沈敏艷++陳翠萍++張睿璇++陳方

摘 要：截至2014年年底，我國(guó)外匯儲(chǔ)備的目前值為38430億美元。高額的外匯儲(chǔ)備勢(shì)必帶來(lái)很多的外匯占款和沖銷(xiāo)成本，同時(shí)還面臨著匯率風(fēng)險(xiǎn)、流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)、利率風(fēng)險(xiǎn)和政治風(fēng)險(xiǎn)等。由于有時(shí)國(guó)家會(huì)因?yàn)楦鞣N經(jīng)濟(jì)政治環(huán)境的因素而使得外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)水平大于實(shí)際所需要的數(shù)值，以期望穩(wěn)定貨幣匯率，而現(xiàn)金不斷增長(zhǎng)外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量，這樣久而久之會(huì)影響到各國(guó)中央銀行貨幣政策的獨(dú)立性。

關(guān)鍵詞：外匯儲(chǔ)備；貨幣供應(yīng)量；匯率風(fēng)險(xiǎn)

一、外匯儲(chǔ)備與貨幣供給現(xiàn)狀

在20世紀(jì)初，經(jīng)濟(jì)學(xué)家指出，貨幣當(dāng)局可以控制貨幣數(shù)量，大多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為貨幣供應(yīng)量M2是外生的。主張貨幣供給是外生變量，完全取決于本國(guó)央行的凱恩斯理論主要以貨幣供給為代表。貨幣當(dāng)局決定基礎(chǔ)貨幣的水平，還有就是基礎(chǔ)貨幣和貨幣供應(yīng)量M2具有正相關(guān)性，數(shù)量和資金依賴(lài)于中央銀行的決定。

因此，本文所要研究的外匯儲(chǔ)備變動(dòng)會(huì)對(duì)貨幣供應(yīng)量M2變動(dòng)的影響，首先應(yīng)承認(rèn)貨幣供應(yīng)量是內(nèi)生變量。隨著國(guó)際經(jīng)濟(jì)全球化，外匯儲(chǔ)備勢(shì)必會(huì)成為國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)與國(guó)際金融的重要點(diǎn)，也會(huì)成為解決本幣和外幣匯率政策相斥的著眼點(diǎn)。

通過(guò)ADF單元根檢驗(yàn)、Jonhansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger檢驗(yàn)等等檢驗(yàn)方法建模得出我國(guó)外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量?jī)烧唛g存在長(zhǎng)期的均衡調(diào)節(jié)關(guān)系和兩者之間的短期的偏離動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系。通過(guò)對(duì)2004到2014年數(shù)據(jù)分析重新得到現(xiàn)今外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量的關(guān)系。

二、外匯儲(chǔ)備與M2的理論機(jī)制

本文正是要通過(guò)對(duì)有代表性的一些國(guó)家的外匯儲(chǔ)備和M2進(jìn)行時(shí)間序列模型實(shí)證分析，從中找出我國(guó)外匯儲(chǔ)備和M2的相對(duì)變動(dòng)關(guān)系，結(jié)合我國(guó)的外匯政策和各國(guó)外匯政策，來(lái)對(duì)我國(guó)的外匯政策等提出建議。

三、協(xié)整和誤差修正模型

本文將通過(guò)ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)來(lái)確認(rèn)本文的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，建立VAR模型并用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，然后再針對(duì)一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊得到的脈沖響應(yīng)函數(shù)，最后通過(guò)建立VEC向量誤差修正模型來(lái)驗(yàn)證外匯儲(chǔ)備（WH）和貨幣供應(yīng)量（M2）互相在一定時(shí)期內(nèi)沖擊的影響。

經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，20世紀(jì)五、六十年代，科普曼斯和霍德-科普曼斯發(fā)現(xiàn)的線性方程構(gòu)成的聯(lián)立方程模型非常流行。這個(gè)模型全面地分析了每個(gè)方程的殘差和解釋變量的相關(guān)及延伸研究。這種建模方法用于研究復(fù)雜的宏觀經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，有事多達(dá)萬(wàn)余個(gè)內(nèi)生變量。由此可知，經(jīng)濟(jì)理論指導(dǎo)下建立的結(jié)構(gòu)性經(jīng)典計(jì)量模型存在不少問(wèn)題。為解決這些問(wèn)題而提出了一種用非結(jié)構(gòu)性方法建立各變量之間關(guān)系的模型。

特別是中國(guó)的金融業(yè)，市場(chǎng)還沒(méi)有得到規(guī)范，政府的干預(yù)較為嚴(yán)重，急需改革。在市場(chǎng)政策的進(jìn)一步開(kāi)放下，不能完全滿足強(qiáng)大的市場(chǎng)波動(dòng)范圍和信息。因?yàn)閂AR模型過(guò)程中回歸存在隨機(jī)性，所以只能近似地正態(tài)處理。而在數(shù)據(jù)的選取上，如果在利用VAR模型分析實(shí)際問(wèn)題時(shí)，使用的是非平穩(wěn)序列變量。

脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function）被用于觀察隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)沖擊標(biāo)準(zhǔn)的方程中的其他變量。即一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量現(xiàn)在和未來(lái)的響應(yīng)軌跡。該函數(shù)用來(lái)直觀地描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差沖擊的反應(yīng)，具體的操作是在增加的誤差項(xiàng)上實(shí)施一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，看結(jié)果顯示的該沖擊對(duì)內(nèi)生變量現(xiàn)在值與未來(lái)值的影響。

本文是用方差分解技術(shù)分析外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量變量之間的貢獻(xiàn)率。雖然脈沖響應(yīng)函數(shù)的幅度可以解釋每個(gè)變量符號(hào)和對(duì)特定的脈沖響應(yīng)作出響應(yīng)，但不能比較特定變量的響應(yīng)的強(qiáng)度的影響。為了進(jìn)一步研究彼此的兩個(gè)變量之間的波動(dòng)，利用方差分解技術(shù)對(duì)兩個(gè)變量預(yù)測(cè)均方誤差分解，計(jì)算出每個(gè)沖擊的相對(duì)重要性。

方差分解（Variance Decomposition）是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)的沖擊對(duì)各變量方差的貢獻(xiàn)值。顯示出每個(gè)有著隨機(jī)擾動(dòng)影響VAR模型中的干擾變量信息。其基本思路是改變其成因系統(tǒng)中，每個(gè)內(nèi)生變量被分解為隨機(jī)擾動(dòng)方程和變量相關(guān)的變量，以了解每一個(gè)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。

系數(shù)向量均衡變量之間的關(guān)系可以從反映平衡的長(zhǎng)期偏差，進(jìn)行調(diào)整，以調(diào)整平衡狀態(tài)的強(qiáng)度。在等式右邊誤差修正模型的變量系數(shù)差分項(xiàng)反映對(duì)被解釋變量的短期變化的短期波動(dòng)影響。在回歸模型中，需要直接取出統(tǒng)計(jì)量是不顯著滯后的差分項(xiàng)。由于VEC模型是具有內(nèi)置協(xié)整變量的模型，因此之前的估計(jì)VEC模型需要Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，并確定協(xié)整數(shù)。因?yàn)閰f(xié)整關(guān)系是VEC模型的前提，即通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)才可建立模型。

VEC模型的VAR模型的一個(gè)擴(kuò)展，并增加了一個(gè)誤差修正項(xiàng)使回歸更精確的，這樣可以去除一些干擾項(xiàng)。

四、外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量M2的協(xié)整回歸分析

本文將運(yùn)用軟件EVIEWS7.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)和分析。

如上表所示，在5%的顯著性水平下，最后一列的Probability是F統(tǒng)計(jì)量（F-Statistic）的相伴概率，表示拒絕第一列中的原假設(shè)（Null Hypothesis），選擇概率最小的那個(gè)，即拒絕假設(shè)“WH does not Granger Cause M2”犯第一類(lèi)錯(cuò)誤概率為0.0187。外匯儲(chǔ)備不是貨幣供應(yīng)量M2的格蘭杰因果關(guān)系的原假設(shè)被拒絕了，因此，從1階滯后的情況看，WH是M2的格蘭杰因果關(guān)系，即外匯儲(chǔ)備是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰因果關(guān)系。

五、VAR模型與VEC模型

表7 VAR滯后階數(shù)選擇的標(biāo)準(zhǔn)

本文將建立WH、M2變量之間的VAR模型，以研究二者之間的關(guān)系。根據(jù)AIC、SC、LR、FPE、HQ、LogL等信息準(zhǔn)則，基于“多數(shù)原則”選取VAR滯后期數(shù)為1作為最優(yōu)滯后階數(shù)。因?yàn)槌喑匦畔?zhǔn)則（Akaike Information Criterion，AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（Schwarz Criterion，SC）這兩個(gè)準(zhǔn)則均要求其值越小越好，所以僅當(dāng)所增加的解釋變量能夠減少AIC值或SC值時(shí)，才可以在原模型中增加該解釋變量。所以選擇表中*最多的一行，即第二行。

圖1 VAR模型中的AR根圖

從以上模型的回歸結(jié)果可以看出，模型的擬合優(yōu)度較高。因?yàn)閂AR模型的AR根圖檢驗(yàn)，所有根倒數(shù)小于1，看圖中兩個(gè)點(diǎn)都在單位圓內(nèi)，所以可以判定模型是穩(wěn)定的。即各個(gè)特征方程的特征根均位于單位圓內(nèi)，因而所建立的VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

本文是兩個(gè)變量VAR模型，滯后期為1，因此，VAR（1）模型如下所示：

WH=0.960278615598*WH（-1）-0.00947807630874*M2（-1）+0.63496348829

M2=0.0468979090527*WH（-1）+0.94612821307*M2（-1）+0.199261244456

具體原始數(shù)據(jù)如下表所示：

綜合上圖可知，在脈沖響應(yīng)圖中當(dāng)追蹤期數(shù)為100情況下，響應(yīng)基本趨于0，說(shuō)明長(zhǎng)期來(lái)看該系統(tǒng)穩(wěn)定。

其中，當(dāng)在本期給外匯儲(chǔ)備一個(gè)正的沖擊，則在當(dāng)期引起外匯儲(chǔ)備變動(dòng)的反應(yīng)為0.27，之后逐步下降，100期以后逐漸走向穩(wěn)定。

當(dāng)在本期給外匯儲(chǔ)備一個(gè)正的沖擊，在當(dāng)期引起貨幣供應(yīng)量的反應(yīng)為0，之后貨幣供應(yīng)量先是緩慢下降，從20期開(kāi)始上升，在100期以后的數(shù)據(jù)是穩(wěn)定的。

當(dāng)在本期給貨幣供應(yīng)量一個(gè)正的沖擊，在當(dāng)期引起外匯儲(chǔ)備的反應(yīng)為0.02，之后迅速上升，在第20期反應(yīng)達(dá)到最大值0.11，然后開(kāi)始緩慢下降，在第100期開(kāi)始逐步趨于穩(wěn)定。

當(dāng)在本期給貨幣供應(yīng)量一個(gè)正的沖擊，在當(dāng)期引起貨幣供應(yīng)量的反應(yīng)為0.18，之后迅速下降，在第100期開(kāi)始逐步趨于穩(wěn)定。

由圖中方差分解結(jié)果可以看出，外匯儲(chǔ)備的貢獻(xiàn)度成快速上升趨勢(shì)，并且在圖中第25期兩變量的貢獻(xiàn)度都已經(jīng)超過(guò)50%。當(dāng)觀察期到100期，可以看到數(shù)據(jù)穩(wěn)定在60%，即外匯儲(chǔ)備對(duì)于貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)度穩(wěn)定在這個(gè)數(shù)值，其預(yù)測(cè)誤差也是這個(gè)值。所以說(shuō)，外匯儲(chǔ)備不僅對(duì)貨幣供應(yīng)量M2歷史軌跡具有相當(dāng)程度的貢獻(xiàn)，而且這種影響在長(zhǎng)期看來(lái)具有顯著的穩(wěn)定性。

VEC模型中，誤差修正項(xiàng)為：

CointEq1=M2-3.658867WH+29.85272

模型中的CointEq1代表誤差修正項(xiàng)，反映變量之間偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的非均衡誤差，誤差修正項(xiàng)前面的系數(shù)是調(diào)整系數(shù)，反映消除非均衡誤差的速度。

從誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，雖然VEC模型的擬合度沒(méi)有VAR模型好，但是可以得出在短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量M2可能偏離它與外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期均衡水平。在D（M2）為因變量的回歸模型中，誤差修正項(xiàng)前的系數(shù)是很小的一個(gè)正數(shù)，那么說(shuō)明貨幣供應(yīng)量M2和外匯儲(chǔ)備對(duì)長(zhǎng)期趨勢(shì)的偏離不能在短期內(nèi)得到糾正。也可以得出當(dāng)貨幣供給M2短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以一定的力量將結(jié)果拉回均衡狀態(tài)，即外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量的VEC模型結(jié)果滿足反向修正約束。

六、實(shí)證結(jié)果分析和政策建議

通過(guò)以上對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備與貨幣供應(yīng)量M2的實(shí)證分析，可以得到以下幾個(gè)結(jié)論：一是協(xié)整分析表明兩者之間在長(zhǎng)期看必然存在著均衡關(guān)系。二是脈沖相應(yīng)圖結(jié)果顯示，外匯儲(chǔ)備數(shù)量會(huì)對(duì)貨幣供應(yīng)量有正向的影響，并且這種正向影響具有相當(dāng)?shù)难舆t。100期來(lái)看，大約有25期的延遲，即5、6年的延遲，但是從長(zhǎng)期來(lái)看，外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)不僅對(duì)解釋貨幣供應(yīng)量變動(dòng)具有相當(dāng)程度的貢獻(xiàn)，而且這種貢獻(xiàn)具有一定的穩(wěn)定性。三是VEC模型結(jié)果表明，當(dāng)貨幣供應(yīng)量M2波動(dòng)偏離了原先軌跡的話，將會(huì)有一定的力量將結(jié)果拉回均衡狀態(tài)，即外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量的VEC模型結(jié)果滿足反向修正約束。這也同時(shí)表明了外匯儲(chǔ)備與貨幣供應(yīng)量M2之間必然存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。所以對(duì)于外匯儲(chǔ)備的管理，有各種方案，那么我們來(lái)討論其中的幾個(gè)方案的可行性。

1.讓外匯儲(chǔ)備來(lái)填補(bǔ)養(yǎng)老金缺口

首先是讓外匯儲(chǔ)備來(lái)填補(bǔ)養(yǎng)老金缺口。養(yǎng)老金缺口是居民領(lǐng)取養(yǎng)老金精算現(xiàn)值與繳納的養(yǎng)老金精算現(xiàn)值的差。即一個(gè)人每個(gè)月享受2000元養(yǎng)老金，假設(shè)這是租金收入，那么，就得有200多萬(wàn)的一套房子，而目前儲(chǔ)蓄只有20萬(wàn)元，那么剩下的180萬(wàn)為養(yǎng)老金缺口。

2.將部分外匯儲(chǔ)備轉(zhuǎn)換為黃金儲(chǔ)備和石油儲(chǔ)備

用外匯儲(chǔ)備來(lái)沖抵部分，也只有減小缺口的作用。并且用外匯儲(chǔ)備相當(dāng)于向市場(chǎng)投放貨幣，這會(huì)造成通貨膨脹。而外匯儲(chǔ)備來(lái)作為社會(huì)保障基金，其實(shí)也是意味著外匯儲(chǔ)備的消耗。

那么，目前最好的方式是在合理數(shù)量管理的情況下，將部分外匯儲(chǔ)備轉(zhuǎn)換為黃金儲(chǔ)備和石油儲(chǔ)備，尤其在目前石油和黃金處于一段下行期的低點(diǎn)，正好適合囤積黃金儲(chǔ)備和石油儲(chǔ)備。黃金儲(chǔ)備和石油儲(chǔ)備即是避險(xiǎn)資產(chǎn)，也是升值保值資產(chǎn)。畢竟相對(duì)于不可確定和隨匯率制度變化的外匯儲(chǔ)備，黃金和石油在未來(lái)屬于比較稀少的資產(chǎn)，所以轉(zhuǎn)換部分為外匯儲(chǔ)備，更有利于外匯儲(chǔ)備管理。當(dāng)然最重要的是控制高額外匯儲(chǔ)備數(shù)量，來(lái)沖銷(xiāo)外匯儲(chǔ)備對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣供給的影響。

3.擴(kuò)大人民幣匯率彈性

基于這種影響，需要一方面擴(kuò)大人民幣匯率彈性，因?yàn)閲?guó)際收支雙重順差會(huì)加劇外匯占款的壓力。而在目前在相對(duì)固定的匯率下，實(shí)現(xiàn)靈活的匯率制度可以自動(dòng)調(diào)節(jié)國(guó)際收支和儲(chǔ)備情況的平衡，從而減少外匯儲(chǔ)備占款對(duì)貨幣供給M2的影響，同時(shí)保持貨幣政策的獨(dú)立性。另一方面放寬目前嚴(yán)格的結(jié)售匯制度，在合理范圍內(nèi)改為意愿自我結(jié)售匯制度，即在反洗錢(qián)的要求下進(jìn)一步放寬企業(yè)用匯自主權(quán)。通過(guò)對(duì)外匯管理體制的改革，外匯資產(chǎn)需要逐步改變單一的由央行和官方管理外匯儲(chǔ)備的格局。這將有效地切斷貨幣供應(yīng)量M2的過(guò)快增長(zhǎng)，以及降低了流動(dòng)性過(guò)剩減少了外匯儲(chǔ)備迅猛增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)貨幣供給的單方面壓力。