外汇占款论文

外汇占款论文（共8篇）

外汇占款论文 篇1

►►一、外汇管理制度与外汇储备

在1991年以前, 我国外汇储备的口径包括国家外汇库存以及中国银行外汇年终余额。1992年中国银行商业银行化经营后, 国家外汇储备的口径便缩小为仅为国家外汇库存。外汇储备是指国家外汇库存。简单地说, 鼓励出口、引进外资以结售汇制度导致了我国外汇储备的大量增加, 而由于外汇储备由货币当局持有, 因此, 在央行向商业银行购入外汇的时候不可避免地将在商业银行的备付金账户贷记入人民币响应的金额, 由此扩大了基础货币的发行。此即“外汇占款”。1994年, 我国取消企业外汇留成, 实际银行结售汇制度。1996年7月起, 对外商投资企业也实行结售制度。

►►二、近年外汇占款与货币供给的数据关系

2002年至2008年期间, 外汇储备共增13626.75美元。如按每年末汇率中间价折算, 增加的外汇占款性基础货币为106704.6987亿元人民币。同时期基础货币共增66254亿元人民币。因而, 外汇占款对基础货币的贡献率为161%。各年的具体情况见下表:

注1:外汇储备增加额数据及外汇数据引自国家外管局网站。

从分析数据中我们可以看出, 由于外汇占款发行基础货币占比过大, 以至于央行压缩其他货币发行渠道, 甚至用发行票据回收基础货币。从表中数据可以看出, 共压缩了其他渠道发行基础货币额为40450亿元人民币。或者说, 在2002至2008年期间, 其他渠道发行的基础货币额为-40450亿元人民币。

►►三、外汇占款对我国货币供给的影响

(一) 经常项目顺差所引起的外汇占款对货币供给的影响

以经常项目为例, 外汇占款首先起因于外向型企业的出口收入。企业在商业银行的外汇帐户余额超出了留存比例规定, 必须卖给商业银行。商业银行留存的外汇超出了外管局规定的保有外汇头寸的限制, 多余头寸必须在外汇市场上再卖出 (买方可能是其他商业银行, 也可能是中央银行) 。而商业银行向中央银行卖出外汇时, 中央银行同样要在其备付金帐户上贷记人民币 (但这个人民币是基础货币) 。如果将两个步骤联系起来看, 设外向型企业向商业银行卖出量为E的外汇, 设货币乘数为K, 设企业向商业银行以及商业银行向央行卖外汇时的汇率均为R, 则有:1.外向型企业向商业银行卖外汇时立即得到总额为ER的人民币;2.商业银行向中央银行卖外汇时得到总额为ER的存款准备金;3.商业银行还有 (K—1) ER的信贷额度可以进行信贷扩张。

(二) 外汇占款的增加使货币供给的内生性增强

当经常项目和资本项目出现净顺差时, 中央银行的外汇储备增加, 基础货币投放、货币供应量增加;反之, 当经常项目和资本项目出现净逆差时, 中央银行的外汇储备减少, 基础货币投放中的外汇占款减少, 货币供应量减少。对于国际收支, 中央银行已基本不能直接控制, 国际收支的变动主要取决于国民收入水平、进出口状况和资本流动情况。中央银行只能通过利率、汇率来间接影响进出口和资本流动, 从而间接影响国际收支。

在外汇储备激增的情况下, 外汇占款在基础货币投放中占有越来越大的比重, 自1998年之后, 外汇占款就基本上成为基础货币投放的主要方式。这导致了外汇渠道发行货币的比重提高, 强化了本国货币制度对外汇储备和可兑换货币的依赖程度, 使外汇渠道的人民币发行成为刚性的, 这无疑从体制上强化了货币发行的内生性, 削弱了中央银行调控货币供给的主动性。

(三) 货币供给的时滞缩短, 中央银行控制基础货币更为困难

外汇占款的大量增加使货币供给的时滞缩短。中央银行主要通过基础货币的投放来调控货币供给, 在封闭经济条件下, 中央银行主要通过对商业银行和其他金融机构的贷款来投放基础货币, 基础货币从投放到扩张要经过从中央银行到商业银行的一系列信贷活动以及从银行体系到企业体系的存款、贷款转化过程。在这一过程中, 中央银行能否顺利实现基础货币的投放在很大程度上取决于商业银行的行为, 如果中央银行通过再贴现对商业银行贷款时商业银行对获得贷款的积极性不高, 不愿进行再贴现, 则中央银行就无法顺利实现基础货币的投放。在开放经济条件下, 中央银行可以通过外汇占款投放基础货币, 1994年外汇体制改革以来, 随着我国外汇储备的迅速增长, 外汇占款成为基础货币投放的主要渠道。由于我国实行结售汇制度, 外汇占款能通过银行结售汇体系将基础货币迅速地转化为企业存款, 这导致货币供给的时滞缩短, 从而使对货币供应量的控制更为困难。

参考文献

[1]邓涛.外汇占款对货币供给影响的实证分析[J].新金融, 2010 (1) .

[2]孙逊, 张强.信贷与外汇占款变化对货币供给增长的影响[J].统计与咨询, 2009 (5) .

从外汇占款看准备金率 篇2

2012资金回流中国概率大

美联储在2012年首次议息声明中，表示“将极低的利率水平至少维持至2014年底”，比之前的措辞又更宽松。在经济温和复苏、失业率缓慢下行而通胀可控的背景下，如果经济和就业略有不达预期，美联储仍然有较大动力推出QE3。

欧央行为缓解欧债危机导致的市场流动性不足，在2011年12月底推出了大规模长期再贷款操作（LTRO）。欧央行的LTRO实际上是打了折扣的量化宽松，从这两个月以来的效果来看，反映市场流动性的3个月美元LIBOR利率缓慢下行，边缘国国债需求上升且收益率下降，市场对欧洲的担忧情绪正在缓和。欧央行即将推出第二轮LTRO，欧央行向银行体系注入更多的流动性很可能会进一步缓和欧债的风险。

在货币政策缓慢宽松、财政政策定向突击的背景下，在2012年中国经济将呈现U型复苏走势。资金对中国经济硬着陆的担忧会逐步消退，大规模流出中国的可能性很低。相反地，一旦中国经济在2012年中企稳回暖，资金回流中国的动力会更强。

2012外汇占款估测

贸易顺差在2008年达到2981亿美元的顶峰后逐年下降，政府也在政策上引导，逐步解决外部不平衡问题，我们认为虽然今年的出口增速和进口增速均会大幅下行，但贸易顺差具有粘性，下滑幅度不会太大，预期今年贸易顺差为1300亿美元。

直接投资净流入度量外商直接投资（FDI）减去中国对外直接投资，该指标这些年都是在500亿美元徘徊。我们保守估计2012年直接投资净流入为500亿美元。

境外投资收益在这些年来基本上都是逐年增长的，这和我们国家外汇储备年年上升是密切相关的。我们预期2012年境外投资收益为1300亿美元。

境外上市融资波动比较大，在2006、2010年这些好的年份为300多亿，但在2008年仅为46亿美元。这里保守估计，预期2012年境外上市融资额仅有100亿美元。

“热钱”是波动最大的变量，根据我们上一节的分析，由于全球流动性不断释放、对中国软着陆担忧的消退和央行维持人民币汇率升值预期，在2012年热钱流入的概率比流出的概率高。这里我们仍然保守估计，预期热钱流入额为0。

综合以上各项，2012年外汇储备增量为3200亿美元的概率是比较高的，除非贸易顺差大幅下降或热钱大量流出。以2012年人民币兑美元平均价为6.2来计算，换算成人民币的外汇储备增量为2万亿元。

在2012年，货币政策只是缓慢宽松，存款增速不高再加上很多商业银行受存贷比限制，商业银行用外汇兑换人民币的意愿较强，因此新增外汇占款超过外汇储备增量的概率是很大的。由于外汇储备增量为2万亿，保守估计2012年新增外汇占款2万亿是大概率事件，有可能会高一些。

我们认为，在外汇占款月均增量大概1600亿的背景下，如果一直暂停发行央票，那么降准1次就足够提供流动性，但这种情形发生的概率较小。考虑到央行会适时重启短期央票发行，央行2次下调存款准备金率的可能性最大。

外汇占款论文 篇3

关键词：外汇占款,货币供给,实证分析

我国的外汇储备处于持续增加的状态,自2006年起取代日本,成为世界第一储备大国。所谓外汇占款(Purchase of foreign exchanges)是指中央银行收购外汇资产而相应投放的本国货币。在当前市场经济体制中,外汇储备的增加,会引致外汇占款的增加,而外汇占款作为基础货币的基本组成部分,基础货币必然会随外汇占款的增加而增加。最后,在货币乘数的作用下,货币供给量成倍扩张。

目前学术界有关外汇占款对货币供给影响的研究成果主要有:刘柏认为,在开放经济中外汇储备积累导致外汇占款增加,继而货币供给量增加,最后引起通货膨胀和国内生产总值的变化,削弱了中央银行货币政策的独立性和有效性[1];岳意定和张璇运用协整理论进行实证分析,结果表明不论长期或短期外汇储备和基础货币之间都存在明显的影响关系[2];孔立平和朱志国运用实证分析法以中央银行资产负债表和货币数量论为基础,研究结果表明我国外汇储备增长是造成流动性过剩的原因[3];许冬玲和许先普指出外汇储备是货币供给的重要来源,外汇占款会导致货币供给变动[4];许先普和殷石龙研究了开放市场经济中外汇储备和货币政策的内在关系及影响路径,结论是外汇储备变动使我国货币政策效果产生变化的渠道主要是货币供给量[5];陈红艳认为,数额庞大的外汇占款成为制约货币政策有效性的重要原因[6];牛晓健和陶川构建SVAR模型分析外汇占款从货币到信贷这一传导过程对货币政策的影响程度,结果表明外汇占款增长对货币供给量和金融机构贷款有显著影响[7]。本文将对我国外汇占款对货币供给的影响作用进行实证分析,以进一步确定外汇占款对货币供给的影响系数的大小,定量分析外汇占款对货币供给的影响程度。

1 变量选择与数据说明

1.1 模型和变量选择

外汇占款对货币供给的影响效应采用q阶VAR模型[8]进行分析。VAR(q)模型为

Yt=A1Yt-1+…+AqYt-q+εt

其中,Y=(lnwhzk,lnM2),whzk 代表外汇占款,M2代表货币供给量。

1.2 数据说明

由于我国中央银行货币政策中介目标是以广义货币供给量M2为主,而且M2与国民经济生活的关系最为密切,所以选取M2作为内生变量。样本数据是采用2000年1月至2012年9月的月度数据,样本数量为153个。外汇占款数据和M2数据均来自于中国人民银行,计量单位都是亿元人民币。

所有数据均采用X-12法进行季节调整和用CPI平减以消除物价变动因素,并进行自然对数变换。

2 数据检验

2.1 单位根检验(ADF)

前面的分析中已对外汇占款数据做过ADF检验,它属于一阶单整序列I(1)。现在只需对货币供给量M2及其差分进行单位根检验,视其单整性以判断变量间是否存在协整关系。

表1和表2表明,ln M2的原序列未通过ADF检验,是非平稳序列,但其差分序列在1%的显著性水平下通过了ADF检验,是一阶单整序列I(1)。所以,外汇占款和货币供给量可以进行协整分析。

2.2 模型滞后阶数的确定

建立VAR模型,最关键的一步就是确定模型的滞后阶数。

经比较,参照AIC准则和EPE最终预测误差指标,将VAR模型的滞后阶数确定为2阶。

2.3 Johansen协整检验

外汇占款变量和货币供给M2变量都是一阶单整序列I(1),满足协整分析的要求。运用Johansen协整检验法中的特征根迹检验和最大特征值检验进行协整分析,滞后阶数选择1期。检验结果见表4和表5。

迹统计量和最大特征值都显示在5%的显著性水平下,外汇占款和货币供给量之间存在1个协整方程。标准化的协整系数为:

将协整关系写成代数表达式:

lnM2=7.128233+0.596319lnwhzk (1)

式(1)表明在长期内我国外汇占款和货币供给量之间存在稳定的均衡关系。Lnwhzk每增加1%,lnM2就增加0.6%,也就是外汇占款与货币供给量之间是同方向变动的,与经济理论的分析结果相一致。

3 Granger因果关系检验

为进一步验证外汇占款和货币供给量之间的因果关系,用Granger因果关系检验法对变量进行分析。

根据检验结果,外汇占款和货币供给量之间存在单向因果关系,即在5%的显著性水平下货币供给量M2是外汇占款变化的Granger原因,但外汇占款不是货币供给量变化的Granger原因。

4 VAR模型、脉冲响应和方差分解

4.1 VAR模型

外汇占款和货币供给量的VAR模型表达式为:

LNM2=0.05865177692+1.090093697*LNM2(-1)-0.09887960619*LNM2(-2)-0.07877268961*LNWHZK(-1)+0.08474081094*LNWHZK(-2) (2)

LNWHZK=0.198156748-0.1416816014*LNM2(-1)+0.1155328634*LNM2(-2)+1.22243131*LNWHZK(-1)-0.2089946129*LNWHZK(-2) (3)

对VAR(2)模型进行平稳性检验,检验结果见图1。所有特征根倒数的模都小于1,位于单位圆内,VAR(2)模型是平稳的。

4.2 向量误差修正(VEC)模型

现建立VEC模型,考察变量之间偏离长期均衡状态时,调整回均衡状态的调整速度。

D(LNM2)=-0.00105605027*( LNM2(-1)-0.4801764248*LNWHZK(-1)-7.325684281 )+0.1023279603*D(LNM2(-1))-0.07749253796*D(LNWHZK(-1))+0.01357469346 (4)

D(LNWHZK)=-0.02225719965*( LNM2(-1)-0.4801764248*LNWHZK(-1)-7.325684281 )-0.1137968159*D(LNM2(-1))+0.2126437002*D(LNWHZK(-1))+0.01630859401 (5)

向量误差修正模型表明,在货币供给量方程中当短期波动偏离长期均衡状态时,通过误差修正向量将以约(-0.001)的调整力度恢复均衡。在外汇占款方程中,偏离长期均衡状态时,调整力度约为(-0.023)。

4.3 脉冲响应分析

用脉冲响应函数来分析当在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对外汇占款和货币供给量的当期值和未来值所产生的影响,具体描述变量间的相互冲击和响应的轨迹。

从图2可知,货币供给量对来自外汇占款的一个标准差新息冲击,并未立即响应,其后缓慢衰减至第5期的-0.001 8,以后一直稳定在这个水平左右。外汇占款对来自货币供给量的一个标准差新息冲击,立即作出0.006 9的正向响应,之后缓慢衰减,到第25期冲击响应值为0.000 1,到第36期衰减至-0.004。

4.4 方差分解分析

用方差分解评价外汇占款和货币供给量对预测方差的贡献度,研究模型的动态特征。

从图3可以看出,货币供给量M2的预测误差波动主要源自于自身变动,以第3期为例,货币供给量M2的预测标准差为0.020 4,其中98.94%由货币供给量M2自身的残差冲击所致,1.06%由外汇占款的残差冲击造成。基本上,每一期货币供给量M2和外汇占款对该预测误差的贡献比例是大致相同的。外汇占款的预测误差波动也主要是由自身变动造成,自身变动对预测误差的贡献率保持在85%以上。在第36期,自身变动对外汇占款预测误差的贡献百分比为98.19%,而货币供给量M2对外汇占款预测误差的贡献百分比为1.81%。

5 结论

构建VAR模型进行实证分析,结果表明我国外汇占款和货币供给量M2之间存在稳定的均衡关系,外汇占款对货币供给量M2产生持续的拉动作用。我国外汇占款的巨剧增长,造成货币供给大幅增加,容易引致货币市场失衡和通货膨胀现象。

参考文献

[1]刘柏.我国国际收支对货币政策独立性的冲击[J].财经问题研究,2005(9):34-38.

[2]岳意定,张璇.我国外汇储备对基础货币影响的实证研究[J].世界经济研究,2007(1):48-53.

[3]孔立国,朱志国.对外汇储备激增与流动性过剩关系的理论分析与实证检验[J].金融与经济,2007(12):12-16.

[4]许冬玲,许先普.我国外汇储备变动对货币政策的影响研究[J].理论探索,2008(6):80-83.

[5]许先普,殷石龙.开放条件下外汇储备变动对货币政策的影响[J].上海金融学院学报,2008(5):46-51.

[6]陈红艳.外汇储备快速增长对货币政策有效性影响的研究[J].经济师,2009(12):43-45.

[7]牛晓健,陶川.外汇占款对我国货币政策调控影响的实证分析[J].统计研究,2011,28(4):11-16.

外汇占款论文 篇4

▲预计二季度新增外汇占款月平均值约1000亿元，与一季度 2515亿元的月均增量相比将明显回落。

▲货币政策进一步放宽松的可能性不大，但货币政策将继续维持稳定，出现流动性极度匮乏的可能性不大。

2014年3月15日，人民银行宣布进一步扩大人民币汇率浮动幅度，银行间即期外汇市场人民币兑美元交易价由此前围绕中间价上下浮动1%，扩大到浮动2%。本次汇改后，人民币汇率在市场中的浮动幅度加大，经济主体对未来人民币汇率的走势开始产生不同预期。从3月开始，不同经济主体的持汇和购汇意愿及行为已经在慢慢发生变化，其对外汇占款及央行货币政策的影响也已开始显现。

汇改后经济主体的结售汇意愿已出现显著变化

本轮汇改后，由于人民币兑美元汇率持续疲弱，企业和个人的结汇意愿开始下降，持汇和购汇意愿开始上升，突出表现在以下三个方面：

（一）3月结售汇顺差总量和（工作）日均增量已较前两个月下降

根据央行和外管局最新公布的数据，3月结售汇顺差规模为2465亿元，环比较2月下降11.8%。此外，3月（工作）日均结售汇顺差117.4亿元，环比下降28.6%，低于2月164.5亿元和1月203.5亿元的水平。

（二）外币存款在本外币存款中的占比继续攀升

外币存款在本外币存款总额中的占比相当于衡量国内经济主体存款资产的币种选择偏好，可视为持汇意愿。3月该比例为2.81%，也就是说，国内企业和个人每100元的存款资产中，有2.81元选择以外币形式持有（见图1）。该比例在2014年1月和2月分别为2.75%和2.79%，而2013年12月更是低至2.48%。据此可见，国内经济主体在人民币汇率波动加大和人民币走弱的情况下，边际上更多选择以外币形式持有存款资产，持汇意愿逐步上升。

图1 3月外币存款在本外币存款总额中的占比继续上升

资料来源：彭博、Wind资讯、招商证券

（三）远期结售汇顺差规模明显下降

2014年1至2月，受人民币升值预期的影响，企业远期净结汇签约规模较大。2014年1月远期结售汇顺差1547亿元，2月远期结售汇顺差1390亿元，均远高于2013年679.8亿元的月均顺差规模。但在汇改和人民币汇率走弱的影响下，3月企业远期净结汇的积极性明显下降，当月远期结售汇顺差规模迅速下降至165亿元的规模，环比下降88.1%，同比下降83.9%。

3月新增外汇占款环比保持增长的四个原因

既然本轮汇改后，经济主体的持汇意愿已经上升，结汇意愿已经下降，为何3月新增外汇占款为1892亿元，高于2月的1282亿元呢？笔者认为原因主要有以下四个。

（一）3月海关统计贸易差额由逆差回升为77亿美元的顺差

受春节等季节因素的影响，2月份贸易顺差较低甚至出现逆差，而通常3月份将出现回升。从2000年至2003年月度贸易顺差占全年顺差比例的均值来看，2月的顺差规模在全年中的占比最低（1.2%），3月小幅回升到2.8%（见图2）。2014年也符合这一规律，2014年3月海关统计贸易差额由逆差回升至顺差77亿美元，减弱了市场对贸易持续逆差的担忧，对外汇供求的改变和外汇占款回升有影响。

图2 2000-2003年月度贸易顺差占全年顺差比例的均值

资料来源：Wind资讯、招商证券

（二）美联储QE退出的负面影响出现阶段性缓解

从国际因素看，美联储2014年1月中旬继续减少购债规模的决定，对包括中国在内新兴经济体的资本流向影响显著，这是2月新增外汇占款较1月大幅回落的重要原因。但从笔者观察的高频指标看，进入2月中下旬，韩国、台湾和印度等新兴经济体的资本外流情况已明显缓解（见图3），这预示中国的国际资本流动环境在3月较2月将有所改善。

图3 韩国等经济体股票市场的国外投资者投资净额变化

（请美编将“台湾”改成“中国台湾地区”）

资料来源：彭博、Wind资讯、招商证券

（三）2月外汇占款与结售汇数据之间的差可能转移到3月

根据外管局公布的数据，2月结售汇顺差规模达2796亿元人民币，远高于当期1282亿元的新增外汇占款。整体看，结售汇和外汇占款数据应该是同一笔兑换业务的不同统计，两个数据应该基本一致（见图4）。过去在个别月份，也出现过结售汇与外汇占款不一致的情况，比如2012年11月、12月。不过，到2013年1月，两个数据差的方向逆转，整体差距收窄。据此推测，2月外汇占款与结售汇之间的数据差也会在此后的数月逐步弥补回来。

图4 多数时候新增外汇占款与结售汇差额的规模和方向比较接近

资料来源：Wind资讯、招商证券

（四）3月跨境人民币对外净支付放大外汇占款增量超过1000亿元

回顾过去半年的外汇占款数据预测，笔者整体感觉实际的外汇占款增量要高于招商外汇供求强弱指标的预测值。这背后的原因，应该主要和人民币的跨境对外净支付规模快速攀升有关（见图5）。例如，在以美元结算的情况下，出口100和进口30带来的是70的新增外汇占款；如果出口仍以美元结算和结汇，外汇占款增加100，但进口30以人民币结算，因未发生购汇则外汇占款增量是100。根据人民银行发布的数据，2013年上半年人民币对外净支付月均225亿元，第三季度上升到462亿元，第四季度上升到779亿元，增速惊人。根据外管局公布的数据，2014年1月和2月，人民币跨境对外净支付分别为1008和1064亿元，2014年3月人民币跨境对外净支付额更是高达1446亿元，贡献了当期新增外汇占款中的绝大部分。

图5 人民币跨境净对外支付额增长迅速

资料来源：Wind资讯、招商证券

对二季度新增外汇占款规模的预测

2014年第二季度新增外汇占款走势如何？目前笔者主要考虑几个变数，多与政策有密切关系：第一，央行扩大人民币汇率波幅后是不是“基本退出”日常干预？这一点对外汇占款预测影响巨大。如果央行基本不干预外汇市场，外汇供求的变化主要体现在汇率波动上，则外汇占款的增量会在目前的基础上有所回落；第二，央行对跨境人民币业务及其背后的套利问题采取怎样的态度？如果坐视不管，则人民币对外净支付仍可能推高外汇占款增量；第三，央行和外管局2014年在人民币资本项目可兑换改革进程的推进速度及其影响如何，例如“沪港通”对结售汇的影响，再如汇发（2014）2号《国家外汇管理局关于进一步改进和调整资本项目外汇管理政策的通知》逐步执行对结售汇和外汇占款的影响。

鉴于央行对人民币区域化和国际化持积极态度，笔者估计其很快对人民币跨境交易进行严格管束的可能性并不大。因此，尽管二季度企业和个人的持汇意愿上升导致其结汇增速相对较慢，但考虑到人民币跨境对外支付的放大作用，预计二季度新增外汇占款月平均值在1000亿元左右。

新增外汇占款回落对债券市场流动性的影响

如果二季度新增外汇占款月均增量果如笔者预测仅为1000亿元左右，与一季度 2515亿元的月均增量相比就是明显回落了。外汇占款在二季度的显著回落会导致国内流动性紧张，并促使2013年6月的“钱荒”重现吗？

笔者认为这种情形出现的可能性不大，主要是因为：一方面，债券市场对二季度新增外汇占款的回落已有预期，这一点与2013年5月初预期不同，当时市场普遍认为外管局的汇发（2013）20号文不可能有效管住虚假贸易，外汇占款不会显著下降。另一方面，央行的货币政策态度似乎有所“微调”，下调县域农村商业银行和农村合作银行法定存款准备金率的举措被市场视为货币政策“微调”的信号。尽管二季度央行的货币政策进一步放宽松的可能性不大，但货币政策维稳的态度与2013年5月至6月强硬的态度相比还是要温和很多。

作者单位：招商证券研究发展中心

外汇占款论文 篇5

关键词：外汇占款,利率,VAR,协整分析

为缓解2008年全球金融危机对我国经济的影响, 应对国内外日益复杂的经济环境, 使经济保持较为稳定的增长, 我国央行从2008年年初至2011年年末共调整存贷款基准利率十次。与此同时, 我国外汇占款保持了近4年的正增长在今年10月份被打破, 负增长达到248.92亿元, 增加了我国流动性紧张的局面。

单独采用某项货币政策工具对经济进行调节, 往往会因为决策时滞和实施时滞造成预期目标不能按期完成, 因此国家更倾向于多种货币政策工具共同使用。但是, 如果各项政策工具配合不当, 也会造成政策的效果相抵, 甚至会违背最初设定的目标。为此, 本文采用向量自回归 (VAR) 模型和Johansan协整检验对外汇占款与利率政策工具之间的相关关系加以探讨。

一、指标体系构建、数据来源以及方法选择

(一) 指标体系构建

我国外汇占款是基础货币投放的主要渠道, 使得我国货币供应量大大增加, 中央银行收购的外汇资产在资产负债表中主要表现是外汇。我国利率政策工具主要有:调整中央银行基准利率, 调整金融机构法定存贷款利率, 制定金融机构存贷款利率的浮动范围, 制定相关政策对各类利率结构和档次进行调整等, 选择金融机构人民币存贷款一年期基准利率和央行对金融机构贷款一年期基准利率。为此, 本文用于货币政策工具协调性分析的指标体系构建如下表1。

(二) 数据来源及说明

所用数据均来源于中国人民银行网站 (http://www.pbc gov.cn/) , 数据区间为2000年1月至2010年12月。外汇数据用以2000年1月定基的cpi进行消除物价影响。其余原始数据均为各项指标的调整值, 所以对指标未做调整的月份沿用最近一期修改后的值作为当月该项指标的值, 月内对指标数值有调整的, 则采用天数加权得到该项指标的平均值作为当月值。同时, 为消除季节影响, 采用X11季节加法模型对所有数据进行处理, 最后对数据取对数, 以消除异方差。所用指标见表1。

(三) 研究方法的选择

本文选择向量自回归 (VAR) 模型和Johansen协整检验对货币政策工具之间协调性进行分析, 是基于VAR模型, 规避协整检验中滞后区间的难以选择问题。

二、货币政策工具协调性的实证分析

为了分析各项指标之间的协调程度, 首先对各序列做单位根检验, 确定其单整阶数, 然后建立VAR模型, 得到各项组合的稳定性及最优滞后阶数, 最后对相应组合进行Johansen协整检验, 得到协整方程标准化系数, 以此对各组合分析其协调程度来进行指标之间的相关分析。

(一) 单位根检验

采用ADF单位根法来检验各变量的平稳性, 为后续的分析做准备。若计算ADF统计量的值大于临界值, 则接受, 认为检测的变量时间序列含有一个单位根, 变量时间序列是不平稳的;反之, 则认为变量时间序列是平稳的。结果由eviews6软件产生, 结果见表2。

由表2可以看出, 各序列的原始值均为不平稳的, 但是一阶差分后各序列均为平稳序列, 即均为I (1) 。

(二) 协调关系的检验

1. 三项组合的关系检验。三项组合的VAR模型见表3, 相应协整检验见表4。

三项指标组成的可行协整关系系数整理结果见表5, 检查各协整方程系数可以发现:

(1) 存款利率和贷款利率对外汇占款的长期弹性分别为14.41和-32.00, 对外汇占款的影响程度大, 存款利率对外汇占款起推动作用, 而贷款利率对外汇占款起抑制作用;

(2) 存款利率和央行贷款利率对外汇占款的长期弹性分别为13.2和-25.37, 对外汇占款的影响程度大, 存款利率对外汇占款起推动作用, 而央行贷款利率对外汇占款起抑制作用;

(3) 贷款利率和央行贷款利率对外汇占款的长期弹性分别为125.05和-201.88, 对外汇占款的影响有成倍数的效益, 但贷款利率对外汇占款的影响方向为正向, 而央行贷款利率对外汇占款的影响方向为反方向的。

整体来看, 存款利率对外汇占款起促进作用, 贷款利率和央行贷款利率与存款利率搭配对外汇占款起到了有效的抑制作用, 但存款利率和央行贷款利率搭配对外汇占款的作用方向相反。

2. 四项组合的关系检验。

表6为四项组合的基于VAR模型的协整关系系数, 从该部分可以发现:存款利率, 贷款利率和央行贷款利率对外汇占款分别起促进和抑制作用。

外汇占款增加, 导致基础货币投放增多, 流动性加强, 为合理控制货币供应量, 必须紧缩国内信贷。金融机构存、贷款利率, 影响企业以及个人对货币的需求, 但对流通中货币量的影响有限;央行贷款利率, 可以有效的控制金融机构的信贷能力, 影响金融机构存、贷款利率的调整, 进而加强对流通中货币的控制力度。

三、结论及政策建议

(一) 结论

1. 三项组合分析, 存款利率对外汇占款起促进作用, 贷款利率和央行贷款利率与存款利率搭配对外汇占款起到了有效的抑制作用。

2. 四项组合分析, 存款利率, 贷款利率和央行贷款利率对外汇占款分别起促进, 促进, 抑制作用。

(二) 政策建议

1. 货币政策工具应合理搭配使用。

2011年开年以来, 截止到5月16日, 央行四次上调存款准备金率, 央行票据共发行三十三期, 金融机构存贷款基准利率调整两次。结合本文的数据分析, 不同货币政策工具组合可以促进政策目标的实现, 弥补单一政策工具无法满足经济调节所有要求的缺陷。在我国当前流动性过剩的背景下, 合理搭配使用货币政策工具尤为重要。

2. 公开市场业务仍需完善。

公开市场业务在我国近年来得到了很大程度的发展, 由于其主动性、灵活性和时效性等特性, 已经成为我国央行的主要货币政策工具之一。同时, 公开市场业务被视为发展中国家外汇冲销的主要手段。但是, 由于我国资本市场和证券市场发展滞后于发达国家, 公开市场业务受到一定程度的局限。为了促进我国公开市场业务的进一步发展, 必须加大对证券市场的监管与完善。

3. 外汇储备应保持合理规模, 以缓解外汇占款压力。

央行于5月12日晚间宣布, 从5月18日起, 上调存款类金融机构人民币存款准备金率0.5个百分点。同日, 央行重启三年期央票, 以3.8%的中标利率发行了400亿元的三年期央票, 以2.9158%的中标利率发行了500亿元3月期央票, 以2.88%的中标利率进行了100亿元的91天期正回购。央行副行长胡晓炼指出, 上调存款准备金率, 主要是对冲外汇流入投放的新增流动性, 对金融机构的正常头寸并未造成大的影响, 总体效应呈现中性, 存款准备金率调整未来还有相当空间。然而, 我国外汇占款规模已经从2002年底的2.3万亿元增加到2010年底的22.58万亿元。因此, 一方面需要确定合理的外汇储备规模, 另一方面需要协调各种外汇占款冲销工具, 共同缓解外汇占款压力。

4. 积极推进利率市场化进程。

利率市场化是公开市场业务的必要条件, 利率是运用公开市场业务进行货币政策调控经济的主要杠杆。利率市场化改革作为金融体制改革的重要内容, 已写入十二五规划的建议中。中国人民银行行长周小川表示, 要有规划、有步骤、坚定不移地推进利率市场化改革。

参考文献

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[4]徐以升.对冲外汇占款央行成本或超万亿〔N〕.第一财经日报, 2011-5-16.

外汇占款论文 篇6

由于我国持续高涨的物价水平, 央行将适度宽松的货币政策调整为稳健的货币政策, 当前我国货币政策稳中求紧, 注重松紧适度。货币政策作为我国最为重要的经济调节手段之一, 保证其在国际资本流动的开放经济环境下独立有效地实施, 有利于我国经济的持续发展。然而, 随着我国经济外向型程度的加深, 持续多年的国际收支顺差导致外汇占款迅速累积, 央行冲销成本不断增长, 这已成为影响我国货币政策有效性的潜在因素。

在我国当前的外汇管理体制下, 外汇占款是银行体系流动性增加的重要渠道。我国的外汇占款在更大程度上是一种被动式的、不受控制的增长, 与此同时, 央行在公开市场上进行的干预很难完全消除外汇占款扩张的影响, 外汇占款增长带来的基础货币规模增加通过货币乘数效应放大, 最终很可能导致货币供应量超过经济正常运行和物价稳定的需要。为了防止经济过热和物价水平过高, 我国央行不得不使用各种货币政策工具来回笼多余的基础货币量。由此可以反映出, 外汇占款通过影响基础货币供应, 对我国货币政策工具的选择也具有重大影响。

综合各学派的观点, 货币政策传导途径主要分为货币途径和信贷途径。长期以来, 我国金融市场的融资方式以银行信贷的间接融资为主, 我国外汇占款对中央银行货币政策调控的影响主要体现在银行贷款这一信贷途径上。

研究外汇占款对我国货币政策传导的影响, 有利于帮助我们理清思路, 解决外汇占款影响我国货币政策自主性和宏观调控效果的问题, 央行更有效地防范风险和危机, 为我国日后货币政策的制定和调整提供指导。

二、实证模型简介

向量误差修正模型 (VECM) 是将协整和误差修正相结合的模型。在该模型下, 可以分析经济变量之间的短期调整动态和长期均衡关系。

VECM模型的一般形式:

其中πyt-1代表协整关系;t=1, …, T;误差项为不存在序列自相关的向量, 均值为零, 方差协方差矩阵为Ω;yt是一个px1的内生变量向量。

在VECM模型中协整关系表达成误差修正项的形式为 (根据下文实证分析得到) :

VECM=LM2-0.776864LLFI-0.032295LPFP-0.013875LRM-0.002403

该误差修正项的表达式与Johansen协整检验中得到的协整关系式是一致的, 只是在Johansen协整检验关系中加入一个常数项, 导致系数估计略有差别。

下文中确定的VAR模型的滞后阶数为4阶, 故VECM模型的滞后阶数为3阶。本文由2005年10月-2014年10月数据估计的向量误差修正模型可以表示为:

其中a是N×r阶向量, 分别为外汇占款余额、基础货币、广义货币供应量M2和金融机构贷款余额的差分序列。

三、基于VECM模型的实证分析

1. 数据来源与处理。

(1) 数据来源说明。依据数据选取的代表性、可得性和科学性原则, 考虑我国宏观经济数据的发布时间, 本文数据采集2005年10月-2014年10月的月度数据, 采集样本数为109个, 分别以PFP、RM、M2、LFI和DR表示外汇占款余额、基础货币余额、广义货币供应量、金融机构贷款余额和央行存款准备金余额。数据来源于中国人民银行网站和中经网统计数据库。

(2) 变量选取说明。外汇占款对我国货币政策的影响主要体现在货币政策传导的信贷途径上, 通过基础货币-货币供应量-信贷的传导过程反映出来。故本文选取了基础货币余额、广义货币供应量M2、金融机构贷款余额分别对应货币政策传导的各个环节。此外, 本文还将单独建立模型研究央行存款准备金政策对调控外汇占款影响的有效性, 故选取央行存款准备金余额 (DR) 作为变量。各变量的单位为亿元人民币。

商业银行是国家金融市场的主体, 商业银行贷款是企业负债经营时采用的主要筹资方式。由于货币供应的增加反映在商业银行和非银行金融机构的资产负债表上即为负债方的增加, 信贷市场上的资金供给也会随之增加, 故选取金融机构贷款余额作为变量。

(3) 数据处理。为了减缓选取的时间序列的波动以及异方差性, 本文对所有变量都进行了对数处理, 得到LPFP、LRM、LM2、LLFI和LDR。取自然对数单调变换后的各时间序列仍可保持其原有的统计特性和趋势。

2. 实证结果及分析。

(1) 单位根检验。本文对各时间序列进行单位根检验以确定各序列是否平稳, 然后构造各非平稳变量的线性组合, 进行协整分析。

首先, 对各变量进行ADF检验, 结果如表1所示。

来源:eviews估计结果

在5%的显著性水平上, LPFP、LRM、LM2和LLFI的ADF统计量均大于临界值, P值大于0.05, 所有变量均不平稳。但在一阶差分后P值均小于0.05, 即差分后变量平稳, 因此所有变量为一阶单整过程I (1) , 满足协整检验的前提条件--非平稳时间序列需同阶单整。

(2) 协整检验-Johansen检验法。基于回归系数检验的Johansen检验法适用于多变量的检验。

在eviews中建立VAR模型, 根据VAR模型选取最优滞后阶数的方法来选择VECM的滞后阶数。LR、FPE、AIC选择的VAR最优滞后阶数为4阶, 所以选取VECM的最优滞后阶数为3阶。

考虑到各时间序列有线性趋势特征, 再结合经济含义, 选取第二类形式中的模型 (4) 。具体的协整检验结果如表2所示。

如表2, 迹检验法和极大特征值检验法结果均显示存在2个协整关系。由于第2个协整方程显示系数之间的关系与经济含义相悖, 故选取第1个协整方程。

协整序列的图形和单位根检验结果如图2和表3。检验结果显示p=0.0002小于0.05, 且t值=-5.264715小于-3.454919, 故模型所对应的序列是平稳的, 即各变量之间存在协整关系。协整序列通过了单位根检验。

协整方程可表示为:

LM2=0.776864LLFI+0.032295LPFP+0.013875LRM+0.002403。

由于方程中的各变量均做了对数处理, 协整方程的意义揭示了各变量间的弹性关系, 可以解释为外汇占款、基础货币和广义货币供应量M2都对金融机构贷款都产生正的弹性。从方程中可以看出, 在长期中, 基础货币每增加1%, 会引起M2增加1.3875%左右;外汇占款每增长1%, 金融机构贷款余额增长0.042%左右, 说明金融机构贷款的增长中有一部分是由外汇占款增长引起的;M2每增长1%, 金融机构贷款余额增长1.287%左右, M2的增长能更大程度上解释金融机构贷款余额的增长。这是因为在"外汇占款-基础货币-货币供应量-信贷"的传导过程中, 货币供应量的变化与信贷的变化关系更紧密。

(3) VECM模型的估计和检验。从向量误差修正模型检验结果来看, AIC和SC值分别为-23.55441和-22.01258, 所以VEC模型的整体效果不错。

由于VECM模型要求各变量残差不能有自相关性, 故进行残差检验。在VECM估计窗口进行检验, 各方程对应的残差自相关图显示LPFP、LRM、LM2和LLFI都不存在自相关性, 满足VECM模型的要求。

(4) VECM模型的应用和分析。 (1) 格兰杰因果检验。格兰杰因果关系检验可以揭示各变量间引导方向, 即通过哪个变量可以更好地预测另一个变量。根据检验结果, 在5%的显著性水平上, 外汇占款是基础货币和广义货币供应量M2的格兰杰原因 (拒绝原假设) , 基础货币和广义货币供应量M2互为格兰杰因果, M2是金融机构贷款余额的格兰杰原因。说明外汇占款能够对预测基础货币和M2提供有用的信息, 同理, 基础货币能够对M2的预测提供有用信息, M2能够对金融机构贷款余额的变动预测提供有用信息。

(2) 脉冲响应。脉冲响应函数可以用来分析当系统受到外部冲击后系统中各序列的变动路径。图1是Combined Graphs形式的各变量的脉冲响应图。为了分析短期影响和长期影响, 本文将脉冲响应函数的滞后期设定为60个月, 即5年。横轴表示时间, 纵轴表示因变量对自变量的一个单位的标准差新息的正向冲击的响应程度。

首先, 从图1中可以看到, 当期一个单位的外汇占款的正向冲击对基础货币、M2和金融机构贷款余额的长期影响都是正向的。同时, 施加一个单位的外汇占款对基础货币的正向冲击后, 基础货币在短期内先下降后上升, 在10期后保持平稳的正向影响。下降的原因可能是央行的公开市场操作的逆向影响, 上升的原因是由于在结售汇制度下, 中央银行作为银行间外汇市场上的做市商购入企业多余的外汇头寸, 相当于新投放了基础货币, 故基础货币增长, 在长期趋于稳定。此外, 施加一个单位的标准差新息的基础货币的正向冲击后, M2在短期内经济了上下波动, 10期后这种影响趋于平稳。由于基础货币和货币供应量之间的关系通过货币乘数来连接, 基础货币的扩张效应通过货币乘数放大, 直接影响到货币供应量的变化, 故在长期中保持稳定的正向影响。同时, 广义货币供应量M2增长1%导致金融机构贷款余额在3个月内迅速增长0.1%, 随后升值幅度下降, 11期后保持平稳的正向影响。这是因为社会货币供给的增加即商业银行资产负债表上负债方的增加, 货币流入信贷市场, 信贷市场上的资金供给也由此而增加, 反映为金融机构贷款余额的增加。

从图1中看到, 作为"外汇占款-基础货币-货币供应量-信贷"传导机制上的最后一环, 金融机构贷款余额对一个标准差新息的外汇占款冲击的响应有一定时滞, 在短期内受到负向影响, 随后这种负向响应缓慢减弱, 在20期以后表现为较微弱的正向效应, 且这种正向响应具有持续效应, 即外汇占款的增长通过基础货币和货币供应量的增长效应对金融机构贷款余额的增加有长期影响。

(3) 方差分解。接下来通过方差分解从另一角度分析变量间的相互影响, 考察外汇占款冲击造成的波动在基础货币、货币供应量和信贷的波动中所占的比例, 即冲击的贡献度。方差分解的结果如图2所示。

从图2中可以看到, 外汇占款波动的原因主要来自于自身的变动, 也受到金融机构贷款余额的波动的影响, 受其他变量的影响很小。随着中国开放经济的发展, 作为国民收入的重要组成部分的国际收支是影响我国外汇占款的主要原因。基础货币的波动有18%左右由外汇占款的波动贡献, 央行为了购汇而在市场上投放了大量基础货币。在短期内, 广义货币供应量M2对金融机构贷款余额波动的贡献度超过60%, 说明信贷市场上货币供应量增长的效应显著。在中长期后, M2的贡献度缓慢下降到30%左右。但是, 可以看到, 外汇占款对M2和金融机构贷款波动的贡献度很低, 这反映其他因素对M2和金融机构贷款余额的影响以及央行公开市场操作如发行央行票据或存款准备金政策的冲销效应。

(5) 央行存款准备金政策冲销外汇占款影响的有效性。外汇占款对我国货币政策传导的影响已在上文进行了分析, 本文还将对我国央行应对这种影响的重要方式之一进行研究。目前, 在我国金融体制发展和经济环境变化的影响下, 央行的存款准备金率政策已成为我国冲销外汇的主要方式, 这种方式比起传统的发行高成本的央行票据有更多优势。提高法定存款准备金率不仅可以减少银行体系多余的流动性, 还可以通过货币乘数效应成倍地收缩货币供应量。但是, 法定存款准备金政策也存在着对经济影响效果过猛、难以把握预期效果和过高存款准备金率限制资本流动性等局限性。从我国的使用情况来看, 从2002年至今我国存款准备金率调整频繁, 该政策在我国货币政策中扮演了重要角色。

为了研究央行存款准备金政策对冲销外汇占款扩张影响的有效性, 下文将对LPFP、LDR和LLFI建立模型。经ADF检验, LPFP、LDR和LLFI均为一阶单整, 故可以建立VECM模型, 最优滞后阶数为1。经过协整检验, 显示变量间有一个协整关系, 标准化后的协整方程为:

LLFI=0.393603LPFP-0.885857LDR+0.010284。

从方程中可以看出, 金融机构贷款余额与外汇占款之间存在正向关系, 与央行存款准备金之间存在负向关系。这表明在长期中, 外汇占款快速增长会导致金融机构贷款余额迅速增长, 而央行通过上调存款准备金率的政策可以部分冲销这种扩张影响, 抑制金融机构贷款余额的过快增长。

对LLFI、LPFP和LDRA进行格兰杰因果关系检验。根据检验结果, 央行存款准备金的变化是金融机构贷款余额的格兰杰原因 (拒绝原假设) , 同时外汇占款增量也是金融机构贷款余额的格兰杰原因 (拒绝原假设) 。这说明, 央行通过上调法定存款准备金率等货币政策工具, 能够有效对冲银行体系中过量的流动性, 从而有效地缓解外汇占款增加对信贷市场资金供给的一部分压力。但是, 随着近年来我国金融市场的日益开放, 受到来自国际市场的大规模资金流动的影响, 央行存款准备金政策的效果和力度仍然是有限的, 不能完全冲销我国大规模的外汇占款扩张引起的金融机构贷款余额的增长。

四、启示和建议

1. 提高我国货币政策的有效性。

结合当前我国稳中求紧的货币政策, 在长期国际收支顺差和强制结售汇制度下不断攀升的大规模外汇占款, 同时考虑到近期央行加息、频繁公开市场操作和提高法定存款准备金率的表现, 我们应当更加关注"外汇占款-基础货币-货币供应量-信贷"这一传导过程, 提高对外汇占款扩张效应的警惕, 更加准确地制定和实施货币政策, 提高我国货币政策的有效性。

2. 控制国际收支顺差。

控制国际收支顺差对缩减我国的外汇占款规模有着直接效果。我国应当加快经济转型和"走出去"的步伐, 减少我国的贸易顺差规模。一方面, 要提高人民币汇率的弹性, 将汇率风险从中央银行向外汇投机者转移, 降低套汇、投机收益, 加强对国际资本流动的监控, 从而抑制外资的大量流入。另一方面, 要加快人民币国际化的进程, 鼓励企业对外投资, 平衡我国国际收支。

3. 使用多元化的货币冲销政策, 大力发展我国国债市场。

在当前我国外汇占款持续增加的情况下, 通过发行央行票据来回笼基础货币具有较好的效果, 但是发行央行票据存在成本高、期限错配和需支付利息的缺点。上文的实证结果显示, 法定存款准备金率的调控效果有限, 且同样存在局限性。因此, 使用多元化的货币冲销政策有利于充分利用各政策的优势, 扬长避短, 提供冲销有效性。其中, 大力发展国债市场这一公开市场操作对象, 使用国债作为货币政策工具的操作对象, 完善中央银行的现券交易, 可以实现灵活投放和回笼基础货币, 还能够规避央行票据和法定存款准备金政策的不足。

摘要：近年来, 外汇占款的大规模增长严重影响了我国货币政策的实施, 外汇占款已成为国内流动性的重要来源。本文采用2005年10月-2014年10月的月度数据, 运用协整分析和向量误差修正模型实证检验了我国外汇占款增加对货币供应量和金融机构贷款的影响。检验结果显示我国外汇占款增加对基础货币、货币供应量和金融机构贷款的具有正向影响, 这种影响具有滞后性、稳定性和长期性的特征。同时, 本文还考察了央行存款准备金政策对冲销外汇占款影响的有效性。

关键词：外汇占款,货币政策传导,VECM模型

参考文献

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[5]白颖.我国存款准备金政策的有效性研究[J].中国对外贸易, 2011年第18期.

外汇占款论文 篇7

对于外汇占款的研究, 国外学者的研究主要集中在一国外汇政策对货币政策的影响。20世纪60年代美国经济学家罗伯特·蒙代尔与马库斯·弗莱明提出了著名的蒙代尔-弗莱明模型 (即宏观经济中经典的M-F模型) , 根据这一模型可知, 一国在开放经济且资本自由流动的条件下若采取固定汇率制度, 则本国货币政策将失效;反之, 若该国需要货币政策的自主性, 就必须实行浮动汇率制。在此基础上, 美国经济学家保罗·克鲁格曼进一步提出了“三元悖论”, 认为一国在面对固定汇率、资本自由流动及独立货币政策3个政策目标时, 只能实现其中的任意2个, 而无法将这3个目标同时满足。我国学者对外汇占款或外汇储备的经济影响也进行了大量的研究, 朱启贵通过研究发现, 我国外汇储备已成为影响国内货币政策的重要影响因素之一, 并且外汇储备与物价指数之间存在较强的正相关关系。宋彩萍则通过实证方法得出外汇占款与物价指数间不存在格兰杰因果关系。胡晓炼从实务角度出发, 分析了外汇占款对我国货币政策自主性和有效性带来的挑战。李海海等人[2]提出加强货币政策配合使用及合理控制外汇占款等政策建议。综观上述研究成果可以发现, 国内外研究主要集中在外汇储备或外汇占款对货币供应及物价指数的影响, 而对资产价格所受的影响研究甚少, 本文也将通过这方面的研究对这一理论体系进行有益的探索和补充。

1 外汇占款对资产价格作用传导机制

根据我国经济增长的实际情况来看, 本轮经济增长事实上是始于2002年[3], 随后我国经济保持高速增长态势并有增长过热的趋势。即使在2008年全球金融危机的冲击下, 我国GDP增速仍保持在8%以上的高速增长。伴随高速增长而来的是全国物价的节节攀升, 经济过热的态势明显。然而此次的经济形势又与以往历次所经历的通货膨胀有所不同, 以往的经济过热主要是由于国内信贷投放过多, 固定资产投资过度而引发的全面的通货通胀。而在新的经济形势下, 我国的物价上涨是局部的、不均衡的, 其中主要表现之一便是房地产以及股票等资产价格的快速上涨。与此同时, 央行多次上调存款准备金率, 却对抑制通胀收效甚微。结合两方面综合来看, 国内流动性过剩的主要原因并不在于国内信贷扩张, 而是在于外汇占款所产生的被动货币投放过多并作用于房地产等资产领域。这也正是我国国内经济过热与人民币保持升值压力并存的根本原因之一[4]。具体来说, 外汇占款对资产价格的影响和作用机制可以分为以下2个方面来阐述。

(1) 外汇占款带来的流动性大量涌入我国资产投资领域直接推高资产价格。改革开放以来的人口红利与劳动力优势使得我国长期保持国际收支经常项目顺差, 而1994年和2005年的2次人民币汇率体制改革, 又严格实行结售汇制度, 限制了资本的流动保持汇率的稳定。这样虽然使得我国积累了大量的外汇储备, 排除了大规模的货币危机, 却使得国际收支经常项目和资本项目的双顺差日益严重, 由此产生的大量外汇占款通过结汇作为基础货币被迫投入市场, 严重的削弱的我国货币政策的独立性。其中, 由于近年来全球经济不景气, 我国国际收支中资本和金融项目顺差趋势相比经常项目的顺差更加明显, 这是人民币升值预期不断增强和国外资本看好我国发展前景的必然结果。同时也有大量的“热钱”通过非正式渠道涌入中国, 由这两部分外来资金所产生的流动性因为其自身的资金特点带有短期性、投机性和逐利性。相比与实体经济, 它们更乐意于向投资周期短, 利润率高以及价格波动大的资产投资领域, 如房地产和股市, 最终推高了股价、房价等, 形成资产泡沫。

(2) 央行冲销政策加剧了货币在产业间投放的不平衡, 投机氛围更加浓厚。外汇占款导致基础货币的增加, 很大程度是由于现行的结售汇体制和缺乏弹性的人民币汇率所被迫导致的, 银行体系没有更大的自主性控制其规模和数量。央行为了抑制通货膨胀, 不断采取正回购、发行央行票据等政策进行冲销干预以达到回收流动性的目的[5]。然而, 这一政策工具具有一般性, 即商业银行总体可自主发放的信贷量降低, 从而造成实体经济市场的流动性更加紧张。银行体系通过货币乘数, 将外汇占款所释放出的基础货币扩大倍数的投入到投资领域, 而原国内信贷的用于生产领域和流通领域的部分容易被挤出, 货币供应结构性失衡问题加剧。市场投机氛围加重, 资产领域由于过剩的流动性而价格快速上升。

综上所述, 这2种传导机制具体可简化为:在现有汇率制度和缺乏弹性的人民币名义汇率条件下, 国际收支顺差→外汇占款增加→基础货币增加→货币供应增加→流动性投入资产投资领域→资产价格上涨压力增大。根据这一机制可以得出结论, 近年来的资产价格快速上扬与外汇占款余额之间存在直接的联系, 因此可以以房地产价格作为资产价格的代表, 对二者进行实证分析分析。首先可以从直观数据进行分析, 我国近年来金融机构年末外汇占余额款和房屋销售价格指数的统计数据, 如图1和图2所示。

数据来源:中国人民银行网站。

数据来源:根据中华人民共和国国家统计局网站提供的统计数据整理。注:纵轴指标以2005年为基期, 假定2005年为100。

通过数据比较发现, 自2005年以来, 我国外汇占款与全国房屋销售价格指数均保持逐年递增、持续向上态势。

2 外汇占款与全国房屋销售价格指数关系的实证分析

通过上述理论可知, 外汇占款主要是通过对货币供应量的作用来影响我国资产价格的, 因此本文将选取外汇占款、货币供应量、资产价格三者作为主要研究对象。由于数据选取限制, 选取2005年第二季度至2011年第二季度的25个季度的经济数据作为样本空间, 其中外汇占款用W来表示, 以全国房屋销售价格指数来代表资产价格 (用F来表示) , 以广义货币供应量M2代表货币供应量来进行实证研究。同样, 这里的房屋销售价格指数是以2005年第二季度为基期, 将统计数据整理所得的, 假定2005年第二季度指数为100。样本区间内的各期全国房屋销售价格指数、广义货币供应及外汇占款余额的统计情况, 如表1所示。

2.1 平稳性检验

首先对上述三组时间序列变量进行平稳性检验, 本文采用的是ADF单位根检验方法。为了避免数据剧烈波动, 对各序列进行对数化处理, 新序列分别记作lnF, lnM2和lnW, 检验结果, 如表2所示。

通过检验结果可知, lnF, lnM2和lnW三组变量在检验中都没能通过平稳检验, 因此都是非平稳性时间序列。而再经过一阶差分处理之后, ΔlnF在5%的显著性水平上通过了平稳性检验, ΔlnM2和ΔlnW也均在1%的显著性水平上通过的平稳性检验, 所以三者都是一阶单整时间序列。通过散点图效果也可也发现lnF, lnM2, lnW三者之间确实存在明显的上升趋势和某种均衡关系。

数据来源:中国社会科学院金融数据统计库, 中国人民银行以及和讯宏观数据库。

2.2 构建VAR模型

向量自回归模型 (VAR模型) 是西姆斯 (Sims) 于1980年引入经济学中的, 这一模型对模型中各变量平等对待, 推动了经济系统动态分析的广泛应用, 是一种有效地相关时间序列系统预测模型[6]。模型可以通过对随机扰动对变量系统的动态冲击研究来解释各种冲击对经济变量形成的影响。本例首先通过滞后长度准则功能来评价滞后期, 最终选定本例中的滞后期数为3, 模型所得的VAR方程如下:

接下来对这一模型进行平稳性检验, 脉冲响应函数分析以及VAR方差分析。

(1) VAR平稳性检验。VAR平稳性检验是检验一个VAR模型的稳定性的检验过程, 通过VAR模型中各特征根的倒数值在单位圆内或者园外的分布情况, 可以判断该模型是否是一平稳的系统, 这一检验过程是VAR模型后续的脉冲响应函数分析及方差分析的前提。平稳性检验的检验结果, 如图3所示。

图3的结果显示, 此VAR模型中特征根的倒数值都在单位圆之内, 表明这个VAR模型是稳定的, 是一个平稳系统。这样就可以做脉冲响应函数分析和方差分析。

(2) 脉冲响应函数分析。由于本文主要研究对象是外汇占款对资产价格的影响, 所以这里只给出外汇占款冲击引起的房屋销售价格指数的响应函数, 如图4所示。

这里的脉冲响应图横轴表示冲击作用的滞后期间数 (单位:季度) , 纵轴表示房屋销售价格指数的对数, 实现表示脉冲响应函数, 代表房屋价格指数对相应的外汇占款的冲击的反应, 虚线表示正负2倍标准差偏离带[7]。从图中可以清晰看出, 当在本期给外汇占款一个正标准差新息冲击后, 房价指数在第2期开始反映明显, 以后各期逐渐增加, 到第4期后达到最大。随后经过一定的负向反映后, 从第8期开始再次出现正向反映, 到了13期之后影响逐渐减少, 到第36期仍为正值。这表明外汇占款的冲击会带来正向影响, 且这一冲击具有显著的促进作用和较长的持续效应。

(3) 方差分析。方差分析是通过分析VAR模型中的一个内生变量的冲击对其他内生变量变化的贡献度[8]。这一分析方法主要用来评价不同内生变量冲击的重要性。方差分析结果, 如图5所示。

通过方差分析, 可以研究发现, 对于房价指数而言, 广义货币供应量M2对其预测误差的贡献度一直保持在较低的水平, 自身的贡献度很高却一直呈现出下降趋势。外汇占款和M2一样在最初的表现不明显, 但是随着时间的推移, 它的影响不断扩大, 贡献度呈现较强的上升趋势, 明显超过M2。这说明了外汇占款和M2对房地产价格的影响都存在滞后效应, 并且外汇占款更不易控制。

2.3 模型结论

建立VAR模型并分析之后可以发现, 外汇占款与房地产为代表的资产价格之间确实存在稳定的长期均衡关系。并且由于外汇占款的倒逼机制, 使得它比广义货币M2对全国房价影响更大。M2不仅包括外汇占款随带来的被动的流动性, 还包括央行可控制的国内信贷, 而前期政府调控房价的货币政策手段主要集中于控制国内信贷。所以, 政府前期的干预对房价的影响并不明显。因此要想控制房价, 抑制房地产泡沫, 必须从根源上解决外汇占款问题。

3 政策建议

(1) 优化房地产调控手段, 更加注重对外汇占款的监测和管理。通过上述研究, 可以发现外汇占款的巨额增加是我国房地产为代表的资产泡沫形成的重要原因。我国对于房地产的调控的手段主要局限于紧缩国内信贷, 效果并不明显, 也造成大量小微企业资金面的紧张的情况[9]。央行应打破传统, 加大对外汇占款的统计和检测力度, 从根本上重视外部流动性进入我国经济的切入口。同时还要大胆宽松国内实体经济投资环境, 引导外汇占款所释放出的流动性更多的投入到实体领域, 服务于资金较为紧缺的实体经济的发展。

(2) 进一步改革我国外汇管理体制, 加快推进人民币国际化进程。事实证明, 过度僵硬的外汇管理体制严重不利于我国资本市场的资本流动。虽然我国近年来经常项目基本已达到完全开放水平, 资本项目开放水平也大大提高, 但是资本项目管制仍然较多, 对外投资规模相比引进外资规模较小。再加上人民币汇率弹性不足, 升值预期不断加强, 大量外资也纷纷涌入国内, 资产价格所受冲击强烈。应该适时放松外汇管制, 扩大汇率波动幅度, 扩大企业和个人持有的外汇, 以缓解央行收购外汇而释放本币的压力, 进一步提高货币政策的有效性。

(3) 积极冲销干预的政策效力, 缓解资产领域流动性过剩局面。相比于西方国家, 我国的公开市场操作业务并不发达。对于外汇占款随带来的资产领域过剩流动性问题, 央行加大了央行票据的发行来代替债券进行对冲[10]。然而, 央行票据的单一既造成的货币投放结构畸形, 又形成了高额的成本代价, 限制了票据的发行。必须进一步丰富我国债券市场品种, 设计出更多适合我国国情和实际经济状况的冲销工具和手段, 增强各种工具的有效性和灵活性, 提高央行对货币供应干预的效率。同时还要注意货币供给结构的合理调整, 保证各部门均衡发展。

(4) 加大对短期投机资本流入监管力度, 鼓励更多境内企业对外投资。当前形势下, 很多外汇占款是以国际短期资本的形式流入, 甚至其中还有一大部分还是通过非法途径进入中国的。对于这些投机性短期资本的流入应加大监管力度, 一方面, 要禁止没有实际贸易外来和直接投资背景的资本流入。另一方面, 要加大对合规引入的FDI (对外直接投资) 的审核。要更加注重所引入外资的投资结构, 健全贸易融资和资本项目数据统计检测系统。及时对可疑资金进行跟踪调查, 对非法资本加大处力度, 提高投机性资本进出的资金成本。

(5) 加强房地产等资产市场信息透明度, 建立健全信息预警预报系统。当前我国房地产及资本市场的发展仍然存在很多不规范地方, 市场信息披露并不充分, 传递机制也还不够完善, 信息不对称问题非常明显, 信息质量问题也直接影响社会对房价、股价非理性的预期。很多外部资金的注入更是容易引发羊群效应[11]。对此, 应该通过公共信息平台及时发布真实反映房地产市场供求的交易信息;要对参与炒作的外资规模加强统计分析, 设计出一套科学的, 可操作的风险评价指标系统, 帮助投资者作出理性投资决策, 促使市场价格理性回归。

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外汇占款论文 篇8

在理论方面, 外汇占款对通货膨胀的影响可以从货币供给这个传导渠道来进行论证。即外汇占款的增加将直接导致基础货币的增加, 并由于货币乘数效应进一步引起国内货币供应量的提高;在经济技术水平稳定的一定时期内, 货币供应量的增加将引起国内物价水平上涨, 从而形成通货膨胀现象。

1、外汇占款

外汇占款是指银行收购外汇资产而相应投放的本国货币。银行购买外汇形成了本币投放, 而所购买的外汇资产则构成银行的外汇储备。外汇占款对货币的影响具体表现为:中央银行购汇—形成央行所持有的外汇储备—投放基础货币。外汇占款对货币增长的影响不容忽视。

2、外汇占款引起货币供应量增加

基础货币 (MB) 等于在非银行部门中增加流通的通货 (C) 加上银行体系中的存款准备金总额 (R) 。所谓外汇占款是指中央银行为收购外汇形成的人民币资金占用。所以外汇占款的增减变化与外汇资产的增减变化基本一致。即当外汇占款增加 (或减少) 时, 外汇资产将相应地增加 (或减少) , 外汇资产作为总资产中的一项, 基础货币作为总负债中的一项, 由于借贷平衡, 所以MB也将相应地增加 (或减少) 。

又有:M=MBxm

M表示货币供应量, m表示货币乘数。由于货币乘数效应, 基础货币与货币供应量呈现同方向变动。

3、货币供应量增加引发通货膨胀

20世纪90年代以来, 对我国货币政策实践有较大影响力的货币需求公式是:

货币供给增长率=经济增长率+预期的物价上涨率

在一定时期内, 假设经济增长率不变, 则物价上涨会随着货币工资的增长而增长。综上所述, 我们可以从理论模型方面得出以下结论:外汇占款的增加将通过货币供给传导机制引发物价上涨。

二、实证分析

1、数据处理

本文选取外汇占款 (WHZK) 、货币供应量 (M1) 、法定存款准备金率 (RR) 、中央银行对金融机构再贷款利率 (LR) 从1998年1月至2012年10月的月度数据进行实证分析。

(1) 外汇占款。外汇占款的月度数据来自中经网统计数据库, 单位是亿元。由于该数据存在较明显的季节性, 因此采用Census X12乘法模型对其进行季节性检验, 并剔除季节性变动, 经过季节性调整后的数据变量名为SWHZK。

(2) 货币供应量。货币供应量月度数据来源于中经网统计数据库, 单位是亿元。货币供应量是指某个时点上全社会承担流通和支付手段的货币存量。本文采用的是狭义的货币供应量M1, 即M0+企业活期存款+农村存款+机关团体部队存款+个人持有的信用卡类存款。

M1的结构中, M0是我国居民消费品购买力实现的主要媒介手段, 对全国零售商品物价指数产生重要影响;其余的活期存款部分是生产资料市场购买力的主要媒介, 与生产资料价格水平和工业生产情况都有密切关系。M1是经济周期波动和价格波动的先行指标, 对M1的严密监测与调控对抑制通货膨胀和实现经济的健康增长具有十分重要的意义。

理论上的货币供应量是基础货币和货币乘数的乘积。而外汇占款正是通过影响基础货币来影响货币供应量的。

由于M1具有较强的季节性, 通过Census X12对其作季节性调整, 得到季节调整后的变量记为SM1。

(3) 法定存款准备金率。法定存款准备金率的数据来自国泰安数据库。法定准备率往往被视作中央银行重要的货币政策手段之一。中央银行调整法定准备率对金融机构以及社会信用总量的影响较大。从直观上看, 中央银行规定的法定准备率越高, 商业银行等上缴的存款准备金就越多, 其可运用的资金就越少, 从而导致社会信贷总量减少;反之, 如果中央银行规定的法定准备率低, 商业银行等上缴的存款准备金就少, 其可运用的资金来源就多, 从而导致社会信贷量增大。法定存款准备金率主要通过影响货币乘数来改变货币供应量, 法定存款准备金率越小, 存款货币扩张乘数越大;反之, 则越小。

(4) 中央银行对金融机构再贷款利率。对金融机构再贷款 (不含农村信用社) 利率来自于国泰安数据库。提高再贷款率是中央紧缩银根的标志, 会缩小全国的信贷规模, 其是通过影响货币乘数来影响货币供应量的。

(5) 居民消费价格指数。居民消费价格指数 (以上年为基数) 的月度数据来自于中经网数据库。居民消费价格指数 (CPI) 是度量居民生活消费品和服务价格水平随着时间变动的相对数, 综合反映了居民购买的生活消费品和服务价格水平的变动情况。它被视为测定通货膨胀的主要指标。本文也采取CPI作为度量通货膨胀和物价水平的指标。

2、外汇占款对货币供给影响的实证检验

本文以季节性调整后的货币供应量SM1作为因变量, 以季节性调整后的外汇占款 (SWHZK) 、法定存款准备金 (RR) 、中央银行对商业银行再贷款利率 (LR) 为自变量, 研究外汇占款对货币供应量的影响。

(1) 单位根检验。表1为单位根检验结果。从表1可以看出, 在5%的显著性水平上, 所有变量均不平稳, 但是一阶差分均平稳, 因此所有变量均是一阶单整过程。

(注:检验类型 (C, T, K) 中的C、T、K分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数, 0表示不包括;滞后的阶数按SC最小原则确定。)

(2) 协整检验。根据VAR滞后阶数间接选取协整检验的滞后阶数, 结果为6阶最优。由于部分变量存在截距和趋势, 且RR、LR并无明显的时间特征, 选取第三种形式作为协整检验的形式。

协整检验的结果显示有2个协整方程, 对协整序列做单位根检验, 在 (0, 0, 0) 的形式下P值为0.0020, 通过单位根检验, 即协整方程所对应的序列是平稳的, 各变量间存在协整关系, 检验结果见表2。

(3) VECM模型的估计与检验。表3为VECM模型的估计结果。由表3可以看出, 协整方程各自变量均较显著, 变量之间存在长期均衡关系, 货币供应量对外汇占款有着较高的长期敏感程度。各系数的符号符合经济意义, 移项写成协整方程后, SWHZK的符号为正值, 说明外汇占款增加对货币供应量有正向的影响。而准备金率一旦上升, 货币乘数就会减小, 从而对货币供应量有负向影响。再贷款利率与货币供应量也存在负向影响, 中央银行如果收紧对金融机构的放款, 则表明银根紧缩, 货币政策从紧。从t值来看, 外款占款对货币供应量的影响是最显著的。

(4) 脉冲响应分析。由VECM的残差自相关图可以看出各变量均不存在自相关性 (见图1) 。进一步查看脉冲响应图来分析变量间的相互作用关系。

从图1中可以看出, 货币供应量在外汇占款的冲击作用下具备如下特点:外汇储备变动给予货币供应量的冲击是正向的, 当SWHZK上调一个单位标准误差时, SM1在SWHZK的冲击下, 有一个正向的响应过程, 该响应的幅度较大且总体呈上升趋势, 在第5个月达到一个小峰值, 并仍有继续上升的趋势。货币供应量受外汇占款的标准单位冲击后其正向响应具备持久性和长期稳定性。

综合来看, 货币供应量在短期内变动主要源于自身的影响, 但在中长期内其对三个自变量的冲击响应越来显著, 如图2所示。

(5) 方差分解分析。方差分解结果显示 (见图3) , 在第1期由于基础货币的所有变动都来自自身的新生标准误差, 贡献度比例为100%, 之后其自身的贡献度逐渐下降。从长期看, 货币供应量变化中约21%由其自身决定, 具有相当强的自我扩张的内在能力。第1期外汇占款对货币供应量不具备解释力, 其影响存在滞后性。从第2期开始, 外汇占款的贡献度稳定上升, 趋于稳定后货币供应量的变化中约有8.6%由外汇占款解释。

3、影响通货膨胀因素的实证检验

(1) 单位根检验。表4为单位根检验结果。从表4可以看出, 在5%的显著性水平上, 所有变量均不平稳, 但是一阶差分均平稳, 因此所有变量均是一阶单整过程。

(2) 协整检验。根据VAR滞后阶数间接选取协整检验的滞后阶数, 结果为5阶最优。由于部分变量存在截距和趋势, CPI并无明显的时间特征, 选取第三种形式作为协整检验的形式。

协整检验的结果显示有1个协整方程, 对协整序列做单位根检验, 在 (0, 0, 12) 的形式下P值为0.0090, 通过单位根检验, 即协整方程所对应的序列是平稳的, 各变量间存在协整关系, 检验结果见表5。

(3) VECM模型的估计与检验。表6为VECM模型的估计结果。由表6可以看出, 协整方程各自变量均较显著, 变量之间存在长期均衡关系, CPI对货币供应量和外汇占款有着较高的长期敏感程度。各系数的符号符合经济意义, 移项写成协整方程后, SWHZK的符号为正值, 说明外汇占款增加对物价指数有正向的影响。SM1的符号也为正值, 说明货币供应量的增加会造成物价上涨。从t值来看, 两者对CPI的影响均较显著。

(4) 脉冲响应分析。由VECM的残差自相关图可看出各变量均不存在自相关性 (见图4) 。进一步查看脉冲响应图来分析变量间的相互作用关系。

由图4可以看出, 短期内, 当受到SM1、SWHZK的正向冲击时, CPI均有正方向上的响应, 对外汇占款的响应在4期达到峰值约为0.1, 继而下降, 在16期以后又开始有正响应, 且稳定增长。对SM1的响应更为显著且幅度较大, 一直持续到12期达到峰值, 继而才有所下降。

(5) 方差分解分析。方差分解结果显示 (见图5) , 在第1期由于CPI的所有变动都来自自身的新生标准误差, 贡献度比例为100%, 之后, 其自身的贡献度逐渐下降。从长期看, CPI变化中约82%由其自身决定。第1期SM1、SWHZK对CPI均不具备解释力, 其影响存在滞后性。从第2期开始, SM1的贡献度稳定上升, 趋于稳定后CPI的变化中约有12.8%由SM1解释。可以看出CPI受SM1的影响更为直接和显著。

三、结论

外汇占款变化对货币供应量有非常显著的正向影响, 货币供应量受外汇占款的标准单位冲击后, 其正响应具备持久性和长期稳定性。外汇占款主要是通过影响基础货币投放来影响总体货币供应的, 除此之外, 法定存款准备金率和央行对金融机构的再贷款利率通过货币乘数来影响货币供应量。

外汇占款通过对货币供应量的影响进而影响物价水平。外汇占款在短期内对CPI的影响是正向的, 且存在一定时滞性。但相较而言, CPI在短期内更多地受货币供应量的直接影响, 而受外汇占款的影响不显著, 说明外汇占款是通过货币供应量的传导机制从而影响物价水平的。

基础货币更多地通过外汇占款投放, 外汇占款对基础货币的形成及其影响作用十分集中, 使得其他调控基础货币中国内信贷工具的作用不大, 从而增强了基础货币的内生性。随着中国外汇储备规模的快速增加, 货币当局的货币调控难度加大, 这也与近几年来货币冲销实施效果不佳的事实相符合。

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