通過(guò)對(duì)外匯儲(chǔ)備分別與M1、M2的協(xié)整檢驗(yàn)比較可知，相對(duì)而言，外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供給M2的影響要稍強(qiáng)于M1，產(chǎn)生的原因可能是由于M2的統(tǒng)計(jì)口徑要大于M1，可以更好地將外匯占款、居民儲(chǔ)蓄等聯(lián)系起來(lái)。不過(guò)這種區(qū)別還是很小的，從另一方面也說(shuō)明外匯儲(chǔ)備變動(dòng)主要是作用于現(xiàn)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(yàn)結(jié)果

雖然有些變量之間可能顯著相關(guān)，但是其未必有顯示意義。因此，在構(gòu)筑計(jì)量模型分析前，除了驗(yàn)證時(shí)間序列的平穩(wěn)性，還必須判斷一個(gè)變量是否是另一個(gè)變量的原因。即對(duì)變量之間進(jìn)行因果關(guān)系驗(yàn)證。

從表7可知，LNFER是M1、M2變動(dòng)的格蘭杰原因的概率基本上為57%，相對(duì)而言，這種因果關(guān)系不是很顯著，事實(shí)上當(dāng)持續(xù)貿(mào)易雙順差引起外匯儲(chǔ)備急劇增加時(shí)，為了穩(wěn)定匯率和保持人民幣幣值，避免外匯占款的負(fù)面影響，中央銀行將采取外匯沖銷政策，在投放貨幣的同時(shí)，大力開展公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)收回流動(dòng)性，減少貨幣投放量。這將導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供給產(chǎn)生影響，因此從理論上來(lái)說(shuō)外匯儲(chǔ)備變動(dòng)應(yīng)該對(duì)貨幣供給M1的M2的影響應(yīng)該是很顯著的。雖然外匯儲(chǔ)備沒(méi)有通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，原因可能是其對(duì)M1與M2的影響統(tǒng)計(jì)上不顯著，但這并不意味著外匯儲(chǔ)備不會(huì)引起貨幣供給變動(dòng)。因此本文仍然對(duì)外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供給的影響進(jìn)行進(jìn)一步的討論。

2.2.4 誤差修正模型

通過(guò)對(duì)外匯儲(chǔ)備與M1、M2分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)后，證明外匯儲(chǔ)備與M1、M2之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，是否短期之間同樣存在明顯的動(dòng)態(tài)關(guān)系我們通過(guò)誤差修正模型進(jìn)行驗(yàn)證

其中，括號(hào)中數(shù)字表示在5%的水平下顯著下各個(gè)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值。ECt-1=LNM1－0.5014LNFER。

表7 外匯儲(chǔ)備與M1和M2的格蘭杰檢驗(yàn)

其中ECt-1=LNM2-0.5464LNFER。

上式兩個(gè)誤差修正模型顯示，外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供給M1、M2的長(zhǎng)期影響系數(shù)分別為0.50和0.55，對(duì)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(chǔ)備的基數(shù)和變動(dòng)額是很大的，因此外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供給總量的影響其實(shí)很顯著。短期看，外匯儲(chǔ)備滯后一期對(duì)M1、M2的系數(shù)分別為0.008和0.062，對(duì)M2的短期影響明顯要強(qiáng)于M1，超過(guò)了5個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)，兩式的誤差修正系數(shù)分別為0.01和0.0077，說(shuō)明外匯儲(chǔ)備對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離會(huì)對(duì)短期貨幣供給M1和M2產(chǎn)生一個(gè)正向的影響。

3 結(jié)論

通過(guò)分別對(duì)外匯儲(chǔ)備與基礎(chǔ)貨幣、M1、M2之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出外匯儲(chǔ)備變動(dòng)確實(shí)能夠?qū)ω泿殴┙o產(chǎn)生影響。因?yàn)椋旱谝唬瑥姆匠挞?、⑶、⑷可以看出，外匯儲(chǔ)備與基礎(chǔ)貨幣、M1、M2之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。就是說(shuō)，在長(zhǎng)期里外匯儲(chǔ)備與基礎(chǔ)貨幣、M1、M2有共同的隨機(jī)發(fā)展趨勢(shì)。當(dāng)外匯儲(chǔ)備變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，將分別引起基礎(chǔ)貨幣、M1、M2變動(dòng)1.1768、0.5014和0.5464個(gè)百分點(diǎn)。第二，外匯儲(chǔ)備變動(dòng)與基礎(chǔ)貨幣供給之間存在十分明顯的因果關(guān)系。就是說(shuō)，外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)是引起基礎(chǔ)貨幣供給變動(dòng)的原因之一。

外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供給的不同層次影響效果是不一樣的，對(duì)基礎(chǔ)貨幣的影響大于M1和M2，而對(duì)M2的影響相對(duì)而言要強(qiáng)于M1。主要是對(duì)于不斷增加的外匯儲(chǔ)備，人民幣升值壓力增大，為了維持人民幣匯率的穩(wěn)定，政府不得不加大基礎(chǔ)貨幣投放量來(lái)回籠外匯市場(chǎng)上過(guò)多的外匯。同時(shí)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(chǔ)貨幣的重要組成部分。因此，外匯儲(chǔ)備的增加，將直接作用于基礎(chǔ)貨幣。外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供給M2的影響相對(duì)而言稍強(qiáng)于M1，主要是M2的統(tǒng)計(jì)口徑要廣于M1。三者相互比較可知，外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供給的影響主要作用于流通中的現(xiàn)金和銀行準(zhǔn)備金。這也是為什么很多專家通過(guò)實(shí)證分析得出，外匯儲(chǔ)備的急劇增加將導(dǎo)致流動(dòng)性過(guò)剩的一個(gè)原因。

通過(guò)對(duì)外匯儲(chǔ)備與基礎(chǔ)貨幣、M1、M2分別進(jìn)行因格蘭檢驗(yàn)得出，外匯儲(chǔ)備對(duì)M1、M2的格蘭杰因果檢驗(yàn)不顯著。當(dāng)然這并不能完全證明外匯儲(chǔ)備不是M1和M2變動(dòng)的原因。因?yàn)橥ㄟ^(guò)與基礎(chǔ)貨幣相對(duì)比，得出原因可能是統(tǒng)計(jì)上不夠顯著。

因此通過(guò)對(duì)貨幣供給不同層次進(jìn)行分析后得出，外匯儲(chǔ)備變動(dòng)的確能影響貨幣供給，而這種影響主要是通過(guò)基礎(chǔ)貨幣傳導(dǎo)，并且通過(guò)貨幣乘數(shù)進(jìn)一步放大。

[1]范東君.外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)基礎(chǔ)貨幣影響的解釋[J].浙江金融，2007，(10).

[2]江河.外匯儲(chǔ)備變動(dòng)對(duì)貨幣政策的影響[J].南昌高專學(xué)報(bào)，2005，(1).

[3]郝雨時(shí).外匯儲(chǔ)備對(duì)我國(guó)貨幣供給的影響[J].淮北煤炭師范學(xué)院學(xué)報(bào)，2008，（2）.

[4]史煥平.外匯儲(chǔ)備超常增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)貨幣供給的影響研究[J].中國(guó)物價(jià)，2006，（12）.

[5]池啟水.外匯儲(chǔ)備增加對(duì)基礎(chǔ)貨幣投放的影響——基于協(xié)整方法與VAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2008，（4）.