胡传龙 高 劲

(上海海事大学 经济管理学院，上海 200135)

一、引言

据中国人民银行最新公布，2013年8月央行外汇占款达273915.92 亿元，较上月增加273.2 亿元，扭转了连续两月负增长的局面。随着美联储决定暂缓退出量化宽松以及国内经济的稳定发展，9月外汇占款仍保持较大规模的正增长，新增外汇占款1263.6 亿元，延续上月回升走势并创下新高。图1 为2002—2013年我国外汇占款与基础货币的增长情况。

图1 2002—2013年我国外汇占款与基础货币量增长情况

二、我国外汇占款对基础货币供应量影响的实证研究

(一)数据选择及模型建立

1. 数据选择

本文选用了2002年10月至2013年6年的月度数据，选取基础货币供应量(B)为因变量。开放经济中一国基础货币由两个途径产生，即国内信贷和国际储备，国际储备主要是指外汇储备，而外汇占款是外汇储备对基础货币供应量影响的中间变量，因而将外汇占款(f)作为自变量之一。为了消除变量自相关问题，对两个变量取对数(lnB、lnf)后再作分析。从基础货币的定义可知，基础货币由流通中的现金和准备金组成，因而受到法定存款准备金率和存款基准利率的影响。为了保证模型的完整性也将这些因素作为自变量纳入模型。因此，在检验外汇占款对基础货币的影响时，以基础货币(lnB)为因变量，外汇占款(lnf)、法定存款准备金率(r1)、一年期定期存款利率(r2)为自变量。本文的检验均使用Eviews6.0软件。

2. 平稳性检验

对基础货币(lnB)、外汇占款(lnf)、法定存款准备金率(r1)、一年期定期存款利率(r2)各时间序列进行ADF检验，根据给出的时间序列的单位根检验结果，4 个变量的ADF 值分别大于1%、5%显著性水平时的临界值，不能拒绝单位根假设，说明这4 个变量的时间序列是不平稳的。对这4 个时间序列进行一阶差分后再进行ADF检验，可以发现4 个变量的一阶差分的ADF 检测值在1%、5%显著水平上均小于其临界值，拒绝原假设。由此可知对基础货币(lnB)、外汇占款(lnf)、法定存款准备金率(r1)、一年期定期存款利率(r2)都是一阶单整序列，即序列是I(1)序列。

3. 格兰杰因果检验

对lnB、lnf、r1、r2等4 个时间序列进行格兰杰因果关系检验，选取滞后阶数为3 阶。

表1 格兰杰因果检验结果

Null Hypothesis:Obs F－Statistic Prob.LNF does not Granger Cause LNB 126 4.38086 0.0058 LNB does not Granger Cause LNF 5.40805 0.0016 R1 does not Granger Cause LNB 126 3.71887 0.0134 LNB does not Granger Cause R1 1.72053 0.1665 R2 does not Granger Cause LNB 126 4.28487 0.0066 LNB does not Granger Cause R2 0.29635 0.8280

由表1 可知，外汇占款、法定准备金率和1年期整存整取基准利率都是基础货币供应量的格兰杰原因，而且基础货币供应量(B)和外汇占款(f)相互为格兰杰因果。

4. 长期均衡关系的协整检验

迹和最大特征值均显示在5%的显著水平下存在一个长期均衡关系，标准化后得结果为:

Cointegrating Equation(s)Log likelihood 832.8752 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses )LNB LNF R1 R 2 1.000000 －2.513312 －0.196912 0.020067(1.15578)(0.17419)(0.60981)

即lnB=2.513312lnf+0.196912r1－0.020067r2+Et.

上式显示:基础货币供应量lnB 与外汇占款lnf 长期存在正向关系，与一年期存款基准利率r2长期存在负向关系，与法定存款准备金率存在长期的正向关系。基础货币量是由法定存款准备金总额和流通中的货币组成，法定存款准备金率越高，各商业银行留存在中央银行中的准备金就越多，货币乘数会减小，进而广义货币供应量得到控制;同时由于法定存款准备金总额增加，基础货币量会上升。1年期存款基准利率越高会吸引公众存款，居民手头上持有的通货就会减少，但对基础货币量的影响较小。从各自变量的系数和显著性都可以看出，在长期中，外汇占款对基础货币的影响是最大的，基础货币对外汇占款的敏感程度明显强于其他自变量。值得注意的是外汇占款对基础货币的影响因子为2.513312，进一步说明外汇占款成为基础货币投放的主要渠道。

5. 基础货币对各变量冲击的脉冲响应函数

脉冲响应函数描述的是一个内生变量对残差冲击的反应。具体而言，它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击(来自系统内部或外部)后对内生变量的当期值和未来值所产生的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数，能比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及其效应。基础货币对各变量的脉冲响应函数见图2。由图2 可以看出，基础货币在外汇储备冲击作用下表现出如下特点:基础货币lnB 在外汇占款的冲击作用下，脉冲响应的初始值在第1 期为零，此后逐步上升，到第24 期达到最大值，在随后的月度里逐渐趋于平稳。与基础货币相对于其他3 个变量的脉冲响应曲线可以看出，基础货币对外汇占款冲击的脉冲响应函数表明外汇占款冲击具有放大作用，并且具有冲击的持久性和长久冲击的稳定性。

图2 lnB 对lnf、r1、r2 的脉冲响应函数

(二)结论

通过以上的实证分析可以看到，外汇占款、法定存款准备金率、1年期存款基准利率等对基础货币量产生了重要的影响，且随时间的延伸影响各有不同。其中，外汇占款的影响效果最为强烈，从脉冲响应函数图中可以看出，一个标准单位对基础货币冲击的数值与其他变量一个标准单位对基础货币的冲击相比，明显大很多。随着外汇储备规模的扩大，外汇占款成为中央银行投放基础货币的一个重要渠道，在有管理的浮动汇率下，中央银行为保持汇率的稳定，抛出本币，增加外汇占款，被动地增加了基础货币。所以，现阶段在我国国际收支出现双顺差、外汇储备规模不断扩大的基础上，我国货币供应量的内生性越来越强。

三、政策建议

(一)有效解决外汇占款的内生性问题

外汇占款所致基础货币扩张问题的根源在于国际收支失衡、外汇储备逐年攀升。在开放经济条件下，宏观经济平衡的等式为:(S－I)+(T－G)=(X－M)。其中，M为进口，X 为出口，I 为国内投资需求，S 为国内储蓄，T为政府税收，G 为政府支出。可见，一国经常项目差额主要由国内投资与储蓄缺口、政府税收与支出缺口等多种因素所决定，因而是内生于经济的，由此可认为外汇储备是内生变量，进而外汇占款也可视为内生变量。因此，需积极调整经济结构，转变经济发展方式，从根本上解决外汇占款的内生性问题，具体做法如下。

扩大内需，增加政府财政支出及转移支付，建立健全社会保障机制，降低居民的预防性货币需求;建立健全金融市场建设及金融防范机制，增加居民的投资渠道，如大力发展我国国债市场，扩大短期国债发行规模，优化国债的期限结构，规范银行及基金公司理财产品的销售，确保中小投资者的利益;加大国有企业的改革力度，要求国企提高分红，逐步提高国民的消费及投资水平，缩小投资与储蓄、政府税收与支出的缺口。

(二)加快人民币汇率形成机制建设

短期内综合利用发行央票、逆回购等冲销手段可以暂时缓解外汇占款增加带来的货币供给压力，但同时也对我国的经济产生一系列的负面影响。由于我国的强制结售汇制度，货币当局为了稳定人民币汇率，购买因贸易顺差和外商直接投资而产生的外币，投出本币，致使外汇占款增加。所以从现行的外汇形成机制和汇率体制入手，加强人民币汇率形成机制建设，才是在长期内解决外汇占款问题的根本措施。

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