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信贷规模以及外汇储备对货币供应量影响的简单探究作者：常靖雪来源：《商情》2014年第31期【摘要】关于我国货币政策工具有效性的实证模型没有一个和经济学完全一致的模型，本文是基于这样的基本思想：成熟的市场经济国家在有一套完备的中央银行体系的背景下，对于基础货币的控制是靠中央银行、商业银行体系、社会公众三方面同时完成的。
目前我国的货币供应机制基本上是市场化，按照发达市场经济国家的普遍模式，并结合我国的实际情况，对我国的本文货币政策工具的有效性进行回归设计，从一定的意义上来讲，能够反映我国货币政策执行的真实情况。
【关键词】货币政策有效性模型国债一、研究现状及其目标货币政策是市场经济条件下进行宏观调控的重要手段。
长久以来，西方经济学界争论的一个重要的问题就是“货币政策的有效性”。
所谓货币政策的有效性，是指名义货币存量的变动对实际经济变量是否产生影响，是否带来价格水平的变动，进而影响经济最终产出，其实质就是货币金融与经济发展的关系问题。
关于货币政策有效性的研究主要分为两个层次：第一个层次主要表现为从中央银行操作目标到中介目标的实现过程，中央银行通过操纵各种政策工具影响货币供应量或者利率以及其他中介目标变量；第二个层次主要表现为从中介目标到最终目标的实现过程，中介目标的改变通过微观经济最终影响到产出、物价和就业。
近十几年来，我国不断增大货币政策调控力度，但是货币政策的效率却受到了很多学者的质疑，对于货币政策的效率，应当从以上两个层次进行分析。
但是，现在绝大多数的研究都集中在第二个层次（中介目标对最终目标的影响）的研究上。
实证研究方面，弗里德曼和舒瓦茨在其名著《美国货币史》中用历史的试验方法证明了货币的确能带来产出的变化。
很多研究都致力于货币供应量中介目标与最终目标的关系分析。
简而言之，从中央银行操作工具到中介变量来研究货币政策有效性的第一层次的研究成果非常少见。
我国1984年建立中央银行体制迄今，央行逐渐从直接的调控方式向间接的调控方式转变，公开市场操作、再贴现、指导性信贷计划这些市场化的调控方式逐步占据了主导地位，影响一国货币供应量的因素有很多，仅就中央银行系统而言，货币政策的有效实施主要是通过基础货币控制、利率控制和信用控制实现的。
我国外汇储备规模影响因素实证分析【摘要】近年来，我国外汇储备急剧攀升，而对其快速增长的原因各持己见。
本文选取1990～2009年的数据，运用协整理论，对我国外汇储备规模的影响因素进行实证分析，得出外债和进出口的增长是我国外汇储备增长的主要原因。
【关键词】外汇储备；外债；进出口；协整近年来，我国外汇储备急剧攀升。
2006年2月我国外汇储备为8536.72亿美元，赶超日本成为世界第一外汇储备大国；截至2011年底，我国外汇储备为31811.48亿美元。
对于我国外汇储备快速增长的原因，学者各持己见，本文选取1990～2009年的数据，运用协整理论，对我国外汇储备规模的影响因素进行实证分析。
一、指标的选取与数据预处理从国际收支平衡表上看，一国的外汇储备来源于国际收支顺差。
在具体影响我们国家的外汇储备数量因素中，主要是国际收支的波动，资本与金融项目中的外商直接投资，本文分别以经常项目中的进出口差额、外商实际投资额代表。
另外，经济规模、广义货币供应量、外债以及汇率对外汇储备也有着重要的影响。
因此，本文分别以gdp、tr、deb、fdi、m2、a作为经济规模、进出口差额、外债余额、外商直接投资、货币供应量、年均汇率的代表。
使用1990年～2009年的年度数据进行外汇储备因素的实证分析。
为了既不改变原有数据的性质，又容易得到平稳序列。
我们对原始数据进行对数变换。
1990年～2009年间，除了1993年我国贸易均为顺差，为了不影响统计结果，因此对1993年的lntr赋值为0。
二、单位根检验首先对各指标进行单位根检验，又称差分平稳过程和单整过程。
第一步，用adf法对指标对数序列进行单位根检验，单位根检验方程包括常数和时间趋势。
经检验，在5%的显著水平下，lnfrr、lngdp、lntr、lnm2、lndeb、lna都是原阶非平稳序列。
第二步，用adf法继续检验指标对数序列一阶差分后的平稳性，考查其是否一阶单整。
经检验，在10%的显著性水平下，lnfrr、lntr、lnfdi、lnm2、lndeb、lna的一阶差分序列为平稳序列。
２０１２年第１期中旬刊（总第４６８期）时代金融ＴｉｍｅｓＦｉｎａｎｃｅＮＯ．０１，２０１２（ＣｕｍｕｌａｔｉｖｅｔｙＮＯ．４６８）一、引言从２００５年７月２１日汇改至今，人民币汇率几乎是一路下跌，对美元升值幅度高达２２．５０４％。
引起人民币升值的因素纷繁复杂，笔者欲从内、外两个角度来分析人民币汇率的波动。
首先，就内部原因来讲，通货膨胀“是浮动汇率制条件下影响一国汇率的最直接因素”２，根据理论分析，通胀率越高，国内物价越高，进而以本币标价的国内商品出口减少、进口增加，从而导致贸易逆差以及对外币需求增加，本币供大于求，汇率上升（贬值）。
而同时，通货膨胀是货币现象，因此跟货币供应量有着直接的关系，因此货币供应量也会影响汇率。
就外部因素而言，外汇储备作为一国政府调节和维持汇率稳定的工具之一，也发挥着重要作用：当人民币汇率下跌（升值），则可以通过在外汇市场购买美元等外币，从而增加本币供给，促使本币汇率上升，因此我国巨额的外汇储备必然会对人民币汇率有着重要的影响。
通过以上分析文中将研究通胀率、货币供应量和外汇储备对人民币汇率的影响。
二、货币供应量与外汇储备对人民币汇率的影响实证分析（一）模型构建及数据处理经过前面的分析，本文选取人民币汇率（Ｒ）作为被解释变量，通货膨胀率（Ｐ，用居民消费价格指数ＣＰＩ代替）、狭义的货币供应量（Ｍ１）以及外汇储备（Ｆ）作为解释变量，构建模型方程为：ＬｎＲ＝ＬｎＰ＋ＬｎＭ１＋ＬｎＦ＋Ｃ笔者取２００５年７月～２０１１年９月年相关变量的月数据为样本进行研究，共计７５个样本数据。
其中，货币供应量Ｍ１和人民币对美元的月平均汇率Ｒ来源于人民银行网站公布的统计数据，外汇储备Ｆ数据来源于国家外汇管理局网站公布的历年外汇储备数据。
本文检验均使用Ｅｖｉｅｗｓ５软件。
（二）变量检验１．ＡＤＦ检验。
为避免由非平稳经济变量建立回归模型造成的伪回归问题，需要对所选取的各个经济变量进行平稳性检验。
表１ＡＤＦ检验结果（样本区间２００５．７～２０１１．９）（注：检验形式中的ｃ，ｔ，ｋ分别表示截距项、趋势项和滞后阶数；ｃ表示有截距项；ｔ表示有趋势项；ｎｔ表示无趋势项；＊、＊＊、＊＊＊分别表示在１０％、５％、１％的显著水平上没有单位根；△表示对变量进行一阶差分。
我国外汇储备增加对基础货币的影响研究摘要：在我国现行外汇管理体制下，作为本外币政策的连接点，外汇储备及其变动会改变我国基础货币投放，影响中央银行的调控能力。
通过对2001年第1季度至2010年第2季度的统计数据进行实证研究，本文发现：中国的外汇储备增加对基础货币供应量有明显的正向影响；法定存款准备金率和再贴现率对基础货币供给也有一定影响，但影响力不大。
基于此，本文还提出了从实证检验结果得到的几点启示。
关键词：外汇储备；基础货币；协整中图分类号：f830.92 文献标识码：a 文章编号：1001-828x（2011）11-0225-02在一个开放经济体系中，外汇储备变动已成为国内金融政策和对外金融政策的连接点，成为反映本外币政策冲突的关键性政策指标之一，也是影响货币政策有效性的重要因素。
自1994年外汇管理体制改革以来，我国外汇储备持续稳定增长，出现了国际收支结构非对称性的双顺差。
在我国现行外汇管理体制下，外汇储备攀升造成的外汇占款问题已影响到我国基础货币的投放，增强了货币供给的内生性，限制了货币政策的操作空间，对维系币值稳定和控制通胀水平都产生了很大压力。
因此，研究外汇占款对基础货币供给的影响，探讨相关的政策建议和解决途径，关系到我国货币市场及金融秩序的稳定。
本文从理论和实证两方面分析外汇储备对我国基础货币投放的影响，揭示外汇储备及其变动在货币政策中的地位和作用。
本文第一部分探讨了外汇储备对基础货币供给影响的理论基础和影响路径；第二部分为外汇储备对我国基础货币供给影响的实证分析；第三部分给出了实证分析的结论以及从中获得的启示。
一、外汇储备对基础货币供应量影响的理论分析20世纪60年代前，经济学家大都将货币供给量视为中央银行可加以绝对控制的外生变量，凯恩斯就认为货币是外生变量，中央银行可以决定基础货币的水平，而货币供给又是基础货币的稳定函数，因此货币供给由中央银行所决定。
60年代以后，许多经济学家认为货币不是取决于货币当局的政策意愿，而是取决于经济体系中实际变量，新剑桥学派的卡尔多(1977)则认为货币是内生性特征。
金融天地我国外汇储备变化对货币供应量的影响及相应政策操作效果的分析杜 广 河北省保定市莲池区卫计局摘要：本文针对我国外汇储备变化对货币供应量的影响，以及央行为应对流动性增长所采取的主要措施展开论述。
首先，在分析了外汇储备高速增长的原因及特点的基础上，对货币供应量的变化进行了描述；其次，对于外汇储备变化及相应政策操作与货币供应量变化的数量关系进行了实证分析，结果显示从长期来看外汇储备的增长对我国货币供应量的扩大有显著影响；然后，结合央行票据发行和法定存款准备金率调整对货币供应量的影响进行了脉冲响应分析和方差分解，并对于货币政策工具的效果进行了评价。
最后，在综合上述分析的基础上，给出对于加强货币政策调控力度的相关政策建议。
关键词：外汇储备；货币供应量；影响中图分类号：F830 文献识别码：A 文章编号：1001-828X(2016)001-000297-01一、近年我国货币供应量变化特点与货币政策操作１．近年我国外汇储备变化的特点及原因我国外汇储备在经历了1994年的外汇体制改革之后，储备余额开始出现连年攀升，其上升步伐虽然受到1998年金融危机的影响，但经过几年的恢复与调整，从2003年起又再一次呈现出大规模增加的趋势，并且在2006年2月，我国外汇储备已超过日本，跃居为世界第一。
其原因主要在于中国对外贸易持续顺差所形成的大量外汇收入；经常项目差额从2003年的458.75亿美元增加到2008年的4261.07亿美元，扩大近十倍。
另外，除了经常项目下的资金流入之外，资本项目下的资金流入也十分强劲。
中国的经济发展吸引了大量跨国公司通过股权参与中国经济活动。
同时，在国际资本流入经济增长高速区域和人民币升值预期加大的背景下，也有大量国际资金源源不断地流入。
特别是我国的误差与遗漏项目在近些波动幅度加大，短期的国际资本非正常流动便是其原因之一。
２．外汇储备变化对货币供应量的影响外汇储备的超常增长引起了我国货币供应量的较快上升。
□财会月刊·全国优秀经济期刊□·72·２０12．11下旬一、问题的提出随着我国经济总体规模不断发展与开放程度提高，国际收支连续多年出现顺差，我国外汇储备逐年增加，至2012年3月达到3.3万亿美元。
在2002年1月至2011年12月期间，中央银行资产负债表中的“外汇”和货币供应量（M2）数据显示：外汇资产占M2的比重呈明显上升趋势，2008年时达到最高约32%，近年来这一比重下降至28%的水平。
信息化时代和全球经济高度相关的情况下，大量的国内外经济信息公开在程度高，多种媒体对其深度解读，并进行广泛传播，公众加深了对我国经济增长目标、对外贸易、货币供应量之间关系的认识。
那么在外汇储备增加导致货币供应量被动增加的情况下，居民通胀预期的形成会有什么样的影响？这是本文通过实证分析将解决的问题。
二、文献回顾谢平和张晓朴（2002）认为，外汇占款是构成货币供给的重要部分，也是造成20世纪90年代通货膨胀的直接原因之一。
王永茂（2009）等认为在开放经济条件下，我国的实际情况不支持“汇率———外汇储备———通货膨胀”传导路径，并运用VAR 模型对此进行了检验。
外汇储备冲击只解释通货膨胀的3.46%，并且不是通货膨胀的格兰杰原因。
陈小林（2011）认为，外汇储备增加并不必然引起通货膨胀，经常项目顺差对通货膨胀影响较小，而资本项目顺差与通货膨胀关系密切；我国的外汇储备构成中由于资本项目顺差所占比重较小，对通货膨胀的影响不是很大。
本文研究的视角是外汇储备增长对居民通胀预期形成的影响，并用SVAR 模型分解内生变量之间在当期的影响程度。
三、指标的选取与数据的初步分析（一）指标与模型的说明在“相机选择”的调控方式下，政府宣布的名义GDP 增长目标成为直接决定货币政策取向的关键指标。
本文中反映居民通胀预期采用的是央行网站公布的城镇居民问卷调查中的“未来物价预期指数”。
自2009年第3季度起，我国采用新方法计算储户收入与物价指数，将原差额加上100%后除以2，转化为在0和100%之间围绕50%波动的指数数值。
2023年中级经济师之中级经济师金融专业押题练习试题A卷含答案单选题（共100题）1、外汇储备对货币供应量的影响主要取决于（）。
A.信贷收支状况B.国际收支状况C.进口与出口状况D.财政收支状况【答案】 B2、金融机构在办理转账服务、汇总和代客支付等业务时，其所承担的职能是()。
A.信用中介B.支付中介C.创造信用工具D.将货币放人转化为资本【答案】 B3、某信托公司风险管理中，控制信托业务风险的核心是（）。
A.采取有效举措消灭风险B.建立全面风险管理体系C.借助风险谋取最大收益D.通过套期实现风险对冲【答案】 B4、受外部环境及内部经营等因素的影响，2020年以来，某信托公司的发展出现困难，相关风控指标趋于恶化。
资料显示，2020 年第一季度末，该公司的风险资本为3亿元(人民币，下同)，净资本为2.2亿元，净资产为6亿元。
同期，该公司还因违规将信托财产挪用于非信托目的的用途，推介部分信托计划未充分揭示风险以及未真实、准确、完整披露信息等原因而多次受到处罚。
为规范经营行为，化解经营风险，维护市场稳定，监管部门对该公司实施了“贴身监管”，要求该公司尽快进行整改。
A.操作风险B.市场风险C.信用风险D.合规风险【答案】 D5、2008底爆发的全球金融危机波及到了H国，导致中国外贸出口大爆度下降。
大量企业倒闭、工人失业，经济增长停滞。
为保障经济增长和提升就业，H国出台了一揽子经济刺激方案，如增加国家基础建设投资支出、通过公开市场操作向市场释放大量流动性(2010年M2余额比上年增长19.7%. M1余额比上年增长21.2%)等，造成市场需求旺盛但有效供给不足。
与此同时，在国际上，由于美国不断推出量化宽松的货币政策，美元泛滥造成国际大宗商品价格猛涨，传导到H国造成原材料价格上涨。
2010年H国各月CPI同比增长的数据如下: 1月增长1.5%，2月增长3.1%，3月增长3.3%，4月增长3%，5月增长3.4%，6月增长3.5%，7月增长3.7%，8月增长3.7%，9月增长3.9%，10月增长4.4%，11月增长5.1%，12月增长5.2%。
外汇储备变动对货币供给影响的分析作者：边雅倩来源：《市场周刊·市场版》2017年第08期摘要：我国的外汇储备量位列世界第一，在我国的经济发展过程中发挥了重要的积极作用，但同时也使得央行货币政策的独立性面临挑战，本文主要从外汇储备和货币供应量之间的相互作用和关系进行研究，试图理清两者的作用过程并提出我国该如何处理两者关系的建议。
关键词：外汇储备；货币供给；汇率改革一、外汇储备与货币供应量的关系在新的外汇管理体制下，中央银行的外汇操作与外汇储备、基础货币三者之间的关系是：当央行买进外汇支付人民币时，中央银行外汇储备增加，基础货币投放同时增加；当央行卖出外汇收入人民币时，中央银行外汇储备减少，基础货币投放亦同时减少。
可见，国家外汇储备是通过外汇人民币占款与中央银行基础货币联系在一起的。
当汇市供求出现不均衡，外汇储备面临增加或减少的压力时，政府必须作出是否对汇市进行干预的抉择。
在浮动汇率制度下，央行一般不对汇市进行干预。
汇率会受市场供求的变化而有一定程度的升值或贬值，中央银行由于不需要干预外汇市场而获得了独立行使货币政策来影响物价水平、国内产出等宏观经济变量的能力。
而在固定汇率制度下，为维持汇率稳定央行必然采取措施：当外汇市场供大于求时买入外汇，抛出本币；反之抛出外汇，买入本币。
央行买进外汇时，必须增发等值的基础货币。
二、引起外汇储备变动的因素与货币供应量的关系从国际收支平衡表的数量关系来看，一国的外汇储备的变动来自经常项目的差额和资本项目的差额。
前者是债权性储备，主要由外贸出口、劳务出口及其他服务贸易出口创汇组成；后者是债务性外汇储备，主要由国外借款、外商直接投资及国际游资组成。
（一）汇率变动在现行外汇管理体制和外汇储备形成机制下，人民币汇率的变动必然会沿着“汇率→国际收支→外汇占款→基础货币→货币供给”的传递路径对人民币供给产生冲击，这就是人民币汇率的货币供给效应的传递机制。
当一国货币对外贬值时，出口商所换回的外汇可以在国内兑换更多的本国货币，而进口商则需要支付更多的本国货币兑换进口所需的外汇。
随着二级银行体制的确立，外汇管理体制和外汇汇率体制的变革，外汇储备对货币供给的影响越来越直接，也越来越引人注目。
本文试图从理论和实践两方面剖析外汇储备和货币供给的关系，并指出由于基础货币投放渠道结构的变更而产生的政策选择上的两难境地、提出解决对策。
(一)外汇储备影响货币供给的理论分析外汇储备是指为各国货币当局所持有的对外流动性资产，主要指银行存款和国库券等。
根据现代货币供给理论的原理和中央银行资产负债项目变化的规律，外汇储备与货币供给的一般关系可用公式推导如下：(1)R+W=B其中：R表示中央银行国外净资产，即国家外汇储备；W表示中央银行放款、证券投资等资产项目；B表示中央银行国内基础货币，即流通中的通货和商业银行在中央银行的存款准备金(在我国还包括财政性存款)。
(2)MS=K·B其中MS表示货币供给量，K表示货币乘数；B表示基础货币。
由(1)和(2)式可以得出如下公式，即：(3)MS=K(R+W)=KR+KW其中R是用本国货币计价的国家外汇占款，所以(3)式可以写成：MS=KEU+KW其中E代表外币汇率，U代表国家外汇持有额。
通过上述公式分析，我们可以知道外汇储备是中央银行货币供给的重要途径，中央银行资产负债表中外汇占款是中央银行的重要资产项目，具有高能货币的性质。
如果外汇储备增加△U，货币供应量就相应扩张KE倍，即MS增加KE△U，反之则反之。
所以外汇储备对货币供给的影响是一种乘数关系。
而实际上外汇储备对货币供给的影响过程及其影响因素远比我们上述理论分析复杂得多。
(二)外汇储备对货币供给的影响的实证分析1．外汇储备与基础货币供给关系的问题由上分析，我们知道外汇储备是基础货币供给的重要途径，外汇储备的增加将导致货币供给的乘数增加。
但是实证分析却要复杂得多，首先选取数据就是一个难点。
1994年，中央银行的基础货币投放据统计增加了4586.21亿元，其中外汇占款增加3072.1亿元，占67%，有人据此认为基础货币的投放的2/3是通过外汇占款，改变了基础货币的主要渠道。
浅论外汇储备增长对我国货币政策的影响作者简介：刘洁（1990.12-），女，四川宜宾人，西南财经大学，本科，研究方向：风险投资研究。
摘要：近年来，我国外汇储备不断增加，远远超过了合理的水平，导致市场流动性过多，影响了我国货币政策的作用发挥，降低了我国的货币政策的有效性和独立性。
本文首先介绍我国外汇储备的增长状况，然后结合我国的客观实际情况从货币供应量、货币供应结构、货币供应量内生性和货币供应时滞四个方面具体分析了外汇储备增加对我国货币政策的影响，旨在明晰外汇储备增长对我国货币政策的影响。
关键词：外汇储备；货币政策；货币供应量一、我国外汇储备的增长状况改革开放以来，随着我国对外经济交往的广度与深度的不断拓展，外汇储备规模也随之相应地发生着巨大的变化。
改革开放之初我国外汇储备增长缓慢，出口创汇成为出口部门的一个特有名词。
从1978年到1989年的12年间，除1989年为56亿美元外，其余各年的外汇储备余额均未超过50亿美元。
1996年11月，我国的外汇储备首次突破1000亿美元。
5年后，这一数字才翻了一番达到2000亿美元。
进入21世纪，我国外汇储备增速开始加快，2006年2月中国外汇储备超过日本成为全球第一外汇储备国，2006年10月突破了10000亿美元，此后逐年攀升，截至2012年9月，我国外汇储备已经达到32，850.95 亿美元，远远超过了其合理水平。
二、外汇储备增长对我国货币政策的影响（一）货币供应量增加，形成通货膨胀压力近年来，在我国外汇储备持续增长的背景下，外汇占款已经逐渐成为央行基础货币投放的主要渠道。
外汇储备的增加使得外汇占款增加，使得基础货币投放增加，然后在乘数效应的作用下，货币供应量也明显增加，从而导致人民币对内贬值，物价普遍上涨，形成了通货膨胀压力，所以，我国外汇储备增加具有明显的通货膨胀效应。
在我国本身通货膨胀的压力一直存在的情况下，外汇储备的增长又进一步增大了通货膨胀的压力，进而影响宏观经济的稳定，这与我国货币政策的稳定物价目标相悖，降低了我国货币政策的有效性，增加了货币政策的调控难度。
外汇储备对货币供应量影响的实证研究【摘要】随着我国经济对外开放程度的不断增加，外汇储备与货币供应量之间的关系变得更加直接。
本文将从我国外汇储备的现状出发，分析外汇储备对货币供给影响的作用机制，并以2002年1月到2011年12月的月度数据为样本，运用软件对外汇储备与货币供应量的相互关系进行计量分析。
通过格兰杰因果性检验和协整分析，得到的结论是外汇储备是货币供应量的granger原因，两者存在长期均衡关系。
【关键词】外汇储备；货币供应量；协整分析；格兰杰因果检验一、绪论（一）研究背景外汇储备是一国经济实力的重要体现，它有利于坚定国内外对我国宏观经济政策、人民币币值稳定的信心，有利于外资流入，促进我国经济的发展，增强我国的对外支付能力和抵御金融风险的能力，提高了我国的综合国力等。
2002年以来．我国外汇储备增长迅速，截至2012年12月末，国家外汇储备余额为31811.48亿美元，同比增长11.72%；货币和准货币量达851590.9亿美元，同比增长19.90%。
如此高位的货币供应量增长是否是由外汇储备增加引起的？二者之间是否存在一定因果关系？本文基于此来探讨外汇储备和货币供应量影响的关系。
（二）国内外相关文献研究关于外汇储备增加对货币政策的影响，国内外已有很多学者对此进行了相关研究，指出我国外汇储备规模过大和增速过快存在不合理性，并对我国经济产生了震动效应，尤其是对货币供应机制产生了强大的冲击作用。
1952年，美国经济学家米德(j.e.meade)在《货币数量与银行体系》一文中首次使用货币供给方程对货币供给量进行系统研究，标志着完整的货币供给理论开始形成。
最早认为外汇储备与货币供给有联系的理论是货币主义学派harry.g.johnson等提出的货币供应量决定论。
他们认为国际收支不平衡本质上是一种货币现象，当国内货币供应量超过国内需求时，多余的货币就会流向国外，从而引起现金余额的减少，因此外汇储备的需求主要由国内货币供应量的增减来决定。
在外汇和货币供给方面，货币均衡模型(约翰逊，1977：何泽荣，1998：陈岱孙、厉以宁，1991)用货币主义的分析方法，研究了外汇储备与货币供给之间的关系，以及储备的需求和决定等问题。
谢沛善指出外汇储备对经济影响程度的不断加深，“供给控制型”货币政策的效果将趋于弱化。
许承明针对我国货币供求与外汇储备变动的相互影响进行了相关分析。
朱孟楠、黄晓东采用单位根检验、因果检验和协整方法表明我国外汇储备导致货币供应量增长，且两者间存在长期均衡关系。
张鹏明确指出我国外汇储备规模过大和增速过快存在不合理性。
关于外汇储备或者货币供给的文章很多。
从分析方法的角度来看，大致可以分成三类：一是类似于friedman and schartz的历史事件叙述分析法；二是各种非常复杂的结构模型法，其计算复杂麻烦而且影响力不大；三是sims(1980)等人发现的向量自回归模型(var)方法。
目前比较成熟且被国内学者广泛使用的就是sims(1980)等人发现的向量自回归模型(var)。
二、外汇储备与货币供应量之间的作用机制分析外汇储备通过作用于基础货币进而对货币供应量的变动产生影响。
中央银行货币概览和资产负债表的平衡关系表明：基础货币=国外净资产+国内信贷-其他负债和资本其中，国外净资产由中国人民银行所掌握的以人民币计值的外汇储备、黄金、特别提款权以及中国人民银行在国际金融机构的存款构成，所以外汇储备增加必然导致基础货币增加。
而基础货币和货币供应量之间的关系又可以表示为：其中m货币供应量，k表示货币乘散，b表示基础货币。
由于货币乘数的存在。
基础货币的增加使货币供应量成倍增长，从而形成了：(1)外汇储备增加→外汇占款上升→基础货币增加→货币供应量上升；(2)外汇储备减少→外汇占款下降→基础货币减少→货币供应量下降。
外正占款产生的货币供给观已成为我国基础货币发行的主渠道。
在央行冲销干预有限的条件下，形成了一条具有主导性的货币增减途径。
我国货币供应量的统计分为三个层次即：、和。
是流通中的现金，是加上单位活期存款。
是加上储蓄存款和企业定期存款。
因为从长期来看，的指标相对稳定，对中央银行来说更具有观测意义，因此本文选择来进行实证分析。
三、外汇储备对货币供应量影响的实证研究下面拟对外汇储备（fer）与广义货币供给量()之间的关系做计量分析。
本文以2002年1月—2012年12月的月度数据（共120个样本数据）为样本数据。
之所以选择2002年以来的数据，是因为我国经济从2002年才开始真正摆脱亚洲金融危机的影响，出现稳定的增长趋势。
另一方面外汇储备也是从2002年开始持续高速增长。
其中样本数据是根据中国人民银行网站上公布的数据整理得来的。
根据需要将原始数据先进行如下处理：为了提高估计精度，对原始数据取对数。
分别用lnfer和ln表示。
运用线性回归方法分析有关数据，并以此说明fer对的影响，从方法论上来讲有一定的缺陷，因为fer变量与变量间的同方向变化关系，尽管回归方程的相关系数很高，但并不能说明他们之间的因果关系，反映的只是一个静态的而不是动态的行为。
在进行时间序列分析时，传统上要求所用的时间序列必须是平稳的，即没有随机趋势，否则，将会产生“伪回归”问题。
在现实经济问题中的时间序列通常都是非平稳的，为了使回归有意义，可以对其进行平稳化。
本文运用协整理论，从分析时间序列的非平稳性入手，探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系，把中短期动态模型和长期均衡模型的优点结合起来，建立非平稳时间序列模型。
（一）单位根检验对变量进行协整分析之前，首先需要对变量的平稳性作检验，只有变量在一阶平稳(i(1))的条件下，才能进行协整分析。
本文采用单位根检验法对lnfer和ln时间序列进行平稳性检验。
而进行单位根检验有多种不同的方法，如df方法、adf方法、pp方法，本文采用audgmented dickey-fuller(adf)方法对时间序列进行单位根检验。
表1 lnfer与ln单位根检验结果变量adf检验值检验类型（c,t,k) 临界值(5%）结论d.w值lnfer -2.1609 (c,t,0) -2.8903 不稳定 1.5777lnm2 1.2737 (c,t,0) -2.8903 不稳定 2.0067△lnfer -7.4074 (c,t,1) -2.8906 稳定 2.0655△lnm2 -5.1970 (c,t,1) -2.8916 稳定 2.0073注：(1)检验类型中的ｃ和ｔ表示常数项和趋势项，ｋ表示所采用的滞后阶数。
(2)表中的临界值是由mackinnon给出的数据计算出来的。
首先对lnfer和ln进行单位根检验，确定各时间序列的单整阶数。
由表1可知，在5%的显著水平下，lnfer和ln的adf检验值均大于临界值，不能拒绝存在单位根的原假设，这说明其对数序列是不平稳的时间序列。
然后在对其差分对数序列进一步进行单位根检验，得到△lnfer和△ln的adf检验值均小于其临界值，则显著拒绝存在单位根的原假设。
这说明其对数差分序列是平稳的。
由此可以推断，外汇储备对数序列lnfer与货币供应量对数序列ln都是i(1)序列。
（二）协整分析如果涉及到变量都是一阶差分平稳（i(1)）序列的，且这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系，它反映了所研究变量之间存在的一种长期稳定的均衡关系。
由上面单方根检验结果可知，外汇储备对数序列lnfer以及货币供应量对数序列ln都是i(1)序列，因此可以对其进行协整分析。
本文采用johansen提出通过最大特征根的方法来检验变量之间的协整关系。
表2 lnfer与ln协整检验结果协整变量最大特征值似然率5%临界值假设的协整方程数（lnfer与ln）0.2315 31.6759 20.2618 没有*0.0613 6.1318 9.1645 最多一个注：(1)协整的形式为数据中有线性决定趋势，协整方程（cointergration equotion-ce）中有常数项和趋势，var（vector autoregressive modles—向量自回归模型）。
(2) *表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。
(3)协整关系的滞后阶数为3。
如表2所示，从零假设：r=0开始，似然率统计量为31.6759，超过5%显著性水平的临界值20.2618，表明应拒绝零假设的：r=0，接受r=1备择假设。
同时，在原假设为：r=1时，似然率为6.1318，小于5%的临界值9.1645，因而不能拒绝：r=1的原假设。
结合这两个假设的结果可以得出这样的结论：在5%的显著性水平下，lnfer 与ln存在一个协整关系。
由此可见，在95%的概率下，有理由确信外汇储备（fer）与货币供应量（）存在长期均衡关系。
（三）误差修正模型通过对变量进行协整分析，可以发现变量之间的长期均衡关系，但是无法得到这些变量偏离它们共同的随机趋势时地调整速度，这时可以用误差修正模型加以解决。
根据granger定理，一组具有协整关系的变量，一定具有误差修正模型的表达形式存在。
因此在协整检验的基础上进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型（ecm），以此来研究fer与之间的短期动态调整与长期特征。
运用e-views软件对fer和作误差修正分析，经过不断的调试和比较，最后得到最优的ecm如下：（533.83） (338.35) (52.23)=0.9991 f=57905.30 d.w=1.7802该模型，在给定的a=0.01显著性水平，各项系数都通过了t检验；f=57905.30，说明该方程整体显著；拟合优度检验中调整后的为0.9991，说明拟合度非常好；而d.w统计值为1.7802，所以该模型不存在自相关现象。
由协整理论和ecm模型可知，fer与的长期均衡关系为：由ferp与的长期均衡模型可知，fer每增加1%单位，将会促进ln增长0.54%单位，以实际数据证明了我国外汇储备对货币供应量的影响作用。
（四）格兰杰因果检验由协整分析结果可知，fer与之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，尚需要进一步验证。
本文采用granger（1969）和sims（1972）提出的因果关系检验法来验证fer与之间的因果关系。
当granger检验结果对滞后长度具有较低的敏感性时．所得的关于granger因果检验的结论具有较高的可信度。
而由表3可知，本检验结果对滞后期数具有较低的敏感性，当滞后阶数从3到7时，原假设“ho：外汇储备不是货币供应量的granger原因”均小于5%的显著性水平，拒绝原假设。
故外汇储备是货币供应量的granger 原因。
表3 fer与格兰杰因果检验结果lags ho：fer does not granger cause m2obs f-statistic p-value1 101 0.24582 0.621152 100 1.15432 0.319653 99 3.8029 0.012784 98 3.00628 0.022385 97 2.40636 0.043086 96 3.19527 0.007167 95 3.12669 0.00571注：p-value表示接受原假设的概率，数字越小，说明自变量的预测因变量的能力越强。
