摘　要：我國外匯儲備自1994年外匯管理體制以來，持續(xù)保持快速增長，到2011年底達到了31811.48億美元，是國際上擁有外匯最多的國家。與此同時，外匯占款也持續(xù)增加，促使貨幣供應總量也不斷增長。因此，在開放經濟條件下，需進一步研究外匯儲備對貨幣政策的影響。文章通過外匯儲備對狹義貨幣M1和廣義貨幣M2影響的實證分析，分析了外匯儲備對貨幣政策的影響，同時為貨幣當局提出了相應的政策建議。

關鍵詞：開放經濟；外匯儲備；貨幣政策；對沖操作；實證分析

一、外匯儲備對貨幣政策的影響
外匯儲備通過外匯占款影響貨幣供應量，進而對貨幣政策產生影響。外匯儲備的增加會導致外匯占款的增加，外匯占款增加會導致基礎貨幣增加，基礎貨幣與貨幣乘數(shù)決定貨幣供應量。外匯儲備的增加對貨幣政策的影響主要包括以下幾個方面：
（一）外匯儲備增加會導致貨幣供給內生性增強，影響中央銀行對貨幣供給的調控。
貨幣供給具有一定的內生性。由于外匯儲備的增加，迫使中央銀行被動地投放基礎貨幣，外匯占款在基礎貨幣中的比重越大，貨幣供給的內生性越強。經常項目順差和資本項目順差，加上大量的熱錢的流入，導致我國外匯儲備持續(xù)增加，對我國貨幣供給造成了巨大的沖擊，加劇了國內輸入性通貨膨脹的壓力。中央銀行為了抑制通脹，只能被動地采取對沖操作，從而影響貨幣政策的有效性，加大了中央銀行對貨幣供給調控的難度。
（二）外匯儲備增加導致中央銀行對沖操作成本增加。
由于外匯儲備增加引起基礎貨幣投放量的增加，導致貨幣供應總量增加，對宏觀經濟運行產生負面影響，一方面會刺激投資擴張，資產價格上漲，通貨膨脹壓力加大；另一方面加劇了銀行體系的脆弱性。因此，中央銀行只能不斷地采取對沖操作，而中央銀行對沖操作需要付出資金成本，隨著中央銀行對沖操作次數(shù)和金額的增加，對沖操作成本也不斷增加。
（三）外匯儲備增加導致貨幣供給時滯性縮短，基礎貨幣控制難度加大。
在開放經濟條件下，我國外匯管理采取結售匯制度，中央銀行通過外匯占款投放基礎貨幣，外匯占款通過商業(yè)銀行迅速轉化為企業(yè)存款，加速了貨幣供應量的擴張，縮短了貨幣供給的時滯，加大了中央銀行控制基礎貨幣投放的難度。
二、外匯儲備對貨幣政策影響的實證分析
（一）樣本選取和數(shù)據(jù)說明
實證的目的是為了研究我國外匯儲備的增長對我國貨幣供應量的影響，因此，我們選擇外匯儲備（FER）作為自變量，狹義貨幣供應量（M1）和廣義貨幣供應量（M2）作為因變量，并對所有的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，以消除數(shù)據(jù)對實證檢驗平穩(wěn)性的影響。樣本區(qū)間為1994-2011年我國外匯儲備（FER）、狹義貨幣供應量（M1）和廣義貨幣供應量（M2）的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局和中國人民銀行官方網站的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。
（二）單位根ADF檢驗
FER、M1和M2均為時間序列數(shù)據(jù)，為了防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，我們對所有的變量利用Eviews5.0對各變量的時間序列的平穩(wěn)性進行ADF單位根檢驗，檢驗結果見表2。
表2 變量時間序列ADF檢驗結果
變量 檢驗形式
(c t n) 臨界值        （5%，10%） ADF檢驗值 單位根
lnM1(5%) (c t 1 ) -3.46 -3.33 有
△lnM1(5%) (c t 0) -3.46 -6.59 無
lnM2(5%) (c t 1 ) -3.46 -2.48 有
△lnM2(5%) (c t 1 ) -3.46 -6.53 無
lnFER(5%) (c t 1) -3.46 -2.48 有
△lnFER(10%) (c t 0) -3.23 -3.56 無
檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，△lnM1、△lnM2無單位根，在10%的顯著性水平下，△lnFER無單位根，通過ADF檢驗，這三個變量的時間序列是平穩(wěn)的。
（三）Johansen協(xié)整檢驗
利用Eviewes5.0分別對外匯儲備（FER）與狹義貨幣供應量（M1）、外匯儲備（FER）與廣義貨幣供應量（M2）進行協(xié)整檢驗，跡檢驗和最大特征值檢驗結果如表3和表4所示。
表3  FER與M1的協(xié)整檢驗結果
假設的協(xié)整關系數(shù) 最大特征值 跡檢驗 最大特征值檢驗
  Trace 5%的臨界值 Max-Eigen 5%的臨界值
None * 0.386 21.312 12.45 21.201 11.235
At most 1 0.002 0.005 4.220 0.052 4.220
表4 FER與M2的協(xié)整檢驗結果
假設的協(xié)整關系數(shù) 最大特征值 跡檢驗 最大特征值檢驗
  Trace 5%的臨界值 Max-Eigen 5%的臨界值
None * 0.456 26.723 12.45 21.201 12.331
At most 1 0.003 0.122 4.35 0.136 4.631
協(xié)整檢驗結果表明，當顯著性水平為5%時，F(xiàn)ER與M1的跡檢驗與最大特征值檢驗的結果均拒絕不存在協(xié)整方程的原假設。說明FER與M1之間存在長期的協(xié)整關系。由此，可以得出FER和M1之間的協(xié)整方程：
lnM1=0.5116lnFER
      (-4.22102)
從協(xié)整方程系數(shù)可以看出，F(xiàn)ER每變動1%，M1將變動0.5116%，表明外匯儲備變動影響狹義貨幣供應量變動。
協(xié)整檢驗結果同樣表明，F(xiàn)ER與M2之間也存在長期的協(xié)整關系，F(xiàn)ER和M2之間的協(xié)整方程為：
lnM2=0.5568lnFER
      (-3.98762)
從協(xié)整方程系數(shù)同樣可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)ER每變動1%，M2將變動0.5568%，表明外匯儲備同樣影響廣義貨幣供應量變動。
協(xié)整檢驗的結果還表明，F(xiàn)ER與M1、M2之間存在同向的變化趨勢，這與前面的統(tǒng)計描述是一致的。
（四）Granger因果關系檢驗
協(xié)整檢驗只是表明FER與M1、M2之間存在長期的協(xié)整關系，但并不能說明FER變動是M1和M2變動的原因，因此，，還需要對變量之間進行因果關系檢驗。FER與M1、M2之間的格蘭杰檢驗結果如表5所示。
表5 FER與M1、M2之間的格蘭杰檢驗結果
原假設 觀測點 F-統(tǒng)計值 概率
lnFER不是lnM1的Granger原因 40 1.11 0.46
lnM1不是lnFER的Granger原因 40 0.948 0.654
lnFER不是lnM2的Granger原因 42 1.112 0.431
lnM2不是lnFER的Granger原因 42 0.786 0.685
格蘭杰因果關系檢驗結果顯示，lnFER變動是lnM1和lnM2變動原因的概率分別為65.4%和68.5%，說明變量之間的因果關系比較顯著，事實上，由于我國出現(xiàn)的經常項目和資本項目長期的“雙順差”，中央銀行被迫采取對沖操作，降低了外匯儲備增長對貨幣持有量增加的影響程度，由此，我們可以得出這樣的結論：外匯儲備變動對貨幣供應量變動的影響是非常明顯的。
（五）誤差修正模型
通過對FER與M1、M2分別進行協(xié)整關系檢驗后，證明FER與M1、M2之間存在長期均衡的關系，通過對FER和M1、M2分別進行的因果關系檢驗，表明FER是M1和M2變動的格蘭杰原因，但FER與M1、M2是否短期之間同樣存在明顯的動態(tài)關系，我們通過誤差修正模型進行驗證。
D(lnM1)=0.01ECt-0.324D(lnM1(-1))-0.265D(lnM1(-2))+0.021D(lnFER(-1)) -0.0758D(lnFER(-2))                                              
(-4.659) *  (-2.226)       (-1.568)       （-0.056）（-0.512）
其中，括號中數(shù)字表示在5%的顯著水平下各個系數(shù)的t統(tǒng)計值。
ECt-1=lnM1－0.5236lnFER。
D(lnM2)=0.0068ECt-0.412D(lnM2(-1))-0.278D(lnM2(-2))+0.076D(lnFER(-1)) +0.031D(lnFER(-2))                                               
(5.712) *    (-2.385)       (-1.863)     (0.6102)    (0.312)
其中ECt-1=LNM2-0.5756LNFER。
從誤差修正模型中可以看出，M1、M2受FER的長期影響系數(shù)分別為0.52和0.57，對M1的作用稍小于M2。兩者的彈性系數(shù)雖然都小于1，但FER對M1、M2的影響卻很顯著，因為FER的基數(shù)和變動額很大。
從短期看，F(xiàn)ER滯后一期對M1、M2的系數(shù)分別為0.021和0.076，對M2的短期影響比對M1短期影響高5%，表明FER對M2的影響大于對M1的影響。同時，模型中的誤差修正系數(shù)分別為0.01和0.0068，說明FER對長期均衡的偏離，對M1和M2短期供給會產生正向的影響。
三、結論與政策建議
（一）結論
通過對FER與M1、M2之間分別進行的協(xié)整關系檢驗以及格蘭杰因果關系檢驗，表明FER對貨幣供應量M1和M2都會產生影響。
1、從統(tǒng)計描述和協(xié)整方程都可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)ER與M1、M2具有共同的隨機發(fā)展趨勢，F(xiàn)ER與M1和M2之間均存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，F(xiàn)ER每變動1%，M1和M2相應變動0.5116%與0.5568%。
2、FER變動與M1、M2之間存在較明顯的因果關系，F(xiàn)ER變動是M1和M2變動的格蘭杰概率分別為65.4%、68.5%，F(xiàn)ER對M2的影響高于對M1的影響，由此可知，外匯儲備對貨幣供應量的影響主要是作用于流通中的現(xiàn)金（C）和存款準備金（BD）。
3、貨幣供應量是貨幣政策中最重要的中介目標，它是貨幣政策的風向標，由于外匯儲備影響貨幣供應量，因而也就對貨幣政策產生影響，影響貨幣政策的有效性，也就是說，外匯儲備對貨幣政策的影響是通過影響貨幣供應量傳導的。
（二）政策建議
1、改革和完善我國現(xiàn)行的外匯管理制度
對銀行結售匯制度進行改革，降低強制售匯比例，讓企業(yè)持有一定數(shù)量的外匯儲備；同時，進一步放松外匯管制，適度增加商業(yè)銀行外匯周轉額度，增加外匯頭寸，進而減少外匯占款，減輕中央銀行基礎貨幣的投放壓力，削弱貨幣供應的內生性增長。
2、進一步完善人民幣匯率形成機制，促進國際收支基本平衡
一是要繼續(xù)完善人民幣盯住一籃子貨幣的匯率形成機制，降低由于美元升值對人民幣升值的壓力，進而控制國際投機資本的大量流入；二是逐步放松人民幣管制，實現(xiàn)人民幣在經常項目下的可自由兌換，實現(xiàn)國際收支基本平衡。
3、加強外匯儲備的有效管理
加強外匯儲備的管理，完善外匯儲備結構，降低美國政府長期債券的持有比例，增加黃金儲備，石油等戰(zhàn)略性物資儲備，既可以提高外匯儲備的使用效率，又可以緩解外匯儲備對貨幣政策的影響。
參考文獻：
1.譚文培.《我國外匯儲備增長對貨幣供給的影響研究》[D]，湖南大學，2009.10
2.徐雁林.《當前我國外匯儲備對貨幣政策的影響》[J]，時代金融，2010.01
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4.譚文培.《我國外匯儲備增長對貨幣供給影響的實證分析》[J]，統(tǒng)計與決策，2010.01
5.高鐵梅.《計量經濟分析方法與建模》[M]，清華大學出版社，2006年版
作者簡介：
譚文培（1965.10），男，湖南攸縣人，湖南化工職業(yè)技術學院，碩士，副教授,研究方向：金融理論與金融監(jiān)管研究