论文部分内容阅读
摘要:外汇储备的增长通过外汇占款引起基础货币的增长,增加货币供给的内生性,影响中央银行的调控能力。因此,对我国2000—2009年相关的季度数据进行实证分析,建立协整方程以及误差修正模型,证明了我国外汇储备的增长对基础货币的投放有显著影响,并在实证分析的基础上提出相关的政策建议。
关键词:货币供给内生性;外汇储备;基础货币
中图分类号:F820 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)14-0074-03
货币供给内生性是指货币供应量是在一个经济体系内部由多种因素和主体共同决定的,中央银行只是其中的一种因素,因此,其并不能单独决定货币供应量,微观经济主体对现金的需求程度、经济周期状况、商业银行、财政和国际收支等因素均影响货币供应。在我国现有的经济形势下,外汇储备增加引起的外汇占款会改变我国基础货币的投放,增加货币供给的内生性,对中央银行货币政策的独立性产生影响。本文将从理论与实证两方面分析外汇储备对我国基础货币投放的影响,揭示外汇储备及其变动在货币政策中的地位,并给出相关建议。
一、我国外汇储备的发展现状及其对基础货币的影响机理
1994年以来,我国进行外汇体制改革,实行单一的、有管理的浮动汇率制度,取消企业外汇留成,实行银行结售汇制度,实行汇率并轨,建立了银行间统一的外汇市场,并于1996年实现人民币经常项目下可自由兑换。这一系列重大改革促成了我国外汇储备大幅增加。随着我国产品在国际市场上竞争力的增强,外商直接投资增势强劲,进一步拉动我国出口的增长,从而形成了经常项目和资本项目长期“双顺差”的局面。在这一形势下,我国外汇储备规模开始迅速扩张。1994—1997年,我国外汇储备每年增加300亿美元。1998—2000年,由于受亚洲金融危机的冲击,我国产品出口减少,外商投资增势减弱,我国外汇储备增长的速度也随之明显放慢,每年的增加额减少约为90亿美元。进入新千年以后,国际国内经济形势明显好转,随着我国加入WTO,经济对外开放的力度进一步增大,外汇储备增长再次加速。到2006年2月底,我国外汇储备总规模达到8 536.72亿美元,超过日本的8 501亿美元,成为世界第一的外汇储备国;并在10月达到10 096.26亿美元,突破万亿大关。到2009年3月底达到19 537.41亿美元,同比增长19.87%。
我国1994年以来实行的银行结售汇制度是外汇储备急剧增长的根本原因。在结售汇制度下,国内企事业单位只能保持很少一部分外汇,大量外汇收入必须卖给银行,但外汇指定银行由于受外汇头寸的限制,多余头寸必须在外汇市场上卖出,而中央银行则充当了银行间外汇市场唯一的做市商。结售汇制度的最终结果就是社会的外汇收入向中央银行集中并形成国家的外汇储备。在强制结售汇制度下,中央银行干预外汇市场收购市场上多余的外汇,形成大量的外汇占款。一般情况下,由国际收支顺差引起的外汇储备上升并不一定会导致基础货币的扩张,只有当央行收购外汇形成外汇占款时,才构成基础货币的投放。我国自1994年以来,外汇规模增加并向国家集中,外汇占款在基础货币中占有相当大的比例,并导致货币供应量的增加。
2007年8月13日,我国外汇管理局发布了外汇管理体制重要改革措施:取消境内机构经常项目外汇账户限额,境内机构可根据自身经营需要,自行保留其经常项目外汇收入。这表明我国自1994年沿袭至今的强制结售汇制度改为意愿结售汇制度。对企业来说,虽然新政策赋予企业根据自身经营保留外汇的“选择权”,但从短期来看,企业未必会使用这种权利。比如,在本币处于升值过程中时,企业可能不会选择舍弃本币而保留外币;只有当本币处于贬值情况下,企业则才会考虑舍弃本币而保留外币。此外,由于我国外汇市场还不发达,外汇的避险工具也不完备,企业相关的外汇专业人才仍然匮乏。从目前情况来看,企业倾向于在收汇之后马上到银行结汇。因此,在目前存在人民币升值预期的情况下,改革强制结售汇制度为意愿结售汇制度,对缓解外汇储备的过快增长和央行货币政策压力方面的作用会比较有限。中央银行为了维持汇率在区间的稳定,依然只能被动地适应外汇占款的波动,使其控制货币供应量的主动性和回旋余地还很低,货币供给内生性仍然很强。
二、理论分析
根据国际收支货币分析说,在假定一国货币需求函数为稳定的前提下,开放经济中一国基础货币有两个途径产生,即国内信贷(用D表示)和国际储备(主要是外汇储备,用F表示),则有:B=D+F
其中,D表示中央银行国内信贷,包括中央银行对金融机构的再贷款、对国家财政的投资和贷款;F表示中央银行国外净资产,即国家的外汇储备。
而货币供给m为基础货币与货币乘数的乘积,于是有:m×D其中,m×F为货币乘数, 为国内货币供应量, 为由外汇储备波动引致的货币供应量。
假设国内信贷引致的货币供应量不变,则外汇储备的变动会引起货币供应量在货币乘数的作用下成倍地同方向变动。其过程概括如下:
国际收支顺差→外汇储备增加→外汇占款增加→基础货币增加→货币供应量增加
本文对我国外汇储备与货币政策关系的研究就是建立在这种制度约束基础上的。
三、我国外汇储备对基础货币影响的实证检验
(一)变量选择与数据处理
本文选取2000年第一季度到2009年第三季度的季度数据进行实证分析。
本检验以基础货币(mb)为被解释变量,采用“货币当局资产负债表”中储备货币的数据。根据货币理论,基础货币是由商业银行的准备金和流通中的通货组成,和央行的储备货币组成相近,故采用其数据。
在解释变量的选择上,从央行资产负债表的资产方来看,基础货币的投放渠道主要为外汇占款和对金融机构的债权,而外汇占款主要受外汇储备的影响,故而将外汇储备(wh)作为解释变量之一。
由于基础货币和外汇储备采用的是季度数据,容易受季节变动的影响而产生波动,因而对其用X-12法进行了季节调整。然后再对变量取对数,记为基础货币(1nmb)、外汇储备(1nwh)。
此外,从基础货币的定义可知,基础货币由商业银行的准备金和流通中的通货组成,因而受到法定存款准备金率(rd)、超额准备金率(erate)、金融机构存贷款利差(lc)的影响。为了保持模型的完整性,也将这些因素作为解释变量纳入模型当中。
(二)ADF平稳性检验
判断时间序列平稳性最常用的方法是单位根检验。所谓时间序列的平稳性是指时间序列的统计规律不会随着时间的变化而变化。时间变量的平稳性是计量经济分析的基本要求之一。只有模型中的变量满足平稳性要求时,传统的计量经济方法才是有效的。对基础货币(1nmb)、外汇储备(1nwh)、法定存款准备金率(rd)、超额准备金率(erate)、金融机构一年期存贷款利差(lc)各时间序列进行ADF检验,将结果综合在表1。
表1给出了5个时间序列的单位根检验结果,六个变量的原序列的ADF值都不能拒绝单位根假设。但是经1阶差分后,D(lnmb)、D(lnwh)、D(rd)、D(erate)、D(lc)的ADF值都在1%或者5%的显著水平上都小于其临界值,即拒绝单位根假设。由此可以得出结论,lnmb、Lnwh、rd、erate以及lc都是一阶单整序列,即I(1)序列。
(三)长期均衡关系的协整检验和误差修正模型
协整是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述。反映了变量虽然有各自的长期波动规律,但它们之间存在着长期稳定的均衡关系。根据协整理论,只有同阶单整的序列之间才可能存在协整关系。通过上述单位根检验可知,基础货币、外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款都是同阶单整序列,因而可以对其进行协整检验。
用Johansen检验对上述六个变量进行协整检验的结果如下表:
从上表的协整检验结果可以来看,基础货币与外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差之间在5%的显著水平上最多存在两个协整向量。但是,一般来讲,只有第一个协整向量是最重要而且往往是最具有经济解释的协整向量,因此这里只考虑第一个协整向量。将该协整向量关于D(lnmb)正规化得长期方程为:
lnmb=0.798262lnwh+03030632rd+0.561498erate+0.454221lc
(0.03084)(0.00780)(0.04584)(0.09275)
注:(.)中为标准差;[.]中为t统计量
从以上协整方程来看,不仅各系数的符号符合经济意义,而且方程具有良好的统计性质。lnwh的系数的符号为正,显示了外汇储备的增加导致了中央银行外汇占款的增加,引起基础货币的增加;rd的符号也是符合经济意义,如果央行提高存款准备金率,商业银行上缴的存款准备金则多,基础货币增加;erate的符号为正,在其他条件不变的情形下,超额准备金利率增加,则央行对商业银行的负债增加,使得基础货币增加;lc符号也为正,金融机构存贷款利差的扩大,则金融机构的贷款动力增强,通常导致流通在银行体系之外的通货的增加,而基础货币主要由存款准备金和流通在银行体系外的通货组成,故也引起基础货币的增加。
各解释变量均显著,说明变量之间确实存在长期均衡关系。从各解释变量的系数和显著性都可以看出,在长期中,外汇储备对基础货币的影响是最大的,基础货币对外汇储备的敏感程度明显强于其他解释变量。自2000年以来,外汇储备每变动1个百分点,基础货币就同方向变动约0.8个百分点。这充分印证了前文的理论论述:在现阶段,我国外汇储备的变动对基础货币的投放有显著影响,增强了基础货币的内生性。我国外汇储备规模的迅速增长,必然会给基础货币调控带来巨大压力。此外,法定存款准备金、超额准备金利率和一年期存贷款利差对基础货币的影响虽有显著性,但是仍然弱于外汇储备的影响。客观而论,这样对货币政策的有效传导是不利的,因为大量外汇占款的存在限制了其他政策工具对货币供应量的影响,有可能会降低货币政策工具运用的有效性。
上述协整方程揭示了外汇储备等解释变量对基础货币的长期影响。根据Granger显示定理,如果变量之间存在协整关系,则一定存在一个与之等价的误差修正模型(VEC,Vector error Correction),它能够将变量的短期关系和长期关系统一于同一方程内。利用Eviews软件得出基础货币与外汇储备等4个解释变量的误差修正模型如下:
D(1nmb)=-0.065823ECM(-1)-0.310739D(1nmb(-1))-0.419215D(1nmb(-2))
[-3.01647] [-1.45692] [-1.94819]
+0.220141D(1nwh(-1))+0.108232D(1nwh(-2))+0.01234D(rd(-1))
[1.17913] [0.48225] [1.43503]
+0.014471D(rd(-2))-0.016585D(erate(-1))-0.033556D(erate(-2))
[1.45911] [-0.34771] [-0.86104]
+0.028703D(lc(-1))+0.056621D(lc(-2))
[0.48791] [0.93939]
其中,在上述方程中:
ECM(-1)=1nmb(-1)-0.7257361nwh(-1)-031367rd(-1)
注:[.]中为t统计量
D(.)表示差分项
在上述误差修正模型中,误差修正项ECM(-1)的系数为-0.065823,符合短期方程对长期方程的修正意义,即误差修正机制为负反馈过程,并且在统计上是显著的。说明基础货币受外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差的影响,以6.58%的修正速度对下一期的1nmb的取值产生影响,经过对短期误差的修正后,最终实现它们之间的长期均衡。修正速度的大小反映了动态模型从非均衡向均衡靠近的快慢程度。从这一数据看,外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差的短期波动对基础施加短期影响后,完成从非均衡状态到长期均衡状态的调整过程的速度是比较慢的。由模型的系数上看,显然外汇储备的短期影响要强于其他解释变量。由此可见,无论从长期还是从短期衡量,外汇储备对基础货币都有显著影响,并且其影响的效果强于其他解释变量。
四、小结和政策建议
经过对2000年以来我国外汇储备和基础货币的实证分析,可以得出结论:从长期来看,外汇储备对基础货币有显著的正向影响,外汇储备每变动1个百分点,基础货币就同方向变动0.8个百分点。而在现实经济中,外汇储备的变动是由国际收支状况影响的,这就加大了中央银行对货币供给调控的难度,给开放经济下本外币政策的协调带来压力。从短期来看,外汇储备的波动对基础货币也有显著影响,但是整个系统向均衡状态的调整速度比较慢,这更加加大央行货币政策实施的难度,关于外汇储备造成的货币供给内生性的影响很明显。
鉴于我国货币供给具有较强的内生性,为使我国货币政策的政策效用充分发挥,应该从这两个方面着手。
(一)控制国际收支的失衡局面
近年来我国国际收支一直存在“双顺差”局面,使得我国外汇市场上持续供大于求,中央银行不得不大量吸纳外汇投放人民币,外汇储备超常增长,实证研究也证明了其对货币供给调控的压力。要控制国际收支的这种失衡状态,可以在进口上适当放宽管制,增加对高新技术产品、战略储备物资等的进口,在出口上对比较优势较明显的商品逐步减少出口补贴,降低出口退税率;在外资的流入上可以逐步提高门槛,严格投资项目审批的条件,统筹兼顾对外开放和国内发展,在外资的流出上适当放宽管制,支持有实力的企业实施“走出去”的战略,拓展国外市场,增强应对国际市场风险的能力等。
(二)从长远来看,改革我国现有的外汇管理体制势在必行
我国外汇储备之所以使货币供给调控陷入如此被动的局面,除了其自身规模的不断增长外,与我国实行多年的“管理有余、浮动不足”的汇率安排和结售汇制度是分不开的。因此,实行真正的有管理的浮动汇率制和意愿结售汇体制,实现“藏汇于民”,发挥微观主体持有外汇储备的“蓄水池”的调节功能,才能真正增强我国货币政策的独立性和有效性。2005年我国货币当局的汇率制度改革、2006年“藏汇于民”和2007年意愿结售汇的提出已经迈出了可喜的一步,但是实现真正的管理浮动汇率制度和意愿结售汇的管理体制还有很多尚待解决的问题,如进一步扩大汇率浮动的区间,如何在推行意愿结售汇后防范和化解汇率风险等。
参考文献:
[1] 钱荣笙,陈平,马君璐.国际金融[M].天津:南开大学出版社,2002.
[2] 胡庆康.现代货币银行学教程[M].上海:复旦大学出版社,2005.
[3] 达摩达尔·N.古扎拉蒂.计量经济学基础[M].北京:中国人民大学出版社,2005.
[4] 蒲艳萍,李权.外汇储备对我国货币供应量的影响[J].统计与决策,2006,(8).
[5] 康立.中国外汇储备对货币政策的影响[J].中南财经政法大学学报,2006,(1).
[6] 田登月.中国货币内生性分析——从基础货币角度分析内生性[J].时代经贸,2007,(10).
[7] 郝雁.国内信贷、外汇储备与货币供给关系的研究——中国货币内生性的逻辑与实证[J].生产力研究,2008,(20).
关键词:货币供给内生性;外汇储备;基础货币
中图分类号:F820 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)14-0074-03
货币供给内生性是指货币供应量是在一个经济体系内部由多种因素和主体共同决定的,中央银行只是其中的一种因素,因此,其并不能单独决定货币供应量,微观经济主体对现金的需求程度、经济周期状况、商业银行、财政和国际收支等因素均影响货币供应。在我国现有的经济形势下,外汇储备增加引起的外汇占款会改变我国基础货币的投放,增加货币供给的内生性,对中央银行货币政策的独立性产生影响。本文将从理论与实证两方面分析外汇储备对我国基础货币投放的影响,揭示外汇储备及其变动在货币政策中的地位,并给出相关建议。
一、我国外汇储备的发展现状及其对基础货币的影响机理
1994年以来,我国进行外汇体制改革,实行单一的、有管理的浮动汇率制度,取消企业外汇留成,实行银行结售汇制度,实行汇率并轨,建立了银行间统一的外汇市场,并于1996年实现人民币经常项目下可自由兑换。这一系列重大改革促成了我国外汇储备大幅增加。随着我国产品在国际市场上竞争力的增强,外商直接投资增势强劲,进一步拉动我国出口的增长,从而形成了经常项目和资本项目长期“双顺差”的局面。在这一形势下,我国外汇储备规模开始迅速扩张。1994—1997年,我国外汇储备每年增加300亿美元。1998—2000年,由于受亚洲金融危机的冲击,我国产品出口减少,外商投资增势减弱,我国外汇储备增长的速度也随之明显放慢,每年的增加额减少约为90亿美元。进入新千年以后,国际国内经济形势明显好转,随着我国加入WTO,经济对外开放的力度进一步增大,外汇储备增长再次加速。到2006年2月底,我国外汇储备总规模达到8 536.72亿美元,超过日本的8 501亿美元,成为世界第一的外汇储备国;并在10月达到10 096.26亿美元,突破万亿大关。到2009年3月底达到19 537.41亿美元,同比增长19.87%。
我国1994年以来实行的银行结售汇制度是外汇储备急剧增长的根本原因。在结售汇制度下,国内企事业单位只能保持很少一部分外汇,大量外汇收入必须卖给银行,但外汇指定银行由于受外汇头寸的限制,多余头寸必须在外汇市场上卖出,而中央银行则充当了银行间外汇市场唯一的做市商。结售汇制度的最终结果就是社会的外汇收入向中央银行集中并形成国家的外汇储备。在强制结售汇制度下,中央银行干预外汇市场收购市场上多余的外汇,形成大量的外汇占款。一般情况下,由国际收支顺差引起的外汇储备上升并不一定会导致基础货币的扩张,只有当央行收购外汇形成外汇占款时,才构成基础货币的投放。我国自1994年以来,外汇规模增加并向国家集中,外汇占款在基础货币中占有相当大的比例,并导致货币供应量的增加。
2007年8月13日,我国外汇管理局发布了外汇管理体制重要改革措施:取消境内机构经常项目外汇账户限额,境内机构可根据自身经营需要,自行保留其经常项目外汇收入。这表明我国自1994年沿袭至今的强制结售汇制度改为意愿结售汇制度。对企业来说,虽然新政策赋予企业根据自身经营保留外汇的“选择权”,但从短期来看,企业未必会使用这种权利。比如,在本币处于升值过程中时,企业可能不会选择舍弃本币而保留外币;只有当本币处于贬值情况下,企业则才会考虑舍弃本币而保留外币。此外,由于我国外汇市场还不发达,外汇的避险工具也不完备,企业相关的外汇专业人才仍然匮乏。从目前情况来看,企业倾向于在收汇之后马上到银行结汇。因此,在目前存在人民币升值预期的情况下,改革强制结售汇制度为意愿结售汇制度,对缓解外汇储备的过快增长和央行货币政策压力方面的作用会比较有限。中央银行为了维持汇率在区间的稳定,依然只能被动地适应外汇占款的波动,使其控制货币供应量的主动性和回旋余地还很低,货币供给内生性仍然很强。
二、理论分析
根据国际收支货币分析说,在假定一国货币需求函数为稳定的前提下,开放经济中一国基础货币有两个途径产生,即国内信贷(用D表示)和国际储备(主要是外汇储备,用F表示),则有:B=D+F
其中,D表示中央银行国内信贷,包括中央银行对金融机构的再贷款、对国家财政的投资和贷款;F表示中央银行国外净资产,即国家的外汇储备。
而货币供给m为基础货币与货币乘数的乘积,于是有:m×D其中,m×F为货币乘数, 为国内货币供应量, 为由外汇储备波动引致的货币供应量。
假设国内信贷引致的货币供应量不变,则外汇储备的变动会引起货币供应量在货币乘数的作用下成倍地同方向变动。其过程概括如下:
国际收支顺差→外汇储备增加→外汇占款增加→基础货币增加→货币供应量增加
本文对我国外汇储备与货币政策关系的研究就是建立在这种制度约束基础上的。
三、我国外汇储备对基础货币影响的实证检验
(一)变量选择与数据处理
本文选取2000年第一季度到2009年第三季度的季度数据进行实证分析。
本检验以基础货币(mb)为被解释变量,采用“货币当局资产负债表”中储备货币的数据。根据货币理论,基础货币是由商业银行的准备金和流通中的通货组成,和央行的储备货币组成相近,故采用其数据。
在解释变量的选择上,从央行资产负债表的资产方来看,基础货币的投放渠道主要为外汇占款和对金融机构的债权,而外汇占款主要受外汇储备的影响,故而将外汇储备(wh)作为解释变量之一。
由于基础货币和外汇储备采用的是季度数据,容易受季节变动的影响而产生波动,因而对其用X-12法进行了季节调整。然后再对变量取对数,记为基础货币(1nmb)、外汇储备(1nwh)。
此外,从基础货币的定义可知,基础货币由商业银行的准备金和流通中的通货组成,因而受到法定存款准备金率(rd)、超额准备金率(erate)、金融机构存贷款利差(lc)的影响。为了保持模型的完整性,也将这些因素作为解释变量纳入模型当中。
(二)ADF平稳性检验
判断时间序列平稳性最常用的方法是单位根检验。所谓时间序列的平稳性是指时间序列的统计规律不会随着时间的变化而变化。时间变量的平稳性是计量经济分析的基本要求之一。只有模型中的变量满足平稳性要求时,传统的计量经济方法才是有效的。对基础货币(1nmb)、外汇储备(1nwh)、法定存款准备金率(rd)、超额准备金率(erate)、金融机构一年期存贷款利差(lc)各时间序列进行ADF检验,将结果综合在表1。
表1给出了5个时间序列的单位根检验结果,六个变量的原序列的ADF值都不能拒绝单位根假设。但是经1阶差分后,D(lnmb)、D(lnwh)、D(rd)、D(erate)、D(lc)的ADF值都在1%或者5%的显著水平上都小于其临界值,即拒绝单位根假设。由此可以得出结论,lnmb、Lnwh、rd、erate以及lc都是一阶单整序列,即I(1)序列。
(三)长期均衡关系的协整检验和误差修正模型
协整是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述。反映了变量虽然有各自的长期波动规律,但它们之间存在着长期稳定的均衡关系。根据协整理论,只有同阶单整的序列之间才可能存在协整关系。通过上述单位根检验可知,基础货币、外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款都是同阶单整序列,因而可以对其进行协整检验。
用Johansen检验对上述六个变量进行协整检验的结果如下表:
从上表的协整检验结果可以来看,基础货币与外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差之间在5%的显著水平上最多存在两个协整向量。但是,一般来讲,只有第一个协整向量是最重要而且往往是最具有经济解释的协整向量,因此这里只考虑第一个协整向量。将该协整向量关于D(lnmb)正规化得长期方程为:
lnmb=0.798262lnwh+03030632rd+0.561498erate+0.454221lc
(0.03084)(0.00780)(0.04584)(0.09275)
注:(.)中为标准差;[.]中为t统计量
从以上协整方程来看,不仅各系数的符号符合经济意义,而且方程具有良好的统计性质。lnwh的系数的符号为正,显示了外汇储备的增加导致了中央银行外汇占款的增加,引起基础货币的增加;rd的符号也是符合经济意义,如果央行提高存款准备金率,商业银行上缴的存款准备金则多,基础货币增加;erate的符号为正,在其他条件不变的情形下,超额准备金利率增加,则央行对商业银行的负债增加,使得基础货币增加;lc符号也为正,金融机构存贷款利差的扩大,则金融机构的贷款动力增强,通常导致流通在银行体系之外的通货的增加,而基础货币主要由存款准备金和流通在银行体系外的通货组成,故也引起基础货币的增加。
各解释变量均显著,说明变量之间确实存在长期均衡关系。从各解释变量的系数和显著性都可以看出,在长期中,外汇储备对基础货币的影响是最大的,基础货币对外汇储备的敏感程度明显强于其他解释变量。自2000年以来,外汇储备每变动1个百分点,基础货币就同方向变动约0.8个百分点。这充分印证了前文的理论论述:在现阶段,我国外汇储备的变动对基础货币的投放有显著影响,增强了基础货币的内生性。我国外汇储备规模的迅速增长,必然会给基础货币调控带来巨大压力。此外,法定存款准备金、超额准备金利率和一年期存贷款利差对基础货币的影响虽有显著性,但是仍然弱于外汇储备的影响。客观而论,这样对货币政策的有效传导是不利的,因为大量外汇占款的存在限制了其他政策工具对货币供应量的影响,有可能会降低货币政策工具运用的有效性。
上述协整方程揭示了外汇储备等解释变量对基础货币的长期影响。根据Granger显示定理,如果变量之间存在协整关系,则一定存在一个与之等价的误差修正模型(VEC,Vector error Correction),它能够将变量的短期关系和长期关系统一于同一方程内。利用Eviews软件得出基础货币与外汇储备等4个解释变量的误差修正模型如下:
D(1nmb)=-0.065823ECM(-1)-0.310739D(1nmb(-1))-0.419215D(1nmb(-2))
[-3.01647] [-1.45692] [-1.94819]
+0.220141D(1nwh(-1))+0.108232D(1nwh(-2))+0.01234D(rd(-1))
[1.17913] [0.48225] [1.43503]
+0.014471D(rd(-2))-0.016585D(erate(-1))-0.033556D(erate(-2))
[1.45911] [-0.34771] [-0.86104]
+0.028703D(lc(-1))+0.056621D(lc(-2))
[0.48791] [0.93939]
其中,在上述方程中:
ECM(-1)=1nmb(-1)-0.7257361nwh(-1)-031367rd(-1)
注:[.]中为t统计量
D(.)表示差分项
在上述误差修正模型中,误差修正项ECM(-1)的系数为-0.065823,符合短期方程对长期方程的修正意义,即误差修正机制为负反馈过程,并且在统计上是显著的。说明基础货币受外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差的影响,以6.58%的修正速度对下一期的1nmb的取值产生影响,经过对短期误差的修正后,最终实现它们之间的长期均衡。修正速度的大小反映了动态模型从非均衡向均衡靠近的快慢程度。从这一数据看,外汇储备、法定存款准备金率、超额准备金利率、金融机构一年期存贷款利差的短期波动对基础施加短期影响后,完成从非均衡状态到长期均衡状态的调整过程的速度是比较慢的。由模型的系数上看,显然外汇储备的短期影响要强于其他解释变量。由此可见,无论从长期还是从短期衡量,外汇储备对基础货币都有显著影响,并且其影响的效果强于其他解释变量。
四、小结和政策建议
经过对2000年以来我国外汇储备和基础货币的实证分析,可以得出结论:从长期来看,外汇储备对基础货币有显著的正向影响,外汇储备每变动1个百分点,基础货币就同方向变动0.8个百分点。而在现实经济中,外汇储备的变动是由国际收支状况影响的,这就加大了中央银行对货币供给调控的难度,给开放经济下本外币政策的协调带来压力。从短期来看,外汇储备的波动对基础货币也有显著影响,但是整个系统向均衡状态的调整速度比较慢,这更加加大央行货币政策实施的难度,关于外汇储备造成的货币供给内生性的影响很明显。
鉴于我国货币供给具有较强的内生性,为使我国货币政策的政策效用充分发挥,应该从这两个方面着手。
(一)控制国际收支的失衡局面
近年来我国国际收支一直存在“双顺差”局面,使得我国外汇市场上持续供大于求,中央银行不得不大量吸纳外汇投放人民币,外汇储备超常增长,实证研究也证明了其对货币供给调控的压力。要控制国际收支的这种失衡状态,可以在进口上适当放宽管制,增加对高新技术产品、战略储备物资等的进口,在出口上对比较优势较明显的商品逐步减少出口补贴,降低出口退税率;在外资的流入上可以逐步提高门槛,严格投资项目审批的条件,统筹兼顾对外开放和国内发展,在外资的流出上适当放宽管制,支持有实力的企业实施“走出去”的战略,拓展国外市场,增强应对国际市场风险的能力等。
(二)从长远来看,改革我国现有的外汇管理体制势在必行
我国外汇储备之所以使货币供给调控陷入如此被动的局面,除了其自身规模的不断增长外,与我国实行多年的“管理有余、浮动不足”的汇率安排和结售汇制度是分不开的。因此,实行真正的有管理的浮动汇率制和意愿结售汇体制,实现“藏汇于民”,发挥微观主体持有外汇储备的“蓄水池”的调节功能,才能真正增强我国货币政策的独立性和有效性。2005年我国货币当局的汇率制度改革、2006年“藏汇于民”和2007年意愿结售汇的提出已经迈出了可喜的一步,但是实现真正的管理浮动汇率制度和意愿结售汇的管理体制还有很多尚待解决的问题,如进一步扩大汇率浮动的区间,如何在推行意愿结售汇后防范和化解汇率风险等。
参考文献:
[1] 钱荣笙,陈平,马君璐.国际金融[M].天津:南开大学出版社,2002.
[2] 胡庆康.现代货币银行学教程[M].上海:复旦大学出版社,2005.
[3] 达摩达尔·N.古扎拉蒂.计量经济学基础[M].北京:中国人民大学出版社,2005.
[4] 蒲艳萍,李权.外汇储备对我国货币供应量的影响[J].统计与决策,2006,(8).
[5] 康立.中国外汇储备对货币政策的影响[J].中南财经政法大学学报,2006,(1).
[6] 田登月.中国货币内生性分析——从基础货币角度分析内生性[J].时代经贸,2007,(10).
[7] 郝雁.国内信贷、外汇储备与货币供给关系的研究——中国货币内生性的逻辑与实证[J].生产力研究,2008,(20).