金融危機(jī)之后我國(guó)外匯儲(chǔ)備的高增長(zhǎng)機(jī)理

1、n 當(dāng)前文檔修改密碼：8362839亞洲金融危機(jī)以后我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)對(duì)貨幣供給的影響研究吳志明 汪婷婷 朱曉華（武漢大學(xué)商學(xué)院 湖南大學(xué)金融學(xué)院 湖南，長(zhǎng)沙，410079）摘要：亞洲金融危機(jī)之后，我國(guó)外匯儲(chǔ)備保持了高增長(zhǎng)的勢(shì)頭。我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)的機(jī)理為：新的外匯儲(chǔ)備觀推動(dòng)我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)，現(xiàn)行外匯管理體制是我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)的制度基礎(chǔ)，國(guó)際資本流入加速我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)。外匯占款成為我國(guó)中央銀行基礎(chǔ)貨幣投放的主要渠道。19992004年我國(guó)基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量與外匯占款之間存在協(xié)整關(guān)系。需要采取相關(guān)措施大力推進(jìn)我國(guó)本外幣政策的協(xié)調(diào)。關(guān)鍵詞：亞洲金融危機(jī)；外匯儲(chǔ)備；高增長(zhǎng)；貨幣供給；影響引言19

2、971998年間，發(fā)軔于泰國(guó)的金融危機(jī)席卷整個(gè)東亞地區(qū)，危機(jī)國(guó)的經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展遭受了沉重打擊：金融資產(chǎn)大幅縮水、經(jīng)濟(jì)倒退、社會(huì)動(dòng)蕩。亞洲金融危機(jī)成為亞洲乃至世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的一道分水嶺，傳統(tǒng)的國(guó)家安全觀由此發(fā)生質(zhì)變，國(guó)家安全由領(lǐng)土安全向經(jīng)濟(jì)安全和金融安全延伸。人們發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)的進(jìn)程往往伴隨著外匯儲(chǔ)備的銳減。盡管對(duì)外匯儲(chǔ)備抵御金融危機(jī)的作用還存在爭(zhēng)議，亞洲金融危機(jī)之后，包括中國(guó)在內(nèi)，東亞地區(qū)注釋： 本文的東亞地區(qū)包括中國(guó)、日本、韓國(guó)、泰國(guó)、菲律賓、馬來(lái)西亞、印度尼西亞以及中國(guó)香港、臺(tái)灣。的外匯儲(chǔ)備卻保持了高速增長(zhǎng)的勢(shì)頭，這是整個(gè)東亞地區(qū)近年經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的一個(gè)獨(dú)特現(xiàn)象。從我國(guó)來(lái)看，自1994年外匯體

3、制改革以來(lái)，我國(guó)外匯儲(chǔ)備總體保持快速增長(zhǎng)的勢(shì)頭（見表1）?？紤]到1994年143.5的高增長(zhǎng)率是因?yàn)榛鶖?shù)低，2004年27.6的較低增長(zhǎng)率是因?yàn)樗话ㄇ?個(gè)季度的數(shù)據(jù)，若剔除這兩年的數(shù)據(jù)，則1994年以來(lái)的我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)在結(jié)構(gòu)上近似兩頭高、中間低的馬鞍型（見圖1）。其中，1994年至1997、1998年亞洲金融危機(jī)時(shí)期內(nèi)，與外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)相伴的是國(guó)內(nèi)發(fā)出的我國(guó)外匯儲(chǔ)備過(guò)多的聲音。亞洲金融危機(jī)至2004年第三季度時(shí)期內(nèi)，因受金融危機(jī)的滯后影響，1999至2001年我國(guó)外匯儲(chǔ)備增幅較小，2002至2004年第三季度，外匯儲(chǔ)備又恢復(fù)了強(qiáng)勁增長(zhǎng)的勢(shì)頭。金融危機(jī)之前，快速增長(zhǎng)的外匯儲(chǔ)備已然對(duì)貨幣供給造

4、成影響，金融危機(jī)后，我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)的機(jī)理是什么？持續(xù)的外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)又會(huì)給我國(guó)貨幣供給產(chǎn)生怎樣的影響？本課題將運(yùn)用協(xié)整方法對(duì)此進(jìn)行實(shí)證分析，力圖對(duì)這一問(wèn)題作一個(gè)清晰的解答。表1 我國(guó)19932004年外匯儲(chǔ)備余額 單位：億美元年份指標(biāo)199319941995199619971998199920002001200220032004a外匯儲(chǔ)備余額211.99516.20735.971050.491398.901449.591546.751655.742121.652864.074032.515145.38環(huán)比增長(zhǎng)率143.542.5842.7433.173.626.707.0128.1434.

5、9940.8（56.51b）27.6注釋：a.2004年為第三季度數(shù)據(jù)。b.加入向中國(guó)銀行和中國(guó)建設(shè)銀行注資的450億美元后計(jì)算出的增長(zhǎng)率。資料來(lái)源：中國(guó)國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站。一、亞洲金融危機(jī)之后我國(guó)外匯儲(chǔ)備的高增長(zhǎng)機(jī)理（一）新的外匯儲(chǔ)備觀推動(dòng)我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)一般認(rèn)為，持有外匯儲(chǔ)備可發(fā)揮以下作用：彌補(bǔ)國(guó)際收支赤字；干預(yù)外匯市場(chǎng)，維持本幣匯率穩(wěn)定；增強(qiáng)對(duì)本幣的信心。長(zhǎng)期以來(lái)，理論界主要關(guān)注外匯儲(chǔ)備的國(guó)際清償能力，因此，彌補(bǔ)國(guó)際收支赤字和維持本幣匯率穩(wěn)定被置于外匯儲(chǔ)備功能的首要地位。亞洲金融危機(jī)告訴我們，在金融全球化的背景下，任何一國(guó)的外匯儲(chǔ)備都可能無(wú)法抵御強(qiáng)大的國(guó)際投機(jī)資本的攻擊 李揚(yáng)，中國(guó)外匯

6、儲(chǔ)備觀已經(jīng)過(guò)時(shí)，新聞周刊，2003.15。事實(shí)上，亞洲金融危機(jī)之后，外匯儲(chǔ)備的首要功能已然發(fā)生改變，在IMF對(duì)外匯儲(chǔ)備功能的新表述中，“增強(qiáng)對(duì)本幣的信心”被放在核心地位上，彌補(bǔ)國(guó)際收支赤字、維持本幣匯率穩(wěn)定的功能退居其次。因此，在新的儲(chǔ)備觀下，外匯儲(chǔ)備從過(guò)去主要是拿來(lái)“用”的，過(guò)渡到現(xiàn)在則主要是給人“看”的 同上。那么，對(duì)于一國(guó)而言，需要持有多少外匯儲(chǔ)備不僅“夠用”，更要“耐看”呢？這或許是一個(gè)從理論和實(shí)踐上都很難回答的問(wèn)題。在實(shí)踐中，一方面因?yàn)榇嬖谥癕achlup夫人的衣櫥理論” Graham Bird and Ramkishen Rajan, Too Much of a Good Thi

7、ng? World Economy 2003 June, Vol. 26 No.6：貨幣當(dāng)局對(duì)外匯儲(chǔ)備是“多多益善”， 他們?cè)敢饪吹絻?chǔ)備年復(fù)一年的增長(zhǎng)；另一方面加之外匯儲(chǔ)備首要功能的悄然改變，我國(guó)外匯儲(chǔ)備保持持續(xù)增長(zhǎng)就是一個(gè)自然而然的結(jié)果了。外匯儲(chǔ)備的增減規(guī)模以及外匯儲(chǔ)備的投資收益成為國(guó)內(nèi)外金融界審視中國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性以及衡量中國(guó)貨幣政策和匯率政策調(diào)控能力的主要信心指標(biāo)?！俺情T失火”，雖然沒有“殃及池魚”，但發(fā)生在家門口的亞洲金融危機(jī)還是給我國(guó)上了一堂生動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警課。當(dāng)關(guān)于金融危機(jī)的種種記憶還歷歷在目時(shí)，與其它東亞國(guó)家一樣，我國(guó)體現(xiàn)出積累儲(chǔ)備作為抵御將來(lái)危機(jī)的緩沖體的渴望也許并不奇怪。雖然持有儲(chǔ)

8、備存在機(jī)會(huì)成本，但國(guó)家畢竟不同于企業(yè)，作為微觀經(jīng)濟(jì)主體，企業(yè)總是從利潤(rùn)最大化原則出發(fā)，進(jìn)行精確的成本與收益核算，謀求最低的成本和最高的利潤(rùn)；而作為宏觀經(jīng)濟(jì)主體的國(guó)家，持有外匯儲(chǔ)備要算大賬，而不是算小賬，要考慮避免外匯風(fēng)險(xiǎn)和金融危機(jī) 陳炳才，默許增加中國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模探析，國(guó)際貿(mào)易，2001年第12期。此外，國(guó)家而且還要從政治、社會(huì)等多方面進(jìn)行綜合考慮。（二）現(xiàn)行外匯體制是我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)的制度基礎(chǔ)1、結(jié)售匯制：我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)的制度基礎(chǔ)之一自1994年1月起，我國(guó)對(duì)外匯管理體制進(jìn)行了一系列重大改革，銀行結(jié)售匯制取代了外匯留成與上繳制度。目前，中資企業(yè)的出口外匯收入只可保留上年收匯額的20，超

9、出這一限額的部分必須賣給外匯指定銀行，而經(jīng)常項(xiàng)目下的用匯則必須持規(guī)定的有效憑證由外匯指定銀行直接售匯。因此，中資企業(yè)結(jié)匯基本上是強(qiáng)制性的，國(guó)內(nèi)企業(yè)存儲(chǔ)和吞吐外匯的能力受到很大限制。1994年以來(lái)，我國(guó)國(guó)際收支持續(xù)順差，因國(guó)內(nèi)企業(yè)“蓄水池”功能的基本缺位，大量的外匯流入中央銀行，我國(guó)外匯儲(chǔ)備大幅增加。目前成為僅次于日本的第二大外匯儲(chǔ)備國(guó)。2、結(jié)售匯周轉(zhuǎn)頭寸限額管理：我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)的制度基礎(chǔ)之二在我國(guó)銀行間外匯市場(chǎng)，各家外匯指定銀行之間外匯資金實(shí)力相差懸殊，中國(guó)銀行一家可占外匯市場(chǎng)交易量的一半以上。為了避免實(shí)力強(qiáng)大的外匯銀行對(duì)外匯市場(chǎng)的壟斷和對(duì)人民幣匯率的操縱，我國(guó)對(duì)外匯銀行實(shí)施結(jié)售匯周轉(zhuǎn)頭寸

10、限額管理。具體而言，中國(guó)人民銀行對(duì)每家外匯銀行都核定了外匯周轉(zhuǎn)頭寸的上下限：當(dāng)一家銀行持有頭寸低于下限時(shí)，必須從外匯市場(chǎng)買入；當(dāng)持有外匯頭寸超出上限時(shí)，則必須在外匯市場(chǎng)賣出，外匯指定銀行不得根據(jù)外匯市場(chǎng)情況自主決定頭寸。因此，在近年我國(guó)國(guó)際收支持續(xù)順差的情況下，銀行間市場(chǎng)出現(xiàn)了所有外匯指定銀行持有的結(jié)售匯周轉(zhuǎn)頭寸都超出上限的現(xiàn)象，致使中央銀行成為唯一買家，動(dòng)用基礎(chǔ)貨幣在外匯市場(chǎng)上吸納外匯，這直接導(dǎo)致了我國(guó)外匯儲(chǔ)備的高增長(zhǎng)。3、人民幣釘住匯率制度：我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)的制度基礎(chǔ)之三早在1986年，IMF就把人民幣匯率列入“其它管理浮動(dòng)”類。1994年，我國(guó)實(shí)現(xiàn)匯率并軌，宣布人民幣匯率實(shí)行以市場(chǎng)供求

11、為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度。這一管理浮動(dòng)制度也為19941998年的人民幣匯率實(shí)踐所證實(shí)。人民幣匯率從1994年初的US$1RMB￥8.70上升至1998年底的US$1RMB￥8.28。亞洲金融危機(jī)后，人民幣匯率一直穩(wěn)定在US$1RMB￥8.208.30，1999年IMF正式將人民幣匯率列入釘住匯率類。結(jié)售匯制和結(jié)售匯周轉(zhuǎn)頭寸限額管理的實(shí)施，在國(guó)際收支連年巨額順差這一源頭的作用下，我國(guó)外匯市場(chǎng)外匯長(zhǎng)期供大于求，中國(guó)人民銀行為了維持住人民幣釘住美元的匯率制度，必須在外匯市場(chǎng)購(gòu)入外匯，其結(jié)果必然是外匯儲(chǔ)備的增加。綜上所述，我國(guó)外匯儲(chǔ)備存在著以下的增長(zhǎng)（減少）機(jī)制（見圖2）：其一，外匯儲(chǔ)

12、備的增長(zhǎng)機(jī)制：國(guó)際收支順差中資企業(yè)外匯凈收入在結(jié)售匯制下，中資企業(yè)賣出大部分外匯外匯銀行外匯凈買入外匯銀行賣出外匯中央銀行買入外匯外匯儲(chǔ)備增加。在增長(zhǎng)機(jī)制下，外匯從最初的國(guó)際收支順差（A），經(jīng)過(guò)中資企業(yè)（B）、外匯銀行（C），最終流入中央銀行（D），導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備（E）增加，這一機(jī)制表現(xiàn)為外匯順流，在圖2中用實(shí)線表示；其二，外匯儲(chǔ)備減少機(jī)制：國(guó)際收支逆差中資企業(yè)外匯凈支出外匯銀行賣出外匯中央銀行賣出外匯外匯儲(chǔ)備減少。在減少機(jī)制下，外匯儲(chǔ)備（E）通過(guò)中央銀行（D），流入外匯銀行（C）、中資企業(yè)（B），最終彌補(bǔ)了國(guó)際收支逆差，這一機(jī)制表現(xiàn)為外匯逆流，在圖2中用虛線表示。圖2 我國(guó)外匯儲(chǔ)備增減機(jī)制外匯

13、市場(chǎng)結(jié)售匯市場(chǎng) 銀行間市場(chǎng)中資企業(yè)B外匯銀行C中央銀行D外匯儲(chǔ)備E國(guó)際收支順差/逆差A(yù)外匯順流外匯逆流（三）國(guó)際資本流入加速我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)1994年以來(lái)，除個(gè)別年份外，我國(guó)國(guó)際收支一直是雙順差，經(jīng)常帳戶順差和資本帳戶順差并存。因此，我國(guó)外匯儲(chǔ)備的大量增加主要由兩個(gè)因素造成：一是包括外貿(mào)進(jìn)出口在內(nèi)的經(jīng)常帳戶形成的順差，二是國(guó)際資本大量流入形成的資本帳戶順差。一般認(rèn)為，由經(jīng)常帳戶順差形成的儲(chǔ)備性質(zhì)穩(wěn)定，屬自有儲(chǔ)備；由外資流入增加的儲(chǔ)備不太穩(wěn)定，屬借入儲(chǔ)備。從表2可以看出，1999年以后，我國(guó)經(jīng)常帳戶順差經(jīng)歷了從減少到增加的過(guò)程：受亞洲金融危機(jī)的滯后影響，經(jīng)常帳戶順差從1999年的211億美元減

14、少到2001年的174億美元，之后逐步增加到2003年的459億美元。與經(jīng)常帳戶相比，資本帳戶順差受金融危機(jī)的影響更大：19941996年間，資本帳戶順差均在300億美元以上；1997年減至230億美元，1998年更是出現(xiàn)了逆差，直到2001年資本帳戶順差才恢復(fù)至19941996年間的水平，2004上半年更是達(dá)到668億美元。從亞洲金融危機(jī)之后國(guó)際資本流入對(duì)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)分析，1999、2000年，國(guó)際資本流入貢獻(xiàn)較小，經(jīng)常帳戶順差的貢獻(xiàn)占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)；2001年，資本帳戶的貢獻(xiàn)占?jí)旱箖?yōu)勢(shì)，2002年，資本帳戶貢獻(xiàn)略低于經(jīng)常帳戶，2003年，資本帳戶貢獻(xiàn)超過(guò)經(jīng)常帳戶，2004年，資本帳戶貢獻(xiàn)占

15、據(jù)絕對(duì)優(yōu)勢(shì)。由此可見，2001年以來(lái)國(guó)際資本流入加速了我國(guó)外匯儲(chǔ)備的高增長(zhǎng)。表2 我國(guó)19932004年國(guó)際收支簡(jiǎn)表 單位：億美元年份指標(biāo)199319941995199619971998199920002001200220032004a一、經(jīng)常項(xiàng)目差額-19977167229729321120517435445975二、資本項(xiàng)目差額235326387400230-635219348323527668三、凈誤差與遺漏-18-98-178-155-170-166-178-119-47378184-73四、儲(chǔ)備資產(chǎn)增減額-18-305-225-317-357-64-85-105-49-755-117

16、0-670注釋：a.2004年為16月份數(shù)據(jù)。資料來(lái)源：中國(guó)國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站。2001以來(lái)國(guó)際資本的大量流入，究其原因，除了國(guó)際資本看好我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)前景，在亞洲金融危機(jī)之后進(jìn)行恢復(fù)性流入外，基于人民幣升值預(yù)期的國(guó)際短期資本流入也是一個(gè)重要方面。就國(guó)際短期資本而言，不少人認(rèn)為由于實(shí)行結(jié)售匯制，加上國(guó)內(nèi)信用緊縮，人民幣利率偏高，導(dǎo)致了大量“熱線”流入我國(guó)進(jìn)行套利。目前，這種資本流入的正常渠道在中國(guó)尚不具備，但也不排除從其它非正常渠道進(jìn)入中國(guó)套利，如通過(guò)國(guó)際商業(yè)貸款形式結(jié)匯成人民幣，或以外商投資企業(yè)投資款形式結(jié)匯，或通過(guò)地下炒匯公司和地下拆借市場(chǎng)進(jìn)行本外幣的轉(zhuǎn)換和套利等。此外，占我國(guó)資本流入大部

17、分比例的長(zhǎng)期資本，雖然比較穩(wěn)定，但由于長(zhǎng)期資本規(guī)模日益龐大，考慮到將來(lái)長(zhǎng)期資本的利潤(rùn)匯出、還本付息等用匯需求，保持現(xiàn)今的外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)也有必要。二、我國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)的實(shí)證分析（一）對(duì)基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量的結(jié)構(gòu)分析根據(jù)約翰孫的貨幣主義理論，當(dāng)國(guó)內(nèi)貨幣供給大于國(guó)內(nèi)貨幣需求時(shí)，國(guó)內(nèi)資本會(huì)流出，外匯儲(chǔ)備減少；反之，當(dāng)國(guó)內(nèi)貨幣需求大于國(guó)內(nèi)貨幣供給時(shí)，國(guó)外資本會(huì)流入，外匯儲(chǔ)備增加。約翰孫的觀點(diǎn)用數(shù)學(xué)式可表達(dá)為：MS=rmb 或MS=r(fe+G+OFA+DC) (1)其中，MS貨幣供應(yīng)量；r貨幣乘數(shù)；mb基礎(chǔ)貨幣；fe外匯占款；G黃金占款；OFA其它國(guó)外資產(chǎn)；DC國(guó)內(nèi)信貸量(1) 式可簡(jiǎn)化為mb= fe+G+

18、OFA+DC (2)或者 mb=fe+G+OFA+DC (3)通常，(2)、(3)式可簡(jiǎn)化為mb fe+ DC (4)mbfe+DC (5)即基礎(chǔ)貨幣是外匯占款和國(guó)內(nèi)信貸量二者之和或基礎(chǔ)貨幣增量是外匯占款增量和國(guó)內(nèi)信貸增量之和。1、 對(duì)外匯占款與基礎(chǔ)貨幣之間關(guān)系的實(shí)證分析外匯占款與基礎(chǔ)貨幣之間關(guān)系包括外匯占款存量與基礎(chǔ)貨幣存量的關(guān)系以及外匯占款增量與基礎(chǔ)貨幣增量的關(guān)系。外匯占款存量與基礎(chǔ)貨幣存量間的關(guān)系。從表3分析，外匯占款占基礎(chǔ)貨幣的比例在1995年是35.69，1998年接近50，雖然1999、2000年該比例略有停滯，但它從2001年開始迅速躍升，2003年達(dá)68.13，2004年上半年

19、就已達(dá)到68.71（見表3）。外匯占款增量與基礎(chǔ)貨幣增量間的關(guān)系。從表4分析，1995年以來(lái)，外匯占款年增量占基礎(chǔ)貨幣年增量比例年際間波動(dòng)很大（見圖3）：1996年，該比例為50.85，1997年就跳躍到100.39，這表明1997年的基礎(chǔ)貨幣增量完全由外匯占款增量所貢獻(xiàn)，并且外匯占款增量還彌補(bǔ)了國(guó)內(nèi)信貸量的部分負(fù)增長(zhǎng)；1998年，該比例是-152.72，表明在1998年，國(guó)內(nèi)信貸量負(fù)增長(zhǎng)超過(guò)了外匯占款的增長(zhǎng)從而導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣負(fù)增長(zhǎng)；1999、2000年，這一比例分別為57.76、34.88左右；2001年，該比例達(dá)到創(chuàng)紀(jì)錄的201.74，表明了外匯占款的高增長(zhǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)信貸量的負(fù)增長(zhǎng)起了較大的彌補(bǔ)

20、作用；2002、2003年，該比例一直處在高位，分別為86.41 、 127.40；2004年上半年，該比例是72.11（見表4）。表3 外匯占款存量與基礎(chǔ)貨幣存量間的關(guān)系 單位：億美元年份指標(biāo)1995199619971998199920002001200220032004a外匯占款6511.49330.012649.313087.914061.414814.518850.222107.429841.835198.4基礎(chǔ)貨幣18246.523789.72709626808.829798.231957.333957.837727.543798.651227.1外匯占款基礎(chǔ)貨幣35.6939.22

21、46.6848.8247.1946.3655.5158.6068.1368.71注釋：a.2004年為第二季度數(shù)據(jù)。資料來(lái)源：中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)表4 外匯占款增量與基礎(chǔ)貨幣增量間的關(guān)系 單位：億美元年份指標(biāo)1995199619971998199920002001200220032004a外匯占款年增量2818.63319.3438.61726.6753.14035.73257.27734.45356.6基礎(chǔ)貨幣年增量5543.23306.3-287.22989.42159.12000.53769.76071.17428.5外匯占款年增量/基礎(chǔ)貨幣年增量50.85100.39-152.7257

22、.7634.88201.7486.41127.4072.11注釋：同表3。資料來(lái)源：同表3。圖3 外匯占款基礎(chǔ)貨幣、外匯占款增量基礎(chǔ)貨幣增量時(shí)間趨勢(shì)圖以上分別從存量和增量?jī)蓚€(gè)角度對(duì)外匯占款與基礎(chǔ)貨幣之間的關(guān)系做了實(shí)證分析。分析表明，自1994年外匯體制改革以來(lái)，我國(guó)中央銀行基礎(chǔ)貨幣投放的結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生了根本性變化，外匯占款成為基礎(chǔ)貨幣投放的主渠道。特別是在亞洲金融危機(jī)之后，外匯占款的主渠道作用愈加明顯：表3、表4顯示，近年外匯占款存量占基礎(chǔ)貨幣存量的比例接近70，而外匯占款增量占基礎(chǔ)貨幣增量的比例，在2001、2003年更是超出了100。外匯占款對(duì)我國(guó)基礎(chǔ)貨幣進(jìn)而貨幣供給造成的壓力由此可見一斑。

23、2、對(duì)我國(guó)中央銀行對(duì)沖操作的評(píng)析1994年的外匯體制改革是我國(guó)中央銀行基礎(chǔ)貨幣投放渠道結(jié)構(gòu)變化的轉(zhuǎn)折之年。1994年以前，國(guó)內(nèi)信貸量一直是我國(guó)基礎(chǔ)貨幣投放的主渠道，國(guó)外因素對(duì)基礎(chǔ)貨幣的影響很小。為了應(yīng)對(duì)貨幣供給面臨的新形勢(shì)，中國(guó)人民銀行采取了包括回收再貸款、發(fā)行中央銀行票據(jù)等方式在內(nèi)的對(duì)沖操作，以減緩?fù)鈪R占款高增長(zhǎng)對(duì)基礎(chǔ)貨幣投放所帶來(lái)的影響。就中央銀行票據(jù)發(fā)行而言，截至2004年9月底，中國(guó)人民銀行共發(fā)行76期央行票據(jù)，發(fā)行總量為9731.5億元，其中3個(gè)月期3689.7億元，6個(gè)月期1639.7億元，1年期4382.1億元。2004年9月末，央行票據(jù)余額為6232億元 2004年第三季度中國(guó)

24、貨幣政策執(zhí)行報(bào)告，中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。中央銀行對(duì)沖操作取得了一定成效，但也存在一些問(wèn)題。以再貸款為例：其一，回收再貸款對(duì)資金實(shí)力雄厚的大銀行影響較小，而對(duì)資金實(shí)力欠缺的小銀行影響較大；其二，回收再貸款是對(duì)國(guó)內(nèi)信貸增量的一種扣除，國(guó)內(nèi)信貸量在基礎(chǔ)貨幣投放中的地位被進(jìn)一步弱化；其三，再貸款可能無(wú)法收回。以中央銀行票據(jù)發(fā)行為例。其一，短期票據(jù)無(wú)法應(yīng)對(duì)外匯占款的持續(xù)增加。目前，中央銀行票據(jù)均為一年期以下的短期票據(jù)，通過(guò)發(fā)行該種票據(jù)來(lái)對(duì)沖外匯占款的增加，其實(shí)質(zhì)在于用臨時(shí)性的操作方法來(lái)應(yīng)對(duì)長(zhǎng)期性的流動(dòng)變化。假設(shè)中央銀行票據(jù)發(fā)行取得了較好的效果，但當(dāng)票據(jù)到期時(shí)，金融機(jī)構(gòu)的流動(dòng)性就會(huì)被動(dòng)增加。因此，這種方法無(wú)法

25、從根本上收縮由外匯占款增加導(dǎo)致的基礎(chǔ)貨幣增加 汪洋，呂江林，我國(guó)中央銀行票據(jù)的研究，第四屆中國(guó)金融論壇會(huì)議論文。其二，票據(jù)發(fā)行遇阻，對(duì)沖阻力上升 何帆，“國(guó)家外匯管理局明確表態(tài)，警告豪賭人民幣升值”，經(jīng)濟(jì)形勢(shì)了望。在第5358期中央銀行票據(jù)發(fā)行中，存在著流標(biāo)現(xiàn)象，這表明商業(yè)銀行和市場(chǎng)已經(jīng)對(duì)這一手段不認(rèn)可，對(duì)沖的阻力在上升。（二）對(duì)基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量（mb）及外匯占款（fe）的協(xié)整分析以亞洲金融危機(jī)為分界線，我們把19952004 因1995年之前中國(guó)人民銀行沒有公布季度數(shù)據(jù)，所以實(shí)證分析從1995年開始。時(shí)期區(qū)分成兩個(gè)時(shí)間段：第一時(shí)段即亞洲金融危機(jī)之前的1995.11998.12；第二時(shí)段即199

26、9.12004.6 。我們按季度來(lái)采集數(shù)據(jù)。第一步，對(duì)mb和fe用ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表1，表2：表1 mb，fe單位根（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果（19951998）變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)類型（C，T，L）臨界值mb-2.121341(C,T,0)-3.7611fe-3.42271(C,T,4)-3.9271表2 mb, fe單位根（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果（19992004）變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)類型（C，T，L）臨界值mb-1.021838(C,T,0)-3.6454fe0.978629(C,T,0)-3.6454注：（1）檢驗(yàn)形式C，T，L分別表示單位檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)，時(shí)間趨勢(shì)，和滯后階數(shù)。（

27、2）臨界值是在5%的顯著水平下得到的。結(jié)論：由表1，2可以看出mb,fe檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量均比臨界值大，故不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，表明這兩序列是非平穩(wěn)的。第二步，對(duì)mb和fe用ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行單整檢驗(yàn)，結(jié)果見表3，表4：表3 序列imb, iife（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果（19951998）變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)類型（C，T，L）臨界值imb-4.961506（C，0，0）-3.1003iife-3.02436（0，0，0）-1.9699表4 序列ilmb, ilfe（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果（19992004）變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)類型（C，T，L）臨界值ilmb-4.535689(0,0,0)-1.9592

28、ilfe-3.718886(C,T,2)-3.6920注：（1）檢驗(yàn)形式C，T，L分別表示單位檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)，時(shí)間趨勢(shì)，和滯后階數(shù)。（2）臨界值是在5%的顯著水平下得到的。（3）表3中imb為mb一階差分序列，iife為fe二階差分序列；表4中ilmb,ilfe分別為lmb,lfe一階差分序列，其中l(wèi)mb,lfe為mb,fe的對(duì)數(shù)形式,即：lmb=log(mb)；lfe=log(fe) .結(jié)論：從表3，4中，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值均小于5%的臨界值，表明至少在95%的置信水平下，認(rèn)為mb, lmb, lfe經(jīng)過(guò)一階差分后平穩(wěn)，所以為一階單整序列，即I（1），而fe經(jīng)過(guò)二階差分后才平穩(wěn)，所以是二階單

29、整序列，即I（2）。由于mb與fe不是同階單整，所以兩者不具有協(xié)整關(guān)系，lmb, lfe為同階單整，可以進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析。第三步，對(duì)lmb與lfe進(jìn)行協(xié)整分析1.用lfe對(duì)lmb進(jìn)行回歸，即有：lmb=4.787932766+0.5709503076*lfe+u (10.43820) (12.26337) R-squared=0.88262 D.W=1.4577 F-statistic=286.6133 (圓括號(hào)中的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量系數(shù)) 2.對(duì)上式中所對(duì)應(yīng)的殘差項(xiàng)u進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表5 表5 u單位根（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果（19992004）變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)類型（C，T，L）臨界值u-3

30、.276861(C,0,2)-3.0294注：（1）檢驗(yàn)形式C，T，L分別表示單位檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)，時(shí)間趨勢(shì)，和滯后階數(shù)。 （2）臨界值是在5%的顯著水平下得到的。結(jié)論：從表5可以看到u所對(duì)應(yīng)的ADF檢驗(yàn)小于顯著水平為5%的臨界值，這表明殘差不存在單位根。各變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為0.5709503076，兩者間長(zhǎng)期均衡協(xié)整方程為： lmb=4.787932766+0.5709503076*lfe上式表示外匯占款每增加1個(gè)單位，基礎(chǔ)貨幣量投放增加0.57個(gè)單位。3.方程統(tǒng)計(jì)性質(zhì)檢驗(yàn)(1)殘差自相關(guān)性檢驗(yàn)：Sample: 1999:1 2004:2Included observati

31、ons: 22VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C4.7879330.45869310.438200.0000LFE0.5709500.04655712.263370.0000R-squared0.882622 Mean dependent var10.41034Adjusted R-squared0.876753 S.D. dependent var0.190386S.E. of regression0.066838 Akaike info criterion-2.486587Sum squared resid0.089346 Sch

32、warz criterion-2.387401Log likelihood29.35245 F-statistic150.3902Durbin-Watson stat1.457786 Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)D.W檢驗(yàn)表，查得當(dāng)n=22時(shí)，du=1.43， 1.43<D.W=1.457786<2.57，序列無(wú)自相關(guān)。(2)異方差檢驗(yàn)：擬合殘差與自變量的方程：resid=c+lfe對(duì)其進(jìn)行檢測(cè)結(jié)果如下：Sample: 1999:1 2004:2Included observations: 22VariableCoefficientStd. Errort-

33、StatisticProb. C-0.3857310.233673-1.6507350.1144LFE0.0445640.0237181.8789470.0749R-squared0.150037 Mean dependent var0.053115Adjusted R-squared0.107539 S.D. dependent var0.036042S.E. of regression0.034049 Akaike info criterion-3.835510Sum squared resid0.023187 Schwarz criterion-3.736324Log likelihoo

34、d44.19060 F-statistic3.530440Durbin-Watson stat2.035478 Prob(F-statistic)0.074906表中可以認(rèn)為差高edAdjustR-squared及Adjusted-squared均較小，擬合優(yōu)度不高。說(shuō)明自變量對(duì)殘差的影響不大，可以認(rèn)為沒有異方差。(3)多重線性檢驗(yàn)，由于只有一個(gè)自變量，故無(wú)多重線性。綜上所述，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)合理。通過(guò)上述實(shí)證分析，我們可知，19951998年基礎(chǔ)貨幣供給量與外匯占款之間不存在協(xié)整關(guān)系，雖然從兩者折線圖對(duì)比上看，兩者具有同向變動(dòng)的相關(guān)趨勢(shì)，但是仍未形成長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系（見圖4）。但亞洲金融危機(jī)后，199

35、9-2004年基礎(chǔ)貨幣供給量與外匯占款之間存在協(xié)整關(guān)系，兩者間形成了長(zhǎng)期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系（見圖5）。由此我們認(rèn)為在亞洲金融危機(jī)之后我國(guó)外匯儲(chǔ)備的增加對(duì)于基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)產(chǎn)生了較大的影響。三、外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)下我國(guó)貨幣政策的內(nèi)部協(xié)調(diào)（一） 外匯儲(chǔ)備政策是本外幣政策的結(jié)合點(diǎn)在理論上，貨幣政策由本幣政策、外幣政策和外匯儲(chǔ)備政策組成。本幣政策即我們通常所指的貨幣政策，它包括公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)、再貼現(xiàn)、法定存款準(zhǔn)備金等貨幣政策工具；外幣政策也稱外匯政策，它由匯率政策和外匯管理政策組成，包括央行對(duì)外匯市場(chǎng)的干預(yù)、國(guó)際收支統(tǒng)計(jì)申報(bào)制度、資本帳戶審批制度等外幣政策工具；外匯儲(chǔ)備政策由外匯儲(chǔ)備總量管理政策、外匯儲(chǔ)備結(jié)構(gòu)管理政

36、策和外匯儲(chǔ)備經(jīng)營(yíng)政策組成。本幣政策、外幣政策和外匯儲(chǔ)備政策共同實(shí)現(xiàn)著保持人民幣幣值穩(wěn)定這一我國(guó)中央銀行的貨幣政策目標(biāo)。人民幣幣值由對(duì)內(nèi)幣值和對(duì)外幣值兩方面組成，其中，本幣政策用于維持人民幣對(duì)內(nèi)幣值穩(wěn)定，其表現(xiàn)形式是一般物價(jià)水平穩(wěn)定；外幣政策和外匯儲(chǔ)備政策用于維持人民幣對(duì)外幣值穩(wěn)定，其表現(xiàn)形式為人民幣匯率的相對(duì)穩(wěn)定。從本幣政策、外幣政策和外匯儲(chǔ)備政策三者的關(guān)系來(lái)看，在經(jīng)濟(jì)全球化的大背景下，外匯儲(chǔ)備政策處于本幣政策和外幣政策之間，是本外幣政策的聯(lián)系紐帶和結(jié)合點(diǎn)。如圖4所示，在人民幣釘住美元的匯率制度下，當(dāng)外匯市場(chǎng)外匯供求失衡時(shí)，中央銀行進(jìn)行外匯干預(yù)，導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備量的增減變化、外匯占款的增減，進(jìn)而基

37、礎(chǔ)貨幣投放發(fā)生增減變化，從而最終影響到本幣政策。在我國(guó)現(xiàn)階段的這圖4 本、外幣政策及外匯儲(chǔ)備政策間關(guān)系貨幣政策豐幣政策外幣政策基礎(chǔ)貨幣投放增減外匯市場(chǎng)供求中央銀行外匯干預(yù)外匯占款增減外匯儲(chǔ)備政策外匯儲(chǔ)備量增減一傳導(dǎo)機(jī)制中，外幣政策左右著外匯儲(chǔ)備政策，外匯儲(chǔ)備政策缺乏獨(dú)立性，而本幣政策受外匯儲(chǔ)備政策的被動(dòng)影響 金艷平，中國(guó)國(guó)際儲(chǔ)備問(wèn)題研究，復(fù)旦大學(xué)博士論文，1998年5月。即外匯儲(chǔ)備政策作為中介，將本外幣政策聯(lián)系在一起，它有效地傳導(dǎo)了外幣政策對(duì)本幣政策的影響。（二） 推進(jìn)我國(guó)貨幣政策內(nèi)部協(xié)調(diào)的相關(guān)舉措我國(guó)貨幣政策的內(nèi)部協(xié)調(diào)，包括本幣政策與外匯儲(chǔ)備政策協(xié)調(diào)和外幣政策與外匯儲(chǔ)備政策協(xié)調(diào)兩個(gè)方面。我國(guó)

38、貨幣政策的內(nèi)部協(xié)調(diào)是一個(gè)系統(tǒng)工程，是一個(gè)循序漸進(jìn)、逐步推進(jìn)的過(guò)程，同時(shí)也是不斷創(chuàng)造條件、不斷優(yōu)化的動(dòng)態(tài)過(guò)程。1、 推進(jìn)本幣政策與外匯儲(chǔ)備政策協(xié)調(diào)理論上，本幣政策與外匯儲(chǔ)備政策應(yīng)該是一個(gè)相互作用、相互影響的過(guò)程，這正是我們進(jìn)行本幣政策與外匯儲(chǔ)備政策協(xié)調(diào)要實(shí)現(xiàn)的目標(biāo)。目前，在我國(guó)本幣政策與外匯儲(chǔ)備政策之間，本幣政策被動(dòng)地受外匯儲(chǔ)備政策的影響，外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)造成很大的壓力，而本幣政策對(duì)外匯儲(chǔ)備政策的影響有限。為了改變這一現(xiàn)狀，有效推進(jìn)本幣政策與外匯儲(chǔ)備政策協(xié)調(diào)，可以從以下兩方面著手：第一，利率市場(chǎng)化。目前，我國(guó)利率市場(chǎng)化進(jìn)程正在逐步推進(jìn)之中。在利率市場(chǎng)化改革中，應(yīng)考慮到運(yùn)用利率政策來(lái)發(fā)揮對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響。中央銀行通過(guò)靈活調(diào)控短期利率，引導(dǎo)短期資本流出入，從而反向調(diào)節(jié)外匯儲(chǔ)備的增減變化，最終發(fā)揮對(duì)外匯儲(chǔ)備政策的影響。第二，完善公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)調(diào)控手段?，F(xiàn)階段，為了對(duì)沖外匯占款增加，我國(guó)中央銀行除了回收再貸款以外，近年主要依靠發(fā)行中央銀行票據(jù)。如前所述，中央銀行的對(duì)沖功效存在種種問(wèn)題。為此，我們一方面要繼續(xù)完善中央銀行票據(jù)發(fā)行制度，另一方面要豐富中央銀行票據(jù)的期限結(jié)構(gòu)，增加1年期以上的票據(jù)發(fā)行。2、 推進(jìn)外幣政策與外匯儲(chǔ)備政策協(xié)調(diào)