作者简介：王欢（1992-），女，汉族，江苏省扬州市人，硕士生，单位：苏州大学东吴商学院，研究方向：应用经济学。

摘要：近年来，我国外汇储备规模随着对外开放程度的不断加大呈现持续上涨的趋势，直接对我国货币供给产生影响。本文基于2000年1月至2014年12月的月度数据，对我国外汇储备与货币供给的关系进行了实证分析，采用时间序列分析法，通过Johansen协整检验和误差修正模型，研究变量之间的均衡关系。结论表明：外汇储备的变动对货币供给产生同方向的扩张作用。最后，提出了相关政策建议。

关键词：外汇储备；货币供给；协整分析；误差修正模型

一、引言

我国货币供应量一直根植于国内经济生活，主要由国家银行的贷款规模决定。随着我国对外开放程度的加大，外汇、外资等经济因素对我国经济环境的影响日益增加，我国货币供应受国家外汇储备额的影响也与日俱增。根据国家外汇管理局官网公布的数据，截止2014年12月，我国外汇储备规模已达3.8万亿美元。随着外汇储备在货币投放中地位的上升，我国单一、封闭的货币状态得以改变，货币供给呈现出多样性、开放性的特点，这一改变对我国经济发展和宏观调控产生了复杂而深远的影响。1995年至2014年，我国官方外汇储备规模在这二十年间呈现出逐渐上升的趋势，具体变化如图1所示。

二、外汇储备与货币供应量关系的理论分析

在开放的市场经济条件下，一国中央银行主要通过两个渠道投放基础货币：第一，中央银行增加对存款货币银行和非货币金融机构的债券，又称“国内信贷”（用D表示）；第二，中央银行公开在外汇市场上收购外汇，增加外汇储备（用F表示），即：

B=D+F（1）

而由于广义货币供应量（M2）为基础货币与货币乘数的乘积，（1）式可写成：

M2=m*（D+F）（2）

其中，m为货币乘数，则m*D为国内货币供应量，m*F为由外汇储备波动引起的货币供应量。假设由国内信贷引起的货币供应量保持不变，那么在货币乘数的作用下，来自于外汇储备的变动会导致一国货币量发生成倍同方向的变动，具体过程如下：

随着国际收支顺差的增加，外汇储备增加，继而外汇占款上升，基础货币增大，货币供应量在货币乘数的作用下也相应增加。

三、外汇储备与货币供应量关系的实证研究

本文主要采用平稳性检验、协整分析的方法，通过运用Eviews7.2软件建立VAR模型与VEC模型，对我国外汇储备与货币供应量之间的关系进行实证研究。

（一）样本选取与数据预处理

本文选取了2000年至2014年我国外汇储备规模（FER）和广义货币供应量（M2）的季度数据作为样本进行实证分析。数据FER、M2分别来自于国家外汇管理局官网和中国人民银行官网。由于本文以季度数据为样本，故对搜集来的月度数据通过计算算数平均值得到每年的季度数据值。并采用CensusX12的方法对季度数据进行季节调整，以消除季节因素的影响。此外，为了尽量减少数据的波动和消除异方差，对所有变量取自然对数，分别记为lnFER和lnM2。

（二）实证检验

1、平稳性检验

（1）单位根检验

时间序列的平稳性极其重要，为了避免伪回归，必须先对数据进行平稳性检验，本文采用了ADF（Augment Dickey-fuller）单位根检验法。检验结果如表1所示：

由ADF检验结果可知，本文的原始数据lnFER和lnM2都是非平稳的时间序列，不能直接进行OLS回归分析，否则容易产生伪回归的现象。对lnFER和lnM2进行了一阶差分的处理，并对一阶差分后的数据进行了ADF平稳性检验，发现差分后的时间序列满足了平稳性的要求。因此，所有变量均为一阶单整，满足下一步进行Johansen协整检验和建立向量误差修正模型的前提条件。

（2）最佳滞后阶数检验

最佳滞后阶数P值可根据赤池信息准则（AIC）和施瓦茨信息准则（SC）确定，确定P值的原则是在增加P值的过程中，使AIC和SC同时最小；如果不是同时最小，只能用LR最有似然函数值检验法确定，LR的值越大，则滞后阶数越佳。由检验结果（表2）可知，最佳滞后阶数为1。

2、Johansen协整检验

由于变量lnFER、lnM2都是一阶单整的，为了进一步排除“伪回归”现象，需继续对变量lnFER、lnM2两组时间序列进行协整检验，检验数据之间是否存在长期稳定的比例关系。本文选择Johansen协整检验法进行协整分析，检验结果如表3所示。

由表3可知，在原假设不存在协整关系的情况下，统计量值大于5%临界值，P值小于0.05，这说明，可以在5%的显著性水平下拒绝原假设，即两个变量之间至少存在一个协整关系；另外，在原假设为至多存在一个协整关系的情况下，统计量值小于5%临界值，P值小于0.05，这说明，可以在5%的显著性水平下接受原假设，即两个变量之间至多存在一个协整关系。综上所述，外汇储备与货币供应量之间存在一个较为稳定的协整关系。

变量间的协整关系式为：

lnM2t=0.538138lnFERt+7.891052（3）

由（3）式可以发现，在2000年至2014年区间，我国外汇储备规模每增加1%，广义货币供应量就会随之增加0.538138%，这说明我国货币投放的增加受到外汇储备增长的正面影响。

3、向量误差修正模型

前面的协整模型虽然反应了变量间的长期均衡关系，但是无法体现短期动态变化。要进一步分析变量间的短期关系，就需要建立误差修正模型。通过Eviews软件，得出向量误差修正模型的结果为：

四、结论与建议

本文通过对2000年至2014年我国外汇储备规模与广义货币供应量之间进行相关实证分析，可以发现：第一，我国外汇储备与广义货币量之间存在着长期协整关系，外汇储备FER变动1%，货币供应量M2就会相应地同方向变动0.538138%。第二，当广义货币供应量M2短期波动偏离长期均衡时，将会以2%的力度进行调整，以重新回归到均衡状态，这也侧面反映出我国外汇储备与货币供应量之间存在长期均衡关系。

基于上述结论，提出下列相关建议：

第一，逐步加大人民币汇率弹性。我国外汇管理实行的强制结汇制，削弱了货币供给的独立性。通过逐步实现弹性化的汇率制度，能够自动调节我国外汇储备状况，缩小由外汇储备波动引起货币供应量变化的影响，进而减少外汇储备增长对货币政策独立性的冲击。

第二，降低外汇占款在货币供应量中的地位，有效利用外汇储备。我国可以拓宽外汇储备的使用渠道，以更有效利用大量的外汇储备资源。譬如加强对外直接投资，把一部分外汇储备转化为战略物资储备，购买一些中国发展需要的高科技产品等。

第三，央行积极开发新的冲销政策工具，以实现对外汇市场的有效管理。公开市场业务对外汇冲销具有良好的干预效应，故可以加强公开市场业务这一操作。政策性金融债券、央行信贷拍卖等都可以作为我国扩大公开市场业务冲销政策的选择工具。（作者单位：苏州大学）

参考文献：

[1]岳意定，张璇.我国外汇储备对基础货币影响的实证研究[J].世界经济研究，2007（1）：48-53.

[2]许先普，殷石龙.开放经济条件下外汇储备变动对货币政策的影响[J].经济前沿，2008（12）：45-49.

[3]谭文培.我国外汇储备增长对货币供给影响的实证分析[J].统计与决策，2010（14）：104-106.

[4]杨思远，段秦汉.我国外汇占款对货币供给影响的实证研究[J].东方企业文化，2011（8）：32-34，7.

[5]王穆楠，李林杰.基于VAR模型的我国外汇储备与货币供给的实证分析[J].统计与管理，2011（3）：69-71.