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外汇储备增长对基础货币影响的解释
在20世纪60年代以前，经济学家大都将货币供给量视为中央银行可以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。后凯恩斯学派的格利、肖进和托宾从金融创新和货币乘数等角度说明了货币供给具有内生性和不可控性。Diamod和Rajan（2003）也说明了货币供给的内生性。因此，要分析变动是否会引起基础货币变动，我们首先要承认货币具有内生性，在一个体系中，外汇储备的变动已经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，也是影响有效的重要因素。90年代以来，我国外汇储备一直呈增长趋势，特别是1992年以后呈高速增长，2006年底，我过外汇储备已经达到12602.7亿美元，跃居世界第一。在这种经济环境下，货币当局为了实现自己预期的目标，不得不考虑外汇储备对经济金融运行和货币政策过程的影响。在我国现有的外汇管理体制下，外汇储备增长引起的会改变我国基础货币的投放，增强货币供给的内生性，对中央银行的宏观调控能力产生影响。本文将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。据统计资料显示，1990年，我国外汇储备余额为110.93亿美元，首次突破100亿美元大关。1994年汇改以来，外汇储备快速增长，一直呈上升趋势。1996年，我国外汇储备余额为1050.25亿美元，首次突破1000亿美元大关。2006年底，我国外汇储备余额为12602.7亿美元，已突破10000亿美元大关，与2005年底8188.72亿美元相比，外汇储备净增加、4414亿美元，同比增长53.9%。我国外汇储备增长已呈现出明显加速的趋势。
　　一、开放经济条件下主要经济变量之间的依存关系
　　根据国际收支货币分析说，在假定一国货币需求函数为一长期稳定函数前提下，开放经济中一国基础货币由两个途径产生，即国内信贷（用D表示）和国际储备（主要是外汇储备，用FR表示），基础货币用BM表示。则有：BM=D+FR，其中，D表示中央银行国内信贷，包括中央银行对金融机构再贷款、对国家财政的透支和贷款以及一些财政性质的贷款和其他以放款、证券投资等形式进行货币投放的项目；FR表示中央银行国外净资产，即国家的外汇储备。
　　而货币供给M为基础货币与货币乘数的乘积，于是有：M=m·（D+FR），其中，m为货币乘数，m.D为国内货币供给量，m.FR为由外汇储备变动引致的货币供给量。假设国内货币供给量保持不变，则外汇储备的变动会引起货币供给量在货币乘数的作用下成倍地同方向变动，如下图，
根据中央银行资产负债表，存在以下的数学表达式：
　　Ms=rMB或Ms=r（FE+G+OFA+DC）（1）
　　其中：Ms为货币供应量；r为货币乘数；MB为基础货币；FE为外汇占款；G为黄金占款；OFA为其他国外资产；DC为国内信贷量。
　　（1）式可以简化为：MB=FE+G+OFA+DC （2）
　　或者：△MB=△FE+△G+△OFA+△DC （3）
　　通常，（2）、（3）式可简化为：MB=FE+DC （4）
　　△MB=△FE+△DC （5）
　　即基础货币等于外汇占款和国内信贷量二者之和或基础货币增量等于外汇占款增量和国内信贷增量之和。
　　（一）外汇占款与基础货币之间的关系分析
　　外汇占款与基础货币之间关系包括外汇占款存量与基础货币存量的关系以及与外汇占款增量与基础货币增量的关系。1.外汇占款存量与基础货币之间关系。外汇占款占基础货币的比例在1995年是35.69%，1998年接近50%。虽然1999年、2000年该比例略有停滞，但从2001年开始迅速攀升，2002年以后增长幅度更大，2005年达到96.44%，2006年更是超过1，达到108%。2.外汇占款增量与基础货币增量之间的关系。1995年以来，外汇占款年增量占基础货币年增量比例年际间波动很大，1996年，该比例为50.85%；1997年跳跃至100.39%，这表明1997年的基础货币增量完全由外汇占款所贡献，并且外汇占款还弥补了国内信贷量的部分负增长：1998年，该比例是-152.72%，表明国内信贷量负增长超过了外汇占款的增长从而导致基础货币负增长：1999年、2000年，这一比例分别为57.76%、34.88%；2001年，该比例创纪录地达到201.74%，表明外汇占款的高增长对国内信贷量的负增长起了较大的弥补作用：2002年、2003年，该比例一直处在高位，分别为86.41%、127.40%；2004年有所回落，为14.22%，2005年又破纪录地达到295.2%；2006年，该比例仍处于高位，为165.64%。
　　以上分析表明，自1994年外汇体制改革以来，我国中央银行基础货币投放的结构已经发生了根本性变化，外汇占款成为基础货币投放的主要渠道。特别是在东南亚金融危机之后，外汇占款的主渠道作用更加明显。近年外汇占款占基础货币存量的比例一直处于上升趋势，2006年更超过了1.而外汇占款增量占基础货币增量的比例在年更是超过200%。因此，可以得出外汇储备增长将引起基础货币的增加。
　　（二）外汇储备增长对基础货币的影响机制
　　改革开放以来，随着我国对外贸易的逐步扩大，经济的不断发展，外汇储备也迅猛发增长。特别是90年代以来，增长速度更快。2005年达到8188.72亿美元是亿美元的将近40倍。由于我国外贸的持续顺差，这是我国外汇储备增加较快的一个主因。外汇储备并不是越多越好。巨额储备经营隐忧重重，央行曾表示，外汇储备快速增长，货币政策的有效性面临严峻挑战。贸易顺差引起的外汇储备快速增长，另一方面也反映了国内需求不足：短期资本流入形成的外汇储备更不排除投机性的风险。更重要的是，高外汇储备带来了较高的汇率风险。外汇储备过多，兑换成本国货币就意味着本国流通领域基础货币增多。在固定汇率制度下，基础货币构成中央银行的主要负债，国内信贷和外汇储备构成中央银行的主要资产，中央银行的基础货币投放通过三种渠道投放，即再贷款，财政透支与借款及外汇占款，前两项统称为中央银行信贷，外汇占款是中央银行增加外汇储备对应的货币投放。所以，中央银行国内信贷和外汇储备的变化直接影响基础货币的投放量，三者在数量上的关系可以表示为：△BM=△D+△FR；在这个公式中，△BM表示基础货币的变化，△D表示国内信贷变化，△FR表示外汇储备的变化。
　　在国内信贷不变的情况下，国际收支不平衡时就会通过外汇储备渠道迫使货币供应的变化。外汇占款数量由汇率和外汇储备量的乘积决定，外汇储备对货币供应的影响程度取决于外汇占款占基础货币的投放比例。在我国目前的汇率形成机制及外汇管理模式下，人民银行只能被动地接受国际收支顺差的变动，外汇占款占基础货币投放的比重越来越多，成为基础货币投放的主要渠道，基础货币投放的表现出较强的内在性。
　　1994年，我国外汇体制改革确立了强制出售汇制和有管理的浮动汇率制。当年，实现经常项目顺差76.58亿美元，资产项目顺差326.44亿美元，外汇储备增加了304.21亿美元；同期，中央银行被动发放基础货币2800亿元，年末货币总量增长达35%，新增的4024亿元基础货币中70%以上是外汇收购。这充分说明了：在我国现行的外汇储备政策和外汇管理体制下，我国外汇储备的变动对基础货币变动有显著影响，增强了基础货币内生性。随着我国外汇储备的快速增长，必然给基础货币的调控带来巨大压力。
　　我国的国际收支已多年出现&双顺&，从经常项目上看。在国内商品市场供给相对过剩的情况下，只能通过出口寻找海外销路，出口增加的外汇收入又因结汇制度挤出了基础货币；从资本项目上看，目前我国已经成为世界上吸引外国直接投资最多的国家，在吸引了大量国外直接投资的同时，国内储备不能有效地转化为投资，也迫使央行增加基础货币。从2002年下半年起，人民币升值的压力不断加大，客观上增加了国际资本的流入。境外热钱在人民币升值的利益的驱动下，不断涌入，进一步加剧了外汇储备增长，外汇储备从2000年底的1 656亿美元增加到2004年底的6099.32亿美元，通过外汇占款投放的基础货币由1.4万亿元上升到5.2万亿元。截至2006年12月底，我国外汇储备高达12602.7亿美元，位居全球第一，由此投放的人民币总量超过10万亿元。在目前资本市场不够发达的金融体制下，商业银行成为吸收基础货币的主体，大量社会资金进入银行体系商业银行的货币流动性过剩也就不足为奇了。我国外汇储备增长与基础货币的增加的实证分析
　　1、变量的选取
　　本文选取基础货币（BM）为因变量，采用&货币当局资产负债表&中储备货币数据，在自变量的选择方面，从中央银行资产负债表的资产方来看，基础货币的投放渠道主要为外汇占款和对金融机构的债权，而外汇占款主要是受外汇储备的影响。
　　2、t检验
　　为了检验变量的显著性，即一个解释变量对因变量v具有显著影响，需要进行假设检验：Ho：βi=0，H1：βi≠O。
　　如果原假设成立，表明解释变量Xi对因变量v可能并没有显著影响。如果一个解释变量对因变量具有很强的经济意义上的解释能力，自然期望拒绝原假设而接受备选假设。假设偏回归系数为O的t统计量的数值；Sig列列出了假设偏回归系数为O的假设检验的显著性水平值。
　　从上表可知t=9.622，如果给定显著性水平为5%，查表可得临界值小于9.622，因此可以拒绝基础货币系数为O的原假设。上表所反映的回归模型为BM=23 11 8.40l+O.619FR，表示基础货币的多少与外汇储备量多少成正线性相关，从&Sig&值可以看出，总体回归模型在统计上是显著的，而且非常健壮。由此可以再次说明当外汇储备越多，则基础货币增加也越多。
　　二、外汇储备增长引致基础货币增加的政策影响分析
　　日人民银行发布《关于完善人民币汇率形成机制改革公告》以来，宣布人民币升值2%，但却并没有缓解由于国际收支失衡导致的外汇储备增加。从贸易方面看，升值后我国贸易顺差依然没有得到多少改变。原因有三：（1）政策影响的时滞效应，汇率变动对贸易余额影响存在时滞，需要一段时间效果才能显现出来；（2）升值幅度过小，对国际贸易变化的影响有限。（3）根本原因是我国经济结构与全球经济结构失衡以及内在的不协调性所致。我国长期以来一直面临着内需总量不足的问题，相对过剩的产品对国际市场形成很强的依赖性。因此，即使人民币升值，出口企业也难以通过出口品提价将升值的影响转移给国外进口商，只能牺牲利润换取市场份额。由于我国人口众多，市场消费潜力巨大，再加上我国劳动力、土地以及其他一些资源价格低廉；经济政策以及环境的稳定和税收优惠，对国外资本具有强大的吸引力。与人民币小幅度升值相比，低廉的资源、广阔的市场和优惠的政策收益远大于较小人民币升值的成本。
表：2005年人民币升值前后我国直接投资的变化情况一览表（亿美元）
　　国际收支顺差在短期内很难改变，巨额国外资本流入不可避免。由于外贸顺差和外汇流入规模都不是人民银行所能控制的，所以基础货币的投放失去了独立性。为减轻基础货币投放过多而产生的通货膨胀压力，人民银行不得不采取对冲干预进行协调，主要手段除了回收对商业银行债权外，更多的是通过扩大中央银行票据发行规模回笼货币。日，人民银行提高存款准备金率0.5个百分点，日人民银行再次提高0.5个百分点，流动性过剩的问题已迫使人民银行动用存款准备金率这种猛烈的货币政策工具。但是，上调法定准备金率的负面影响也不容忽视，货币市场利率将上升，给人民币带来更大的升值压力。采取这种过激的方式紧缩贷款，也可能导致某些企业资金链的断裂，从而引起企业破产，进而可能使商业银行增加不良资产。
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我国基础货币的来源及央行的调控能力分析：
黄燕芬/顾严
　　原载《管理世界》2006年第3期p21～28
　　「作者简介」黄燕芬，顾严，中国人民大学公共管理学院。
　　一我国中央银行资产负债表中的基础货币来源
　　作为我国的中央银行，中国人民银行的资产包括7个部分：国外净资产、对政府债权、对存款货币银行债权、对特定存款机构债权、对其他金融机构债权、对非金融机构债权、其他资产。其负债包括5个部分：储备货币、债券、政府存款、自有资金、其他负债。
　　我们将资产方的对存款货币银行债权、对特定存款机构债权、对其他金融机构债权3个部分合并，统称为对银行机构债权，则可将央行的资产划分为国外净资产（NFA ）、对政府债权（CG）、对银行机构债权（CB）、对非金融机构债权（CO）以及其他资产5个部分。再将负债方调整为流通中的现金（C ）、准备金（R ）、政府存款（GD）、债券（CBP ）、其他权益和负债5个部分，则根据“资产=负债”原理有：
　　NFA+CG+CB+CO=C+R+GD+CBP+COL=B+GD+COL （1）
　　其中B=C+R ，为基础货币；COL 为其他净负债，即负债方的其他权益和负债减去资产方的其他资产后得到的残值。
　　从（1）式中可以看出：在除基础货币项目外的中央银行负债不变的条件下，任何中央银行资产的增加都会引起基础货币的增加；在中央银行资产项目不变的条件下，除基础货币项目外的中央银行负债的减少也将引起基础货币的增加。
　　将（1）式做移项变动得：
　　B=C+R-NFA+CG+CB+CO-GD-CBP-COL （2）
　　各因素的变动对基础货币增量的影响可以表示为：
　　△B=△C+△R=△NFA+△CG+△CB+△CO-△GD-△CBP-△COL （3）
　　（2）式的右侧就可以看作是基础货币的来源构成，（3）式的右侧可以看作是影响基础货币变化的主要因素。具体来说，国外净资产、对政府债权、对银行机构债权、对非金融机构债权的变动会引起基础货币的同方向变动，政府存款、债券、其他净负债的变动会引起基础货币的反方向变动。
　　1998年以来，对银行机构债权（CB）占基础货币的比重在1998年后出现了先升后降的变化，先由1998年末的51.13％上升到2000年末的60.62％①，然后逐步下降到32％的水平，其占基础货币的比重已经退居第2位。国外净资产（NFA ）占基础货币的比重呈现出不断上升的发展态势，只有在年这一阶段出现了小幅度的下降，而在2002年末超过了对银行机构债权的比重，已经成为我国基础货币最主要的来源。对政府债权（CG）在2001年以前主要是人民银行对政府的借款、垫款和透支；2001年起，人民银行将其持有的国家债券也纳入对政府债权，于是这项资产占基础货币的比重在当年出现了大幅上升，此后一直在5％～6％的水平波动。政府存款（GD）是指各级政府在人民银行账户上的预算收入与支出的余额，体现为央行的负债，起到的作用是收缩基础货币，2001年占基础货币的比重首次突破10％，成为基础货币的重要减项。人民银行债券发行（CBP ）是指未到期的中央银行票据，我国中央银行首次尝试发行债券是在1993年（张红地，2002，第285页），2004年底，人民银行债券发行占基础货币的比重已经达到18.8％，成为对冲基础货币投放的重要工具。
　　截至2004年底，我国基础货币总量已达58856.1亿元，对银行机构债权余额达到19289.4亿元，国外净资产达到46397.9亿元，对政府债权达到2969.6亿元，政府存款达到5832.2亿元，人民银行债券发行余额达到11079.0亿元。这些项目占基础货币的比重占85％以上，可以解释基础货币的大部分来源构成。
　　二、我国基础货币的主要来源及其变动分析
　　1998年以来，对银行机构债权、国外净资产、对政府债权、政府存款、人民银行债券这5个项目构成了基础货币的主要来源，以下我们将通过协整分析来定量考察这5个项目及其变动对基础货币及其变化的影响。
　　首先分别对1998年1季度～2004年4季度、1985年2季度～1997年4季度的基础货币及其主要来源的数据生成过程进行考察。
　　平稳性检验表明，LMB 、LCB 、LNFA、ICG 、IGD 、CBP 在2个样本期均为一阶单整序列（如表1所示），可以考虑用Engle-Granger 两步法检验它们之间是否存在协整关系。
　　注：LMB 、LCB 、LNFA、LCG 、LGD 分别为基础货币、对银行机构债权、国外净资产、对政府债权、政府存款的对数序列；ILMB、ILCB、ILNFA 、ILCG、ILGD分别为他们的一阶差分序列；CBP 、ICBP分别为中央银行债券及其一阶差分序列，由于该项目样本容量过小，故没有取对数；检验类型第1列中的“c ”代表截距，“0”代表无截距项；第2列“t ”为趋势项，“0”代表无趋势项；第3列的数字代表滞后阶数；临界值为5％显著性水平下的MaeKinnon 临界值；自相关检验Q 统计量选取的滞后期为1、2、4、8.
　　第一步，针对两个样本期，以基础货币季度数据的对数序列为因变量，以对银行机构债权、国外净资产、对政府债权、中央政府存款、对政府净债权季度数据的对数序列以及人民银行债券为自变量，通过普通最小二乘法（OLS ）进行多元线性回归，并逐步去掉模型中系数不能通过显著性检验的自变量。
　　1998年1季度～2004年4季度的线性回归模型如下：
　　LMB=0.59+0.48×LCB+0.49×LNFA+0.087×LCG-0.032×LGD （4）
　　（0.90）（7.02）（17.75）（2.61）（-2.12）
　　Adjusted-R[2]=0.987DW=1.617
　　其中，变量符号意义同表1，括号里为t 统计量。
　　从模型（4）可以看出，LNFA项的系数最大、显著性最强，国外净资产在存量上对基础货币的影响在央行资产中居首要地位；对银行机构债权居第2位；对政府债权的作用相对较小；政府存款起到较小的回笼基础货币的作用。模型（4）的拟合优度较高，说明这4个项目构成了基础货币来源的主要方面。模型的结果与我们前面的定性分析一致。
　　按照同样的方法，我们对1985年2季度～1997年4季度的央行资产负债情况进行考察，得到线性回归模型如下：
　　LMB=-0.766+1.11×LCB+0.114×LNFA-0.104×LCG （5）
　　（-2.22）（15.78）（4.56）（-2.19）
　　Adjusted-R[2]=0.996DW=0.724
　　在模型（5）中，LCB 的系数远大于LNFA和LCG 的系数，说明对银行机构债权是影响基础货币的最主要力量。模型的拟合优度很高，说明可以将对银行机构债权、国外净资产、对中央政府债权3个项目作为基础货币的主要来源。
　　对比模型（4）和（5），可以得出以下结论。第一，取消规模管理后，对银行机构债权的作用在下降，体现为ICB 的系数由1.11下降为0.48、t 统计量由，15.78下降为7.02.第二，国外净资产的作用在增强，体现为LNFA的系数由0.114上升为0.49、t 统计量由4.56上升为17.75，国外净资产的作用已经超过对银行机构债权，上升到首位。第三，对中央政府债权LCG 项的系数由负变正，符合这一央行资产项对基础货币的影响方向③。第四，政府存款成为影响基础货币的途径，体现为其系数从不能通过显著性检验到可以通过。
　　第二步，针对两个线性回归方程，分别检验它们残差序列的平稳性。根据表2所示，模型（4）和（5）的残差序列均为平稳过程，可以认为两个线性模型中变量的协整关系存在，模型（4）和（5）反应的是基础货币及其主要来源的长期均衡关系。
　　注：*MacKinnon临界值为通用计量经济学软件如Eviews提供的、进行单位根检验时拒绝“有单位根过程”原假设的临界值。但该临界值一般仅能用于对真实序列的单位根检验，不能用于残差序列的平稳性检验，因为后者依赖于估计参数，而且通过普通最小二乘法得到的协整方程总会使残差尽量小，这样即使待检验的协整方程中各序列实际上不呈协整关系，该方程的残差序列也容易呈现出乎稳的特征（Davidson-MacKinnon，1993，pp.720～722；刘斌等，1999，第256页），因此必须采用专门针对残差序列的更加严格的临界值。这里我们采用了Davidson—MaeKinnon （1993，p.722）给出的临界值，两个协整方程的残差序列仍然平稳，故可以认为存在协整关系。
　　下面分别针对两个样本期建立误差修正模型，以进一步分析基础货币各主要来源项目变动对基础货币变动的影响。我们先将模型（4）、（5）中滞后1期的残差（即误差修正项）以及各自变量所对应的滞后0～4期的一阶差分项作为误差修正模型的自变量进行普通最小二乘法回归，然后根据Hendry（1987）提供的general-to-specific 方法，逐步去掉不显著的变量，最后得到各自变量系数全部显著（10％显著性水平下）的误差修正模型。
　　1985年2季度～1997年4季度的误差修正模型为：
　　模型（6）表明，1985年2季度～1997年4季度，当期对银行债权的变动是影响基础货币变动的最主要原因，其系数高达0.69，显著性也很强；对中央政府债权变动项的系数相对较小，而当期和滞后一期的国外净资产变动项系数很小，对基础货币变动的影响不大。误差修正项的系数显著，模型拟合优度较高，Q 统计量说明残差序列不存在自相关，可以用误差修正项的系数来表示从非均衡状态到均衡状态的调整力度。
　　1998年1季度～2004年4季度的误差修正模型为：
　　在模型（7）中，当期对银行机构债权变动的系数下降到0.23，同时t 统计量也大幅下降，其对基础货币变动的作用已经明显下降。当期国外净资产变动项的系数（0.78）跃居第一位，滞后1期的国外净资产变动项系数也较大，说明国外净资产的变动对基础货币起着非常重要的作用。对中央政府债权变动项的系数仍相对较小，说明人民银行已经拥有了一定量的国债，但通过买断操作持有的国债还比较少，不能有效影响基础货币的变动。政府存款变动项的系数很小，与协整模型的情况类似。模型拟合优度较高，残差序列不存在自相关。误差修正项系数显著、绝对值由0.21增大到0.87，说明从非均衡状态调整到均衡状态的速度加快了。
　　由于中央银行债券没能纳入到协整模型中，但定性分析又表明1998年以来该项负债起着越来越重要的作用。我们认为，可能数据量过小的问题导致该项目的系数不能通过显著性检验，因此需要进一步考察它和协整模型误差项的关系。
　　如表1所示，中央银行债券一阶差分序列（ICBP）在1998年前后均为平稳序列，因此可以将它们分别同协整模型的残差序列（E1、E2）进行格兰杰因果检验。
　　中央银行债券一阶差分序列与协整模型残差序列的格兰杰因果检验表明：1985年2季度～1997年4季度，中央银行债券的变动不是造成误差项的格兰杰原因；而1998年1季度～2004年4季度，该项目成为协整模型误差项的格兰杰原因，说明1998年以来，中央银行债券的变动对基础货币的回笼起到了一定作用，从非均衡状态调整到均衡状态的速度加快得益于中央银行票据发行的扩大（见表3）。
　　三、1998年以来我国中央银行基础货币调控能力分析
　　根据上述协整方程、误差修正模型以及格兰杰因果检验可以看出，1998年以前，基础货币最主要的来源是对银行机构债权。在贷款规模控制权掌握在中央银行手中情况下，该项资产的变动对基础货币变动的影响相对来看是比较稳定的。而从1998年开始，贷款规模控制取消了，国外净资产成为最重要的基础货币来源，该项资产和对银行机构债权、对政府债权、政府存款、中央银行债券的变动都对基础货币的变动产生了一定的影响，这给人民银行调控基础货币带来了更大的难度。
　　以外汇占款为主体的国外净资产自1998年以来一直是我国基础货币供应的重要渠道，2001年以来，新增的外汇占款一直是基础货币投放的最主要渠道，我国现行的汇率制度和国际收支双顺差格局决定了这一点。按照国际货币基金组织的划分，实行固定钉住汇率制度的国家将。其货币以一固定的汇率钉住某一外国货币或外国货币篮子后，汇率会在1％的狭窄区间内波动（朱耀春，2003）。而我国人民币钉住美元浮动的目标区间仅为正负0.3％，在实际操作中更是远低于这一幅度，这反映出我国汇率制度在日做出调整以前实际上是“有管理没有浮动的汇率制度”（邱崇明，2003）。在这种实际的固定汇率制度下，人民银行外汇占款的变动实际上是国际收支变动所导致的客观结果。
　　从1998年以来，我国国际收支顺差和外汇储备变动高度一致，二者相关系数高达0.99.在实际的固定汇率制度安排下，增加外汇占款就意味着要通过外汇公开市场操作向银行体系投放基础货币，而这一部分基础货币投放完全是内生的，人民银行只能被动地接受、被迫采取相应的对冲措施。在1998年以前的旧体制下，人民银行可以通过信贷规模管理紧缩银根、收回银行体系的流动性，从而对冲外汇占款增加带来的基础货币投放。但在新体制下，人民银行不能直接限制商业银行的信贷行为。如果要通过影响对银行机构债权来收缩基础货币，则只能主要通过减少再贴现，或者通过在银行间债券市场上进行正回购操作来实现④。
　　再贷款调控属于货币政策直接调控的范畴，在20世纪90年代以前曾是我国基础货币投放的主渠道。但在新体制下，再贷款调控基础货币的作用越来越有限。首先，再贷款余额在2000年达到峰值后一直处于震荡下行的状态，其占基础货币余额的比重不断降低。其次，再贷款中的大部分是政策性的支农贷款，这一部分基础货币投放需求几乎是刚性的。第三，经济体制改革的许多重要举措都要依靠央行的再贷款发放，比如农村信用社改革、东北老工业基地增值税转型试点、证券公司自营结算备付金账户和客户结算备付金账户分户管理等。此外，近年来人民银行对一些金融机构的救助说明中央银行再贷款更多地体现了化解金融风险、维护全社会金融稳定的作用，而央行通过再贷款政策来调控基础货币的能力十分有限。
　　随着货币政策走向间接管理的改革不断深入，人民银行在银行间债券市场上进行的本币公开市场操作业务已经成为了货币政策日常的操作工具和最主要的基础货币调控工具。一般来说，为了对冲外汇占款大幅增加带来的基础货币投放，货币当局应采取债券正回购的方式来收回银行体系的流动性。但是，人民银行国债资产的不足制约了正回购操作的作用。本币公开市场操作于1996年4月正式启动，只进行了9个月的正回购操作就宣布暂停，其原因就是央行的债券资产严重不足。1998年5月份恢复了本币公开市场操作，由于此时货币政策面对的主要是通货紧缩的威胁，所以向银行体系注入流动性的逆回购和现券买断操作所受的限制要远小于1996年。然而我国经济很快就进入了新一轮增长周期，而且需要对冲的基础货币投放量明显大于央行所持的国债和金融债券，买断债券和正回购的操作很快就变成了“无米之炊”。于是，在2002年9月份，债券持有量的限制迫使人民银行做出了将未到期的正回购转换为中央银行票据的操作，以弥补本币公开市场操作工具的不足。
　　从2002年起，央行票据成为了对冲外汇占款增加的主要工具，当年转换的票据占2002年下半年开始的正回购总额的78.5％⑤。日至12月底，中国人民银行共发行63期央行票据，发行总量为7226.8亿元、占累计回笼基础货币总额的54.8％，发行余额为3376.8亿元，是通过公开市场债券交易净回笼基础货币额的1.25倍。即使是这样的发行力度，本外币公开市场操作相抵，仍然净投放了8765亿元的基础货币⑥。2004年，人民银行共发行了105期央行票据，发行总量超过1.5万亿元，是2003年的2倍，占当年公开市场操作净回笼基础货币总额的70％；但同期外汇占款的增幅达到了1.61万亿元，央行发行的票据总额只占外汇占款增幅的93.6％，净回笼的基础货币仅占外汇占款增幅的41.6％⑦，央行票据在加倍发行的情况下仍显得捉襟见肘。
　　由于2004年央行票据的发行力度加大，2005年会有8300亿元央行票据到期⑧，这就意味着即使在不考虑外汇占款增加的情况下，人民银行也必须使公开市场操作净回笼基础货币的规模超过8000亿元。为了减小资金回笼的压力，人民银行于日开始发行期限为3年的中央银行票据，并开始有计划地推行3年期央行票据的发行工作⑨。这种非常规的操作可以使回笼的资金冻结3年之久，大大缓解了短期票据到期带来的巨大压力。除了发行长期票据，人民银行还于日在银行间债券市场第一次贴现发行了远期央行票据⑩，目的是提前锁定春节后释放的流动性。该期票据的收益率大幅低于市场预期，说明商业银行预期票据交割日的资金面比较宽松，因此央行此次操作更多的是出于平稳市场的考虑，只能在一定程度上‘缓解春节过后回笼基础货币这一季节性压力。
　　实际上，人民银行连续在票据发行上有创新之举也是无奈的选择。政府债券本应是公开市场操作最主要的工具，因为它无论在操作成本还是灵活性上都优于央行票据。比如在美国，联储持有的政府债券占其资产总额的比重就接近90％（截至日）（11），欧洲中央银行持有的证券占其总资产的比重也在8％左右（截至日）（12），我国中央银行持有的国债占其总资产的比重却连2％都不到。人民银行只能被迫采取成本更高的方式，发行央行票据。规模不断扩大的票据发行给央行带来了数10亿、甚至是上百亿元的利息负担，而且回笼的压力也越来越大，远期操作和长期票据发行只能起到推迟压力的作用，不能从根本上解决问题，除非在央行赎回票据时通货紧缩趋势重现。而无论通胀与通缩都是经济自身发展的结果，央行只能起进行有限的调控，却不能起决定作用，因此事实上只能被动应对。
　　2003年以来，政府存款较大幅度的增加在一定程度上缓解了公开市场操作及央行票据发行的压力，起到了对冲基础货币投放的作用。近年来我国财政收入增长较快，基本上都能实现超过预算的水平。按照惯例，有关财政超收收入的使用安排会在当年的11月份做出，12月份开始支付，这就造成了几乎每年的第4季度财政在人民银行的存款余额都会下降。也就是说，前3季度起回笼基础货币作用的政府存款会在第4季度出现反向变化，成为投放基础货币的重要渠道，给公开市场操作带来更大的压力。而无论超收的收入如何使用、何时使用，这都是人民银行不能决定的，央行的操作只能根据实际情况相机抉择。
　　四、结论及建议
　　根据以上分析可知，以外汇占款为主的国外净资产的变化是由国际收支情况决定的，对银行机构的再贷款主要是政策性的、不能灵活调整，公开市场操作只能对冲外汇占款增加带来的基础货币投放的一部分、而且缺乏合适的工具，对政府存款的变动人民银行只能被动地应对。因此，1998年取消贷款规模控制以来，影响基础货币投放85％以上的各主要渠道都是我国中央银行没法控制的，或者说我国央行对基础货币的调控能力十分有限。鉴于基础货币的重要性，必须解决上述问题，加强人民银行对基础货币的调控能力。
　　首先，针对外汇占款对基础货币供应的冲击，应实行更加灵活的汇率制度
　　根据克鲁格曼的“三元悖论”，固定汇率制、货币政策独立性与资本自由流动三者只能兼顾两个方面（Krugman ，1998）。我国已经加入WTO ，资本和金融账户的改革正在稳步推行，资本最终实现自由流动只是时间和方式的问题，因此我们必须在固定汇率制和独立的货币政策之间做出选择，将二者更好地协调起来，以日汇率改革为契机，一方面适当放宽人民币汇率对美元的浮动范围、逐步过渡到钉住一篮子货币，另一方面继续深化结售汇制度改革、发展外汇市场，使人民币汇率形成机制更加完善。
　　第二，针对公开市场操作所受的限制，应进一步丰富央行日常操作的工具
　　央行票据作为公开市场操作最主要的工具不可能是长久之计（范建军，2004），因此必须增加更具灵活性、而且成本更低的中央银行日常操作工具。在货币市场主体稳步扩大金融债、次级债券的发行规模和范围的同时，财政部应深化国债发行体制改革，实现国债余额管理和滚动发行（13），以完善人民银行所持债券资产的品种结构和期限结构。还可以将历史上遗留下来的财政借款、垫款和透支转换为国债，增加央行债券资产的规模。这样就能从多个方面增加本币公开市场操作的工具，从而加强央行通过银行间债券市场调控基础货币的能力。
　　第三，针对政府在央行存款的季节性变动，应完善财政与货币政策的协调机制
　　2005年，我国延续了7年的积极财政政策开始转型，“控制赤字、调整结构、推进改革、增收节支”的稳健财政政策实行。而其中“增收节支”环节的一个重要方面，就是要“严格支出管理，切实提高财政资金使用效益，体现配合宏观调控和建立节约型社会的要求”（14）。改善国库管理体制，实现对财政超收的科学管理，有利于为央行减压。建议财政部门将其所掌握的财政收支变动和预测情况及时向人民银行通报，以使后者能够提前做出相应的安排，缓解临时性的基础货币变动带来的冲击。
　　第四，针对再贷款职能的转变，应建立中央银行贷款使用的监测与效率评价机制
　　目前我国再贷款在基层的运作和管理存在着资金收回无保障、信息资料无考证、使用管理无责任等问题（周善祥等，2004）。鉴于我国再贷款作为基础货币供应主渠道的作用已经消失，主要承担的是政策性职能，就要从提高使用效率入手，强化管理，参照商业性贷款建立相应的监测与风险评价体系，并通过责任人制度促进再贷款的使用落到实处，从而减少因使用效率低下而多投放的基础货币。只要实行有效的管理，即便是政策性贷款也可以不成为免费取用的公共品，是能够在体现政策职能的同时提高使用绩效的。
　　综上所述，1998年取消贷款规模控制以后，我国基础货币的主要来源构成发生了一些变化，但中央银行仍然缺乏有效调控基础货币及其主要来源的能力，导致货币政策传导在起点上就失去了有效性。因此，必须加快推进相关改革，增强基础货币的可控性，提高人民银行对基础货币的控制能力，从而提高货币政策的有效性。
　　①根据《中国人民银行统计季报》数据计算得到。下文除特殊注明外，数据均来源于《中国人民银行统计季报》有关各期，或根据其中数据计算得出。
　　②表1～3及模型（4）～（7）计算所用数据来源于国际货币基金组织，鉴于1993年以前的中国人民银行资产负债表数据可获得性较差，为了保持数据统计口径的一致性，故统一选用基金组织公布的数据。实际上中国人民银行与国际货币基金组织公布的中国货币当局资产负债表数据基本一致，但基金组织“政府存款”数据中仅包括“中央政府存款”，该项目在1997年后与人民银行公布的政府存款数据有较大差别，因为人民银行数据包括了地方政府存款。
　　③公式（2）表明，LCG 项的系数应该为正。1985年2季度～1997年4季度的线性回归模型中LCG 项的系数为负的原因，可能与1994年停止财政在央行借款和透支后，央行没有立即将其持有的国家债券纳入这一项有关。
　　④实际上由于央行债券资产的严重不足，从2002年起，央行票据成为了对冲外汇占款增加的主要工具（参见下文）。
　　⑤数据来源于中国人民银行货币政策分析小组：《中国货币政策执行报告（二○○二年）》，2003年1月。
　　⑥数据来源于《二○○三年中国货币政策执行报告》。
　　⑦根据中国人民银行公开市场业务操作室：《2004年公开市场业务报告》计算。
　　⑧资料来源于《央行首发三年期100亿元票据应对资金回笼压力》，《上海证券报》，日。
　　⑨参见中国人民银行公开市场业务操作室：《公开市场业务公告200511]号》，日。
　　⑩资料来源于《央行首个1年期远期票据收益率大幅低于市场预期》，《新闻晨报》日。
　　（11）数据来源于美国联邦储备委员会网站http://www.federalreserve.gov/releases/h41/Current/.
　　（12）数据来源于欧洲中央银行网站http://www.ecb.int/pub/pdf/mobu/mb20050len.pdf.
　　（13）关于国债余额管理的设计详见黄燕芬（2003）。
　　（14）参见《金人庆：实行稳健财政政策加强和改善宏观调控》，新华网日，/fortune//content_2362075.htm.
　　「参考文献」
　　[1]Davidson R.and J.G.MacKinnon ，1993，Estimation and Inference in Econometrics，Oxford University Press ，New York.
　　[2]Krugman，P.，1998，“The Eternal Triangle-Explaining International FinancialPerplexity”，The Official Paul Kmgman Web Page ，http://web.mit.edu/krugman/www/.
　　[3]Hendrv ，D.F.，1987，“Econometric Methodology ：a Personal Perspective”，A dvanced in Econometrics ，edited by T.F.Bewley.Cambridge University Press ，Cambridge.
　　[4]包祖明：《我国基础货币管理的难点及对策》，《财经问题研究》，2002年第12期。
　　[5]范建军：《汇率制度不变央行票据趋于为难》，《第一财经时报》，日。
　　[6]黄昌利、任若恩：《我国（年）货币政策低效性及原因分析》，《中国管理科学》，2004年第3期。
　　[7]黄燕芬：《中国财政货币政策的不协调》，《2004年：中国经济形势分析与预测》，社会科学文献出版社，2003年。
　　[8]刘斌、邓述慧、王雪坤：《货币供求的分析方法与实证研究》，科学出版社，1999年。
　　[9]刘斌、黄先开、潘红宇：《货币政策与宏观经济定量研究》，科学出版社，2001年。
　　[10]刘良毕、黎煦、李峥砺：《内生金融理论视野中的基础货币供给》，《武汉金融》，2001年第11期。
　　[11]刘霖、靳云汇：《货币供应、通货膨胀与中国经济增长——基于协整的实证分析》，《统计研究》，2005年第3期。
　　[12]刘文翠、卢爱珍：《货币供应从基础货币到资产结构》，《南方金融》，2003年第2期。
　　[13]宁咏：《内生货币供给：理论假说与经验事实》，经济科学出版社，2000年。
　　[14]潘红宇、邓述慧：《基础货币、贷款和产出——中国货币政策实证分析》，《系统工程理论与实践》，2000年第9期。
　　[15]秦宛顺、靳云汇、卜永祥：《中国基础货币与货币供应量、信贷量关系的分析》，《数量经济技术经济研究》，2003年第6期。
　　[16]邱崇明：《入世后我国货币政策的外部环境变化与对策》，《金融研究》，2003年第5期。
　　[17]汪红驹：《中国货币政策有效性研究》，中国人民大学出版社，2003年。
　　[18]夏斌、廖强：《货币供应量已不宜作为当前我国货币政策的中介目标》，《经济研究》，2001年第8期。
　　[19]谢平：《中国货币政策分析：），《金融研究》，2004年第8期。
　　[20]谢平、俞乔：《中国经济市场化过程中的货币总量控制》，《金融研究》，1996年第1期、第2期。
　　[21]杨建明：《我国货币供应量对产出、物价预测能力的实证研究》，《南开经济研究》，2003年第1期。
　　[22]张红地：《中央银行公开市场操作》，中国金融出版社，2002年。
　　[23]赵慈拉：《微量递增存款准备金率对冲基础货币的可行性分析》，《上海金融》，2005年第3期。
　　[24]赵进文、高辉：《中国货币政策行为传导的动态模型检验——年的实证分析》，《南开经济研究》，2004年第3期。
　　[25]周善祥、张喜萍、欧阳光武：《基层央行再贷款运行分析》，《武汉金融》，2004年第5期。
　　[26]周世成：《关于我国基础货币调控的若干思考》，《财经论丛》，2004年第1期。
　　[27]朱胜豪：《我国转轨时期基础货币供应渠道的变化和改革趋势》，《北京大学中国经济研究中心学刊》，1999年第4期。
　　[28]朱耀春：《汇率制度国际比较及其影响因素（一）》，国务院发展研究中心信息网转引自《国际金融研究》，2003年第10期。
　　[29]《金人庆：实行稳健财政政策加强和改善宏观调控》，新华网，日，/fortune//content_2362075.htm.
　　[30]《央行首发三年期100亿元票据应对资金回笼压力》，上海证券报，日。
　　[31]《央行首个1年期远期票据收益率大幅低于市场预期》，《新闻晨报》，日。
　　[32]中国人民银行：《公开市场业务报告》、《公开市场业务公告》，有关各期。
　　[33]国际货币基金组织（IMF ）：《国际金融统计》（2004年7月）CD-ROM.
　　[34]中国人民银行：《中国货币政策执行报告》有关各期。
　　[35]中国人民银行：《中国人民银行统计季报》有关各期。
　　[36]部分数据和资料来源于以下网站：国际货币基金组织网站www.imf ，org ，国家外汇管理局网站www. ，中国货币网.cn ，中国人民银行网站www.，美国联邦储备委员会网站www.federalreserve.gov，欧洲中央银行网站http://www.ecb.int.
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文章来源：原载《管理世界》2006年第3期
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