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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。
外汇储备对货币政策的影响外汇储备是指一个国家持有的外币（一般是美元）的总量。
这是一个国家的财富积累，可以用于维持经济稳定和抵御金融风险。
外汇储备不仅对国家的经济发展有影响，也对货币政策产生重要影响。
首先，外汇储备可以影响一个国家的汇率政策。
当一个国家拥有较高的外汇储备时，它可以通过干预外汇市场来维持本国货币的汇率稳定。
当本国货币过于强势时，政府可以出售外汇来购买本国货币，增加供应量，从而抑制汇率上升。
相反地，当本国货币过于疲软时，政府可以购买外汇以减少供应量，从而提振汇率。
因此，外汇储备对货币政策的影响在于维护汇率的稳定性和平衡。
其次，外汇储备可以影响一个国家的货币发行政策。
外汇储备的多少可以反映一个国家经济实力和信誉水平。
一个国家拥有较高的外汇储备通常意味着它在国际贸易中更有信誉，这可以增加投资者对该国货币的信任。
因此，政府可以利用外汇储备的良好信誉来发行更多的货币，以刺激经济增长和推动金融市场发展。
另一方面，如果外汇储备较低，政府为了维持货币的稳定性可能需要限制货币供应量，以防止通货膨胀和经济不稳定。
此外，外汇储备还可以影响一个国家的利率政策。
通常情况下，一个国家拥有较高的外汇储备意味着它在国际金融市场上更具影响力和信誉。
这给了政府更多的选择权，以便采取更加灵活和适应性的货币政策。
政府可以通过调整国内利率来吸引外国投资者来购买本国债券，从而提高外汇储备量并降低外汇市场波动。
相反地，如果外汇储备不足，政府可能需要调高国内利率以吸引外国资本，从而增加外汇存储。
因此，外汇储备的多少会影响一个国家利率政策的制定。
然而，外汇储备对货币政策的影响并非绝对。
外汇储备增加并不意味着经济状况良好，而外汇储备减少也不一定预示着经济困难。
其他因素，如国内经济整体状况、政府财政政策和货币供应量等，也会对货币政策的制定产生重要影响。
此外，外汇储备对于不同国家可能有不同的意义。
对于经常发生支付平衡问题的国家来说，外汇储备可能更加重要，因为它可以用来支付进口商品和服务。
我国外汇储备对货币供给数量的影响及相关建议作者：陈艾琳袁玉倩来源：《智富时代》2015年第01期【摘要】保持充足的外汇储备可促进国民经济健康发展，增强宏观调控能力，调节国际收支，稳定本币汇率，维护国际信誉，提高对外融资能力，增强综合国力。
而外汇储备的急剧增长，在增加基础货币的同时，以货币乘数效应扩大了货币供应量，提高了货币供给内生性。
从1994 年外汇体制改革以来，我国外汇储备连年攀升，目前已处于高额状态。
另一方面，我国货币供给量也在迅猛增长中。
本文从内在机制角度分析外汇储备对货币供给量影响的渠道后，进而提出相关建议。
【关键词】外汇储备；货币供给；传导机制一、研究背景（一）我国外汇储备的历史回顾及其现状1994年1月我国进行外汇体制改革，人民币官方汇率与外汇调剂市场汇率并轨，实行银行结售汇制度。
1997 年，受到东南亚金融风暴的影响，我国的外汇储备基本持平，小幅缓慢增长。
2001 年起，亚洲经济复苏，中国经济飞速发展，我国的外汇储备连年攀升。
2005 年，我国开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，外汇储备仍保持较大的增速。
2008 年，由美国次贷危机引发的金融危机席卷全球，以及其后欧债危机的爆发，全球经济疲软乏力。
导致在2008 至2012年期间，我国外汇储备增幅连年下跌。
而尽管增速下降，但是其绝对数量仍然一直在上升。
2013年至2014年，随着全球经济的复苏，我国外汇储备再创新高。
（二）货币供给的历史回顾及其现状我国的货币供给量从1996年开始的小幅上升，到近年来大幅上攀升，广义货币余额（M2）截止2014年一月已经突破一百万亿元大关。
基础货币投放在2001 年之后两年内、2005 年后两年内和2010 年达到了三个高峰，在2007 年更是达到了30. 59%的历史最高增幅。
同时，在1999 年到2012 年之中，并没有因为外汇政策的变动引起很大改变。
二、外汇储备对货币供给的影响外汇储备通过一系列的因素作用从而影响货币供给。
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。
外汇储备对货币供应量影响的实证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 1.5777 lnm2 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。
