2011年以來，我國為了控制持續(xù)高漲的物價(jià)水平，貨幣政策已由適度寬松（事實(shí)上是極度寬松）調(diào)整到穩(wěn)健，但是截止到2012年2月以來，受翹尾因素影響，我國的物價(jià)水平回調(diào)有限。貨幣政策作為我國最為重要的經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)手段之一，保證其在國際資本流動的國際環(huán)境下有效獨(dú)立的實(shí)施，將對于我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。而在開放經(jīng)濟(jì)條件下，國際資本異動是否已經(jīng)成為影響我國貨幣政策效果的重要因素之一，是我們必須認(rèn)真對待的挑戰(zhàn)性問題。持續(xù)的收支順差和外匯儲備增量的局面將面對越來越大的風(fēng)險(xiǎn)，因此需要研究適合的調(diào)控解決辦法。
隨著我國對外開放程度的日益提高，國際資本流動狀況對我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響越來越大，已經(jīng)不容小視。尤其在我國加入WTO組織以來，我國根據(jù)WTO組織的基本原則提高市場的透明度、給予外資金融機(jī)構(gòu)國民待遇，同時(shí)降低市場準(zhǔn)入門檻等措施，為國際資本進(jìn)入我國暢通了道路。但是，為了穩(wěn)定人民幣幣值，我國一直實(shí)行沖銷干預(yù)，使得我國的外匯占款和國際儲備連年增加。從圖表1可以看出，我國的外匯儲備、外匯占款規(guī)模與資本流動差額的走勢基本一致，大量的資本流入、持續(xù)的雙順差，導(dǎo)致外匯儲備激增，外匯占款也隨之急劇上升。外匯占款從2000年底的14291.14億元增加到2011年底的263161.15億元。進(jìn)入新世紀(jì)以后，我國的外匯儲備也突飛猛進(jìn)，2008年到2011年短短四年時(shí)間，我國的外匯儲備更是接近翻番（見圖表2）。
圖表1 1990年-2011年我國外匯儲備、外匯占款及資本流動差額走勢圖
數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行網(wǎng)站，http://www.pbc.gov.cn/
圖表2 2008年以來的我國外匯儲備規(guī)模和M2投放水平
數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行網(wǎng)站，http://www.pbc.gov.cn/
雖然大規(guī)模的外匯儲備解決了我國之前存在的外匯缺口問題，表明我國已經(jīng)具有強(qiáng)大的國際支付能力。但是，另一方面，我國的外匯儲備規(guī)模過大造成了資金的閑置，同時(shí)，這些外匯儲備的增加是通過外匯占款被動發(fā)放基礎(chǔ)貨幣換來的，中央銀行擁有的外匯占款越多，通過購買外匯資產(chǎn)被動發(fā)放的本幣數(shù)額也就越大。
從2008年以來我國的M2、外匯儲備增長趨勢來看，二者走勢幾乎重合（見圖3.2）。如果M2的增長是由外匯儲備通過外匯占款增加引起的，那么我國的貨幣政策獨(dú)立性將面臨很大的沖擊，而貨幣政策制定當(dāng)局還不得不面對這樣一種窘境：如果要維持人民幣匯率穩(wěn)定，則需要利用外匯占款被動發(fā)放貨幣，但是這樣又會增加國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的通貨膨脹壓力。這就需要我們進(jìn)一步分析如何在國際資本流動的條件下保持我國貨幣政策的有效性，并根據(jù)資本的流動情況相機(jī)抉擇地實(shí)行貨幣政策，以起到事半功倍的效果。
從上文的我國外匯占款與資本流動現(xiàn)狀分析中我們可以發(fā)現(xiàn)，資本流動變化與貨幣供給變動具有高度的一致性，其中外匯儲備則可能是一個重要的中間變量。長期以來，我國都以保持貨幣幣值的穩(wěn)定作為重要的貨幣政策目標(biāo)，即對外人民幣匯率穩(wěn)定，對內(nèi)國內(nèi)物價(jià)水平穩(wěn)定。而匯率制度安排則是實(shí)現(xiàn)人民幣匯率穩(wěn)定目標(biāo)的有效手段。因此，陳全功（2006）在書中提到“從貨幣理論角度，國際收支對貨幣供給產(chǎn)生影響的內(nèi)在機(jī)制包括兩個方面，一是國際收支狀況的變化直接或間接地影響到貨幣需求，從而影響貨幣供給；二是匯率制度安排直接影響到貨幣供給。我們稱這兩種機(jī)制為‘貨幣需求機(jī)制’和‘匯率體制供給機(jī)制’。”前者從屬于社會總需求的一部分，最終通過外匯儲備表現(xiàn)出來，而外匯儲備又會通過“匯率體制供給機(jī)制”影響基礎(chǔ)貨幣，最終影響貨幣供給量。
這里所講的“貨幣需求機(jī)制”是在貨幣供給內(nèi)生論的理論框架下的觀點(diǎn)，這一機(jī)制認(rèn)為貨幣供給是由貨幣需求決定的，國際資本流動的影響主要表現(xiàn)直接需求與間接需求兩方面：直接需求指的是對外貿(mào)易活動擴(kuò)張引起的經(jīng)常項(xiàng)目變化，形成的由于實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展而產(chǎn)生的對貨幣資金的需求的增加，其傳導(dǎo)機(jī)制是：出口量↑→國內(nèi)生產(chǎn)規(guī)模↑→生產(chǎn)資金需求↑→貸款↑→貨幣供給↑；間接貨幣需求或者叫引致貨幣需求指的是直接投資為主的資本和金融項(xiàng)目變化而形成的貨幣需求。另外，資本流入，尤其是外國直接投資增加了國內(nèi)的配套資金，誘發(fā)了更多的國內(nèi)投資，進(jìn)而盤活了國內(nèi)大量的閑置資金，引起貨幣需求增加，進(jìn)而導(dǎo)致貨幣供給增加。
“匯率體制供給機(jī)制”則是單純站在供給的角度來分析國際資本流動對貨幣供給的影響的。這是在1994年我國有管理的浮動匯率政策與強(qiáng)制結(jié)售匯的雙重作用力下，形成的為了維持人民幣匯率穩(wěn)定的貨幣政策目標(biāo)而形成的通過外匯占款被動發(fā)放人民幣，形成巨額外匯儲備的貨幣供給機(jī)制。這其中，外匯占款成為扮演影響貨幣供給的重要角色。當(dāng)然，隨著強(qiáng)制結(jié)售匯的淡出歷史舞臺，這一途徑的影響程度有所下降，但是有限浮動的匯率制和保持幣值穩(wěn)定的貨幣政策目標(biāo)都使得這一途徑還在繼續(xù)發(fā)揮作用。其具體傳導(dǎo)機(jī)制是：國際收支變化→外匯儲備變化→外匯供求關(guān)系變化→穩(wěn)定匯率要求下，中央銀行進(jìn)入外匯市場買賣操作→基礎(chǔ)貨幣投放變化→貨幣供給變化。
貨幣供給是指某一時(shí)點(diǎn)上經(jīng)濟(jì)中現(xiàn)存的貨幣數(shù)量。假設(shè)外國居民（包括機(jī)構(gòu)）不持有本國貨幣，本文參照Copeland（2002）的做法給出由中央銀行和商業(yè)銀行構(gòu)成的銀行體系資產(chǎn)負(fù)債表簡化形式（參見圖表3），據(jù)此說明國際資本流動對我國貨幣供給的基本影響。
圖表3 開放經(jīng)濟(jì)下銀行體系資產(chǎn)負(fù)債簡表
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中 央 銀 行 |
|||
|
資產(chǎn) |
負(fù)債 |
||
|
黃金和外匯儲備 |
FX |
貨幣發(fā)行（基礎(chǔ)貨幣） |
MB |
|
政府貸款（政府債券） |
LG |
||
|
商 業(yè) 銀 行 |
|||
|
資產(chǎn) |
負(fù)債 |
||
|
貨幣加商業(yè)銀行在央行的存款 |
MBb |
私人部門存款 |
D |
|
對消費(fèi)者和企業(yè)部門的貸款 |
L |
||
|
銀 行 系 統(tǒng) 匯 總 |
|||
|
資產(chǎn) |
負(fù)債 |
||
|
黃金和外匯儲備 |
FX |
流通中貨幣：MB – MB b = |
MBp |
|
國內(nèi)信貸：L + LG = |
DC |
公眾存款 |
D |
|
貨幣供給：FX + DC = |
Ms |
貨幣供給：MBp + D = |
Ms |
數(shù)據(jù)來源：Copeland，L. S. ， Exchange Rate and International Finance [M] ，中譯本，中國金融出版社，2002，第119頁
中央銀行負(fù)責(zé)持有國家擁有的黃金和外匯儲備，表現(xiàn)為其資產(chǎn)負(fù)債表中資產(chǎn)方的第一項(xiàng)內(nèi)容FX。中央銀行持有政府存款，同時(shí)在必要時(shí)對政府提供信貸服務(wù)，表現(xiàn)為中央銀行資產(chǎn)方政府貸款的LG內(nèi)容。另外，中央銀行也被稱作銀行的銀行。為了管理銀行體系運(yùn)行，所有的銀行必須是中央銀行的成員銀行，并要求在中央銀行中存放一定數(shù)量的存款，這構(gòu)成了中央銀行基礎(chǔ)貨幣（MB）的重要組成部分。
對于商業(yè)銀行來說，公眾存款是其負(fù)債項(xiàng)目的主要組成部分。為了能夠支付存款利息和彌補(bǔ)經(jīng)營成本，商業(yè)銀行必須有效運(yùn)用存款。商業(yè)銀行主要對企業(yè)部門發(fā)放貸款，但有時(shí)也對消費(fèi)者發(fā)放貸款，所有這些貸款構(gòu)成了銀行體系中資產(chǎn)的主要部分。從商業(yè)銀行來講，最好能夠?qū)⑷看婵疃甲鳛橘J款放出去。但是，為了滿足客戶可以隨時(shí)取款的要求，避免擠兌現(xiàn)象的出現(xiàn)，商業(yè)銀行必須留有一定比例的現(xiàn)金儲備。商業(yè)銀行持有的儲備包括商業(yè)銀行庫存現(xiàn)金和在中央銀行存款兩個部分，用MBb表示。
根據(jù)以上分析，將中央銀行的資產(chǎn)負(fù)債項(xiàng)目和商業(yè)銀行的資產(chǎn)負(fù)債項(xiàng)目加總以后可以得到：
FX + MBb +（LG + L）≡ MB + D （1）
（LG + L）表示整個銀行部門對私人部門和政府的貸款，屬于國內(nèi)信貸，用DC表示，將等式兩邊同時(shí)減去MBb，得到：
FX + DC ≡（MB - MBb）+ D （2）
基礎(chǔ)貨幣和商業(yè)銀行庫存現(xiàn)金及其在中央銀行的存款差額表示非銀行部門持有的現(xiàn)金，我們將其設(shè)為MBp，因此得到：
FX + DC ≡ MBp + D （3）
3式中，等式右邊等于流通中的貨幣加商業(yè)銀行中的私人部門存款，為全部貨幣供應(yīng)量Ms。因此，貨幣供應(yīng)量等于銀行體系創(chuàng)造的國內(nèi)信貸加中央銀行持有的黃金和外匯儲備，每增加一個單位的國內(nèi)貨幣供給必須由國內(nèi)信貸擴(kuò)張或者由黃金和外匯儲備增加引起。根據(jù)上述討論，我們可以將貨幣供給寫成：
△FX + △DC ≡△Ms （4）
從上述的結(jié)論公式4來看，我國的貨幣供給變化等于由銀行體系發(fā)行的國內(nèi)信貸總額變化加上國際儲備規(guī)模變化。因此，在我國當(dāng)前的有管理的浮動匯率制度下，貨幣供給不能視為政策變量，它是由影響國際收支平衡的那些因素（上一章提到的匯率預(yù)期、房產(chǎn)價(jià)格、股票市值、開放程度等因素）決定的內(nèi)生變量。而且，在開放經(jīng)濟(jì)中，我國的外匯儲備與國內(nèi)貨幣供應(yīng)MS有如下關(guān)系：
一方面，我國的貨幣供應(yīng)量是由外匯儲備(由于在我國國外資產(chǎn)凈額中，黃金所占的比重較低，略去這一變量并不影響分析的正確性，因此只考慮外匯儲備)及國內(nèi)信貸決定的，而外匯儲備變動作為影響貨幣供給的重要途徑，資本流動將通過影響外匯儲備進(jìn)而對貨幣供給產(chǎn)生影響；
另一方面，資本流動無論流入流出，都將對貨幣供應(yīng)量及外匯儲備產(chǎn)生影響：流入大于流出，則外匯儲備增加，MS增加ΔFX；流入小于流出，外匯儲備減少，MS減少ΔFX。
上一部分我們利用貨幣供給模型定性分析了資本流動對我國貨幣政策效果的影響，這其中隱藏一個重要的中間變量就是外匯占款。高增的外匯儲備，使央行被動地放出的巨額基礎(chǔ)貨幣，從而造成了大量外匯占款，人民幣的被動發(fā)放直接削弱了貨幣政策的有效性和獨(dú)立性，因而通過外匯占款對我國貨幣發(fā)放的影響程度，可以反映我國國際資本流動對貨幣政策效果的影響。從2000年以來我國外匯占款和M2的增長情況來看（見圖表4），外匯占款占M2的比例逐年攀高，尤其2008年以來已經(jīng)達(dá)到30%左右，其對M2的影響已經(jīng)不可小覷。下面將利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對其進(jìn)一步做定性分析。
圖表4 2000年以來我國外匯占款與M2走勢圖
數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行網(wǎng)站
基于上文的分析，外匯儲備是資本流動影響貨幣供給量的重要參數(shù)，而外匯占款更能直接反映資本流動對M2的影響，所以這里選擇外匯占款（PFP）作為外匯儲備的代理變量，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行金融機(jī)構(gòu)人民幣信貸收支表，另外選擇貨幣供給量M2作為貨幣供給的代理變量，數(shù)據(jù)來源為中國人民銀行網(wǎng)站。
鑒于數(shù)據(jù)的可得性，樣本空間選擇2000年1月到2012年2月的月度數(shù)據(jù)。
（1）單位根檢驗(yàn)
圖表5 變量的ADF單位根檢驗(yàn)
|
變量 |
ADF統(tǒng)計(jì)量 |
檢驗(yàn)類型 |
關(guān)鍵值 |
平穩(wěn)性 |
||
|
1% |
5% |
10% |
||||
|
M2 |
1.179 |
趨勢項(xiàng)、截距項(xiàng) |
-4.023 |
-3.441 |
-3.145 |
不平穩(wěn) |
|
ΔM2 |
-13.078*** |
趨勢項(xiàng)、截距項(xiàng) |
-4.023 |
-3.441 |
-3.145 |
平穩(wěn) |
|
PFP |
-3.162 |
趨勢項(xiàng)、截距項(xiàng) |
-4.023 |
-3.441 |
-3.145 |
不平穩(wěn) |
|
ΔPFP |
-10.285*** |
趨勢項(xiàng)、截距項(xiàng) |
-4.023 |
-3.441 |
-3.145 |
平穩(wěn) |
數(shù)據(jù)來源：作者編制
從表3.2檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，對于貨幣供給量M2和外匯占款PFP都是一階平穩(wěn)向量，且一階差分后的檢驗(yàn)結(jié)果都在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，即M2與PFP都為I（1）變量。
（2）Granger非因果檢驗(yàn)
由于Granger非因果檢驗(yàn)的前提是數(shù)列必須是平穩(wěn)的，因此通過上邊的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，我們必須先對變量貨幣供給量M2和外匯占款PFP做一階差分，即對M2增加值與PFP增加值做Granger檢驗(yàn)，結(jié)果如下表：
圖表6 Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)（lag=2）
|
原假設(shè): |
F-統(tǒng)計(jì)值 |
概率 |
|
DPFP不是DM2的格蘭杰原因 |
2.519* |
0.0842 |
|
DM2不是DPFP的格蘭杰原因 |
0.841 |
0.4334 |
數(shù)據(jù)來源：作者編制
從Granger非因果檢驗(yàn)的結(jié)果來看，與我們之前的理論分析結(jié)果大致相符。在10%的顯著性水平下拒絕DPFP不是DM2的Granger原因的原假設(shè)，接受DM2不是DPFP的Granger原因的原假設(shè)，即說明外匯占款增長具有很強(qiáng)的解釋貨幣供給量增長的能力，而相反，貨幣供給量增長卻不具備解釋外匯占款增長的能力。
（1）VAR模型建立及單位根檢驗(yàn)
建立VAR模型前首先考慮滯后階數(shù)k的選擇問題，根據(jù)施瓦茨（SC）檢驗(yàn)的結(jié)果，滯后2期為最優(yōu)滯后期，所以選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為2。
自回歸過程中是否含有單位根將決定脈沖沖擊影響是趨于收斂（平穩(wěn)）還是發(fā)散（非平穩(wěn)）。同理，含有單位根的VAR模型也是非平穩(wěn)過程，將對我們接下來要做的脈沖響應(yīng)分析有不小的影響，因此，在此對VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性分析。檢驗(yàn)結(jié)果如圖表7：
圖表7 VAR模型單位根檢驗(yàn)
|
滯后期: 2 |
|
|
特征根 |
絕對值 |
|
0.748389 |
0.748389 |
|
-0.60411 |
0.604113 |
|
0.557001 |
0.557001 |
|
-0.35359 |
0.353586 |
數(shù)據(jù)來源：作者編制
檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有的特征根均在單位圓之內(nèi)，即特征值的模均小于1，則過程平穩(wěn)。
（2）協(xié)整檢驗(yàn)
通過前面進(jìn)行的單位根檢驗(yàn)，我們已知名義貨幣供給量M2和外匯占款PFP均是I(1)變量，即同階非平穩(wěn)向量，可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，由于VAR是無約束的，而協(xié)整是有約束的，因此協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后一般為VAR的最優(yōu)滯后減去1，因此，這里Johansen協(xié)整檢驗(yàn)滯后期取1，檢驗(yàn)結(jié)果如圖表8：
圖表8 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)
|
滯后期間: 1 |
||||
|
原假設(shè)協(xié)整個數(shù) |
特征值 |
跡統(tǒng)計(jì)量 |
0.05臨界值 |
Prob.** |
|
None * |
0.354007 |
63.28972 |
15.49471 |
0.0000 |
|
At most 1 |
0.002542 |
0.366487 |
3.841466 |
0.5449 |
數(shù)據(jù)來源：作者編制
從檢驗(yàn)結(jié)果來看，模型的變量組至少存在1個協(xié)整向量。據(jù)估計(jì)，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量為（1.000，-4.946）。協(xié)整關(guān)系表明，名義貨幣供給量和外匯占款之間存在長期均衡關(guān)系，并且具有顯著的正相關(guān)性，平均外匯占款上升1個百分點(diǎn)將增加名義貨幣供給量4.946個百分點(diǎn)。這同前文Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果基本一致。
（3）脈沖響應(yīng)分析
研究VAR模型的穩(wěn)定性，是通過研究在給模型的一個變量沖擊時(shí)，根據(jù)不同滯后期的反應(yīng)，來分析這個沖擊是如何影響其他變量的，消失亦或是增大。如果消失，則系統(tǒng)是穩(wěn)定的。從上面的分析來看，該系統(tǒng)穩(wěn)定，在此基礎(chǔ)上，對模型進(jìn)一步進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)是分析一個誤差項(xiàng)發(fā)生變化對系統(tǒng)帶來的滯后影響，這里主要分析外匯占款增量DPFP對貨幣供給量增量DM2當(dāng)前值和未來值所帶來的沖擊作用。將脈沖響應(yīng)時(shí)間設(shè)定為20期。用殘差協(xié)方差矩陣的Cholesky因子的逆來正交化脈沖，結(jié)果如圖表9：
圖表9 外匯占款增量對貨幣供給增量的脈沖響應(yīng)
數(shù)據(jù)來源：作者編制
從圖表9中可以看出，當(dāng)在本期給外匯占款增量一個正沖擊后，貨幣供給增量在第二個月小幅下降之后，將在第三個月產(chǎn)生最大的正向沖擊，之后這種沖擊波動逐漸呈波浪形減弱，并在1年半后逐漸接近零點(diǎn)。這表明，外匯占款增量對貨幣供給增量的正向沖擊效果主要在短期顯現(xiàn)，而之后這種影響逐漸減弱。
（4）方差分解
為了進(jìn)一步分析外匯占款增量DPFP在貨幣供給增量DM2被動增加方面的影響程度，即貢獻(xiàn)率，這里將采用方差分解方法做進(jìn)一步分析。
圖表10 外匯占款增量對貨幣供給增量沖擊的方差分解
數(shù)據(jù)來源：作者編制
圖表10中縱軸表示DPFP對DM2變化的貢獻(xiàn)率，橫軸表示滯后期間數(shù)。從圖中，我們可以看出在第3個月DPFP對DM2的貢獻(xiàn)率上升幅度最大，達(dá)到約4%，在之后的半年內(nèi)貢獻(xiàn)度逐漸上升，并在半年后穩(wěn)定在8%左右?？傮w來看，外匯占款增量DPFP對貨幣供給增量DM2變動的貢獻(xiàn)率將近達(dá)到8%，影響不容忽視，可以進(jìn)一步為貨幣政策的實(shí)施提供一定的決策依據(jù)。
通過上述的實(shí)證分析，我們可以得到如下幾點(diǎn)結(jié)論：
（1）通過Granger非因果檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)的分析，外匯占款增量對貨幣供給增量的影響是顯著的，即外匯占款是我國貨幣供應(yīng)量變化的原因之一。隨著國際資本流動規(guī)模的逐年擴(kuò)大，外匯占款逐漸成為特定時(shí)期中國基礎(chǔ)貨幣投放的重要途徑，其通過基礎(chǔ)貨幣變動影響貨幣供給量的傳導(dǎo)機(jī)制為：國際收支順差→國外凈資產(chǎn)↑→外匯儲備↑→外匯占款↑→基礎(chǔ)貨幣↑→貨幣供應(yīng)量↑。通過外匯占款與貨幣供應(yīng)量的因果性檢驗(yàn)，證明了中國國際資本流動變化通過外匯占款對貨幣供給量的影響傳遞途徑及其作用效力。
（2）通過脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果，我們可以看到外匯占款增量對貨幣供給增量的正向沖擊在第3個月達(dá)到最大，并隨著時(shí)間推移逐漸減少并消失，這說明我國外匯占款對貨幣供應(yīng)量的影響有一定的時(shí)滯，不過這種影響是收斂的，因此，其對貨幣供應(yīng)量的影響主要體現(xiàn)在短期內(nèi)。
（3）方差分解的結(jié)果顯示，國際資本流動通過外匯占款變動所引起的外匯儲備變化是我國人民幣被動發(fā)放的重要手段。但是從結(jié)果來看，外匯占款增量對貨幣供應(yīng)增量的影響并不十分明顯，這也使得基礎(chǔ)貨幣呈現(xiàn)很強(qiáng)的內(nèi)生性。也就是說，雖然難度在不斷增大，但是我國中央銀行仍然可以通過沖銷政策來調(diào)控基礎(chǔ)貨幣。（完）
文章來源：節(jié)選自天津財(cái)經(jīng)大學(xué)武鑫碩士論文《國際資本流動對當(dāng)前我國貨幣政策效果影響研究》
本篇編輯：左偉
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