我国外汇储备与货币供应关系的实证分析

#一、绪论（一）问题的提出1993年12月，国务院正式颁布了《关于进一步改革外汇管理体制的通知》，采取了一系列重要措施，具体包括，实现人民币官方汇率和外汇调剂价格并轨；建立以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制；取消外汇留成，实行结售汇制度；建立全国统一的外汇交易市场等。1994年1月1日，人民币官方汇率与外汇调剂价格正式并轨，我国开始实行以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制。此后我国外汇储备保持快速增长态势：我国外汇储备由1994年第一季度的286.18亿美元增长到1996年第四季度的1050.49美元，首次突破千亿美元大关。2001年我国加入WTO,出口对外贸易连年顺差，我国外汇储备增长到2004年第四季度的6099.32亿美元。2005年7月21日，我国对完善人民币汇率形成机制进行改革。人民币汇率不再盯住单一美元，而是选择若干种主要货币组成一个货币篮子，同时参考一篮子货币计算人民币多边汇率指数的变化。实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。尽管这在一定程度上促进了人民币升值，但这并未阻碍我国外汇储备的快速增长的态势。我国外汇储备于2006年第四季度增长到10663，4亿美元，首次突破万亿美元大关。我国外汇储备于2014年第二季度达到39932.13亿美元，阶级4万亿美元。一定程度上，巨额外汇储备代表了我国的经济实力，但这也影响了我国央行货币政策的独立性，其中之一就是外汇储备对我国货币供应量的影响。二)研究方法本文主要采用理论分析、定量与定性分析等多种研究方法来研究我国外汇储备与货币供应量关系问题。基本思路是在以有关货币理论为基础的前提下，从理论上和实证上来研究外汇储备与货币供应量之间的关系，该研究结果显示出我国外汇储备于货币供应之间存在长期稳定的关系。同时为缓解巨额外汇储备对我国货币政策造成的影响，本文提出了一些有针对性的建议。(三)论文结构全文共分为五章，具体的结构如下：第一章是对相关的理论进行综合描述，这是本文研究的理论起点。在本章，提出问题和研究方法，确立本文的研究方向，并做相关文献综述；第二章主要介绍相关理论与定义；第三章是我国外汇储备与货币供应量关系的实证模型设计，通过对模型的选择以及对变量的定义，确立实证分析中所采用的计量经济模型及方法；第四章，确定变量和处理数据，使用我国的实际统计数据进行实证分析，并得出我国外汇储备与货币供应量之间存在着长期协整关系的结论。第五章是针对实证结果得出相关结论，并提出政策建议。关于外汇储备与货币供应量之间的关系，很多学者进行了大量研究。陶采云(2010)分析了我国2003-2009年间季度的有关统计数据认为，外汇储备通过货币政策的中间目标——货币供应量的影响，从而对货币政策的效果产生影响。适度规模的外汇储备有助于货币政策的有效运行，但高额的外汇储备对我国货币政策的运行会产生一定的负面影响。谭小波、张丹(2010)对我国2000-2009年相关的季度数据进行实证分析认为，从长期来看，外汇储备对基础货币有着显著的正向影响。在现实经济中，外汇储备的变动是由国际收支状况影响的，这就加大了中央银行对货币供给调控的难度给开放经济下本外币政策的协调带来压力。二、外汇储备和货币供应量的理论分析一）相关概念分析外汇储备外汇储备（ForeignExchangeReserve），又称为外汇存底，指为了应付国际支付的需要，各国的中央银行及其他政府机构所集中掌握的外汇资产即外汇储备外汇储备的具体形式是：政府在国外的短期存款或其他可以在国外兑现的支付手段，如外国有价证券，外国银行的支票、期票、外币汇票等。主要用于清偿国际收支逆差，以及干预外汇市场以维持该国货币的汇率。2.货币供应量货币供应量，是指一国在某一时点上为社会经济运转服务的货币存量，它由包括中央银行在内的金融机构供应的存款货币和现金货币两部分构成。中央银行一般根据宏观监测和宏观调控的需要，根据流动性的大小将货币供应量划分为不同的层次。我国现行货币统计制度将货币供应量划分为三个层次：1、流通中现金（M0）,指单位库存现金和居民手持现金之和，其中“单位”指银行体系以外的企业、机关、团体、部队、学校等单位。2、狭义货币供应量（M1），指M0加上单位在银行的可开支票进行支付的活期存款。3、广义货币供应量（M2）,指M1加上单位在银行的定期存款和城乡居民个人在银行的各项储蓄存款以及证券公司的客户保证金。其中，中国人民银行从2001年7月起，将证券公司客户保证金计入广义货币供应量M2。

三、外汇储备与货币供应量关系的描述性分析（一）我国外汇储备规模的变化2000年以前，我国的经济发展总量较小，进出口规模较小，尽管国际收支顺差一直在持续，但是外汇储备的规模相对较小。随着我国改革开放地不断深入，并且出台了一系列吸引外资和促进出口的优惠政策，国民经济迅速发展，国际收支顺差一直持续，外汇储备的规模大幅度增长。特别是2001年我国加入世界贸易组织WTO后，与世界各国的经贸往来更加频繁，外贸交易规模的增大，外汇储备以更快的速度增长，从2001年到2008年每年的增长率都超过25%，2003年和2004年增长率甚至超过了50%。2005年，我国进行了新一轮的汇率改革，这一年我国外汇储备达到8188.72亿美元，并于2006年达到10663.44亿美元。尽管2008年我国经历了全球性的金融危机，出口受到了很大的影响，但是我国的外汇外汇储备依然保持增长态势，达到19460.3亿美元。截止2014年我国的外汇储备达到38430.18亿美元。但2015年大幅减少，为33304亿美元。图11996-2015年我国外汇储备（元）的增长情况250,000.00200,000.00150,000.00100,000.0050,000.00o■0a250,000.00200,000.00150,000.00100,000.0050,000.00o■0a5AWZ4AUZ3AWZ2AWZ1AWZAUTAWZQrtHWZOAHWZ7AHWZfiunwzCHHUZAwwz3QWZmuzQunwzQMayloftyylF7ZHHfiyyl注：数据来源于中经网统计数据库。外汇储备以期末数据和当期末美元对人民币汇率折算得出。二）我国货币供应量的变化图21996-2015年我国M0、M1和M2的增长情况注：数据来源于中经网统计数据库。从上图可以看出我国的M2增长保持着较快的增长速度。和Ml—样，M2在2008年后增长速度加快，这与当年中央政府为应对源自美国的国际金融危机冲击而实施的“四万亿”经济刺激计划有关。同时两者的增长速度在20l4年又开始加快，这与当前为应对经济下行而采取的经济刺激政策相关。尽管M2增速受到了经济政策的冲击，但这并不妨碍本文研究我国外汇储备与货币供应量的关系。三）我国外汇储备对货币供应量影响的传导机制

表1中央银行资产负债表简表资产负债再贴现及贷款Q流通中的现金C财政贷款或透支Q2银行存款准备金R各种证券Q3财政存款Q6金银外汇储备Q4其他负债(包含资本)Q7其他资产Q根据“资产=负债”的会计恒等式有：B=C+R=(P+Q+Q+Q+⑨-Q-Q=(p+(Q-Q)+Q+Q+(⑨-Q)由上式可知，中央银行投放基础货币的途径主要有：再贷款和再贴现、政府透支和向央行的借款、央行公开市场业务操作、黄金和外汇储备。其传导机制如下图。国际收支外汇储备外汇供求顺差增加变化'货币供应■基础货币■外汇占款‘量增加.增加.增加外汇储备的传导机制我国外汇储备从1996年的不足1000亿美元增长至2014年底的3.8万亿美元，尽管2015年我国外汇储备减少至3.3万亿美元，但其体量依然庞大，其对基础货币供应量的影响仍然不容小觑。四、外汇储备与货币供应量关系的实证分析为了更准确地分析我国外汇储备和货币供应量之间的关系，笔者所采用的数据均来自中经网统计数据库和CCER中国经济金融数据库。（一）变量的选取与数据处理由于中经网统计数据库的M2数据开始于1996年，故本文选取的数据时间段为1996年第1季度到2015年第4季度这20年间的季度数据。其中以M2代表货币供应量，外汇储备以季度期末数据和当期末美元对人民币汇率折算为人民币元。由上文知在分析外汇储备对基础货币的影响时，我们可以以基础货币M2为被解释变量，外汇储备FER、再贷款利率ZDR、法定存款准备金率RD和超额准备金利率ER为解释变量。由于规模变量外汇储备和基础货币是季度数据，易受到季节变动的影响而产生波动，因而应对其进行季节调整，再对变量取对数，及基础货币LnM2、外汇储备LnFER。（二）平稳性检验在实际中遇到的时间序列数据很可能是非平稳的，而平稳性在计量经济建模中具有重要地位，因此有必要对观测值的时间数据进行平稳性检验。图3lnm2、lnfer、zdr、rd和er等变量的时间趋势图

我们采用ADF(AugmentDickey—FullerTest)检验对序列进行平稳性检验，检验结果见表1。表1：对LNM2、LNFER、ZDR、RD、ER的ADF检验时间序列ADF统计值1%临界值5%临界值10%临界值DW值P值LNM2-1.502347-4.081666-3.469235-3.161518-1.7973300.8205LNFER0.255269-4.080021-3.468459-3.1610672.1944490.9981ZDR-2.514253-4.080021-3.468459-3.1610671.9682520.3207RD-0.7588398-3.516676-2.899115-2.5868662.0691780.8249ER-2.622386-4.081666-3.469235-3.1615181.9983370.2719D(LNM2)-4.944510-4.081666-3.469235-3.1615181.7842200.0007D(LNFER)-3.799488-4.080021-3.468459-3.1610672.2062170.0217D(ZDR)-4.874029-4.081666-3.469235-3.1615182.0444710.0009D(RD)-4.578884-3.517847-2.899619-2.5871342.0070860.0003D(ER)-5.340275-3.525618-2.902953-2.5889021.9340600.0000从检验结果来看，5个变量LNM2、LNFER、RD、ZDR和ER的ADF值都分别大于在1%、5%、10%三个显著性水平时的临界值，不能拒绝单位根假设，说明这五个变量的水平序列是不平稳的。对这5个变量进行一阶差分后做平稳性检验发现4个变量D(LNM2)、D(RD)、D(ZDR)和D(ER)的ADF值都分别大于在1%、5%、10%三个显著性水平时的临界值，能拒绝单位根假设，说明这五个变量的水平序列是平稳的。变量D(LNFER)的ADF值为-3.799488，大于1%显著性水平时的临界值，但小于5%、10%显著性水平时的临界值，考虑到其P值为0.0217，小于0.05，所以可以认为变量D(LNFER)是平稳的。综上所述，我认为基础货币LNM2、外汇储备LNFER、法定存款准备金率RD、再贷款利率ZDR和超额准备金率ER等序列是一阶单整的，即序列是I(1)序列。(三)协整检验协整检验有两种方法，一种是基于回归残差的协整检验，这种检验也称为单一方程的协整检验；另一种是基于回归系数完全信息的Johansen协整检验。前一种方法适用于两个变量之间的协整检验，后一种方法适用于多个变量之间的协整检验，所以本文采用Johansen检验对变量LNM2、LNFER、ZDR、RD和ER进行协整检验。首先确定合理的滞后阶数。由表2可知，在5%显著性水平下，LR、FPE、SC及HQ等检验准则表明该模型的最优滞后阶数为1。表2VAR模型的最优滞后阶数Endogenousvariables:LNM2LNFERZDR.ERRDExogenousvariables:C□aie:05J30/16Time：-1&:03Sample:1996Q12014Includedobservations:73LagLogLLRFPEAIDSCHQa665.8243NA9.44e-15-18.10479-17.94791-18.0422711342.7771242.6251.65e-22-35.96649-35.02521*-35.59133*21373.97752.99726-1.41e-22-36.13636-34.41067-35.4486431394.82432.55S311.62e-22-36.Q2257-33.51248-35.022264-142785247.05346136e-22-36.24251-32.94S02-34.9296051452.94452.510991.47e-22-36.24505--32.1661&-34.6195461439.85342.47074*1.206-22-36.5713J-31.70802-34.6332271525.56236.197S71.08e-22*-36.86472^-31.21701-34-61401注：*代表在5%的显著性水平下的显著。由上表已经确定最优滞后阶数L=1，根据Johansen的特征根协整检验原理,下一步是确定检验假设。Johansen协整检验结果见表3。表3Johnson协整检验结果Sample但djusted}:1996Q32015Q4Includedobservations:78afteradjustmentsTrendassurription:LineardeterministictrendSeries:LNM2LNFEKZDRKDERLagsintervalQnfirstdifferences):1to1UnrestrictedCointegraiionRankTestCTrace)-Hypothe.siziedNo.ofCE(s)EigenvalueTra.ceStatistic0.05CriticalValuePrcitirNone*044296290.6S12169.815S90.0005Atmost1[1.21987345.0416647.856130.0398Atmost2Ci.159614256743929.797070.1387AtmostM[1.12961112.1107115.494710.1517Atmost斗0.01631612S31123.3414660.257^Tracetestindlicates1cointegratingeqn(s)atthe0.0&level*denotesrejectionofthehypothesisatthe0.05level^Ma.cKinnon-Haug-Michelis(1999)p-yaluesUnrestrictedCointegral!onRankTest[MaximumEigenvalue)Hypothe.sizedNo.ofCE(s)EigenvalueMax-EigenStatistic0.05CriticalValueProb.**None*0.44296245.6385533lS7AS7o.oo-i^Atmost1C-.219873-19.3672727.M4J40.3366Atmost20.1596U13.5636921.131620.4018Atmost3Ci.12961110.S275914.2646001631Atmost4001631612B31123.8414660.257^Maw-eigenvaluetestindicates1caintegralngeqn[s)atthe0.05level*denotesrejectionofthehypothesisatthe0.05level**Ma.cKinnon-Haug-Michelis(1999)p-values在表3中，迹统计量和最大特征值统计量均拒绝没有协整关系的原假设（即r=O），接受rW1,即认为协整关系最多存在一阶。）格兰杰因果关系检验我们通过格兰杰因果检验来分析外汇储备与货币供应量之间存在的某种因果关系。进行格兰杰因果关系检验的一个前提是时间序列必须具有平稳性，否则可能会出现虚假回归问题。由上文可知，变量LNM2、LNFER、ZDR、RD和ER是一阶单整的，即序列是1（1）序列，且他们之间具有协整关系，因而这5个变量符合进行格兰杰因果关系检验的要求。其格兰杰因果关系检验结果见表4.

表4格兰杰因果关系检验结果NullHypothesis:ObsF-StatisticProb.LNFERdoesnotGrangerCau^eLNM2783.545180.0339LNM2doesnotGrangerGauaeLNFEFi1.540730.2211ZDR.doesnotGrangerGauseL忖附2780.014210.9859LNM2doesnotGrangerC日useZDR0.2U0S0.8078RDdoesnotGrangerCauseLNM27S0.^96090.6744LNM2doesnotGrangerCauseRD2745470.0709ER.doesnotGrangerCauseLNM2780.047390.9537LNM2doesnotGrangerCau^eER0.010470.9096ZDR.doesnotGrangerCauseLNFER781.535930.2221LNFERdoesnotGrangerCaU3eZDR1.075B80.3463R.DdoesnotGrangerCauseLNFER782.93B510.0592LNFERdoesnotGrangerGau^eRD6.353B60.0029ER.doesnotGrangerOauseLNFER780.893090.4138LNFERdwsnotGrangerCauseER0.J65770.6949R.DdoesnotGrangerCauseZDR730.115240