外匯占款對我國貨幣政策獨立性的影響
——基于2000-2020的數據

楊東霖

（南京財經大學， 江蘇 南京 210023）

一、文獻綜述

(一)關于貨幣政策獨立性的闡釋

由于在我國基礎貨幣投放體系中，外匯占款是一個非常重要的通道。在2015年，我國的外匯占款達到峰值，外匯占款在貨幣投放體系中幾乎成為了決定性因素。同時，央行往往會通過沖銷操作以此減弱貨幣供給的外生性，達到重新控制貨幣供給的作用。Bilimeier等人(2002)通過比較捷克斯洛伐克、羅馬尼亞、克羅地亞等實行有非浮動匯率制度的國家,得出結論：在處于轉型期的小型開放經濟體中,如果在M2供應量中外匯占款所占的比重較高,則貨幣政策的獨立性較低，即央行對一國金融風險的控制能力較低，國家金融穩定受到較大的威脅。王方靜(2014)認為：貿易順差的不斷積累使得我國的經常賬戶和資本賬戶形成雙順差局，使我國的外匯儲備規模急劇擴大。在我國的匯率制度下，會導致外匯占款增加，進而增強了貨幣供給的內生性，對我國貨幣政策的實施和效果帶來不利影響，從而影響到了貨幣政策的獨立性。

同時，貨幣政策的獨立性也反應在了一國貨幣政策的效果上。梁曉潔和陳玉梅(2008)基于1994年至2007年的數據研究了在國際資本流動情況下我國貨幣政策的實施效果，結論認為我國貨幣政策具有內生性，外匯占款是我國投放基礎貨幣的主要渠道。

因此，本文作者認為，定義中國貨幣政策的獨立性應該從我國貨幣政策的外生性出發，即在開放經濟條件下，如果央行的貨幣發行量能夠較好的與貨幣需求量相契合，則有較高的獨立性；如果外匯占款導致央行的貨幣發行量被迫升高，無法與需求量相契合，則貨幣政策的獨立性較低。

(二)關于外匯占款的相關研究

湯軒(2016)認為，我國外匯儲備增長速度較快的原因主要由于國際收支雙順差結構，即資本項目與經常項目都呈現順差的情況，以及國際資本流等造成，從而導致我國出現了大量的外匯占款。認為央行應通過央行公開市場業務或發行票據等方式實現資金回收，從而提升我國金融的穩定程度和抗風險能力，提高央行對經濟運行的掌控能力。

在今年來國際經濟形式波動的情況下，我國的外匯占款額開始出現小幅的下降趨勢，基于此，楊偉(2016)通過研究外匯占款渠道與再貸款渠道基礎貨幣投放的派生機制，得出結論：在我國現行外匯占款減少的情況下，央行應該創新貨幣政策工具，增加基礎貨幣的投放渠道，以減小外匯占款對基礎貨幣供應量的沖擊。

(三)關于國際貿易對貨幣政策沖擊的研究

丁劍平和吳洋(2021)通過空間計量模型分析，得到結果表明：貨幣政策的獨立性與本國貿易往來密切或地理位置接近的國家之間存在空間正相關，因此，要防范貿易往來渠道對貨幣政策獨立性造成的沖擊;我國現階段需要貨幣政策的高度獨立性，因此人民幣匯率和資本市場改革的進程需要把握好節奏，尤其要控制好資本市場改革的速度，以減少其對貨幣政策獨立性的影響。

二、理論基礎

二戰后，隨著各國發展的需要，經濟全球化與自由貿易成為了發展的主流。國家經濟政策的獨立性與全球化之間的矛盾也更加明顯，這也為匯率制度與貨幣政策的理論發展提供了現實基礎。有很多學者都對此提出了比較成熟的見解。研究貨幣政策獨立性(或者貨幣政策有效性)影響因素研究的最著名理論是由Fleming(1962)和Modell(1963)提出的，在20世紀60年代發展的Mundell-Fleming模型分析框架，克魯格曼對該模型框架進行了進一步的分析最終成為“不可能三角”理論。2001年，我國加入WTO。無論是從我國還是整個世界的角度來看，都是經濟全球化進程中的一大步。本文的理論基礎是“不可能三角”理論，并用近20年來的數據對外匯占款對貨幣政策獨立性進行分析。

(一)蒙代爾——弗萊明模型

此模型是以凱恩斯的IS-LM模型為基礎，經過弗萊明等人補充完善，最終演化成為蒙代爾——弗萊明模型(Modell-Fleming Model)。M-F模型的主要內涵是：在開放經濟條件下，一國達到商品市場、貨幣市場、國際收支三者完全均衡的條件以及當外生變量發生改變時對三種均衡的沖擊。其得出的結論是：在浮動匯率制度下，一國的資本外流會導致本幣貶值，從而刺激出口使得匯率回到原有水平，貨幣政策是完全有效的；在固定匯率制度下，資本外流形成的本幣貶值壓力需要中央銀行拋出外匯吸收本幣以緩解，貨幣政策是完全無效的。

(二)克魯格曼“不可能三角”理論

“不可能三角”理論是保羅·克魯格曼(Krugman，1999)在M-F模型的基礎上提出的，其內涵是：一國最多同時選擇貨幣政策獨立性、資本賬戶開放以及固定匯率制度這三個特征中的兩個，所以該結論也通常被稱為“三元悖論”。我國在不同的歷史時期側重點有所不同。在2008年金融危機之后至2015年以前，我國在加快利率市場化的改革，同時也在加大資本賬戶的開放力度，配合著對外經濟貿易的高速發展，我國積累了大量的外匯儲備，同時也形成了巨額的外匯占款，貨幣政策的獨立性、有效性受到了一定的沖擊。近年來全球經濟不穩定性增強，貿易保護主義抬頭，尤其是2020年新冠疫情的爆發對全球經濟造成的毀滅性打擊，中國人民銀行又逐步加強了對貨幣政策的控制力度，貨幣政策的獨立性和有效性得到了提升。

三、外匯占款對我國貨幣政策獨立性分析的數據選擇

(一)主要研究指標的選取

貨幣政策的獨立性受到了國際資本流動的影響。當國際資本加速流向一國時，該國的經濟有可能陷入被動境地，特別是對外資的管理和利用不當會造成對外資的嚴重依賴。所以一國央行在制定貨幣政策時需要考慮到外資的流入水平。關于外國資本流入以及貨幣供應量的指標選擇。通過分別對外匯儲備額、外匯占款額、資本與金融賬戶差額等指標與廣義貨幣供應量M2進行一元線性回歸分析，得到其相關系數，并選擇相關系數最大的指標值作為國際資本流入的代表性指標。為了增強統計結果的可靠性，我們采用月度數據，共240組。利用Stata16進行分析，發現外匯占款與M2的相關系數最高，達到了0.8895，屬于較強相關。同時，在做了進一步的分析后，我們發現：以2014年為分界，2001年至2014年的相關系系數達到了0.9729，2015以后的相關系開始出現波動，其原因是2015年后，受到股市振蕩、人民幣進入SDR籃子、匯率市場化改革等事件的影響，央行逐漸加強了對貨幣政策獨立性的管控，告別了此前犧牲貨幣政策獨立性以獲得匯率穩定、資本開放的時代。從貨幣供給的角度來看，我們可以用外匯占款來代表外國資本的流入。

(二)其他研究指標的選取

1.存款準備金率。存款準備金是央行最有力的貨幣政策。通過對存款準備金率的調整可以有效改變基礎貨幣的供應量。我們選取了近20年來中國人民銀行的存款準備金率數據，具體的處理方式是：若當月央行未公布新的存款準備金率，我們就使用央行上一階段公布的存款準備金率；若該月公布新的法定存款準備金率，則將用時間長短(每30天的長度假設為1單位)對存款準備金率進行加權計算，新的存款準備金率從實施之日起開始計算。

2.黃金儲備。盡管金本位制度已經退出歷史舞臺，但是黃金仍是一國央行最重要的資產之一。足夠量的黃金儲備可以有效提高一國抵御金融風險、經濟危機的能力，也對一國貨幣匯率保持穩定與提升國際地位有重要影響，所以央行在發行貨幣時會考慮到黃金儲備量。

3.中央銀行債權。央行通過發行債權等方式將貨幣注入到金融系統，央行債權是央行的資產之一。根據中國人民銀行的統計，央行債權分為：央行對政府債權、央行對其他存款性公司債權、央行對其他金融性公司債權以及央行對非金融機構債權。由于央行對非金融機構債權的總體占比很小，在下文不予考慮。其中，央行對政府債權的數據均為央行對中央政府的債權。

根據以上指標的選取，通過計算可得到下列數據：

各變量名稱與簡寫對應關系：

m2：廣義貨幣供給 fe：外匯占款

r：法定存款準備金率

gr：央行黃金儲備 cg：央行對政府債權

cd：央行對其他存款性公司債權

cf：央行對其他金融性公司債權

表1 各項數據匯總整理

四、外匯占款對我國貨幣政策獨立性的理論分析

我國自加入WTO以來，對外貿易順差不斷擴大。根據國家海關總署的統計數據，我國在2001年的對外貿易順差達到了1865.26億人民幣，這一數據在2020年達到了37096.00億人民幣，增長幅度接近20倍。同時，我國的外匯占款也由2001年的17856.43億人民幣增加到了2020年的211308.1億人民幣，增幅達到了11.83倍，其中外匯占款在2015年達到峰值時，是2001年的16.47倍。由于我國施行結匯制，所以外國資本的流入會迫使央行投入大量的人民幣進入市場。在我國要保證匯率基本穩定的條件下，央行就需要通過貨幣政策來回流市場上的部分貨幣資金，這就影響到了貨幣政策的獨立性。貨幣政策的獨立性受到影響中央銀行的基礎貨幣投放通過再貸款、財政透支與借款、外匯占款三重渠道投放。在2015年以前，我國外匯占款已經成為了基礎貨幣投放最重要的渠道。大量流入我國的外國資本對我國的基礎貨幣供給產生影響，影響了貨幣政策的傳導途徑。對金融監管當局也提出了更高的要求。

五、外匯占款對我國貨幣政策獨立性的實證分析

在我國現行的經濟政策組合選擇中，我們選擇有管理的浮動匯率制度，并且資本賬戶已經有了一定程度的開放，所以我們其實已經讓度了部分貨幣政策的獨立性。本文通過構建m2與資本流入(外匯占款代替)、央行法定存款準備金率、央行的各項債權的多元線性回歸模型來分析它們之間的關系驗證我國不同階段貨幣政策的獨立性和有效性。本文利用2001-2020年相關數據構建多元線性回歸模型，其基本回歸方程如下：

各變量名稱已在上文中說明。α，α，α，α，α，α，α均為需要檢驗和驗證的參數，將通過回歸進行確定。我們首先將2001-2020年作為一個整體階段進行考慮，將20年的數據導入至Stata16中做統一的回歸處理，得到以下的方程和數據：

相關系數=0.9974 R=0.9947 Adjusted R=0.9946 F=45220.2026

α反映了fe與m2之間呈現正相關關系，即在20年的時間維度下，每增加一單位外匯占款，相應會增加5.3831 單位的 m2。α，α，α，α，α，α，α的 P 值檢驗結果均 ＜0.01，α=0.083，呈現顯著性特征。

由于經過檢驗后發現存在較為嚴重的多元共線性。因此我們對數據進行了進一步分析。由于數值較大，我們首先對統計量做取對數處理，再進行計算。于是得到方程為：lnm2=α＋α×lnfe＋α×lnr＋α×lngr+α×lncg+α×lncd+α×lncf

將數據帶入后可以得到：

相關系數=0.9998 R=0.99969 Adjusted R=0.99968 F=123514.4190

但是多元共線性檢驗不通過。

為此，我們進行逐步回歸分析。我們發現，由于央行的法定存款準備金率變動幅度不大，且不常調整，所以不利于我們進行分析，我們將其剔除；根據歷史數據，我國在21世紀初的幾年，為了處理國有四大行的不良資產，分別設立四家國有資產管理公司，這一系列動作導致在2000年后的幾年，cf出現了大幅度的波動，使之長期數據不具有一定的穩定性。同時，cf在央行的總資產占比中呈現下降趨勢，在2020年12月的數據統計中，占比僅為1.14%，所以我們將此項數據去除。

整理過后得到調整后的m2方程為：

同時，由于時間跨度較長，政策存在波動性，為了使得結果更加合理，具有更強的解釋力，我們采用分組回歸的方法，按照5年為一組將2001-2020年劃分了四段時間。即2001-2005為第一段時間并令其方程為 (1)式，2006-2010年為第二段時間，令其方程為 (2)式，2011-2015年為第三段時間并令其方程為 (3)式，將2016-2020年作為第四段時間，并令其方程為(4)式，我們可以得到四段時間的回歸方程和數據如下：

相關系數=0.9983 R=0.9967 Adjusted R=0.9964 F=4175.609

各項P值檢驗均＜0.01,呈現顯著性，進行多元共線性檢驗后，各變量VIF值均小于10，通過多元線性回歸檢驗。

圖1 2001-2005數據共線性檢驗結果

相關系數=0.9950 R=0.9901 Adjusted R=0.9894 F=1386.167

各項P值檢驗均＜0.01,呈現顯著性，進行多元共線性檢驗后，除外匯占款外，變量VIF值均小于10，通過多元線性回歸檢驗。考慮到數據使用為面板數據，可忽略多元共線性對模型結果造成的影響。

圖2 2006-2010數據共線性檢驗結果

相關系數=0.9889 R=0.9780 Adjusted R=0.9764 F=612.7309

各項P值檢驗均＜0.01,呈現顯著性，進行多元共線性檢驗后，各變量VIF值均小于10，通過多元線性回歸檢驗。

圖3 2011-2015數據共線性檢驗結果

相關系數=0.9639 R=0.9292 Adjusted R=0.9240 F=180.5736

各項P值檢驗均＜0.01,呈現顯著性，進行多元共線性檢驗后，各變量VIF值均小于10，通過多元線性回歸檢驗。

圖4 2016-2020數據共線性檢驗結果

通過分組回歸后，各組數據基本滿足計量相關要求，可以有效作為我們進行解釋的依據。

六、結果解釋

表2 各變量對lnm2的影響系數變動

(一)外匯占款對m 2影響出現轉折

從上表中可以發現，貨幣占款對m2供應量影響有明顯的轉折。在前三個時間段lnef對lnm2的影響系數呈現上升趨勢，在2015年后出現快速下降。結合“不可能三角”理論和我國的實際情況進行分析，結果發現最近20年來，基于“不可能三角”理論，我國各時間段政策的側重點有所不同，以2015年為分界線，前期我國主要把中心放在開放資本賬戶以及保持匯率穩定，后期提升了貨幣政策的獨立性。由于加入世貿組織的原因，我國自2001年起外貿總額與順差迅速擴大，導致我國形成了大量的外匯占款，使得外匯占款一直是我國最主要的貨幣發行渠道。在保證外匯結匯穩定的情況下，為了防止人民幣大幅度升值以及吸引外商來華投資，在一定程度上，央行吸收了大量的外匯占款，并最終通過發行人民幣的方式來吸收外匯緩解人民幣升值的壓力。從這一角度講，外資的流入已經影響了我國貨幣政策的獨立性。

2015年后，由于人民幣出現貶值預期，同時疊加美聯儲加息的預期，導致國際資本外流，使我國的外匯儲備呈現減少的趨勢。同時，我國在2017年提出了高質量發展，產能結構進行了調整，也促成了外資的外流，所以在2016-2020這個階段，外匯占款對我國m2的影響逐漸減小，也逐漸變為非貨幣發行的主要渠道。

(二)黃金儲備對貨幣發行的影響在加強

隨著外匯占款在最后一個階段的減少，黃金儲備對央行貨幣發行量的影響顯著增強，這說明了央行的貨幣政策更加穩健。這也從一個方面反應了在世界經濟遭受沖擊的背景下，我國更加注重貨幣政策的獨立性，提高了對防范金融風險的重要程度。由于黃金儲備的變動幅度相較于外匯占款而言較小，所以可以推斷未來一段時間，我國將仍然實行穩健的貨幣政策。

(三)其他貨幣政策工具有待發揮更大的作用

通過上表的分析，我們可以發現中央政府債權作為調控流動性的手段，并未在我國m2的供給中發揮更為顯著的作用。在外匯占款減少的背景下，我國可以適當對貨幣政策工具進行創新，增加我國貨幣發行的渠道，這也可以向金融機構、企業、居民、地方政府等提供融資支持和流動性便利，提升貨幣政策效果。

七、政策建議

(一)貨幣政策工具有待創新

在外匯占款減少的情況下，需要保持貨幣發行量與經濟增長處在合理的范圍內，我國需要更加依賴其他貨幣發行渠道。除了公開市場操作外，可以嘗試創新其他的貨幣發行工具。

(二)貨幣政策的獨立性需要得到保障

在貿易保護主義盛行的經濟形勢下，新冠疫情明顯降低了各國抵御金融風險的能力，導致全球避險情緒升溫。我國的幾個主要貿易大國，受新冠疫情的沖擊都較大，因此這些國家出臺的相關刺激經濟計劃可能會影響到與我國的經貿關系，由此引起的外匯占款變動對我國的貨幣政策的效果、獨立性仍會有沖擊。因此，在外部不穩定性增強的情況下，我國的貨幣政策獨立性需要得到高度的保障，才能抵御來自外部的金融風險，提高金融穩定性。

(三)資本市場改革需要打牢基礎

基于M-F模型，我國目前需要提高貨幣政策的獨立性，因此人民幣匯率和資本市場改革的進程應該注意節奏，尤其要注意控制資本市場改革的速度，只有制定與中國的金融基礎設施建設情況相適應的改革措施，才能減少其對貨幣政策獨立性的沖擊。因此仍需要對匯改和資本市場改革保持謹慎的態度。