我国外汇占款变动与货币政策有效性研究

李保林，郭广伟

（1.中央财经大学 金融学院，北京 100081；2.衡水学院 经济管理学院，河北 衡水 053000）

一、外汇占款的传导机制

外汇占款一般指中央银行为收购外汇资产而相应投放的本国货币。由于我国对资本项目的管制，外资流入我国后需兑换成人民币才能流通使用，外资的大量流入导致人民币汇率面临升值压力，在“三元悖论”成立的条件下，央行为了稳定人民币汇率，需要投入大量的资金购买外汇，从而形成了外汇占款。[1]近年来随着我国资本项目的开放程度日益加深，人民币升值预期不断加强，我国外汇占款余额不断创出新高，如图1所示。一方面由于央行实行的强制结售汇制度以及对外贸易和FDI的快速增长，导致企业不断地将外汇出售给商业银行以换取人民币，商业银行又将大量外汇出售给央行，从而外汇占款不断增加；另一方面基于对人民币升值的预期，国际热钱不断涌入我国的资本市场和房地产市场，为保持汇率稳定，国家不得不购买交易市场上溢出的外汇，形成央行资产负债表账目上的外汇占款。

图1 我国历年外汇占款余额变动情况

在国际金融危机的大环境下，为了保护本国产业，各国贸易摩擦不断，我国外部经济也不容乐观。在2008年金融危机之前，为了抑制投资过快增长，央行通过不断上调存款准备金率和利率等一系列紧缩的货币政策来为经济降温，客观上助长了外资的涌入。为了保持汇率的基本稳定，央行被迫进一步发行货币，结果导致国内消费品价格和资产价格的不断上涨，国内经济出现结构性通胀。[2]从图2也可看出，外汇占款占基础货币的比重在2008年金融危机之前一直呈上升态势，巨额的外汇占款累积和不断递增的冲销成本，使得央行的紧缩性调控目标难以达到预期。国际金融危机后，央行为了刺激经济转而采取适度宽松的货币政策，但依然存在的外部失衡给央行的货币调控带来了难度，使央行适度宽松的货币政策在政策效果上有所放大。由此可见，央行在公开市场上的冲销干预并不能完全消除外汇占款的影响，考虑到货币乘数在货币供给中对基础货币的放大作用，可以判断我国近年的货币供给的增加有相当一部分是由外汇占款的增加所引致。[3]而外部失衡所导致的巨额外汇储备使得基于外汇占款的货币投放成为央行货币发行的重要渠道。

根据丁伯根法则，在经济结构面临内外失衡的情况下，中央银行的总量调节手段很难独立完成调控目标。一方面，在开放经济中，国内投资和消费比例的失衡致使货币政策陷入两难境地，为了应付过多的外汇储备和过多的流动性，无论央行采取提高利率还是提高准备金率，都难以有效地缓解资产价格上涨所导致的通胀压力；[4]另一方面，对外经济中经常账户和资本账户的“双顺差”给货币政策的实施带来很大难度，央行的冲销干预使货币政策的有效性和货币政策的独立性受到影响。

随着一国经济的不断开放，货币政策一般会通过利率、汇率、资产价格和信贷等传导途径来影响宏观经济。在经历了2005年股权分置改革后，我国企业的股权融资规模有所上升，但以传统银行信贷为主的间接融资方式仍未改变，因此银行信贷在我国当前货币政策的传导过程中起着很重要的作用。在货币政策的传导过程中，外汇占款主要通过银行贷款的信贷渠道对央行的货币政策产生影响。[5]由于我国债券市场还不够完善，央行基于外汇占款所投放的基础货币难以通过公开市场实现有效对冲，外汇占款的不断增加对基础货币产生了持续的扩张压力，在货币乘数的作用下，扩大了整个社会的货币和信贷供给。

在当前经济内外失衡、流动性过剩的背景下，本文基于伯南克（Bernanke）等人提出的银行信贷传导机制理论，通过建立向量自回归模型（VAR），研究了外汇占款、货币供应量、银行信贷三者之间的关系以及外汇占款在货币政策传导过程中对货币政策有效性的影响。

二、模型构建与实证检验

本文选取了2004-2012年的季度数据，在已有的研究成果基础上，采用向量自回归模型（VAR），对我国货币供应量、外汇占款以及金融机构信贷余额进行检验。由于外汇占款、货币和金融机构信贷三者之间存在相互作用，所以将它们都作为内生变量纳入到VAR模型中更具合理性。用M2代表广义货币供应量，WH代表外汇占款，DK代表金融机构信贷余额。为了抑制数据的剧烈波动，分别对M2，WH和DK取对数，转换成ln M2，ln WH，ln DK。所有数据均来自wind资讯。

（一）平稳性检验

为了避免“伪回归”，在构建VAR模型之前，首先对每个变量作单位根检验，以判断变量序列是否为平稳序列。若序列平稳，则可直接构建回归模型；若原序列非平稳但经过差分处理后服从同阶单整，则构造的VAR模型稳定性较强。本文采用ADF（Augmented Dickey—Fuller Test） 单位根检验判断各序列的平稳性，检验结果见表1。

图2 我国历年外汇占款占基础货币的比重

上述检验结果表明，原序列ln M2，ln WH，ln DK均不能拒绝单位根检验的原假设，都是非平稳序列。但经过一阶差分后，在1%的显著水平上都拒绝了原假设，变为了平稳序列，所以ln M2，ln WH，ln DK均服从一阶单整过程，都是I（1）序列，满足进行协整的前提条件。

（二）Johansen协整检验

协整分析可以帮助我们确定各单整序列之间的长期关系，一般协整分析方法有两种：一种是 E-G两步法，一种是Johansen检验法。E-G两步法是基于最小二乘回归的残差平稳性检验，主要适用于两个变量间的分析。Johansen检验法基于似然估计原理，主要用来分析多个变量组成的VAR系统，在VAR模型基础上使用似然比检验进行协整检验的同时确定协整关系。[6]

由表2可知，迹检验原假设“协整向量个数最多为1个”的伴随概率为0.208 2，最大特征值检验的原假设 “协整向量个数最多为1个”的相伴概率为0.220 0，因此在5%的显著性水平下，都接受了“协整向量个数最多为1个”的原假设，说明迹检验和最大特征值检验都显示序列ln M2，ln WH和ln DK之间最多存在1个协整方程。

（三）确定最优滞后阶数

VAR模型中一个重要的问题是滞后阶数的确定，以保证统计上的可信度。在选择滞后阶数时，一方面要使滞后阶数足够大，以便能完整反映所构造模型的动态特征；另一方面，滞后阶数越大，需要估计的参数也就越多，模型的自由度就减少。在无约束的 VAR（P）模型条件下，依据 LR、AIC、SC等多种检验规则，通过测试不同VAR（P）模型对应的值，得出VAR（P）的最优自回归阶数。[2]本文通过Eviews6.0直接获得最优滞后阶数。表3显示在5%的显著性水平下，似然比准则（LR）、最终预测误差准则（FPE）、Akaike 准则（AIC）、Schwarz 准则（SC）和 Hannan-Quinn准则（HQ）给出的最优滞后阶数。

表1 序列平稳性检验结果

表2 Johansen协整检验结果

表3 最优滞后阶数选择

确定了最优滞后阶数之后，我们就可以构造滞后阶为1的VAR模型：

ln M2t=α10+β11ln M2t-1+β12ln WHt-1+β13ln DKt-1+ε1tln WHt=α20+β21ln M2t-1+β22ln WHt-1+β23ln DKt-1+ε2tln DKt=α30+β31ln M2t-1+β32ln WHt-1+β33ln DKt-1+ε3t

其中M2表示广义货币供应量，WH表示外汇占款，DK表示金融机构信贷余额，α和β是待估计参数，t表示时间，ε表示随即扰动项。

（四）格兰杰因果检验

为确定模型中外汇占款、基础货币和银行信贷三个变量是否真正存在作用时间上的先后关系，需要进行格兰杰因果关系检验。若变量是平稳序列，则可直接对其进行格兰杰因果检验；若变量不平稳但同阶单整，则可先对其进行协整检验，若存在协整关系，则表明随机变量的格兰杰因果关系检验有效，接下来可以对原序列进行常规的因果关系检验。

由于变量ln M2，ln WH和ln DK是一阶单整的，并且存在唯一的协整方程，因此可以进行格兰杰因果检验，检验结果如表4所示。

表4 格兰杰因果检验结果

从表4的结果中可以看到，滞后1阶在5%的显著性水平上，外汇占款对广义货币供应量和金融机构信贷有较好的解释力度，同时广义货币供应量M2对金融机构信贷也有很好的解释力度。

模型建立后我们用AR根对模型的稳定性进行检验，根据有关AR特征多项式根的倒数的阐述，如果估计的VAR模型所有根模的倒数小于1，即都位于单位圆内，则说明该滞后1阶的VAR模型是稳定的。建立的1阶VAR模型的AR根的倒数均在单位圆内，如图3所示，因此，可以认为所构造的VAR模型是稳定的。

图3 AR根检验结果

（五）脉冲响应分析

由于VAR模型是一种非理论性的模型，它无需对变量作任何先验性约束，因此在分析该模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当模型受到某种冲击时，影响怎样传递到各变量上，这种分析被称为脉冲响应。[1]金融信贷和广义货币的脉冲响应如图4所示。图中，横轴代表响应函数的追踪期数，以季度为单位；纵轴表示因变量对自变量的响应程度。

模型中给外汇占款一单位的正向冲击，广义货币和金融机构信贷短期响应都很微弱，这可能是因为央行在公开市场利用央票对冲的缘故。但外汇占款的冲击长期对货币和贷款都具有持久的正向影响，这可能是随着央行所发行票据的到期，滚动发行的对冲票据又被新增的外汇占款所抵消，增速虽逐渐减弱，但从长期来看，外汇占款的增加依然对货币和信贷构成了扩张效应，因此央行在公开市场上的对冲只是在短期起了作用，长期并未能冲销外汇占款带来的影响。

给定货币一单位的正向冲击，广义货币对金融机构贷款产生了持续正向影响，但具有滞后效应，直到第4季度才达到最大。但广义货币对贷款的冲击具有较大的初始响应，甚至超过了对自身的响应程度，但之后影响开始减弱。

（六）方差分解

上文通过脉冲响应函数刻画了外汇占款冲击对货币和金融机构信贷的传导效果，而方差分解可以通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，来进一步评价不同结构冲击的相对重要性。通过方差分解可以考察外汇占款冲击造成的波动在货币和信贷波动中所占的比例。[2]图5显示了外汇占款冲击的方差分解图。

图5方差分解结果表明，在第1期由于贷款的所有变动都来自自身的新生标准误差，贡献比例为100%，之后自身的贡献度逐渐下降，但货币和外汇占款的贡献度在不断上升。从长期看，贷款变动大约75%由其自身决定，15%由货币供应量决定，余下的大约10%可由外汇占款来解释。货币供应量的波动短期可由货币自身和贷款的变动来解释，但长期货币和贷款自身的解释能力都在不断下降，而外汇占款的贡献度以指数形式在不断上升，说明外汇占款对货币的影响具有滞后效应。

图4 脉冲响应函数

图5 方差分解图

三、结论与建议

外汇占款对金融机构信贷的传递效应是制定货币政策时所要考虑的重要问题之一，中央银行通过调控基础货币的投放,达到调节货币供应量和社会信贷量，维持合理物价水平的目的,因而货币政策操作的前提就是基础货币与货币供应量之间的关系是稳定的。如果基础货币与货币供应量之间的关系不稳定或相关性较弱,则中央银行应该放弃通过调控基础货币来调节货币供应量的货币政策操作模式，转而考虑采用利率等其他操作工具。[5]本文使用VAR模型框架研究了我国外汇占款变动对货币供应量和金融机构信贷的影响，通过脉冲响应函数研究外汇占款对金融机构信贷和货币供给的动态效应，并使用方差分解技术分别考察外汇占款冲击在

[1]朱孟楠，赵茜.人民币汇率、外汇占款变动对通货膨胀的影响[J].经济学动态，2012，（1）：76-81.

[2]牛晓健，陶川.外汇占款对我国货币政策调控影响的实证研究[J].统计研究，2011，（4）：11-16.

[3]李海海，曹阳.外汇占款的通货膨胀效应——基于1998-2005年的实证分析[J].中央财经大学学报，2006，（11）：38-42.

[4]赵振全，刘柏.我国国际收支对通货膨胀传导机制的经济货币供给和金融机构信贷中的贡献程度，由此得出以下结论：（1）贷款的增加对货币供给有较大影响，说明货币政策传导的信贷渠道在我国依然是影响经济的主要渠道；（2）由于央行在公开市场上的对冲，外汇占款对货币供给和金融信贷的短期影响较小，但长期具有持续的正向作用，即存在时滞效应；（3）央行的冲销干预未能完全对冲外汇占款带来的影响，票据的发行只能缓解一时，不能治本。

基于以上结论，本文认为我国在未来应从以下三方面着手改善外汇占款对货币政策的不利影响：第一，大力发展债券市场，尤其是中长期债券市场，中长期国债可为央行的公开市场操作提供更多的工具和更广阔的空间；第二，分步骤开放资本账户，放宽汇率波动幅度，为积累的大量外汇寻找出口；第三，推动人民币的国际化，尽快建立人民币的离岸金融市场，减少对美元等外汇的依赖。计量检验[J].数量经济与技术研究，2006，（5）：47-54.

[5]秦宛顺，靳云汇，卜永祥.中国基础货币与货币供应量、信贷量关系的分析 [J].数量经济技术经济研究，2003，（6）：20-23.

[6]池启水.外汇储备增加对基础货币投放的影响——基于协整与 VAR的实证检验 [J].数理统计与管理，2008，（7）：686-694.