开放经济条件下我国外汇储备对货币政策影响的实证分析

摘　要：我国外汇储备自1994年外汇管理体制以来，持续保持快速增长，到2011年底达到了31811.48亿美元，是国际上拥有外汇最多的国家。与此同时，外汇占款也持续增加，促使货币供应总量也不断增长。因此，在开放经济条件下，需进一步研究外汇储备对货币政策的影响。文章通过外汇储备对狭义货币M1和广义货币M2影响的实证分析，分析了外汇储备对货币政策的影响，同时为货币当局提出了相应的政策建议。

关键词：开放经济；外汇储备；货币政策；对冲操作；实证分析

一、外汇储备对货币政策的影响
外汇储备通过外汇占款影响货币供应量，进而对货币政策产生影响。外汇储备的增加会导致外汇占款的增加，外汇占款增加会导致基础货币增加，基础货币与货币乘数决定货币供应量。外汇储备的增加对货币政策的影响主要包括以下几个方面：
（一）外汇储备增加会导致货币供给内生性增强，影响中央银行对货币供给的调控。
货币供给具有一定的内生性。由于外汇储备的增加，迫使中央银行被动地投放基础货币，外汇占款在基础货币中的比重越大，货币供给的内生性越强。经常项目顺差和资本项目顺差，加上大量的热钱的流入，导致我国外汇储备持续增加，对我国货币供给造成了巨大的冲击，加剧了国内输入性通货膨胀的压力。中央银行为了抑制通胀，只能被动地采取对冲操作，从而影响货币政策的有效性，加大了中央银行对货币供给调控的难度。
（二）外汇储备增加导致中央银行对冲操作成本增加。
由于外汇储备增加引起基础货币投放量的增加，导致货币供应总量增加，对宏观经济运行产生负面影响，一方面会刺激投资扩张，资产价格上涨，通货膨胀压力加大；另一方面加剧了银行体系的脆弱性。因此，中央银行只能不断地采取对冲操作，而中央银行对冲操作需要付出资金成本，随着中央银行对冲操作次数和金额的增加，对冲操作成本也不断增加。
（三）外汇储备增加导致货币供给时滞性缩短，基础货币控制难度加大。
在开放经济条件下，我国外汇管理采取结售汇制度，中央银行通过外汇占款投放基础货币，外汇占款通过商业银行迅速转化为企业存款，加速了货币供应量的扩张，缩短了货币供给的时滞，加大了中央银行控制基础货币投放的难度。
二、外汇储备对货币政策影响的实证分析
（一）样本选取和数据说明
实证的目的是为了研究我国外汇储备的增长对我国货币供应量的影响，因此，我们选择外汇储备（FER）作为自变量，狭义货币供应量（M1）和广义货币供应量（M2）作为因变量，并对所有的数据取自然对数，以消除数据对实证检验平稳性的影响。样本区间为1994-2011年我国外汇储备（FER）、狭义货币供应量（M1）和广义货币供应量（M2）的年度数据，数据来源于国家外汇管理局和中国人民银行官方网站的统计数据。
（二）单位根ADF检验
FER、M1和M2均为时间序列数据，为了防止出现伪回归现象，我们对所有的变量利用Eviews5.0对各变量的时间序列的平稳性进行ADF单位根检验，检验结果见表2。
表2 变量时间序列ADF检验结果
变量 检验形式
(c t n) 临界值        （5%，10%） ADF检验值 单位根
lnM1(5%) (c t 1 ) -3.46 -3.33 有
△lnM1(5%) (c t 0) -3.46 -6.59 无
lnM2(5%) (c t 1 ) -3.46 -2.48 有
△lnM2(5%) (c t 1 ) -3.46 -6.53 无
lnFER(5%) (c t 1) -3.46 -2.48 有
△lnFER(10%) (c t 0) -3.23 -3.56 无
检验结果表明，在5%的显著性水平下，△lnM1、△lnM2无单位根，在10%的显著性水平下，△lnFER无单位根，通过ADF检验，这三个变量的时间序列是平稳的。
（三）Johansen协整检验
利用Eviewes5.0分别对外汇储备（FER）与狭义货币供应量（M1）、外汇储备（FER）与广义货币供应量（M2）进行协整检验，迹检验和最大特征值检验结果如表3和表4所示。
表3  FER与M1的协整检验结果
假设的协整关系数 最大特征值 迹检验 最大特征值检验
  Trace 5%的临界值 Max-Eigen 5%的临界值
None * 0.386 21.312 12.45 21.201 11.235
At most 1 0.002 0.005 4.220 0.052 4.220
表4 FER与M2的协整检验结果
假设的协整关系数 最大特征值 迹检验 最大特征值检验
  Trace 5%的临界值 Max-Eigen 5%的临界值
None * 0.456 26.723 12.45 21.201 12.331
At most 1 0.003 0.122 4.35 0.136 4.631
协整检验结果表明，当显著性水平为5%时，FER与M1的迹检验与最大特征值检验的结果均拒绝不存在协整方程的原假设。说明FER与M1之间存在长期的协整关系。由此，可以得出FER和M1之间的协整方程：
lnM1=0.5116lnFER
      (-4.22102)
从协整方程系数可以看出，FER每变动1%，M1将变动0.5116%，表明外汇储备变动影响狭义货币供应量变动。
协整检验结果同样表明，FER与M2之间也存在长期的协整关系，FER和M2之间的协整方程为：
lnM2=0.5568lnFER
      (-3.98762)
从协整方程系数同样可以发现，FER每变动1%，M2将变动0.5568%，表明外汇储备同样影响广义货币供应量变动。
协整检验的结果还表明，FER与M1、M2之间存在同向的变化趋势，这与前面的统计描述是一致的。
（四）Granger因果关系检验
协整检验只是表明FER与M1、M2之间存在长期的协整关系，但并不能说明FER变动是M1和M2变动的原因，因此，，还需要对变量之间进行因果关系检验。FER与M1、M2之间的格兰杰检验结果如表5所示。
表5 FER与M1、M2之间的格兰杰检验结果
原假设 观测点 F-统计值 概率
lnFER不是lnM1的Granger原因 40 1.11 0.46
lnM1不是lnFER的Granger原因 40 0.948 0.654
lnFER不是lnM2的Granger原因 42 1.112 0.431
lnM2不是lnFER的Granger原因 42 0.786 0.685
格兰杰因果关系检验结果显示，lnFER变动是lnM1和lnM2变动原因的概率分别为65.4%和68.5%，说明变量之间的因果关系比较显著，事实上，由于我国出现的经常项目和资本项目长期的“双顺差”，中央银行被迫采取对冲操作，降低了外汇储备增长对货币持有量增加的影响程度，由此，我们可以得出这样的结论：外汇储备变动对货币供应量变动的影响是非常明显的。
（五）误差修正模型
通过对FER与M1、M2分别进行协整关系检验后，证明FER与M1、M2之间存在长期均衡的关系，通过对FER和M1、M2分别进行的因果关系检验，表明FER是M1和M2变动的格兰杰原因，但FER与M1、M2是否短期之间同样存在明显的动态关系，我们通过误差修正模型进行验证。
D(lnM1)=0.01ECt-0.324D(lnM1(-1))-0.265D(lnM1(-2))+0.021D(lnFER(-1)) -0.0758D(lnFER(-2))                                              
(-4.659) *  (-2.226)       (-1.568)       （-0.056）（-0.512）
其中，括号中数字表示在5%的显著水平下各个系数的t统计值。
ECt-1=lnM1－0.5236lnFER。
D(lnM2)=0.0068ECt-0.412D(lnM2(-1))-0.278D(lnM2(-2))+0.076D(lnFER(-1)) +0.031D(lnFER(-2))                                               
(5.712) *    (-2.385)       (-1.863)     (0.6102)    (0.312)
其中ECt-1=LNM2-0.5756LNFER。
从误差修正模型中可以看出，M1、M2受FER的长期影响系数分别为0.52和0.57，对M1的作用稍小于M2。两者的弹性系数虽然都小于1，但FER对M1、M2的影响却很显著，因为FER的基数和变动额很大。
从短期看，FER滞后一期对M1、M2的系数分别为0.021和0.076，对M2的短期影响比对M1短期影响高5%，表明FER对M2的影响大于对M1的影响。同时，模型中的误差修正系数分别为0.01和0.0068，说明FER对长期均衡的偏离，对M1和M2短期供给会产生正向的影响。
三、结论与政策建议
（一）结论
通过对FER与M1、M2之间分别进行的协整关系检验以及格兰杰因果关系检验，表明FER对货币供应量M1和M2都会产生影响。
1、从统计描述和协整方程都可以发现，FER与M1、M2具有共同的随机发展趋势，FER与M1和M2之间均存在长期稳定的协整关系，FER每变动1%，M1和M2相应变动0.5116%与0.5568%。
2、FER变动与M1、M2之间存在较明显的因果关系，FER变动是M1和M2变动的格兰杰概率分别为65.4%、68.5%，FER对M2的影响高于对M1的影响，由此可知，外汇储备对货币供应量的影响主要是作用于流通中的现金（C）和存款准备金（BD）。
3、货币供应量是货币政策中最重要的中介目标，它是货币政策的风向标，由于外汇储备影响货币供应量，因而也就对货币政策产生影响，影响货币政策的有效性，也就是说，外汇储备对货币政策的影响是通过影响货币供应量传导的。
（二）政策建议
1、改革和完善我国现行的外汇管理制度
对银行结售汇制度进行改革，降低强制售汇比例，让企业持有一定数量的外汇储备；同时，进一步放松外汇管制，适度增加商业银行外汇周转额度，增加外汇头寸，进而减少外汇占款，减轻中央银行基础货币的投放压力，削弱货币供应的内生性增长。
2、进一步完善人民币汇率形成机制，促进国际收支基本平衡
一是要继续完善人民币盯住一篮子货币的汇率形成机制，降低由于美元升值对人民币升值的压力，进而控制国际投机资本的大量流入；二是逐步放松人民币管制，实现人民币在经常项目下的可自由兑换，实现国际收支基本平衡。
3、加强外汇储备的有效管理
加强外汇储备的管理，完善外汇储备结构，降低美国政府长期债券的持有比例，增加黄金储备，石油等战略性物资储备，既可以提高外汇储备的使用效率，又可以缓解外汇储备对货币政策的影响。
参考文献：
1.谭文培.《我国外汇储备增长对货币供给的影响研究》[D]，湖南大学，2009.10
2.徐雁林.《当前我国外汇储备对货币政策的影响》[J]，时代金融，2010.01
3.康立.《中国外汇储备对货币政策的影响》[J],中南财经政法大学学报，2006.01
4.谭文培.《我国外汇储备增长对货币供给影响的实证分析》[J]，统计与决策，2010.01
5.高铁梅.《计量经济分析方法与建模》[M]，清华大学出版社，2006年版
作者简介：
谭文培（1965.10），男，湖南攸县人，湖南化工职业技术学院，硕士，副教授,研究方向：金融理论与金融监管研究