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1、我国外汇储备与我国外汇储备与 M M2 2的因果性和协整分析的因果性和协整分析朱孟楠 黄晓东（厦门大学金融系 361005 ；浙江工商大学金融学院 310035）内容摘要：内容摘要：到目前为止，我国的外汇储备规模仍在大规模增长，中央银行为了吸纳外汇储备需 要投放大量的基础货币，必然会导致货币供应量的快速增长。本文采用单位根检验、因果检验、协 整分析得出我国外汇储备会导致货币供应量M2增长，且两者间存在长期均衡关系。运用误差修正 模型分析了两者之间的短期偏离动态调整关系。提出为了保证我国中央银行政策的独立性和有效性， 我国需要调整我国的外汇管理政策和外汇储备规模。 关键词：关键词：外汇储备 货币
2、供应量 因果检验 协整分析 误差修正模型Causality and cointegration between Chinese foreign exchange reserve and M2 Zhu meng-nan Huang xiao-dong (Department of finance, Xiamen university 361005; Zhejiang Gongshang university 310035) Abstract: By now, Chinese foreign exchange reserve scale is still increasing, and centr
3、al bank throws in lots of basic money, which leads to M2 expands. This article employs unit root, cointegration and ECM to get a long-term equilibrium and a short-term dynamic adjustment relation between them. Therefore we can conclude that china should adjust foreign exchange management policy and
4、foreign exchange reserve scale to keep central banks independence and effectiveness. Key words: foreign exchange reserve; money supply; granger causality; cointegration; ECM截至 2004 年 3 月底，我国的外汇储备已经达到 4398.22 亿美元，稳居世界第二位。 大量的外汇储备保证了人民币汇率的稳定，甚至面临着升值的压力。国内对持有外汇 储备规模是否过度争论不休，还没有统一的结论。但是，中央银行吸收外汇储备需要 投放大
5、量的货币是一个不争的事实，需要引起我们的注意。本文应用协整方法和误差 修正模型，考察我国外汇储备和货币供应量 M2之间的长期均衡关系和相应的短期偏 离调整机制。 一、相关文献回顾一、相关文献回顾 自 1994 年外汇体制改革以后，我国外汇储备不断增长，到 2003 年底已经达到 4032.51 亿美元。外汇储备的持续大幅增加，大大增强了我国对外支付能力，提高了我 国综合国力，坚定了国内外对我国宏观经济政策、人民币币值稳定的信心，有利于吸 引外资进入，降低对外筹资成本。但是外汇储备的持续增加也带来了一定的负面作用， 比如外汇储备的机会成本越来越大，中央银行为此投放的货币数额也越来越多。 国内关于
6、外汇储备的适度规模的文献很多。总的来说，目前存在两种截然相反的 观点。一种观点认为目前我国外汇储备的规模是充足的、甚至某种程度上是过量的。 时建人、郭恩才(2001)运用国际上通常采用的 3 个客观指标来计算所谓的我国外汇储备 适度规模，结果表明我国的外汇储备大大高于国际公认的合理储备水准。此外，朱孟 楠（1995） 、吴念鲁（2003）认为我国当前的外汇储备量过多，是对资源的一种浪费， 提出应对外汇储备资产进行有效管理。许承明(2001)在 Frenkel 的外汇储备需求模型基 础上(Frenkel，1979)，得到的结论是：20 世纪 90 年代以来, 我国实际外汇储备大多年份处于“相对过
7、剩状态” 。另一种观点却认为目前我国外汇储备严重不足，且在可以预 见的将来也很难提高到适度的水平，例如刘斌(2000)以货币供应量决定论为理论基础， 通过与亚洲金融危机国家和地区的国际比较，认为我国目前外汇储备严重不足。管于 华(2001)发现根据现行公布的国家外汇储备数据得到的结论是我国近年的外汇储备大大 超出适度规模标准的上限，而根据调整后的国家外汇储备数据得到的结论却是我国的 外汇储备远在适度规模标准的下限以下，这说明我国的外汇储备不是偏多而是偏少。关于外汇储备增加对货币供应的影响，国内有些学者也进行了相关的研究。柯菁 （1996）认为外汇储备的巨额增长对我国经济产生了震动效应，尤其是货
8、币供应机制 产生了强大的冲击作用，当年的通货膨胀有相当一部分是由外汇占款过多造成的，作 者从银行体系和外汇管理两方面分析了外汇储备对货币供应机制的影响。魏义俊 （1999）通过对 19851998 年我国外汇储备与货币供应量的相关性分析，认为外汇储 备激增对货币供给产生重大冲击，尤其是国外资本大量流入对扩大货币供给产生很大 冲击。曹伯龙（1999）根据我国目前的外汇储备资产结构，以修正后的 ISLM 模型 和大国开放经济的蒙代尔弗莱明模型来分析，认为只受国内外利差影响的外资净流 入将使我国中央银行货币政策的功效受到削弱，美国国内经济政策效果通过其对世界 汇率水平和利率水平的影响会传导到中国，这
9、使中国中央银行的货币政策失去一定的 主动性。杨宝林、陈丽娟（2003）也认为外汇储备是我国货币供应的一个重要渠道， 主要提出外汇储备对货币供应的自主性、货币供应的结构性偏差以及中央银行的持币 成本上升，提出要采取冲销政策和改革我国现行的外汇管理政策。总体来看，国内对于外汇储备增长对货币供应的影响主要集中在理论层面的论述 和简单的相关性分析，还不能准确解释外汇储备和货币供应量之间的变动关系。本文 采用计量经济学的因果分析、协整检验和误差修正模型达到两者之间的长期均衡关系 和短期动态调整关系。二、计量方法和模型二、计量方法和模型 （一）granger 因果检验 在计量经济学界，关于因果性最为经典和
10、最广为接受的定义是 granger(1969)所做 出的定义，格兰杰因果性（granger causality）是指，Y 称为 X 的格兰杰原因当且仅当 如果利用 Y 的过去值比不用它时能够更好地来预测 X。简言之，如果标量 Y 能够有效 地帮助预测 X，那么就称 Y 为 X 的“格兰杰原因” 格兰杰（1969）最先提出格兰杰检验，其后萨金特（1976）又对其做了改进。我 们先假设两个特殊的滞后 k 期（或者 p 期）自回归方程（1） ， （2） 。先用 OLS 估计， 然后再来进行格兰杰检验。(1)1111 11nntit ijtjt ijXaa Xb X (2)2222 11pptit i
11、jtjt ijYaa Xb X 其中与为常数项，和是白噪声项，且对所有的 t 有，n 和1a2a1t2t12(,)0ttEp 分别为 X 和 Y 的最优滞后阶数。从理论上知，要检验 X 和 Y 的因果关系，就是在统计上检验和（j=1,2, n ; j =1,2,p ） ，则：10jb20jb（1）若，表明和相互独立；120jjbbtXtY（2）若但，则存在着到的因果关系，但不存在到的因果10jb20jbtXtYtYtX关系；（3）若但，则存在着到的因果关系，但不存在到的因果关20jb10jbtYtXtXtY系；（4）若且，则同时存在从到和从到的双向因果关系。10jb20jbtXtYtYtX（二
12、）单位根检验 要研究时间序列的协整关系，首先要知道什么是单整，如果一个随机过程Xt必须 经过 d 次差分以后才能变成一个平稳的、可逆的 ARMA 过程，而当进行 d-1 次差分后 仍是一个非平稳的过程，则称该过程是具有 d 阶单整性。 对多个时间序列进行协整分析的第一步就是用单位根检验确定每个序列的单整阶 数，标准的单位根检验是 Dickey 和 Fuller 的 DF 检验。但是该方法不能保证方程的残 差项是白噪声，所以该检验的估计值不是无偏的。于是于 1979 年和 1980 年对 DF 检验 进行了扩展，形成了 ADF 检验。这是目前普遍运用的单整检验方法。 但是恩格尔和格兰杰对上述临界
13、值与传统的统计量的临界值进行了对照，发现两 者有很大的区别，并通过蒙特卡罗模拟求出 ADF 统计量 t 的临界值，若t临界值， 那么存在单位根的零假设被拒绝，因此 Yt是平稳的。 （三）协整及其检验 在实际中，多数经济时间序列都是非平稳的，然而某些非平稳的经济时间序列的 某种线形组合却有可能是平稳的。我们称具有以上性质的序列之间具有协整性。协整 概念是理解经济变量存在长期均衡关系的基础，格兰杰于 1981 和 1983 年提出了协整 的概念。 最早的协整检验就是两变量的恩格尔格兰杰检验。就是恩格尔和格兰杰于 1987 年提出的两步检验法，也称为 EG 检验。 第一步，协整回归：用 OLS 方法
14、估计下列方程：(3)t= +ttYX 得到 (4)-ttteYX 第二步，对回归残差做平稳性检验，检验方法同样采用 ADF 检验，如果是平稳变 量，则通过检验，可以认为这两个变量之间存在协整性。 了解了协整的概念以后我们知道，尽管经济变量会有时偏离均衡，但是经济自身 的力量将会使其重新回到均衡状态，也就是短期内无论它如何变化，在长期内趋于均 衡。 （四）误差修正模型(ECM, Error Correction Model) 统计量 R2、F、t 和 DW 通常用来检验与评估一个模型的优劣，然而由于在求两个相 互独立的非平稳时间序列的相关系数的问题时，还存在虚假回归的问题，这时统计量 的分布是逐
15、渐发散的，DW 统计量依概率收敛于零，R2则有一个非退化的极限分布，这 些检验方法就不能用来作为判断被解释变量和解释变量之间是否存在回归关系的依据。克服虚假回归的一个方法就是用变量的差分变量建立回归模型，所以恩格尔和格 兰杰于 1987 年又提出误差修正模型（ECM）.误差修正模型的具体推导如下： 考虑（1，1）阶自回归分布滞后模型（5）012131tttttYXYX移项后得到： 01213111(1)ttttttYXYXX（6）0121321(1)()/(1)tttXYX方程（6）即为最简单的误差修正模型，其中,即为误132()/(1)ecmYX差修正项。 实际上 ECM 是在协整情况下的特
16、殊形式，因此它适用于具有协整关系的非平稳时 间序列，其中的各参数也有其含义，因为一般情况下21，所以有 =210，当，为正，则为负，使减少，反之亦然，这体11321()/(1)ttYX1tecm1tecm1 taY现了对的反向修正作用。ecmtY三、数据与模型结果三、数据与模型结果 本文采用 19942003 年外汇储备和货币供应量 M2的季度数据。 （一）格兰杰因果检验 我们利用Eviews对外汇储备和M2货币供应量做因果性检验（需要说明的是，在此 之前已通过单位根和协整检验，确认两者之间存在稳定关系） 。通过对外汇储备与货币 供给的1990年至2003年的季度数据分析得出(见表1)，以5%的显著性水平拒绝“外汇储 备不影响货币供给”的零假设，既外汇储备影响货币供给；同时以5%的
