【摘 要】 隨著我國改革開放程度的深入，我國外匯占款規(guī)模發(fā)生了巨大的變化，外匯占款對我國經(jīng)濟也產(chǎn)生了越來越深刻的影響，尤其是對于我國貨幣供應(yīng)量影響巨大。當(dāng)中央銀行吸收外匯以抑制本幣升值、控制外匯儲備規(guī)模時，基礎(chǔ)貨幣的投放也隨之增加，從而貨幣供應(yīng)量增加。本文根據(jù)外匯占款規(guī)模的變化，運用1999-2018年的數(shù)據(jù)，通過實證分析了外匯占款對貨幣供應(yīng)量的影響，從而提出政策建議。

【關(guān)鍵詞】 外匯占款 基礎(chǔ)貨幣 貨幣供應(yīng)

自從我國進行改革開放，經(jīng)濟開放的力度不斷加從而使我國外匯儲備規(guī)模也隨之?dāng)U大，在2006年我國外匯儲備便超過日本成為外匯儲備的第一大國，雖然近幾年我國外匯儲備規(guī)模有所下降，但是截止到2018年2月，我國外匯儲備達到197980.2億美元，規(guī)模巨大仍然巨大。根據(jù)外匯儲備與外匯占款的關(guān)系，我國的外匯占款也處于較高的水平。外匯占款作為一國的經(jīng)濟指標(biāo)，深深地影響著一國國內(nèi)宏觀經(jīng)濟體系和該國外經(jīng)濟。對我國而言，巨大的外匯占款，一方面對于我國綜合國力的提高、調(diào)節(jié)國際收支和對外支付能力的提高產(chǎn)生有利影響，但另一方面我國貨幣供給也隨著外匯占款的擴大而成倍增加，導(dǎo)致貨幣投放的被動性增大，使投放渠道基礎(chǔ)貨幣的渠道扭曲。本文正是基于外匯占款規(guī)模變化，研究了其對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生的影響，從而對我國外匯占款過大所帶來的不利影響提出措施解決，具有十分重要的經(jīng)濟意義和研究價值。

一、我國外匯占款現(xiàn)狀

1、我國外匯占款規(guī)模

從1999年到2018年3月，我國外匯占款經(jīng)歷了上升-下降-上升的歷程。

1999年至2014年期間我國外匯占款規(guī)模迅速增長，雖然2008年受金融危機的影響，外匯占款增長速度有所下降，但我國外匯規(guī)模卻一直保持著正增長速度。其中2014年我國外匯占款達到了最高規(guī)模272998.64億元。

從2015年到2017年，我國外匯占款規(guī)?？傮w呈下降趨勢，其中從2015年11月到2017年8月我國外匯占款規(guī)模經(jīng)歷了連續(xù)22個月下降，且先后在2015年12月和2016年1月創(chuàng)下史上第一、第二大降幅，分別下降了7082.13億元和6445.38億元。

2017年9月我國外匯占款余額增加8.5億元，這是從2015年11月到2017年8月連續(xù)22個月下降后迎來的首次“轉(zhuǎn)正”。2018年以來的3個月中，我國外匯占款也實現(xiàn)了三連升，其中3月份央行口徑外匯占款增加78.38億，增幅略大于前兩個月。

2、我國外匯占款類型

外匯占款的兩種含義：一是中央銀行在銀行間外匯市場中收購?fù)鈪R所形成的人民幣投放;二是統(tǒng)一考慮銀行柜臺市場與銀行間外匯市場兩個市場的整個銀行體系（包括央行和商業(yè)銀行）收購?fù)鈪R所形成的向?qū)嶓w經(jīng)濟的人民幣資金投放。與之相對應(yīng)的外匯占款的兩種統(tǒng)計口徑：一種反映在“中央銀行資產(chǎn)負債表”中，是中央銀行的外匯占款。另一種反映在“全部金融機構(gòu)人民幣信貸收支表”中，是包括中央銀行和全體商業(yè)銀行的整個銀行體系外匯占款的總和。

兩種含義的外匯占款對我國貨幣供應(yīng)量的影響也不盡相同。具體表現(xiàn)為：1、中央銀行購匯→形成央行所持有的外匯儲備→投放基礎(chǔ)貨幣;2、整個銀行體系購匯→形成全社會外匯儲備→形成社會資金投放。

通過對比分析兩種統(tǒng)計口徑外匯占款，我們可以得出：首先、從統(tǒng)計口徑層面來看，由于金融機構(gòu)外匯占款是由貨幣當(dāng)局外匯占款與商業(yè)銀行外匯占款構(gòu)成，因此貨幣當(dāng)局的外匯占款必然小于金融機構(gòu)的外匯占款;其次、從震蕩幅度層面來看，由于中央銀行可以通過結(jié)匯來緩沖外匯占款波動幅度，因此貨幣當(dāng)局外匯占款振幅小于全部金融機構(gòu)外匯占款;最后、從影響貨幣供應(yīng)量的方式來看，由于貨幣當(dāng)局的外匯占款能夠直接影響基礎(chǔ)貨幣，而商業(yè)銀行的外匯占款并不能直接影響基礎(chǔ)貨幣，因此貨幣當(dāng)局外匯占款直接對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。

二、外匯占款對我國貨幣供應(yīng)量影響的理論分析

1、外匯占款對貨幣供給內(nèi)生性的影響

隨著外匯占款的增加貨幣供給內(nèi)生性也增加，從而使得中央銀行控制貨幣供應(yīng)量的主動性削弱。中央銀行不可能完全控制貨幣供給的所有渠道，因而貨幣供給的內(nèi)生性是與生俱來的，所以外匯占款增加的基礎(chǔ)貨幣央行必須被動接受。

由于貨幣供給量等于基礎(chǔ)貨幣與貨幣乘數(shù)之積，因此在其他條件不變的情況下，基礎(chǔ)貨幣的投放增加直接導(dǎo)致貨幣供給量的擴張。而我國基礎(chǔ)貨幣主要是通過國內(nèi)信貸和外匯占款兩個渠道進行投放的。綜上所述外匯占款的增加導(dǎo)致貨幣供給內(nèi)生性增加。

2、外匯占款對貨幣供給時滯的影響

貨幣供給的時滯受到外匯占款增加的影響而大大縮短，從而使貨幣政策正常傳導(dǎo)過程發(fā)生了改變。貨幣政策的時滯指的是客觀上需要制定貨幣政策到政策實施對各個經(jīng)濟變量產(chǎn)生影響所需要的時間。隨著外匯占款對基礎(chǔ)貨幣投放的影響加深，中央銀行投放基礎(chǔ)貨幣的渠道也從再貸款、再貼現(xiàn)轉(zhuǎn)變?yōu)橹苯永猛鈪R占款。在再貸款、再貼現(xiàn)過程中，中央銀行、商業(yè)銀行、企業(yè)的行為受到外部經(jīng)濟條件的不確定性的影響都有很長的時滯。但銀行直接將巨額的外匯占款形成的基礎(chǔ)貨幣通過貨幣乘數(shù)的作用使貨幣供應(yīng)量成倍增長，貨幣供給的時滯縮短，貨幣總量更難得到中央銀行的控制。

3、外匯占款導(dǎo)致貨幣供給結(jié)構(gòu)發(fā)生變化

第一、貨幣供給結(jié)構(gòu)變化表現(xiàn)在內(nèi) 、外向型企業(yè)間

由于對外部門的對外經(jīng)濟交往是引起國際收支不平衡的主要原因，而資金供應(yīng)又會因基礎(chǔ)貨幣渠道受到國際收支不平衡的影響而發(fā)生改變。當(dāng)國際收支出現(xiàn)盈余時，對外部門資金相對充裕;當(dāng)國際收支逆差時，對外部門資金就緊張。外匯占款隨著我國貿(mào)易順差增加而不斷增加。為了沖銷過多的外匯占款，央行就會減少對國內(nèi)信貸的投放，而出口創(chuàng)匯的外向型企業(yè)，為了獲得人民幣則可以通過向銀行結(jié)匯來實現(xiàn)，從而不受國內(nèi)信貸政策的制約;由于央行緊縮信貸而使內(nèi)向型企業(yè)再貸款的可能性減小，從而無法充分滿足其對信貸資金的需求。如此一來出口創(chuàng)匯的外向型企業(yè)的貨幣供給量更多，貨幣供給的結(jié)構(gòu)發(fā)生了傾斜。長期以來，央行越是被動吸納外匯儲備，內(nèi)、外資企業(yè)獲取人民幣難易不一的局面越難改變，貨幣投放結(jié)構(gòu)的不穩(wěn)定性就越大。

第二、貨幣供給結(jié)構(gòu)變化表現(xiàn)在地區(qū)間

由于企業(yè)分布地區(qū)存在著加大差別，因此貨幣供給在不同地區(qū)也存在巨大差別。由于沿海地區(qū)開放程度較高，則該地區(qū)的出口外向型企業(yè)擁有充裕的資金。而外開放程度較低的內(nèi)地，出口外向型企業(yè)資金供應(yīng)就相對短缺。資金在內(nèi)、外型企業(yè)的不均衡分配，從而使得地區(qū)性貨幣供給分配不均。這不但使得貨幣供給結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定，也對我國西部發(fā)展產(chǎn)生不利影響，從而加劇東西部地區(qū)發(fā)展差距，造成社會貧富差距加大。

三、外匯占款對我國貨幣供應(yīng)量影響的實證分析

1、模型與變量的選擇

本文實證分析建立了一個簡單的多元線性回歸計量經(jīng)濟模型，即Y=f（X1，X2，C）。其中Y為被解釋變量，X1、X2為解釋變量，C為常數(shù)。

本文選取貨幣供應(yīng)量（M2）作為被解釋變量，又因為貨幣供應(yīng)量等于貨幣乘數(shù)乘以基礎(chǔ)貨幣，而我國基礎(chǔ)貨幣投放渠道主要是外匯占款與國內(nèi)信貸，故選擇外匯占款（FPE）以及金融機構(gòu)各項貸款余額（LN）作為解釋變量。

2、數(shù)據(jù)來源與處理

所選取的外匯占款（FPE）是指央行統(tǒng)計口徑下的數(shù)據(jù)，是根據(jù)央行資產(chǎn)負債表數(shù)據(jù)整理而來，貨幣供應(yīng)量（M2）來自中國人民銀行公布數(shù)據(jù)、金融機構(gòu)各項貸款余額（LN）來源于央行公布的金融機構(gòu)人民幣收支平衡表。在實證部分中，將會選取廣義貨幣供給（M2用Y代替）作為因變量，選取外匯占款（FPE用X1代替）、金融機構(gòu)各項貸款余額（LN用X2）作為自變量。由于以上數(shù)據(jù)均為正數(shù)，為盡可能地減少模型誤差和數(shù)據(jù)波動性，所以對以上數(shù)據(jù)進行對數(shù)化。數(shù)據(jù)選取的范圍為：1999年-2018年3月。故模型方程為：LNY=β0+β1LNX1+β2LNX2+μ

3、實證分析

通過利用Eviews軟件，用最小二乘法進行回歸分析及統(tǒng)計檢驗，并對模型進行序列相關(guān)檢驗。

（1）普通最小二乘法參數(shù)估計

β1=0.117114，可以看出在其他因素保持不變的情況下，貨幣供應(yīng)隨著外匯占款的增長而增長，其經(jīng)濟意義合理，且外匯占款每增長1%，貨幣供應(yīng)量將增加0.1171%。

R^2=0.999475 ，說明LNY變化的99.95%可以由外匯占款與金融機構(gòu)貸款余額的變化來解釋。由此可見樣本回歸較好的擬合了樣本數(shù)據(jù)，擬合優(yōu)度高。

P（x1）=0.0000小于5%的顯著性，說明變量顯著;F=18077.88大于F （2，20）=3.49;P=0.00000小于5%的顯著性，即拒絕原假設(shè)，方程具有顯著性。

（2）多重共線性檢驗

通過逐步分析可以得出，當(dāng)僅僅引入X1作為自變量時，模型的R^2=0.886440，且參數(shù)符號合理，變量也通過了顯著性水平為5%的t檢驗;當(dāng)僅僅引入X2作為自變量時，模型的R^2有所提高為0.996577，且參數(shù)符號合理，變量也通過了顯著性水平為5%的t檢驗;當(dāng)同時引入X1、X2作為自變量時，模型的R^2=0.999475有所提高，且參數(shù)符號合理，變量也通過了顯著性水平為5%的t檢驗。因此，原方程函數(shù)為最優(yōu)模型，不存在多重共線性。

（3）序列自相關(guān)檢驗

對該模型進行一階拉格朗日檢驗得，LM=0.340099，該值小于顯著水平為5%、自由度為1的卡方分布的臨界值3.84，所以該模型不存在一階自相關(guān)。

對該模型進行二階拉格朗日檢驗得，LM=3.376232大于卡方（2）=5.99，，所以該模型不存在二階自相關(guān)。

四、結(jié)論與建議

1、結(jié)論

通對運用1999年-2018年3月我國貨幣供應(yīng)量（M2）、外匯占款及金融機構(gòu)各項貸款余額等數(shù)據(jù)，分析外匯占款對我國貨幣供應(yīng)量的影響。實證分析表明，我國外匯占款每增加1個百分點，貨幣供應(yīng)量相應(yīng)的就會增加0.117個百分點，說明外匯占款對我國貨幣供應(yīng)量存在著長期顯著的影響。因此，外匯占款的增加會導(dǎo)致我國貨幣供給量的被動增加，從影響我國貨幣供給的內(nèi)生性、時滯性，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量控制難度加大。因此，要避免我國貨幣供給量過多，外匯占款是主要突破點。自從我國2005年對匯率制度進一步改革后，基礎(chǔ)貨幣投放受外匯占款的影響越來越深，貨幣供給受外匯占款的影響也越來越深。

2、建議

（1） 構(gòu)建新常態(tài)的貨幣供給機制

順應(yīng)我國國際收支的新常態(tài)，基礎(chǔ)貨幣投放渠道開始變得更加多元化，央行應(yīng)該積極主動地面對，調(diào)整其資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，創(chuàng)新資產(chǎn)端貨幣政策工具補充流動性，構(gòu)建新常態(tài)的貨幣供給機制。未來我國基礎(chǔ)貨幣發(fā)行需要轉(zhuǎn)向主要依賴央行增加對國內(nèi)機構(gòu)（ 如政府、其他存款性金融機構(gòu)等） 的債權(quán)來實現(xiàn)。央行需要根據(jù)流動性需求的期限、主體和用途，不斷豐富和完善再貸款工具，包括常備借貸便利、中期借貸便利和抵押補充貸款等結(jié)構(gòu)性政策工具。

（2） 加強貨幣政策獨立性

為了達到預(yù)期的貨幣政策目標(biāo)，央行需增加貨幣政策的獨立性和透明度，這樣才能有效地介入市場運行。應(yīng)理順央行與財政的關(guān)系，界定其不同職能，為降低外匯儲備變動與貨幣發(fā)行之間的關(guān)聯(lián)性，可以考慮將部分外匯儲備存量和未來外匯儲備增量劃歸財政部管理，但同時財政部要承擔(dān)購買這部分外匯儲備的資金來源。

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作者簡介：李靜（1994）女 ?漢族 ?四川南充 ?在讀碩士 ?重慶工商大學(xué) 郵編400060 ? ?研究方向：金融機構(gòu)經(jīng)營管理。