我國外匯儲備與貨幣供給相關性實證分析

[摘 要]本文回顧了1999年以來我國外匯儲備和貨幣供給的快速增長，在前人研究的基礎上新增了2008年金融危機之后的最新數據，對外匯儲備與貨幣供給相關性進行了實證檢驗。表明我國外匯儲備對貨幣供給增長具有明顯的、遞增的正相關作用，且外匯儲備已成為影響我國貨幣供給的首要因素。

[關鍵詞]外匯儲備；貨幣供給；相關性；實證檢驗

[中圖分類號]F830.92 F822.1 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2013）5-0053-03

1 我國外匯儲備快速增長的簡單回顧

第一階段為2000年以前。1997年7月2日，以泰國宣布放棄固定匯率制，實行浮動匯率為標志，發生了東南亞金融風暴。受此影響，2000年年底我國外匯儲備余額為1655.74億美元，較1999年的增幅僅為3.62%，增量只有108.99億美元，比前兩年放緩了將近三十個百分點。

第二階段為2001至2004年。這一階段的增幅持續保持在一個較高的水平上。從2001年起，亞洲經濟復蘇，中國經濟進入了快速增長時期，對外開放的力度也進一步增大。2001至2004年，外匯儲備由2121.65億美元猛增至6099.32億美元，年均增幅38.80%，2004年的增幅更是達到了51.25%。亞洲經濟復蘇之后我國外匯儲備的增加是相當快的，超過了以前的任何時期，這一時期我國外匯儲備余額一直穩居世界第二位。

第三階段為2005至2007年。2005年，我國宣布廢除原先盯住單一美元的匯率政策，開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，標志著中國向匯率市場化邁出了關鍵性的一步。這一時期，也是我國經濟飛速發展的時期。2007年國內生產總值216314.4億元人民幣，比2005年增長了35.3%。出口貿易占國內生產總值的比重由34.1%增加到35.8%。外匯儲備也保持較高的增幅，平均增幅達35.93%。

第四階段為2008至2012年。2008年，由美國次貸危機引發的金融危機席卷全球，金融危機對各國進出口貿易產生了嚴重的影響。但危機之后緊接著又伴隨歐債危機的爆發，全球經濟復蘇乏力。2008至2012年我國外匯儲備增幅連年下跌。從2008年增幅27.34%跌至2009年的23.28%，2012年更是跌至3.27%。

圖1 1999—2012年我國外匯儲備規模和增幅

數據來源：國家外匯管理局。2012年數據截至9月份。

從圖1可以看出，經過1997年亞洲金融危機，我國外匯儲備已實現了由短缺到超額儲備的變化。外匯儲備的增量是相當可觀的，特別是2004和2007年的增幅尤為明顯，分別是51.25%和43.32%。雖然自2008年開始，我國外匯儲備增幅開始下降，但絕對儲量還是在上升的，截至2012年9月，我國外匯儲備余額已達32850.95億美元，這么龐大的外匯儲備規模當然會對我國經濟產生重要的影響，特別是對貨幣供給的影響。

2 外匯儲備對貨幣供給的影響

2.1 我國貨幣供給現狀

我國貨幣供給規模自1999年開始也一直呈現增長的趨勢。基礎貨幣投放在2001年之后的兩年內、2005年后的兩年內和2010年達到了三個高峰，在2007年更是達到了30.59%的歷史最高增幅。同時，在1999年到2012年之中，M0、M1、M2一直保持著一個平穩的增長速度，它們的平均增長幅度分別為11.55%、17.51%和17.85%，可見其間的乘數效應是非常穩定的，并沒有因為外匯政策的變動引起很大改變。這幾年的貨幣投放似乎和外匯儲備之間存在著高度的相關性，這將在下文中進行實證檢驗。

圖2 1999—2012年我國貨幣供給規模

數據來源：中國人民銀行2012年數據，截至9月份。

從圖2中可以看出，M2變動幅度最大，M0變動幅度最小，但是各類貨幣供給量之間呈現同向變動，而且都是呈遞增的變化。2000年之前，無論是M2還是M0的變動幅度都很小，進入2000年之后貨幣供給量增幅提高，特別是M2的變動使得與其他三者偏離程度越來越大。截至2012年9月，我國基礎貨幣供給量達236032.58億元人民幣，M0為53433.49億元人民幣，M1為286788.21億元人民幣，M2為943688.75億元人民幣。

2.2 外匯儲備與貨幣供給的傳導機制

外匯儲備對貨幣供給的影響是通過一系列傳導效應體現出來的。國際收支順差導致外匯儲備增加，外匯儲備增加引起外匯占款增加，外匯占款增加導致貨幣供給增加，其中導致貨幣供給增加的直接原因是外匯占款增加導致的基礎貨幣的增大。

中央銀行基礎貨幣投放主要通過兩種途徑：一是對內信貸，包括對政府的貸款和對金融機構的貸款；二是外匯占款，由收購外匯而投放的貨幣。

根據國內經濟的增長，國內信貸規模一般情況下比較平穩。可以認為，國內信貸對快速增長的貨幣供給影響不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷提高，我國外匯儲備從而外匯占款越來越受到國際收支變化的影響。2005年匯改之后，我國的基礎貨幣投放結構也發生了重大變化，外匯占款在基礎貨幣投放中占的比重也越來越大。

圖3 1999—2012年我國外匯占款和基礎貨幣走勢

數據來源：中國人民銀行2012年數據，截至9月份。

從圖3可以看出，1999年至2012年，我國外匯占款和基礎貨幣走勢基本一致，并保持著高度的協同性。這可以證明外匯占款和基礎貨幣之間存在著高度的相關性，為研究外匯儲備和貨幣供給的相關性提供了有力的保證。

3 外匯儲備和貨幣供給相關性實證檢驗

3.1 變量選取和數據說明

在選擇自變量和因變量的過程中，選取貨幣供給量為因變量，依基礎貨幣的定義，選貨幣當局資產負債表中儲備貨幣的數據。為了保證模型的完整性，在模型中另選取幾個較為重要的因素作為自變量，其中有存款準備金率、央行發行的債券、央行對政府的債券、央行對存款貨幣銀行的貸款及金融機構存貸利差。由于存款準備金自2008年9月15日開始區分大型金融機構存款準備金和中小金融機構存款準備金，為了簡化分析，本文數據采納的均為大型金融機構數據。回歸選取的樣本空間為1999年12月至2012年9月。除外匯儲備為億美元外，其余貨幣單位均為億元人民幣。

3.2 ADF單位根檢驗

由于因變量和自變量都取自時間序列，所以一般情況下都不是平穩性數列，由圖2可以看出，1999—2012年基礎貨幣的供給呈現遞增的趨勢。

使用EVIEWS6.0對lnhb、lnwh、lnzdk、lnzfzq、lnzq、lnzbj和lnlc分別進行ADF檢驗。在1%、5%和10%臨界下對檢驗值進行比較，滯后期為12期（一年）。

根據ADF檢驗結果可以得出，七個變量的ADF值在1%、5%和10%的顯著性水平下，都大于相應的臨界值，所以接受原假設，也就是在1%和5%的顯著性水平下六個變量都存在單位根，是不平穩的。所以繼續進行一階差分，以便找出變量的協整階數。

從表1可以看到，一階差分后，七個變量的一階差分ADF值在1%、5%和10%的顯著水平下，其絕對值都小于相應的臨界值的絕對值，就是說在1%、5%和10%的顯著水平下七個變量不存在單位根，不需要繼續差分。