外匯儲備規(guī)模與貨幣政策有效性的關(guān)系研究

葛金偉

摘 要：截至2018年1月末，中國外匯儲備余額增至31614.57億美元，為連續(xù)第12個(gè)月增加，并創(chuàng)2017年7月以來最大單月增幅。隨著我國外匯儲備的不斷增長，外匯占款也必然會(huì)不斷增加，這對我國的貨幣政策會(huì)形成嚴(yán)重的干擾。本文構(gòu)建了以外匯儲備規(guī)模（FR）、GDP、CPI和匯率（RE）作為變量的S-VAR模型，考慮到匯率制度改革的影響，選取2005—2015年的季度數(shù)據(jù)作為樣本，研究外匯儲備規(guī)模與貨幣政策有效性之間的影響關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明：外匯儲備的規(guī)模會(huì)對CPI以及GDP的增量產(chǎn)生正向沖擊。外匯儲備規(guī)模的增長在一定程度上能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，與此同時(shí)，也會(huì)帶來物價(jià)水平的上漲，從而導(dǎo)致通貨膨脹壓力加大，進(jìn)一步影響貨幣政策的有效性。

關(guān)鍵詞：外匯儲備規(guī)模 貨幣政策有效性 S-VAR模型

中圖分類號：F832.6 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2018）09（a）-047-04

隨著我國近幾年凈出口的持續(xù)增加，投機(jī)性外匯資產(chǎn)的不斷涌入，人民幣面臨的升值壓力，導(dǎo)致我國的外匯資產(chǎn)迅速增長。截至2018年1月末，中國外匯儲備余額增至31614.57億美元，為連續(xù)第12個(gè)月增加，并創(chuàng)2017年7月以來最大單月增幅。然而，作為國際儲備的重要組成成分之一的外匯儲備，是一國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力以及世界經(jīng)濟(jì)地位的象征。過多或過少的外匯儲備，都會(huì)對一國的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不同程度上的影響。在一個(gè)開放的經(jīng)濟(jì)條件下，一國的貨幣政策以及金融發(fā)展?fàn)顩r不僅會(huì)對本國的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生一定程度上的影響，對于與其他國家之間的貿(mào)易往來和金融交易也會(huì)有一定程度上的影響。因此，外匯儲備便起到了連接國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)的橋梁的作用，本文將探討和分析外匯儲備對我國貨幣政策的影響以及相互之間的相關(guān)性，并在此基礎(chǔ)之上，提出了在目前的匯率制度之下，貨幣當(dāng)局應(yīng)當(dāng)采取怎樣的措施，以提高我國貨幣政策有效性的問題。

單忠東（2006）[1]認(rèn)為制約我國貨幣政策的運(yùn)用和效應(yīng)的主要因素是我國基礎(chǔ)貨幣投放和外匯占款的增大。李揚(yáng)等（2007）[2]認(rèn)為外匯儲備規(guī)模的迅速增加會(huì)通過影響流動(dòng)性，從而導(dǎo)致央行面臨對沖困境，進(jìn)一步影響貨幣政策效果。孫華妤（2007）[3]通過對比分析法和向量誤差修正模型，研究了匯率改革前后對貨幣政策的影響。王愛儉（2013）[4]以M-F的模型為基礎(chǔ)，提出了國際資本在我國的自由流動(dòng)依舊尚未實(shí)現(xiàn)是由于當(dāng)期我國的資本賬戶還沒有完全開放所導(dǎo)致的觀點(diǎn)。并以此為前提，王愛儉使用VAR模型，研究了匯率變動(dòng)引起的國際資本流動(dòng)對我國貨幣政策的影響。結(jié)果表明：外匯占款的變動(dòng)與貨幣供應(yīng)之間具有顯著的關(guān)系。

1 研究方法與變量設(shè)置

1.1 模型說明

傳統(tǒng)無約束的向量自回歸模型（VAR）的缺陷是不能對變量與變量之間的當(dāng)期關(guān)系進(jìn)行研究，而且，在傳統(tǒng)無約束的向量自回歸模型下得到的脈沖響應(yīng)函數(shù)會(huì)因模型中變量的順序不同而受到影響，除此之外，無約束的VAR很難對殘差的沖擊效應(yīng)作出合理解釋。所以本文將以結(jié)構(gòu)式向量自回歸模型為工具，實(shí)證研究外匯儲備規(guī)模與貨幣政策有效性之間的關(guān)系。在SVAR模型中，本文以基于經(jīng)濟(jì)、金融理論，對結(jié)構(gòu)沖擊之間的關(guān)系進(jìn)行約束，通過經(jīng)濟(jì)理論進(jìn)行施加約束得到的脈沖響應(yīng)函數(shù)以及相互之間的沖擊效應(yīng)，可以被更好地解釋，這樣一來，傳統(tǒng)無約束的VAR模型所存在的缺陷就被很好的解決了。

SVAR模型是在傳統(tǒng)無約束的向量自回歸模型基礎(chǔ)上，對結(jié)構(gòu)沖擊進(jìn)行約束之后所得到的一種結(jié)構(gòu)式經(jīng)濟(jì)模型，構(gòu)建SVAR模型的需要解決的主要問題就是對模型的約束沖擊進(jìn)行識別。SVAR模型的一般形式如下：

1.2 變量選擇與數(shù)據(jù)處理

貨幣政策的最終目標(biāo)包括穩(wěn)定物價(jià)、經(jīng)濟(jì)增長、充分就業(yè)和國際收支平衡。而穩(wěn)定物價(jià)的實(shí)質(zhì)是幣值的穩(wěn)定，其主要體現(xiàn)是國內(nèi)幣值的穩(wěn)定（物價(jià)穩(wěn)定）和國外幣值的穩(wěn)定（匯率的穩(wěn)定）。

本文在前人的研究基礎(chǔ)之上，選取了外匯儲備規(guī)模（FR）、CPI、GDP以及匯率（RE）作為本模型的變量。其中，外匯儲備規(guī)模反映的是我國的外匯資產(chǎn)儲備量，而CPI反映了“貨幣幣值穩(wěn)定”這一貨幣政策目標(biāo)的對內(nèi)幣值穩(wěn)定，GDP則描述的是我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。但是，考慮到FR、CPI與GDP三個(gè)變量之間可能會(huì)存在相互的影響關(guān)系，因此將它們作為SVAR模型中的內(nèi)生變量。

另外，我國實(shí)行的是有管理的浮動(dòng)匯率制度，即不僅僅單一盯住美元，必要的時(shí)候，央行也會(huì)對外匯市場進(jìn)行一定程度上的干預(yù)。因此，但是我國的匯率管理制度距離真正意義上的自由浮動(dòng)仍然還有很大距離。另外，由于匯率是一國經(jīng)濟(jì)開放程度的重要參考指標(biāo)，對一國的經(jīng)濟(jì)以及金融體系都有著不容忽視的影響，因此，本文將匯率視為外生變量。

考慮到我國外匯市場的幾次制度改革以及數(shù)據(jù)的可得性和有效性，本文以第二次匯改之后至第三次匯改之前的季度數(shù)據(jù)為樣本，即2005年第三季度至2015年第二季度的季度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為國家外匯管理局以及中國統(tǒng)計(jì)年鑒。

在數(shù)據(jù)處理方面，為了避免季節(jié)變動(dòng)對GDP產(chǎn)生的影響，本文先對GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，得到調(diào)整后數(shù)據(jù)序列GDP_SA。除此之外，為了減少量綱不同以及數(shù)據(jù)波動(dòng)的影響，本文對CPI、GDP_ SA和FR進(jìn)行對數(shù)化處理，最終納入模型的數(shù)據(jù)為：外匯儲備規(guī)模（1nFR）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1nCPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值 （1nGDP_SA）和匯率（RE）。

2 實(shí)證過程與檢驗(yàn)

2.1 ADF檢驗(yàn)

為保證時(shí)間序列的平穩(wěn)性，本文采用ADF檢驗(yàn)法，對模型中的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由表1中的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，LNFR和LNCPI均是平穩(wěn)序列，而LNGDP_SA和RE在一階差分后平穩(wěn)。

在構(gòu)建SVAR模型之前，需要先建立無約束的向量自回歸模型，然后在其基礎(chǔ)上施加經(jīng)濟(jì)意義上的矩陣約束。本文將以LNFR、LNCPI以及DLNGDP_SA作為內(nèi)生變量，將DRE作為外生變量構(gòu)建VAR模型。

2.2 構(gòu)建無約束向量自回歸模型

文中采用上通過了ADF檢驗(yàn)的變量平穩(wěn)序列，構(gòu)建無約束條件的VAR模型，在建立無約束的VAR模型之前，需要先確定VAR模型的滯后階數(shù)。常用的確定模型的最優(yōu)滯后期的方法為AIC和SC較小的原則。經(jīng)過Eviews9運(yùn)算后的各參數(shù)值如表2所示，根據(jù)所有的準(zhǔn)則確定方法，可確定模型的最優(yōu)滯后期為2。

確定了最優(yōu)滯后期之后，需要構(gòu)建滯后2期的無約束VAR模型，并進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠穹€(wěn)定。檢驗(yàn)方法為AR根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。由AR根檢驗(yàn)結(jié)果可知，由于模型中的所有的根的模的倒數(shù)均小于1，即在單位圓內(nèi)，由此可見，所建立的無約束的VAR模型是穩(wěn)定的。

2.4 基于SVAR模型的結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

建立了SVAR模型后，通過對結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析，可以得到變量對自身以及其他變量產(chǎn)生的影響。本文主要研究我國外匯儲備的規(guī)模對GDP和CPI的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系以及傳導(dǎo)作用的時(shí)間路徑。通過Eviews9，可以得到的各脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖2所示。

（1）由LNCPI對LNFR的脈沖響應(yīng)圖可以看出，CPI對外匯儲備規(guī)模FR的變動(dòng)在第1期至第6期之間有正的反映，其中第一期的時(shí)候沖擊最強(qiáng)，之后5期的正向反映效果逐漸遞減；在第6期至12期之間出現(xiàn)了較小的負(fù)向反映，該作用在12期之后逐漸消失。換句話說，外匯儲備規(guī)模的增加可能會(huì)導(dǎo)致國內(nèi)物價(jià)水平短時(shí)間的上漲，導(dǎo)致一定程度上的通貨膨脹壓力。（2）由DLNGDP_ SA對LNFR的脈沖響應(yīng)圖可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值增量在當(dāng)期對外匯儲備規(guī)模的變動(dòng)并無反映；在前兩期，國內(nèi)生產(chǎn)總值增量對外匯儲備規(guī)模一個(gè)新息沖擊有正的反應(yīng)，但是從第二期開始，這種沖擊作用就由正轉(zhuǎn)為負(fù)再到逐漸消失，作用的持續(xù)長度約為9期。（3）由LNFR對LNCPI的脈沖響應(yīng)圖可以看出，外匯儲備規(guī)模對于物價(jià)指數(shù)的變動(dòng)在當(dāng)期并沒有明顯的反應(yīng)，而從第2期開始，外匯儲備規(guī)模對于物價(jià)指數(shù)的變動(dòng)卻呈現(xiàn)出負(fù)向的反應(yīng)，并且在第6期該沖擊達(dá)到最大值。第6期之后，這種沖擊反應(yīng)逐漸減弱。（4）由LNFR對DLNGDP_SA的脈沖響應(yīng)圖可以看出，外匯儲備規(guī)模在當(dāng)期受到GDP的變化的沖擊，會(huì)產(chǎn)生正向反應(yīng)，并且這種反應(yīng)在第3期達(dá)到最大值，從第3期之后，這種反應(yīng)逐漸遞減，持續(xù)時(shí)間較長。

3 結(jié)語

本文利用歷史數(shù)據(jù)，通過結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，實(shí)證分析了外匯儲備規(guī)模與貨幣政策有效性之間的關(guān)系，得出的結(jié)論如下。

國內(nèi)生產(chǎn)總值受到外匯儲備規(guī)模的正向影響，并且國內(nèi)生產(chǎn)總值增速對外匯儲備規(guī)模會(huì)產(chǎn)生負(fù)向影響。外匯儲備規(guī)模對物價(jià)指數(shù)產(chǎn)生正向沖擊，而物價(jià)指數(shù)對外匯儲備規(guī)模的沖擊是負(fù)向的。一方面是因?yàn)橥鈪R儲備規(guī)模的增長會(huì)導(dǎo)致外匯占款增加，進(jìn)而推動(dòng)物價(jià)水平的上升；另一方面，國內(nèi)物價(jià)水平的上升可能會(huì)通過影響出口貿(mào)易，從而影響我國的外匯儲備。

隨著我國外匯儲備的不斷增加，人民幣的升值的壓力不斷加大。另外，雖然我國實(shí)行的是有管理的浮動(dòng)匯率制度，即不僅僅單一盯住美元，但依舊缺乏彈性。因此，但是我國的匯率管理制度距離真正意義上的自由浮動(dòng)仍然還有很大距離。并且必要的時(shí)候，央行也會(huì)對外匯市場進(jìn)行一定程度上的干預(yù)，才會(huì)出現(xiàn)匯率存在升值壓力，但并沒有出現(xiàn)迅速升值的情況。為減少或避免外匯儲備對貨幣政策有效性帶來的負(fù)面影響，我國應(yīng)當(dāng)在創(chuàng)新外匯市場交易機(jī)制、完善公開市場業(yè)務(wù)的同時(shí)適當(dāng)放開匯率的波動(dòng)幅度，控制外匯儲備增長規(guī)模與速度，放松資本外流的限制，靈活使用各種貨幣政策工具，有效發(fā)揮其貨幣政策調(diào)控作用，使外匯儲備變化與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度相適應(yīng)。

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