劉睿伣，程惠芳

0 引言

貨幣政策一直是各國政界、經(jīng)濟理論界關(guān)注的熱點與焦點問題，它承載著一國經(jīng)濟發(fā)展的重要目標，其有效運行是一國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展不可或缺的基本條件。作為經(jīng)濟發(fā)展的重要指標，F(xiàn)ER對一國貨幣政策的有效實施影響巨大。在我國經(jīng)常項目已放開、資本項目在今后一段時間內(nèi)仍實行管制，銀行結(jié)售匯制未變的背景下，外匯儲備規(guī)模連年增加。為了使人民幣匯率保持穩(wěn)定，在基礎貨幣的投放中外匯占款的比例達到50%左右，貨幣供給與日俱增，加大了通貨膨脹的壓力。對此，央行采取各種外匯沖銷手段而收效甚微，給貨幣政策的有效實施帶來巨大的沖擊：貨幣政策的運行受到外匯儲備增量的制約，被動實施，獨立性被削弱，有效性大為降低，央行陷入不斷超發(fā)貨幣的惡性循環(huán)中。本文試圖通過S-VAR模型（結(jié)構(gòu)向量自回歸模型）來量化分析外匯儲備對我國貨幣政策有效性的影響，據(jù)此有針對性地提出實質(zhì)性的政策建議來促進貨幣政策的有效實施，使得我國經(jīng)濟內(nèi)外均衡發(fā)展。

1 模型構(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)說明

1.1 模型構(gòu)建

分別對GDP、CPI、FER、M2、CR這五個變量建立向量自回歸模型，并整理成S-VAR模型，如公式（1）所示：

根據(jù)所查找的數(shù)據(jù)，利用Eviews6.0軟件對公式（1）進行回歸，結(jié)果如下：

1.2 變量選取及說明

本文根據(jù)建模情況選取變量，如表1所示。

表1 變量選取及說明

1.3 數(shù)據(jù)來源及處理

表1的FER、M2、CR三個變量的數(shù)據(jù)取值分別來自中國人民銀行網(wǎng)站歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的貨幣統(tǒng)計概覽中的外匯儲備報表、貨幣供給量、貨幣當局資產(chǎn)負債表；GDP數(shù)據(jù)取值來源于中華人民共和國統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)；CPI數(shù)據(jù)來源于東方財富網(wǎng)，其中CPI的季度數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)取平均值所得。由于GDP、FER、M2、CR四個變量存在明顯的季節(jié)變化趨勢，故在計量分析前做了季節(jié)調(diào)整處理，采用Eviews6.0軟件中的Tramo/Seats方法；對這五個變量全部取自然對數(shù)以克服異方差性；根據(jù)AIC和SC標準選擇滯后期為2；樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為2001—2015年的季度數(shù)據(jù)。

2 實證分析

2.1 模型分析結(jié)果

（1）前兩期的M2對GDP的影響最大，影響系數(shù)為0.59，說明在其他變量不變的條件下，我國經(jīng)濟的持續(xù)增長，嚴重地依賴貨幣的發(fā)行。住房、醫(yī)療衛(wèi)生、教育、股市等眾多領(lǐng)域?qū)嵭辛素泿呕屏薌DP的高速增長。其次是前一期的FER，對GDP的影響系數(shù)達到0.19。眾所周知我國外匯儲備自2001年以來連年實現(xiàn)雙順差，其主要來源于出口和FDI的引進，而這些又都是GDP的重要組成部分，金融危機前出口占GDP的比例高達50%以上。前一期的國內(nèi)信貸對GDP的影響也很明顯，影響系數(shù)達0.18，這與我國資本市場發(fā)展相對滯后，貸款依然是融資的主要手段有密切關(guān)系。

（2）從通貨膨脹的影響因素來看，影響程度依次是前一期的CPI，前一期的M2和前一期的FER。M2、FER對通貨膨脹也有顯著影響，二者對CPI的上漲起到了一定的助推作用。

（3）前兩期的FER對M2有比較顯著的影響，影響系數(shù)為0.25。這說明外匯儲備對貨幣供給量確實影響較大。FER劇增導致外匯占款比例加大，嚴重擾亂了基礎貨幣的發(fā)行，加大貨幣供給量。

（4）前一期的外匯儲備與金融機構(gòu)的貸款之間是負相關(guān)，二者的相關(guān)系數(shù)為-0.07。這是因為央行采取外匯沖銷政策，使得國內(nèi)信貸規(guī)模大幅減少，降低了貨幣政策的有效性。

2.2 變量的時間序列平穩(wěn)性檢驗

本文運用擴展的ADF檢驗法，對取對數(shù)的五個變量以及它們的一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗。滯后階數(shù)為2，檢驗結(jié)果見表2。

表2 各變量ADF單位根檢驗結(jié)果

由表2可知，五個變量中只有LNCPI一個變量在5%和10%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，在1%的顯著性水平下，這五個變量都是非平穩(wěn)的；五個變量都是一階單整的，是I（1）序列。

2.3 協(xié)整檢驗

根據(jù)Eviews6.0軟件對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

表3的協(xié)整檢驗結(jié)果表明：以上五個變量的T統(tǒng)計值在5%的顯著性水平上均大于臨界值，由此可以得出結(jié)論：這五個變量之間保持長期協(xié)整均衡的關(guān)系。

2.4 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗（樣本數(shù)據(jù)：60個；滯后期：6個月），驗結(jié)果見表4。

表4 格蘭杰因果檢驗

從表4可以看出，LNFER不是LNGDP、LNCPI、LNM2和LNCR的格蘭杰原因的概率分別是2.49%、0.76%、0.39%、9.9%，而LNGDP、LNCPI、LNM2和LNCR不是LNFER的格蘭杰原因的概率分別達到45.12%、60.65%、59.15%、49.93%。即FER與GDP、CPI、M2、CR之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即FER是GDP、CPI、M2、CR變化的格蘭杰原因，而它們不是FER變化的格蘭杰原因。

3 結(jié)論

根據(jù)S-VAR模型回歸結(jié)果及各種檢驗分析得出以下結(jié)論：外匯儲備對GDP、CPI、M2、CR都具有顯著的影響。短期來看，由于外匯沖銷手段的使用，外匯儲備對上述四個變量的影響有所抑制，但仍比較大，外匯儲備對GDP、CPI、M2整體來講是正向的，對CR的影響是負的。這說明FER的快速增長加大了貨幣供給量和CPI的上升，而GDP的增長也是以貨幣的增發(fā)而保持連年的高速增長。這與我國的現(xiàn)實情況相符，我國長期以來以出口導向為主，創(chuàng)造了大量的經(jīng)常項目順差。由此可以判斷出，外匯儲備的快速增長，無論是對貨幣政策的中介目標，還是工具最終目標，都產(chǎn)生了重要的影響，使得央行無法主動控制貨幣供給量、外匯沖銷收效甚微、通貨膨脹水平加大，經(jīng)濟增長建立在貨幣超發(fā)的基礎上，降低貨幣政策的有效性。

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