我國(guó)外匯占款變動(dòng)與貨幣政策有效性研究

李保林，郭廣偉

（1.中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，北京 100081；2.衡水學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 衡水 053000）

一、外匯占款的傳導(dǎo)機(jī)制

外匯占款一般指中央銀行為收購?fù)鈪R資產(chǎn)而相應(yīng)投放的本國(guó)貨幣。由于我國(guó)對(duì)資本項(xiàng)目的管制，外資流入我國(guó)后需兌換成人民幣才能流通使用，外資的大量流入導(dǎo)致人民幣匯率面臨升值壓力，在“三元悖論”成立的條件下，央行為了穩(wěn)定人民幣匯率，需要投入大量的資金購買外匯，從而形成了外匯占款。[1]近年來隨著我國(guó)資本項(xiàng)目的開放程度日益加深，人民幣升值預(yù)期不斷加強(qiáng)，我國(guó)外匯占款余額不斷創(chuàng)出新高，如圖1所示。一方面由于央行實(shí)行的強(qiáng)制結(jié)售匯制度以及對(duì)外貿(mào)易和FDI的快速增長(zhǎng)，導(dǎo)致企業(yè)不斷地將外匯出售給商業(yè)銀行以換取人民幣，商業(yè)銀行又將大量外匯出售給央行，從而外匯占款不斷增加；另一方面基于對(duì)人民幣升值的預(yù)期，國(guó)際熱錢不斷涌入我國(guó)的資本市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)，為保持匯率穩(wěn)定，國(guó)家不得不購買交易市場(chǎng)上溢出的外匯，形成央行資產(chǎn)負(fù)債表賬目上的外匯占款。

圖1 我國(guó)歷年外匯占款余額變動(dòng)情況

在國(guó)際金融危機(jī)的大環(huán)境下，為了保護(hù)本國(guó)產(chǎn)業(yè)，各國(guó)貿(mào)易摩擦不斷，我國(guó)外部經(jīng)濟(jì)也不容樂觀。在2008年金融危機(jī)之前，為了抑制投資過快增長(zhǎng)，央行通過不斷上調(diào)存款準(zhǔn)備金率和利率等一系列緊縮的貨幣政策來為經(jīng)濟(jì)降溫，客觀上助長(zhǎng)了外資的涌入。為了保持匯率的基本穩(wěn)定，央行被迫進(jìn)一步發(fā)行貨幣，結(jié)果導(dǎo)致國(guó)內(nèi)消費(fèi)品價(jià)格和資產(chǎn)價(jià)格的不斷上漲，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性通脹。[2]從圖2也可看出，外匯占款占基礎(chǔ)貨幣的比重在2008年金融危機(jī)之前一直呈上升態(tài)勢(shì)，巨額的外匯占款累積和不斷遞增的沖銷成本，使得央行的緊縮性調(diào)控目標(biāo)難以達(dá)到預(yù)期。國(guó)際金融危機(jī)后，央行為了刺激經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)而采取適度寬松的貨幣政策，但依然存在的外部失衡給央行的貨幣調(diào)控帶來了難度，使央行適度寬松的貨幣政策在政策效果上有所放大。由此可見，央行在公開市場(chǎng)上的沖銷干預(yù)并不能完全消除外匯占款的影響，考慮到貨幣乘數(shù)在貨幣供給中對(duì)基礎(chǔ)貨幣的放大作用，可以判斷我國(guó)近年的貨幣供給的增加有相當(dāng)一部分是由外匯占款的增加所引致。[3]而外部失衡所導(dǎo)致的巨額外匯儲(chǔ)備使得基于外匯占款的貨幣投放成為央行貨幣發(fā)行的重要渠道。

根據(jù)丁伯根法則，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)面臨內(nèi)外失衡的情況下，中央銀行的總量調(diào)節(jié)手段很難獨(dú)立完成調(diào)控目標(biāo)。一方面，在開放經(jīng)濟(jì)中，國(guó)內(nèi)投資和消費(fèi)比例的失衡致使貨幣政策陷入兩難境地，為了應(yīng)付過多的外匯儲(chǔ)備和過多的流動(dòng)性，無論央行采取提高利率還是提高準(zhǔn)備金率，都難以有效地緩解資產(chǎn)價(jià)格上漲所導(dǎo)致的通脹壓力；[4]另一方面，對(duì)外經(jīng)濟(jì)中經(jīng)常賬戶和資本賬戶的“雙順差”給貨幣政策的實(shí)施帶來很大難度，央行的沖銷干預(yù)使貨幣政策的有效性和貨幣政策的獨(dú)立性受到影響。

隨著一國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷開放，貨幣政策一般會(huì)通過利率、匯率、資產(chǎn)價(jià)格和信貸等傳導(dǎo)途徑來影響宏觀經(jīng)濟(jì)。在經(jīng)歷了2005年股權(quán)分置改革后，我國(guó)企業(yè)的股權(quán)融資規(guī)模有所上升，但以傳統(tǒng)銀行信貸為主的間接融資方式仍未改變，因此銀行信貸在我國(guó)當(dāng)前貨幣政策的傳導(dǎo)過程中起著很重要的作用。在貨幣政策的傳導(dǎo)過程中，外匯占款主要通過銀行貸款的信貸渠道對(duì)央行的貨幣政策產(chǎn)生影響。[5]由于我國(guó)債券市場(chǎng)還不夠完善，央行基于外匯占款所投放的基礎(chǔ)貨幣難以通過公開市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)有效對(duì)沖，外匯占款的不斷增加對(duì)基礎(chǔ)貨幣產(chǎn)生了持續(xù)的擴(kuò)張壓力，在貨幣乘數(shù)的作用下，擴(kuò)大了整個(gè)社會(huì)的貨幣和信貸供給。

在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)內(nèi)外失衡、流動(dòng)性過剩的背景下，本文基于伯南克（Bernanke）等人提出的銀行信貸傳導(dǎo)機(jī)制理論，通過建立向量自回歸模型（VAR），研究了外匯占款、貨幣供應(yīng)量、銀行信貸三者之間的關(guān)系以及外匯占款在貨幣政策傳導(dǎo)過程中對(duì)貨幣政策有效性的影響。

二、模型構(gòu)建與實(shí)證檢驗(yàn)

本文選取了2004-2012年的季度數(shù)據(jù)，在已有的研究成果基礎(chǔ)上，采用向量自回歸模型（VAR），對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量、外匯占款以及金融機(jī)構(gòu)信貸余額進(jìn)行檢驗(yàn)。由于外匯占款、貨幣和金融機(jī)構(gòu)信貸三者之間存在相互作用，所以將它們都作為內(nèi)生變量納入到VAR模型中更具合理性。用M2代表廣義貨幣供應(yīng)量，WH代表外匯占款，DK代表金融機(jī)構(gòu)信貸余額。為了抑制數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，分別對(duì)M2，WH和DK取對(duì)數(shù)，轉(zhuǎn)換成ln M2，ln WH，ln DK。所有數(shù)據(jù)均來自wind資訊。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免“偽回歸”，在構(gòu)建VAR模型之前，首先對(duì)每個(gè)變量作單位根檢驗(yàn)，以判斷變量序列是否為平穩(wěn)序列。若序列平穩(wěn)，則可直接構(gòu)建回歸模型；若原序列非平穩(wěn)但經(jīng)過差分處理后服從同階單整，則構(gòu)造的VAR模型穩(wěn)定性較強(qiáng)。本文采用ADF（Augmented Dickey—Fuller Test） 單位根檢驗(yàn)判斷各序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

圖2 我國(guó)歷年外匯占款占基礎(chǔ)貨幣的比重

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，原序列l(wèi)n M2，ln WH，ln DK均不能拒絕單位根檢驗(yàn)的原假設(shè)，都是非平穩(wěn)序列。但經(jīng)過一階差分后，在1%的顯著水平上都拒絕了原假設(shè)，變?yōu)榱似椒€(wěn)序列，所以ln M2，ln WH，ln DK均服從一階單整過程，都是I（1）序列，滿足進(jìn)行協(xié)整的前提條件。

（二）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整分析可以幫助我們確定各單整序列之間的長(zhǎng)期關(guān)系，一般協(xié)整分析方法有兩種：一種是 E-G兩步法，一種是Johansen檢驗(yàn)法。E-G兩步法是基于最小二乘回歸的殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)，主要適用于兩個(gè)變量間的分析。Johansen檢驗(yàn)法基于似然估計(jì)原理，主要用來分析多個(gè)變量組成的VAR系統(tǒng)，在VAR模型基礎(chǔ)上使用似然比檢驗(yàn)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的同時(shí)確定協(xié)整關(guān)系。[6]

由表2可知，跡檢驗(yàn)原假設(shè)“協(xié)整向量個(gè)數(shù)最多為1個(gè)”的伴隨概率為0.208 2，最大特征值檢驗(yàn)的原假設(shè) “協(xié)整向量個(gè)數(shù)最多為1個(gè)”的相伴概率為0.220 0，因此在5%的顯著性水平下，都接受了“協(xié)整向量個(gè)數(shù)最多為1個(gè)”的原假設(shè)，說明跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都顯示序列l(wèi)n M2，ln WH和ln DK之間最多存在1個(gè)協(xié)整方程。

（三）確定最優(yōu)滯后階數(shù)

VAR模型中一個(gè)重要的問題是滯后階數(shù)的確定，以保證統(tǒng)計(jì)上的可信度。在選擇滯后階數(shù)時(shí)，一方面要使滯后階數(shù)足夠大，以便能完整反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征；另一方面，滯后階數(shù)越大，需要估計(jì)的參數(shù)也就越多，模型的自由度就減少。在無約束的 VAR（P）模型條件下，依據(jù) LR、AIC、SC等多種檢驗(yàn)規(guī)則，通過測(cè)試不同VAR（P）模型對(duì)應(yīng)的值，得出VAR（P）的最優(yōu)自回歸階數(shù)。[2]本文通過Eviews6.0直接獲得最優(yōu)滯后階數(shù)。表3顯示在5%的顯著性水平下，似然比準(zhǔn)則（LR）、最終預(yù)測(cè)誤差準(zhǔn)則（FPE）、Akaike 準(zhǔn)則（AIC）、Schwarz 準(zhǔn)則（SC）和 Hannan-Quinn準(zhǔn)則（HQ）給出的最優(yōu)滯后階數(shù)。

表1 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

確定了最優(yōu)滯后階數(shù)之后，我們就可以構(gòu)造滯后階為1的VAR模型：

ln M2t=α10+β11ln M2t-1+β12ln WHt-1+β13ln DKt-1+ε1tln WHt=α20+β21ln M2t-1+β22ln WHt-1+β23ln DKt-1+ε2tln DKt=α30+β31ln M2t-1+β32ln WHt-1+β33ln DKt-1+ε3t

其中M2表示廣義貨幣供應(yīng)量，WH表示外匯占款，DK表示金融機(jī)構(gòu)信貸余額，α和β是待估計(jì)參數(shù)，t表示時(shí)間，ε表示隨即擾動(dòng)項(xiàng)。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

為確定模型中外匯占款、基礎(chǔ)貨幣和銀行信貸三個(gè)變量是否真正存在作用時(shí)間上的先后關(guān)系，需要進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。若變量是平穩(wěn)序列，則可直接對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)；若變量不平穩(wěn)但同階單整，則可先對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，若存在協(xié)整關(guān)系，則表明隨機(jī)變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)有效，接下來可以對(duì)原序列進(jìn)行常規(guī)的因果關(guān)系檢驗(yàn)。

由于變量ln M2，ln WH和ln DK是一階單整的，并且存在唯一的協(xié)整方程，因此可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

從表4的結(jié)果中可以看到，滯后1階在5%的顯著性水平上，外匯占款對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量和金融機(jī)構(gòu)信貸有較好的解釋力度，同時(shí)廣義貨幣供應(yīng)量M2對(duì)金融機(jī)構(gòu)信貸也有很好的解釋力度。

模型建立后我們用AR根對(duì)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)有關(guān)AR特征多項(xiàng)式根的倒數(shù)的闡述，如果估計(jì)的VAR模型所有根模的倒數(shù)小于1，即都位于單位圓內(nèi)，則說明該滯后1階的VAR模型是穩(wěn)定的。建立的1階VAR模型的AR根的倒數(shù)均在單位圓內(nèi)，如圖3所示，因此，可以認(rèn)為所構(gòu)造的VAR模型是穩(wěn)定的。

圖3 AR根檢驗(yàn)結(jié)果

（五）脈沖響應(yīng)分析

由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無需對(duì)變量作任何先驗(yàn)性約束，因此在分析該模型時(shí)，往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響如何，而是分析當(dāng)模型受到某種沖擊時(shí)，影響怎樣傳遞到各變量上，這種分析被稱為脈沖響應(yīng)。[1]金融信貸和廣義貨幣的脈沖響應(yīng)如圖4所示。圖中，橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，以季度為單位；縱軸表示因變量對(duì)自變量的響應(yīng)程度。

模型中給外匯占款一單位的正向沖擊，廣義貨幣和金融機(jī)構(gòu)信貸短期響應(yīng)都很微弱，這可能是因?yàn)檠胄性诠_市場(chǎng)利用央票對(duì)沖的緣故。但外匯占款的沖擊長(zhǎng)期對(duì)貨幣和貸款都具有持久的正向影響，這可能是隨著央行所發(fā)行票據(jù)的到期，滾動(dòng)發(fā)行的對(duì)沖票據(jù)又被新增的外匯占款所抵消，增速雖逐漸減弱，但從長(zhǎng)期來看，外匯占款的增加依然對(duì)貨幣和信貸構(gòu)成了擴(kuò)張效應(yīng)，因此央行在公開市場(chǎng)上的對(duì)沖只是在短期起了作用，長(zhǎng)期并未能沖銷外匯占款帶來的影響。

給定貨幣一單位的正向沖擊，廣義貨幣對(duì)金融機(jī)構(gòu)貸款產(chǎn)生了持續(xù)正向影響，但具有滯后效應(yīng)，直到第4季度才達(dá)到最大。但廣義貨幣對(duì)貸款的沖擊具有較大的初始響應(yīng)，甚至超過了對(duì)自身的響應(yīng)程度，但之后影響開始減弱。

（六）方差分解

上文通過脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫了外匯占款沖擊對(duì)貨幣和金融機(jī)構(gòu)信貸的傳導(dǎo)效果，而方差分解可以通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，來進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的相對(duì)重要性。通過方差分解可以考察外匯占款沖擊造成的波動(dòng)在貨幣和信貸波動(dòng)中所占的比例。[2]圖5顯示了外匯占款沖擊的方差分解圖。

圖5方差分解結(jié)果表明，在第1期由于貸款的所有變動(dòng)都來自自身的新生標(biāo)準(zhǔn)誤差，貢獻(xiàn)比例為100%，之后自身的貢獻(xiàn)度逐漸下降，但貨幣和外匯占款的貢獻(xiàn)度在不斷上升。從長(zhǎng)期看，貸款變動(dòng)大約75%由其自身決定，15%由貨幣供應(yīng)量決定，余下的大約10%可由外匯占款來解釋。貨幣供應(yīng)量的波動(dòng)短期可由貨幣自身和貸款的變動(dòng)來解釋，但長(zhǎng)期貨幣和貸款自身的解釋能力都在不斷下降，而外匯占款的貢獻(xiàn)度以指數(shù)形式在不斷上升，說明外匯占款對(duì)貨幣的影響具有滯后效應(yīng)。

圖4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖5 方差分解圖

三、結(jié)論與建議

外匯占款對(duì)金融機(jī)構(gòu)信貸的傳遞效應(yīng)是制定貨幣政策時(shí)所要考慮的重要問題之一，中央銀行通過調(diào)控基礎(chǔ)貨幣的投放,達(dá)到調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量和社會(huì)信貸量，維持合理物價(jià)水平的目的,因而貨幣政策操作的前提就是基礎(chǔ)貨幣與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系是穩(wěn)定的。如果基礎(chǔ)貨幣與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系不穩(wěn)定或相關(guān)性較弱,則中央銀行應(yīng)該放棄通過調(diào)控基礎(chǔ)貨幣來調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量的貨幣政策操作模式，轉(zhuǎn)而考慮采用利率等其他操作工具。[5]本文使用VAR模型框架研究了我國(guó)外匯占款變動(dòng)對(duì)貨幣供應(yīng)量和金融機(jī)構(gòu)信貸的影響，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)研究外匯占款對(duì)金融機(jī)構(gòu)信貸和貨幣供給的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，并使用方差分解技術(shù)分別考察外匯占款沖擊在

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基于以上結(jié)論，本文認(rèn)為我國(guó)在未來應(yīng)從以下三方面著手改善外匯占款對(duì)貨幣政策的不利影響：第一，大力發(fā)展債券市場(chǎng)，尤其是中長(zhǎng)期債券市場(chǎng)，中長(zhǎng)期國(guó)債可為央行的公開市場(chǎng)操作提供更多的工具和更廣闊的空間；第二，分步驟開放資本賬戶，放寬匯率波動(dòng)幅度，為積累的大量外匯尋找出口；第三，推動(dòng)人民幣的國(guó)際化，盡快建立人民幣的離岸金融市場(chǎng)，減少對(duì)美元等外匯的依賴。計(jì)量檢驗(yàn)[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)研究，2006，（5）：47-54.

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