外匯占款對(duì)我國(guó)貨幣供給的影響及其實(shí)證檢驗(yàn)

(西南大學(xué) 重慶 400000)

一、引言

在開放經(jīng)濟(jì)條件下，我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模到06年就已經(jīng)成為了世界第一，到2015年為止，我國(guó)外匯儲(chǔ)備達(dá)到了33303.62億美元。根據(jù)外匯儲(chǔ)備與外匯占款的協(xié)同性關(guān)系，我國(guó)的外匯占款也有較高的水平。而外匯占款是基礎(chǔ)貨幣的主要來源之一，所以它能夠?qū)ω泿殴?yīng)量產(chǎn)生影響。目前我國(guó)正處在轉(zhuǎn)型關(guān)鍵期，比如我國(guó)人民幣加入SDR極大地推動(dòng)了它的國(guó)際化的發(fā)占進(jìn)程，我國(guó)的外匯占款展現(xiàn)出了變化的新常態(tài)。從2014年開始我國(guó)外匯占款連續(xù)十幾個(gè)月下降，給我國(guó)流通中所需要的貨幣供應(yīng)量以及宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行帶來了更多的不確定性因素。

因此研究外匯占款對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量傳導(dǎo)渠道的影響以及對(duì)此傳導(dǎo)渠道的影響程度，有利于更好地去了解我國(guó)貨幣供給的傳導(dǎo)過程，更好地了解外匯占款對(duì)我國(guó)貨幣供給的影響機(jī)制。

二、我國(guó)外匯占款的現(xiàn)狀

根據(jù)中國(guó)人民銀行和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)。從增速上看，我國(guó)外匯占款的變化經(jīng)歷了兩個(gè)階段。第一個(gè)階段從2000-2014年，我國(guó)外匯占款的同比增長(zhǎng)率都是正數(shù)(最大為2004年53.95%，最小為2012年1.84%)，因此我國(guó)在2014年以前積累了巨額的外匯儲(chǔ)備與外匯占款；第二個(gè)階段是從2014-2017年，我國(guó)的外匯占款的同比增長(zhǎng)率從2015年開始為負(fù)數(shù)-8.18%，巨額的外匯占款也出現(xiàn)了連續(xù)十幾個(gè)月下降的局面。

從總量上來看，外匯占款也是大體上經(jīng)歷了兩個(gè)階段。在2014年以前我國(guó)的外匯占款一直呈現(xiàn)出上漲的趨勢(shì)，到2014年達(dá)最高270681.33億元。然而在經(jīng)濟(jì)的新常態(tài)下，外匯占款從2014年開始連續(xù)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(huán)比下降幅度進(jìn)一步地收窄。

外匯占款的不穩(wěn)定性變化以及不合理的份額都對(duì)可能仍然對(duì)我國(guó)的貨幣供給機(jī)制產(chǎn)生一定的影響。因此在后文，本文將會(huì)探索外匯占款對(duì)貨幣供給的影響機(jī)制理論。

三、我國(guó)外匯占款變動(dòng)對(duì)貨幣供給的影響機(jī)制

外匯占款增加意味著基礎(chǔ)貨幣的投放增加，影響了貨幣供應(yīng)量。并且隨著一國(guó)對(duì)外依賴程度的提高，這一傳導(dǎo)機(jī)制的作用會(huì)不斷增強(qiáng)。本文重點(diǎn)研究“國(guó)際收支順差——國(guó)外凈資產(chǎn)增加——外匯儲(chǔ)備增加——外匯占款增加——基礎(chǔ)貨幣增加——貨幣供應(yīng)量增加”這一傳導(dǎo)機(jī)制理論。

(一)我國(guó)外匯占款對(duì)基礎(chǔ)貨幣的影響

在一個(gè)開放的經(jīng)濟(jì)體系中，通常有兩種基礎(chǔ)貨幣的投放渠道。第一種是通過中央銀行實(shí)施法定存款準(zhǔn)備金、再貼現(xiàn)、公開市場(chǎng)等宏觀的貨幣政策工具，調(diào)整各商業(yè)銀行的可貸資金規(guī)模，進(jìn)而調(diào)控總體信貸規(guī)模。

第二種是由于國(guó)際收支失衡所引起的基礎(chǔ)貨幣的被動(dòng)投放。我國(guó)采用的是結(jié)匯售匯制度，而外匯結(jié)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(guó)的外匯儲(chǔ)備。根據(jù)外匯儲(chǔ)備與外匯占款的關(guān)系，中央銀行通過發(fā)行人民幣來取得外匯儲(chǔ)備，這樣發(fā)的人民幣也就是外匯占款，會(huì)直接導(dǎo)致我國(guó)基礎(chǔ)貨幣量的增加。

(二)基礎(chǔ)貨幣變動(dòng)對(duì)廣義貨幣M2的影響

基礎(chǔ)貨幣是中央銀行對(duì)全體社會(huì)公眾和商業(yè)銀行等金融機(jī)構(gòu)的負(fù)債總和。根據(jù)基礎(chǔ)公式：貨幣供應(yīng)量=基礎(chǔ)貨幣*貨幣乘數(shù)，貨幣供應(yīng)量倍數(shù)于基礎(chǔ)貨幣，這個(gè)倍數(shù)就是貨幣乘數(shù)。貨幣乘數(shù)是法定存款準(zhǔn)備金率、超額存款準(zhǔn)備金率、現(xiàn)金漏損率這三個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之和的倒數(shù)。

由于貨幣乘數(shù)的大小難以計(jì)算，所以難以通過調(diào)控貨幣乘數(shù)來調(diào)整貨幣供給。除此之外，法定存款準(zhǔn)備金的變動(dòng)關(guān)系到商業(yè)銀行的流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)問題，大量的調(diào)整它不利于商業(yè)銀行的日常經(jīng)營(yíng)管理活動(dòng)；現(xiàn)金漏損率與人們的消費(fèi)喜好相關(guān)，而人們的消費(fèi)行為與消費(fèi)計(jì)劃一般是比較穩(wěn)定的；所以這三種經(jīng)濟(jì)指標(biāo)一般是穩(wěn)定的溫和的變動(dòng)狀態(tài)。

故在保持貨幣乘數(shù)基本穩(wěn)定的前提下，基礎(chǔ)貨幣的變動(dòng)直接決定了貨幣供應(yīng)量。并且因?yàn)樨泿懦藬?shù)的倍數(shù)效應(yīng)，當(dāng)外匯占款的變化導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣的數(shù)量有較大幅度的變動(dòng)時(shí)，貨幣供應(yīng)量將會(huì)呈幾何倍數(shù)的趨勢(shì)波動(dòng)。

四、我國(guó)外匯占款變動(dòng)對(duì)貨幣供給影響的實(shí)證檢驗(yàn)

根據(jù)“外匯占款變化——基礎(chǔ)貨幣——貨幣供應(yīng)量”這一傳導(dǎo)機(jī)制理論，通過運(yùn)用ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整性檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)以及多元回歸模型等方法，對(duì)我國(guó)外匯占款影響貨幣供給與否進(jìn)行數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)、模型的檢測(cè)與分析。所應(yīng)用軟件為Eviews7.0。

(一)變量選擇與數(shù)據(jù)處理

本文選擇的外匯占款指標(biāo)是央行統(tǒng)計(jì)口徑的外匯占款(用FPE表示)。此外，選取金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款余額來表示國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模(用TN表示)。用廣義貨幣M2來表示貨幣供給。鑒于我國(guó)外匯占款從2000年以來開始明顯上漲，以及數(shù)據(jù)的可獲得性，實(shí)證研究部分?jǐn)?shù)據(jù)為2000年-2017年的第一季度數(shù)據(jù)，來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中國(guó)人民銀行，單位為億元。

由于選取的指標(biāo)變量都是正數(shù)，為了方便研究，對(duì)所有的變量取對(duì)數(shù)。在本小節(jié)內(nèi)，用ln M2作為被解釋變量；用ln PFE作為第一個(gè)解釋變量；用ln TN作為第二個(gè)解釋變量。設(shè)定對(duì)數(shù)計(jì)量模型如下：

Ln M2=α+ln FPE+ln TN+ε

(二)ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整性檢驗(yàn)及格蘭杰因果模型分析

先對(duì)各數(shù)據(jù)變量采用ADF計(jì)量方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在差分次數(shù)為2的基礎(chǔ)上，各變量數(shù)據(jù)在5%的顯著性水平下，它們的ADF檢測(cè)值均小于臨界值，所以都通過了ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

通過協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，這三個(gè)變量之間是存在協(xié)整關(guān)系的。所以現(xiàn)在可以在下面的檢驗(yàn)中直接用普通最小二乘法進(jìn)行回歸分析。

通過格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果并結(jié)合判斷標(biāo)準(zhǔn)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(shè)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(guān)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(yàn)、估計(jì)與結(jié)論

根據(jù)關(guān)系式“外匯占款+信貸規(guī)模=M2+其他資產(chǎn)”(而且其他資產(chǎn)項(xiàng)目占的比重很小，可以忽略不計(jì))，結(jié)合“外匯占款——基礎(chǔ)貨幣——貨幣供應(yīng)量”這一傳導(dǎo)機(jī)制。檢驗(yàn)外匯占款和信貸規(guī)模對(duì)貨幣供給量的影響，根據(jù)普通最小二乘法進(jìn)行回歸分析，得出的計(jì)量經(jīng)濟(jì)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(jié)果。從長(zhǎng)期來看，外匯占款的變化與外匯儲(chǔ)備是具有相同的趨勢(shì)的，外匯儲(chǔ)備又作為基礎(chǔ)貨幣的一部分，它的變化會(huì)直接導(dǎo)致廣義貨幣供應(yīng)量的變化，從而使得流通中的貨幣量發(fā)生變化，造成貨幣的供需不均衡，進(jìn)而引發(fā)通貨膨脹的危機(jī)，并且這個(gè)影響是長(zhǎng)期的穩(wěn)定的。此外外匯占款以及信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量之間也呈現(xiàn)著正相關(guān)的關(guān)系，并且外匯占款的變化以及信貸規(guī)模的變化對(duì)貨幣供應(yīng)量共同構(gòu)成了99%的解釋。所以說外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間確實(shí)存在著長(zhǎng)期的關(guān)系。

最后整理得出了因變量的實(shí)際值、擬合值以及方程的殘差趨勢(shì)圖，如下圖所示：

圖1 因變量的實(shí)際值、擬合值以及方程的殘差

數(shù)據(jù)來源：來自于中國(guó)人民銀行和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的官方網(wǎng)站

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

五、結(jié)論與政策建議

首先是外匯占款的變化會(huì)通過一個(gè)作用機(jī)制影響到我國(guó)的貨幣供給，此外由于這個(gè)機(jī)制產(chǎn)生了一定的問題與麻煩，擾亂了我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的穩(wěn)定性。

此外，外匯儲(chǔ)備與外匯占款之間有一種內(nèi)在的聯(lián)系，它們之間有著同向的變動(dòng)關(guān)系，外匯占款的增加也可以看成是外匯儲(chǔ)備的增加，都會(huì)直接影響到我國(guó)基礎(chǔ)貨幣的投放，進(jìn)而通過乘數(shù)效應(yīng)，影響著貨幣供應(yīng)量，最后對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)以及貨供給的自主性產(chǎn)生影響。而且這種不利于貨幣政策有效性的趨勢(shì)會(huì)隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)開放程度的提高而不斷地加強(qiáng)。

為了減少外匯占款對(duì)貨幣供給的影響，應(yīng)對(duì)外匯占款變化的新常態(tài)，增加貨幣政策效果的有效性，本文提出以下幾個(gè)方面的建議：第一、加強(qiáng)國(guó)債市場(chǎng)的發(fā)展，增加基礎(chǔ)貨幣的投放渠道；第二、要推動(dòng)外匯占款在合理區(qū)間波動(dòng)，要擴(kuò)大外匯儲(chǔ)備的多元化并且采用更加有效合理的方法來使用我國(guó)巨額的外匯占款進(jìn)而來調(diào)節(jié)外匯占款的規(guī)模，使得外匯儲(chǔ)備規(guī)模適度；第三、應(yīng)當(dāng)完善貨幣政策的操作工具組合，加強(qiáng)央行貨幣供給的控制權(quán)，中央銀行需要完善貨幣政策操作框架中新創(chuàng)設(shè)的工具與傳統(tǒng)工具之間的關(guān)系，使這兩大類工具之間形成相輔相成、互相協(xié)調(diào)的良性循環(huán)。