我国外汇储备变动与货币内生性实证分析:2000-2005
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内容提要:货币的内生性或外生性问题决定了中央银行货币政策操作目标的可控性，本文通过实证分析表明，近期由于外汇储备变动，我国货币的内生性比较明显。因此，必须从宏观环境改革入手，辅之以各种配套的制度建设，以增强中央银行对基础货币的调控能力。
关键词:基础货币;外汇储备;回归分析;协整检验
中图分类号:F832．6文献标识码:A文章编号:1003-4161(2007)01-0027-04
1998年，我国正式将货币供应量作为货币政策中介目标。这其实隐含货币供应量是外生变量的前提。货币具有外生性或内生性，理论上并无一致的结论。近两年，随着国际资本大规模地流入，我国货币供应量更多表现出内生性的特点。
1 ．理论与文献综述
早期的詹姆斯•斯图亚特指出，一国流通只能吸收一定量的货币，经济活动水平使货币供应量与之相适应。马克思认为是商品和货币的内在价值决定商品的价格，从而与流通的商品量共同决定社会的“必要货币量”[1]。米尔达尔把纸币本位制下M与P(或PY)的单向前因后果关系重构为双向的相互关系[2]。新古典综合学派将货币定义为“流动性”，并指出流动性的最重要来源是大量的非银行金融中介机构。格利和肖指出，货币供给量决定于非银行金融机构和社会公众的行为。托宾指出，金融机构的信用创造取决于公众的资产偏好，而资产偏好又由经济发展程度决定[3]。
我国学者对货币内生性的研究起步较晚。冯春平[4]认为，中期内，货币供应量对产出的影响是逐渐下降的。长期内，货币供应量对实际产出呈中性，仅对物价产生影响[5]。第二种观点认为，我国货币供应量非完全中性，货币供应量的周期性变动主要受公众需求变化的影响，而不是来自货币当局或银行系统，但同时中央银行对货币供应量控制能力较强[6]。第三种观点认为，我国经济生活中存在货币供给的“倒逼机制”，所以我国货币供应量具有很强的内生性[7]。
货币内生(Endogenous money)是指货币存量由经济活动自身创造出来。它与货币存量由外生于本国生产过程的某个机构(通常是中央银行)提供外生货币(Exogenous money)含义完全不同[8]。在开放条件下，出口与投资､消费作为拉动经济增长的三驾马车之一，以及由于经济高速增长而带来的国际资本流动，属于经济活动自身创造的内部因素。基于这种认识，本文从货币内生性的角度，研究在开放条件下，国际储备变动对我国货币供给量的影响。
2．我国货币供应量内生性的分析
我们对货币供应量的研究从基础货币开始，基础货币的内生性可以由其来源解释。1994年以前，基础货币来源分为三大部分。一､人民银行对银行系统(主要向四大专业银行)贷款，是基础货币最主要来源，占人民银行总资产的67%~73%。二､外汇占款在基础货币供给中份额不断上升，由20世纪80年代下半期占人民银行总资产的3%~5%，到90年代上半期占7%~14%[9]。三､人民银行对中央财政预算的透支与借款是基础货币供给的重要组成部分，占到人民银行总资产的10%~13%[10]。
1994年的金融改革使基础货币供给发生了新的变化。一､外汇占款逐渐成为基础货币投放的主渠道。1994年我国开始实行单一汇率与结售汇制，外汇占款在基础货币供给中的比重激增至26%，并从此稳步上升至2003年的58%，2004年达到创记录的80%。二､对银行系统贷款(包括贴现)仍是基础货币供给的重要组成部分，但趋势是比例逐步减少，2004年下降到16%。这是由于1994年后中央银行基础货币投放方式的转变所致。三､中央银行基本停止对中央财政的透支和借款。1994~2000年稳定在1 582．8亿元，2001年后有所增加，但占基础货币供给的比重呈下降趋势①。以上数据充分表明了我国货币内生性的特点。
我国实行的事实上的固定汇率制和结汇制是基础货币内生性的主要原因。1994年我国实行的人民币汇率改革，一方面极大地调动了各经济主体的创汇积极性;另一方面，中央银行不得不通过大量购入外汇，以稳定人民币汇率。在浮动汇率体制资本流动情况下，国际收支不平衡只导致汇率的变化，货币当局基础货币供给则不受影响。在固定汇率体制下，市场供求主导汇率水平，为了保持汇率的稳定，货币当局必须经常干预外汇市场。在目前我国实行结汇制与资本项目外汇管制的条件下，对外贸易顺差､境外长期投资与短期投机资金的流入意味着国际收支不平衡加大②。而以稳定汇率为导向的汇率政策必然导致中央银行的外汇市场操作是单一方向的运作。即通过不断购入外汇的方式向社会注入基础货币，这种基础货币的内生性是不言而喻的。可以很容易通过M―D模型进行理解。
如图1，当出口增加，巨额外资流入，IS曲线就会从IS1移到IS2，由于资本账户管制，无法通过资本流出达到货币市场均衡，导致货币市场利率上升。迫使货币当局增加货币供应量，以满足货币需求。这种情况下的货币供应量是适应GDP的变动而增长的内生变量，中央银行只不过是根据实体经济变动所导致的货币需求量变动而调节具有弹性的基础货币供给而已[11]。
3．数理模型分析
由于我国采取的是欢迎FDI而谨慎引进证券组合投资的政策，经济增长前沿课题组[12]的研究表明，证券组合投资似乎并不值得关注。因此，我们以国际收支的货币分析法的常规数学模型进行分析。该模型由三个方程组成:
Md=(Pa Y bu)/rc
(1)
Ms= m(D+F)
(2)
Md= Ms
(3)
(1)表示完整的货币需求函数，(2)表示考虑了基础货币国外部分的货币供应函数。Md､P､Y､r分别表示名义货币平衡的需求量､国内价格水平､实际收入､利率，a､b､c､u 分别表示货币需求的价格弹性､货币需求的收入弹性､货币需求的利率弹性以及误差项;Ms､m､D､F分别表示国家货币总供给､货币乘数､基础货币的国内部分以及基础货币的国外部分。
由(1)､(2)､(3)得:(PaYbu)/r c =m (D+F)
(4)
对公式两边取自然对数得:a Ln P+b Ln Y+Ln u-c Ln r = Ln m + Ln( D+F )
(5)
对公式(5)求关于时间t的导数，得到:
(a/P)(dP/dt)+(b/Y)(dY/dt)+(1/u)(du/dt)- (c/ r)(dr/dt)
= (1/m)(dm/dt)+[D/(D+F)](1/D)(dD/dt)+[F/(D+F)](1/F)(dF/dt)
(6)
设 D+F=H，(1/P)(dP/dt)=gP，(1/Y)(dY/dt)=gY 等等，我们得到:
a gP +b gY+ gu c gr = gm + (D/H) gD +(F/H) gF
(7)
得国际收支的货币分析法经验检验公式:
(F/H) gF = a gP+b gY+gu- c gr- gm-(D/H)gD
(8)
通过对公式(8)的分析，我们可以得出以下结论:
①假设物价增长率､实际收入增长与利率增长､货币乘数增长为零(由于它们在公式中负相关，我们的假定似乎合理)，这样国家的国际储备加权平均增长率[(F/H) gF]成为国家基础货币国内部分加权增长率[(D/H)gD]的负数。这意味着，在其他因素不变的情况下，当国际储备(F)增加或减少，货币当局只能减少或增加与(F)相等的基础货币量。这样，货币当局只能决定货币供应量的组成，而不能决定其大小。也就是说，在固定汇率体系下，国家对于其货币供给没有控制能力，货币政策独立性受到威胁。
②当P､r､m不变时，Y的增长一定要求D､F之一增长或都增长。这表明D与F都可以成为经济增长的动力。当国内信贷D不足时，可以通过引进外资F弥补本国的融资缺口，从而增加投资，促进经济增长。但另一方面，外汇储备F的增加，在固定汇率条件下，将导致货币投放增加，引发P上升，即存在引发通货膨胀的风险。因此，货币当局必须进行对冲操作。
根据以上分析，我们以外汇占款(F)､央行对存款货币银行债权(YD)､央行对政府债权(ZD)为解释变量，以基础货币(B)为被解释变量。数据采集2000年1月到2005年6月的月度数据，前三项来源于中国人民银行网站③的货币当局资产负债，流通货币来自货币概览。将数据绘成曲线图如下(单位:亿元):
由于原数据系列并非是完全线性变化的，并消除在回归分析中可能存在的异方差，对以上四个变量分别取对数，记为LF､LYD､LZD､LB。同时为了避免非平稳性变量建立回归模型带来的伪回归，对已产生的四个对数序列数据进行平稳性检验。即对LF､LYD､LZD､LB进行ADF单位根检验，设滞后期P=1，取含常数项和趋势项的表达式，四个序列的t统计值分别为:-1．302858､-4．118305､-1．969374､-2．391349，1%显著性水平的临界值-4．1059。结果表明LF､LZD､LF均未通过单位根检验，而LYD通过。说明除LYD外的序列都存在单位根，是非平稳序列;LYD是平稳序列，不与进行后续检验。
由于非平稳数据必须是同阶单整才可能存在协整关系，设P=1，取含常数项和趋势项的一阶差分进行ADF检验，LF､LZD､LB的统计值分别是-5．233471､-5．919442､-5．839625，1%显著性水平的临界值为-4．1083，可见LF､LZD､LB的t统计值均小于1%显著性水平的临界值，可以断定这三个序列均为一阶单整，满足协整条件。采用EG两步法进行协整检验，先用被解释变量LB对LF､LZD进行最小二乘回归，得两个协整方程如下:
LB = 4．735061+0．572769LF+ε1 (1)
(23．08146) (28．08498)
(0．0000)
(0．0000)
LB =5．503258+0．635478LZD+ε2 (2)
(6．671413)(6．050017)
(0．0000) (0．0000)
R2=0．924950
AdjR2=0．923777
D．W=0．340974
F=788．7660
R2=0．363834
AdjR2=0．353894
D．W=0．089306
F=36．60271
再用计量经济软件对方程(1)､(2)的残差ε1､ε2原序列进行含常数项，滞后期P=2的ADF检验，均能通过。因此可以认为估计残差ε1､ε2序列是平稳系列，这表明序列LB分别与序列LF､LZD具有协整关系。
考虑滞后因素，设P=2，对LF､LYD､LZD､LB进行Granger因果检验，结果为:对于LF､LYD､LZD不是LB的格兰杰原因的原假设，拒绝犯第一类错误的概率分别为0．00359､0．86248､0．58426，证明外汇占款的变动是基础货币波动的原因的概率很大，达99%以上;而央行对存款货币银行的再贴现和再贷款､央行对中央政府的贷款对基础货币波动的原因的概率较小，分别只有不到14%和42%。统计不显著。以上分析充分说明基础货币的波动主要来自于外汇储备的变动，央行的再贴现､再贷款以及对政府的借款虽然与基础货币之间存在长期关系，但实际上的影响效果较小。
根据格兰杰定理结论，协整变量之间一定存在误差修正模型。通过以上协整检验可知，虽然LF､LZD与LB之间都存在协整关系，但根据从一般到简单的模型确定方法，去掉统计检验不显著的央行对政府债权(ZD)，再由分布滞后模型的夸克方法，以一期的一阶差分序列进行回归，得误差修正模型为:
LBt=0．734649+0．828525 LBt-1+ 0．034293 LFt+0．072681 LFt-1
(2．104818) (11．89072)
(0．134439) (0．273509)
R2=0．977609
AdjR2=0．976508
D．W=1．562316 F=887．7852
从误差修正模型可以看出，基础货币的短期波动虽然主要来自于基础货币自身受某些因素的影响而发生变化，以至于当期的基础货币总量变动，对下一期的基础货币总量变动达到0．8285④。但外汇储备的短期变动对基础货币的短期波动影响也是明显的，达到0．1以上，只小于基础货币自身因素的影响。
5．结论与政策建议
根据以上分析，我们至少可以得出以下结论:
①现阶段，我国的基础货币供应主要受外汇储备变动的影响，基础货币与外汇储备之间不仅存在长期的协整关系，而且短期波动的影响也比较明显。而基础货币增量是货币供应量M1､M2增量的Granger原因的概率分别为95．2%和96．5%[13]。这充分证明了现阶段我国货币的内生性特点。中央银行对存款货币银行的再贴现和再贷款虽然是基础货币投放的重要方式之一，但对基础货币的影响正逐步减弱。从长期看，再贴现和再贷款与基础货币之间不存在稳定关系，短期对基础货币影响减弱。同样，原来作为基础货币投放手段之一的中央银行对政府的债权，对基础货币的影响也很小。这在很大程度上印证了我国基础货币投放方式的转变。
②中央银行以基础货币供应量作为货币政策操作目标，经过几年的发展已日渐成熟，但在目前情况下，其不足也显现出来。由于我国实行事实上的固定汇率制和结售汇制，外汇储备的变动将导致基础货币的波动。尤其在巨额外资流入的情况下，将扩大国内货币供应量，使货币当局失去对国内货币总量的控制。
根据以上结论，作者认为要从根本上改变目前基础货币供应被动增加的局面，应从以下几个方面入手:
1)从短期来说，中央银行应较大幅度调整其资产结构，增加可交易证券资产的比例，从而形成对冲操作的物质基础。为增加货币市场的广度和深度，应增加不同种类和期限可交易证券，扩大货币市场合格交易主体的规模，以加强货币政策操作对整个经济的调节。
2)从长期来说，积极稳妥地推进利率市场化改革。在市场决定利率水平的环境下，中央银行可以通过影响货币市场利率来影响金融机构信用的边际成本，从而影响信贷总量与货币创造，但这要求稳定的宏观经济环境，特别是可预测的稳定的通货膨胀率是利率工具可行的前提条件。其次，加快银行的现代企业制度改革，形成竞争性的银行制度。利率的变化不会影响软约束的银行，而处于垄断地位的银行可以通过压低存款利率和抬高贷款利率来获取超额垄断利润，扭曲资金价格。第三，对利率信息反应灵敏的､完善的金融市场才能迅速与均匀地传递中央银行货币政策的调整信息，从而达到中央银行通过利率实施货币政策意图的目的。
3)加快外汇市场建设，逐步形成合理的汇率生成机制。根据三元悖论，在资本自由流动的情况下，要保持货币的独立性就必须放弃固定汇率制。但在当前情况下，实施以市场供求为主导的､可管理的浮动汇率制度，对消除短期国际资本流动给基础货币控制造成的冲击更具有现实意义。一方面应形成市场化的汇率形成机制，有利于资金的合理配置;另一方面应建立外汇市场的均衡机制。如确立做市商制度，形成外汇供应与需求的弹性;通过建立外汇风险管理工具和风险监测机制，有效地预测和规避风险。第三有序放松资本账户管制，逐步形成由市场在长期内引导汇率和资本流动的趋势。
注释:
①以上数据来源于《中国金融统计年鉴》，并计算得出。
②有关具体数值参见(经济增长前沿课题组．经济研究，2005，4)。
③中国人民银行网站:Http//www．pbc．gov．cn。
④现在我们知道，影响基础货币的某些因素是中央银行对冲外汇占款增加而投放的央行票据。2004年央行净回笼基础货币6690亿元，其中4850亿元是通过央行票据发行完成的(数据来自央行网站并计算得出)。
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[作者简介]楚尔鸣(1965-)，男，湖南湘潭人，西北工业大学经济研究中心博士生，教授，日本大阪市立大学经营学研究科客座研究员。研究方向:金融理论，社会经济系统工程。
石华军(1972-)，男，湖南邵阳人，硕士研究生。研究方向:金融理论与制度创新。
肖珑(1979-)，男，湖南岳阳人，硕士研究生。研究方向:金融理论与制度创新。