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我国外汇储备对货币供应量影响的实证分析
万晓飞
湖南大学统计学院，长沙（410079）
摘 要: 外汇储备变动是货币供应量的主要渠道。到目前为止，我国外汇储备大规模增加，
导致货币供应量的快速增长。本文利用 SAS 软件，通过单位根检验、协整分析得出我国外
汇储备与货币供应量存在长期均衡关系，运用误差修正模型分析了外汇储备的短期变动对货
币供应量产生一定的影响。提出了中央银行应加强我国外汇储备的管理与运营，调整外汇储
备政策和外汇储备规模。
关键词：外汇储备；货币供应量；协整；误差修正模型
1. 前言
2002 年以来，我国外汇储备持续增长，2006 年突破万亿。中国人民银行公布的数据显
示，2007 年 12 月末，我国外汇储备余额为 万亿美元，同比增长 ％。与此同时，
各层次的货币供应量 2002 年以后也呈现不断上升的趋势，尤其是 M1 和 M2，增长率都维持
在 15%。外汇储备的超额增长究竟对货币供应量带来怎样的影响以及影响程度多大，目前，
国内学者对此存在许多看法。朱孟楠、黄晓东研究得出，外汇储备的增加确实推动货币供应
量的增加，协整分析表明外汇储备和货币供应量之间存在着长期均衡关系，通过误差修正模
型说明，外汇储备和货币供应量的关系由短期偏离向长期均衡的调整很快[1]；康立分析认为，
外汇储备是货币供给的重要渠道，外汇储备的增加对货币政策调控产生冲击，并引起货币政
策与汇率政策的冲突[2]；郑云玉、宁涛认为外汇储备的增加引起货币供应量的迅速上升，改
变了我国货币供给的结构，同时也使货币供给内生性增强[3]；但也有学者持有不同的看法，
蔚晓琴、李蔚蔚通过研究得出，外汇储备的持续高速增长，对货币供应量的影响并不是很明
显，而货币供应量更多的受国内信贷的影响[4]。
2. 外汇储备对货币供应量的内在作用机制
在现代银行体制和信用体制下，基础货币派生货币供应量的规律已经成为不争的事实。
基础货币是“源”，货币供应量是“流“，中央银行通过变动基础货币的数量制定货币政策从而
确定货币供应量。货币供给方程为：M=m×B，其中 m 为货币乘数，B 为基础货币。下面我
们通过一张简化的资产负债表（表 1）说明外汇储备对货币供应量的内在机制。
表 1 中央银行资产负债表
资产 负债
国外资产（A1） 发行在外的现金（L1）
对政府的债权（A2） 银行存款（L2）
对非货币金融机构的债权（A3） 政府存款（L3）
对非金融部门债权（A4） 债券（L4）
其他债权（A5） 其他负债（L5）
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根据货币经济理论，基础货币（B）等于非银行公众手中的现金，即流通中的现金（C）
加上银行准备金（R），而银行准备金又包括银行在中央银行的存款及银行库存现金两部分。
因此基础货币实际等于非银行公众和银行手中的现金加上银行在中央银行的存款[5]，也就是
等于表 1 中的 L1 加上 L2，用公式表示，就是：
B=C+R=L1+L2
根据“资产=负债”的会计恒等式，我们有：
B=L1+L2
=（A1+A5-L5）+（A2+A3+A4-L3-L4）
=NFA+DL
NFA 为国外净资产，DL 为国内信贷，代入货币供给方程 M=m×B，可得出：M= m×NFA+
m×DL= m×e×FER+ m×DL
式中，e 表示以本币所表示的外币价格，FER 为外汇储备，式中，m×e×FER 为由外汇
储备引致的货币供应量，m×DL 表示通过国内信贷渠道所创造的货币供应量。
由以上关系可以看出，外汇储备变动是货币供应量的主要渠道，外汇占款上升，引起基
础货币投放量增加，通过乘数效应对货币供应量有成倍的放大作用。外汇占款占基础货币的
比重越来越大，成为基础货币投放的主要渠道。可见，中央银行通过收购外汇、同时投放基
础货币的行为影响货币供应量，外汇储备与货币政策存在内在的逻辑联系。本文利用协整关
系和误差修正模型，考察我国外汇储备与货币供应量的长期均衡关系和短期波动情况。我国
货币供应量的统计分为三个层次即: M0、M1 和 M2，M0 是流通中的现金,M1 是 M0 加上
单位活期存款,M2 是 M1 加上储蓄存款和企业定期存款。因为从长期来看,M2 的指标相对稳
定, 对中央银行来说更具有观测意义, 因此本文货币供应量选择 M2 做实证分析。
3.外汇储备与货币供应量的计量模型
数据来源与分析
本文选取的指标为外汇储备和广义货币供应量，分别记作 FER，M2，以 2002 年 1 月
—2007 年 12 月的月度数据为样本空间。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，为了保证数据的可
比性和样本的大小，我们选择了 2002-2007 的月度数据。两个变量的数据来自于中国人民银
行网站（htt p://)公布的月度数据。为了消除数据中可能的异方差和避免因数
据变化带来的剧烈波动，对两个变量进行对数变换，分别记为 LNFER、LNM2。
图 1 是 2002 年 1 月到 2007 年 12 月各月外汇储备与 M2 的变化趋势。从图中可以看出，
我国外汇储备与 M2 的走势基本一致，虽然变化幅度都不大，但基本都存在上升的趋势。这
说明，M2 和外汇储备之间存在着长期趋势。
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LNFER
LNM2
图 1 我国外汇储备和 M2 变化趋势（）
外汇储备与货币供应量计量模型的构建
变量时间序列的平稳性检验
经典回归模型是建立在稳定的数据变量的基础上的,对于非稳定变量, 就不能使用经典
回归模型了,否则会出现“虚假回归”等诸多问题。因此我们首先对经济变量进行平稳性检验,
即单位根检验 ( Unit root test ) 。我们通过 采用 1 阶自相关 ADF 检验分别外汇储备
和 M2 作单位根检验，结果如表 2、表 3。
表 2 外汇储备(FER)单位根检验结果
注：（1）检验形式 Z（）、S（）、T（）分别表示无均值和趋势、有均值无趋势和有均值趋势三种单位根检
验方程，括号的数字 0、1 表示滞后期数 （2）使用统计软件 ，表 2 相同。
表 3 货币供应量（M2）单位根检验结果
由表 2、表 3 可以看出，在 5%的显著水平下，LNFER、LNM2 序列都不平稳，但一阶
变量 原值 一阶差分
lnfa Z(0) Z(1) S(0) S(1) T(0) T(1) Z(0) Z(1) S(0) S(1) T(0) T(1)
Tau 统
计量
Pr<Tau <
变量 原值 一阶差分
Lnm2 Z(0) Z(1) S(0) S(1) T(0) T(1) Z(0) Z(1) S(0) S(1) T(0) T(1)
Tau 统
计量
Pr<Tau < <
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差分后，均达到平稳，说明外汇储备和货币供应量都是一阶单整～I（1）。
变量间的协整关系检验
对非平稳序列建立回归模型容易产生虚假回归的问题，只有它们存在协整关系，线性回
归才具有现实意义，因此协整关系的检验非常重要。由图 1 可看出 LNM2 与 LNFER 变动趋
势基本一致，它们可能存在协整关系。我们通过 软件 ARIMA 过程做直观的协整判
断。 的 ARIMA 过程输出结果显示 LNM2 序列各阶延迟序列与序列 LNFER 的相关图
显示序列 LNM2 在延迟阶数为零时与序列 LNFER 相关系数最大，因此将 LNM2 与 LNFER
同期建模，采用极大似然法直接进行估计，估计结果中各变量 T 检验显著，回归残差在 5%
的显著水平拒绝存在单位根的假设，表明残差是平稳的（见表 4），货币供应量与外汇储备
存在长期稳定的关系，即协整关系。但残差白噪声检验结果为非白噪声序列，表明残差可能
存在自相关，需要进行自相关校正。考虑残差自相关图和偏自相关图，为残差拟合 AR（1）
模型，表 5 给出了校正后残差白噪声检验，滞后 6 期的 LB 统计量 P 值显著大于给定显著水
平 5%，可认为残差为白噪声序列。残差自相关校正后，用极大似然法估计最终结果如下：
)00413192,0(~;
NV
B
VLNFERLNM tt
（） （）
模型中回归系数代表弹性，解释变量和常数项的 T 统计量都大于临界值，均通过显著
性检验，模型拟合效果较好。由模型可以看出，外汇储备的变动确实对货币供应量 M2 存在
一定的长期影响。系数 表示当外汇储备变动一个百分点，M2 将同方向变动 个百
分点。以 2007 年第 1 季度为例，我国外汇储备总量同期增加了 %，根据模型，则会带
来 M2 增加 %，而当期 M2 实际增加量为 17%，即由外汇储备变动带来的增加量占到实
际增加量 93%左右，说明外汇储备对 M2 有较大的作用。
表 4 回归残差 2 阶自相关单位根检验
表 5 残差自相关校正后白噪声检验结果
延迟阶数 LB 统计量 P 值
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误差修正模型
根据协整理论，若变量间存在协整关系，则可以用误差修正模型（ECM）对其短期波
变量 残差
Z(0) Z(1) Z(2) S(0) S(1) S(2) T(0) T(1) T(2)
Tau
统 计
量
Pr<T
au
<
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<
01
1
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1
3
<
01
<
01
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动进行直接描述。经过以上检验，我们已经证明两变量间存在协整关系，所以可以建立相关
的误差修正模型，建立误差修正模型，首先需要选择每一个变量的滞后长度，我们使用
Hendry 从一般到个别的建模方法，我们首先选定 3 阶滞后变量，然后删除那些不显著的滞
后期，以获得最终的简介形式模型。根据方程得到外汇储备和货币供应量映的 ECM 模型，
其结果如下：
)1()1( LNFERLNFERLNMLNM
（） （） （） （）
Rad DW AIC SC
F
误差修正模型的系数在 10%的显著水平上都通过了检验，从误差修正模型可以看出我
国外汇储备与货币供应量存在短期内的相互作用机制：本期外汇储备每增加 1%，会使同期
货币供应量增加 %，1 期前外汇储备每增加 1%，会使本期货币供应量降低 %。同
时货币供应量的增加在短期内对自身的变化有显著影响，1 期前货币供应量，在 1%的显著
性水平上每增加 1%会使本期的货币供应量增加 %。，
4. 结论与建议
本文运用协整和误差修正模型深入分析了我国外汇储备与货币供应量长期均衡和短期
波动关系。协整关系分析说明我国外汇储备与货币供应量 M2 存在长期均衡的关系，协整方
程回归结果显示：当外汇储备变动一个百分点，M2 将同方向变动 个百分点。从误差修
正模型可以看出，本期外汇储备每增加 1%，不仅使本期货币供应量增加 %，还会使下
期货币供应量降低 %。2002 年以来，世界经济复苏，我国经济进入快速增时期，对外
开放的力度也进一步增大，贸易顺差扩大，国外资本不断流入，再加上我国实行银行结汇制，
以及以稳定汇率为目标，使得中央银行不得不被动大量收购外汇作为国家外汇储备，人民币
升值压力增大，为了维持人民币汇率的稳定,政府不得不加大货币投放量来回笼外汇市场上
过多的外汇，外汇占款的增加直接导致了基础货币的投放，而且随着国外净资产占货币供应
量比重的上升，国外净资产的增长对基础货币增长已经具有了支配作用，进而成为货币供应
量增加的关键因素。随着货币供应量的增加。使中央银行面临巨大的通货膨胀压力。
中央银行应加强我国外汇储备的管理与运营，调整外汇储备政策和外汇储备规模。（1）
加强对适度储备量的研究，寻求适合我国实际需求的储备区间；（2）保持多元化的外汇储备；
（3）密切注意货币汇率的变化，及时或不定期地调整个中货币的比例，对国家外汇储备的
管理要坚持“安全、灵活、保值、增值”的原则。
参考文献
[1]朱孟楠.黄晓东.我国外汇储备与 M2 的协整和误差修正模型[J].广东社会科学,2005(3)
[2]康立.中国外汇储备对货币政策的影响[J].中南财经政法大学学报，2006（1）
[3]郑云玉，宁涛.我国外汇储备与货币政策研究[J].时代经贸,2007(5)
[4]魏晓琴，李薇薇，王法良.我国外汇储备与货币供应量的关系[J].广东金融学院学报，2007（7）
[5]易纲，海闻.货币银行学[M].上海：上海人民出版社，1999 年
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The demonstrative analysis of the impact on China’s foreign
exchange reserves to the money supply
Wan xiaofei
College of statistical, Hunan University, Changsha (410079)
Abstract
The change in the foreign exchange reserves is the main channel of the money far,our foreign
exchange reserves have been increasing in large-scale,leading to the money supply increase
paper uses the software SAS,analyses the long-term equilibrium relationship between our
foreign exchange reserves and money supply through the unit root and cointegration,and anlyses the
certain impact on the short-term change of foreign exchange reserves to the money supply use the error
correction model,then put forwards that Central Bank shoulgd strengthen the management and
operation of the foreign exchange reserves and adjust the policies and scale of the foreign exchange
reserves.
Keywords: the foreign exchange reserves; the money supply; cointegration; the error correction model
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