我国外汇占款与货币供应量关系的实证剖析与深度洞察

我国外汇占款与货币供应量关系的实证剖析与深度洞察一、引言1.1研究背景在经济全球化与金融一体化的浪潮中，我国经济持续高速发展，对外开放程度不断加深，外汇市场的活跃度日益提升，人民币汇率波动也愈发频繁。外汇占款作为银行和其他金融机构资产表外的一项资产，反映了这些机构通过贸易、划转、债券等方式所持有的外币资产，其规模和变动对我国经济金融体系产生着深远影响。同时，外汇储备作为外汇占款的重要组成部分，不仅是我国国际收支平衡的关键保障，更是货币政策的重要工具。货币供应量，作为一个国家货币政策的核心内容，是指在一定时期内流通于市场上的货币总量。它的变化对经济的影响广泛而深刻，直接关系到经济增长、物价稳定、就业水平以及国际收支平衡等宏观经济目标的实现。稳定的货币供应量是维持宏观经济平稳运行的重要前提，若货币供应量过多，可能引发通货膨胀，物价飞涨，居民购买力下降，经济秩序紊乱；若货币供应量不足，则可能导致通货紧缩，企业投资和生产积极性受挫，经济增长乏力，失业率上升。因此，保持货币供应量的合理稳定对于经济的健康发展至关重要。随着我国外汇市场的不断发展，外汇占款与货币供应量之间的关系变得愈发紧密且复杂。外汇占款的增减会通过多种渠道影响基础货币的投放，进而对货币供应量产生作用。在开放经济条件下，国际收支顺差会使国外净资产增加，导致外汇储备和外汇占款上升，中央银行通过发行人民币收购外汇，使得基础货币增加，在货币乘数的作用下，货币供应量进一步扩张。反之，国际收支逆差则会导致外汇占款减少，货币供应量收缩。这种相互影响的关系在我国经济发展过程中表现得十分明显，例如在2000-2014年期间，我国外汇占款持续增长，同期货币供应量也呈现出上升趋势；而2014-2017年，外汇占款出现连续下降，货币供应量的增长态势也受到一定程度的抑制。深入研究外汇占款与货币供应量之间的关系，有助于我们更好地理解货币政策的传导机制，把握宏观经济运行规律，为我国的货币政策制定和外汇管理提供科学依据，具有重要的现实意义。1.2研究目的与意义本研究旨在通过严谨的实证分析，深入探究我国外汇占款与货币供应量之间的内在联系，揭示二者相互影响的作用机制，为我国宏观经济政策的制定和实施提供科学依据。具体而言，主要包括以下几个方面：深入剖析二者关系：全面梳理外汇占款与货币供应量的理论基础，结合我国经济发展的实际情况，运用计量经济学方法对相关数据进行分析，准确把握二者之间的数量关系、变化规律以及动态影响，为后续研究提供坚实的理论和数据支持。为政策制定提供参考：基于实证分析结果，从货币政策和外汇管理的角度出发，提出具有针对性和可操作性的政策建议，帮助政策制定者更好地协调外汇政策与货币政策，优化货币供给结构，提高货币政策的有效性和灵活性，以实现宏观经济的稳定增长、物价稳定、充分就业以及国际收支平衡等目标。本研究对于我国货币政策的制定和外汇管理具有重要的理论与实践意义：理论意义：丰富和完善外汇占款与货币供应量关系的理论研究体系。目前，虽然国内外学者对这一领域进行了一定的研究，但由于各国经济体制、金融市场发展程度以及政策环境等存在差异，相关研究成果并不完全适用于我国国情。通过对我国外汇占款与货币供应量关系的深入研究，可以进一步拓展和深化该领域的理论研究，为后续学者的研究提供新的视角和思路。厘清外汇占款对货币供应量的传导机制。深入探讨外汇占款如何通过基础货币、货币乘数等中间变量影响货币供应量，有助于揭示开放经济条件下货币政策的传导路径和作用机制，为宏观经济理论的发展提供实证支持。实践意义：为货币政策制定提供科学依据。货币供应量作为货币政策的重要中介目标，其稳定性和可控性直接影响货币政策的实施效果。通过研究外汇占款与货币供应量的关系，政策制定者可以更加准确地预测货币供应量的变化趋势，及时调整货币政策工具和操作力度，增强货币政策的前瞻性和有效性，避免因货币供应量波动过大而引发通货膨胀或通货紧缩等经济问题，维护宏观经济的稳定运行。助力外汇管理政策的优化。外汇占款的变化与外汇市场的供求关系、汇率政策等密切相关。深入了解外汇占款与货币供应量的关系，有助于外汇管理部门更好地把握外汇市场动态，合理调整外汇储备规模和结构，完善汇率形成机制，加强跨境资金流动管理，防范外汇市场风险，提高外汇资源的配置效率，促进我国外汇市场的健康发展。促进经济的稳定增长。合理稳定的货币供应量是经济稳定增长的重要保障，而外汇占款作为影响货币供应量的重要因素之一，对经济增长有着间接的影响。通过研究二者关系并制定相应的政策措施，可以有效协调外汇政策与货币政策，为经济增长创造良好的货币金融环境，推动我国经济持续、健康、稳定发展。1.3研究方法与创新点为深入探究我国外汇占款与货币供应量之间的关系，本研究将综合运用多种研究方法，确保研究的科学性、严谨性和全面性。实证分析方法：这是本研究的核心方法。通过收集我国外汇占款与货币供应量的相关数据，运用计量经济学模型进行定量分析，以揭示二者之间的数量关系、因果关系以及动态影响。例如，利用协整检验来判断外汇占款与货币供应量之间是否存在长期稳定的均衡关系；运用格兰杰因果关系检验确定它们之间的因果方向；构建向量自回归（VAR）模型分析变量之间的动态响应。统计分析方法：对收集到的时间序列数据进行统计描述和分析，包括计算均值、标准差、增长率等统计指标，绘制折线图、柱状图等图表，直观展示外汇占款与货币供应量的变化趋势、波动特征以及二者之间的相关性，为实证分析提供数据支持和初步判断。文献研究法：全面梳理国内外关于外汇占款与货币供应量关系的相关文献，了解该领域的研究现状、研究方法和主要结论，借鉴已有研究成果，明确本研究的切入点和创新方向，避免重复研究，同时为研究提供理论基础和研究思路。本研究的创新点主要体现在以下几个方面：数据选取的全面性和时效性：选取涵盖多个经济周期的长时间序列数据，从2000-2023年，既包括外汇占款持续增长时期，也包括外汇占款出现波动和下降的时期，能够更全面、准确地反映外汇占款与货币供应量在不同经济环境下的关系，克服了以往研究因数据局限性导致的结论片面性问题。研究方法的综合性和创新性：综合运用多种计量经济学模型和方法进行分析，不仅采用传统的协整检验、格兰杰因果关系检验等方法，还引入向量误差修正模型（VECM）来分析变量之间的短期动态调整关系，以及脉冲响应函数和方差分解技术来研究外汇占款对货币供应量的冲击效应和贡献度，从多个角度深入剖析二者关系，使研究结果更加稳健和可靠。研究视角的独特性：从宏观经济政策协调的角度出发，探讨外汇占款与货币供应量关系对货币政策和外汇管理政策的启示，提出在不同经济形势下如何优化货币政策工具组合、加强外汇市场干预与货币政策协调的具体建议，为政策制定者提供更具针对性和可操作性的决策参考，丰富了该领域的研究视角。二、理论基础与文献综述2.1外汇占款与货币供应量的理论阐释2.1.1外汇占款的定义与内涵外汇占款，从狭义角度而言，是指本国中央银行收购外汇资产而相应投放的本国货币。在我国，由于人民币并非自由兑换货币，外资引入后需兑换成人民币方可进入流通使用，国家为实现外资换汇需投入大量资金，通过用本国货币购买外汇，进而形成了外汇占款。从广义层面来看，外汇占款还涵盖整个银行体系（包括央行和商业银行）收购外汇所形成的向实体经济的人民币资金投放。外汇占款具有两种表现形式。其一，中央银行在银行间外汇市场中收购外汇所形成的人民币投放，这一行为反映在“中央银行资产负债表”中；其二，统一考虑银行柜台市场与银行间外汇市场两个市场的整个银行体系收购外汇所形成的向实体经济的人民币资金投放，其反映在“全部金融机构人民币信贷收支表”中。与这两种含义的外汇占款相对应，在严格的银行结售汇制度下，中央银行收购外汇资产形成中央银行所持有的外汇储备，而整个银行体系收购外汇资产形成全社会的外汇储备。全社会的外汇储备变化反映在“国际收支平衡表”中“储备资产”下的“外汇”一项，我们日常所说的外汇储备通常指的就是全社会的外汇储备。外汇占款的变化与国际收支状况紧密相连。当国际收支出现顺差时，国外净资产增加，外汇储备上升，进而导致外汇占款增加；反之，国际收支逆差则会使外汇占款减少。近年来，我国外汇占款规模呈现出阶段性变化特征。在2000-2014年期间，我国外贸和外商直接投资增长迅猛，企业不断将外汇出售给商业银行以换取人民币，商业银行又将大量外汇出售给央行，使得外汇占款大幅攀升；而在2014-2017年，受多种因素影响，如国际经济形势变化、人民币汇率波动等，我国外汇占款出现连续下降；2017年之后，外汇占款总体保持相对稳定，在一定区间内波动。2.1.2货币供应量的定义与内涵货币供应量，又称货币存量，是指某一时点一国流通中的货币总量，它是各国中央银行编制和公布的关键经济统计指标之一。货币供应量的正确理解和有效控制对于维持市场货币流通稳定、克服市场缺陷以及实现可持续经济增长具有重要意义。经济学家对货币的定义存在多种解释，加之各国经济、金融历史发展和现实情况各异，各国中央银行公布的货币供应量指标也不尽相同，通常有广义货币供应量和狭义货币供应量之分。在我国，货币供应量依据金融工具的流动性和收益性等“货币性”特征被划分为三个层次：M0：即流通中的现金，是最具流动性的货币形式，与市场消费活动紧密相关，其变动能够直接反映居民和企业的日常现金交易需求，对市场物价水平和消费行为有着即时的影响。例如，在节假日期间，人们的消费需求增加，M0的流通量通常会相应上升。M1：狭义货币供应量，等于M0加上企事业单位的活期存款。M1不仅包含了现金，还涵盖了企业能够随时用于支付和交易的活期存款，它与国民经济中的资金流动和单位财务活动密切相关，常被视为经济周期波动的先行指标。当经济处于扩张阶段时，企业的生产经营活动活跃，M1的增速往往较快；而在经济衰退期，M1的增长则可能放缓。M2：广义货币供应量，是M1加上企事业单位的定期存款、居民储蓄存款以及其他存款。M2的流动性相对较弱，但它能够更全面地反映社会的潜在购买力和未来的通货压力，常用于分析社会总需求的总体状况。例如，当居民储蓄存款持续增加时，M2的规模也会相应扩大，这可能意味着未来消费市场存在一定的潜力，但也可能对物价稳定带来潜在压力。货币供应量的调控模式主要包括直接型、间接型和过渡型，其调控机制涉及中央银行、商业银行和非银行经济部门三个主体，基本因素包括基础货币、超额准备金和货币供应量。中央银行通过运用法定存款准备率调控、公开市场业务、利率调整等手段来实现对货币供应量的有效调控，以达到稳定物价、促进经济增长、实现充分就业和维持国际收支平衡等宏观经济目标。2.2相关理论基础2.2.1货币供给理论货币供给理论是研究货币供应量的决定因素、形成机制以及货币当局对货币供应量调控的理论体系。其发展历程丰富多样，涵盖了古典货币数量论、凯恩斯货币供给理论、新古典综合派货币供给理论以及货币主义学派货币供给理论等多个重要阶段。古典货币数量论以费雪的现金交易说和剑桥学派的现金余额说为代表。费雪的现金交易说认为，货币流通速度V和商品交易量T在短期内相对稳定，货币供应量M的变化将直接引起物价水平P的同比例变动，其公式为MV=PT。剑桥学派的现金余额说则从人们持有货币的动机出发，强调货币的资产功能，认为货币需求量与名义收入成正比，公式为M=kPY，其中k为人们愿意以货币形式持有的财富占总财富的比例。这两种理论虽然侧重点不同，但都表明货币供应量对物价水平有着重要影响，且货币流通速度相对稳定，为后续货币供给理论的发展奠定了基础。凯恩斯货币供给理论强调货币供给的外生性，认为货币是由中央银行控制的外生变量，中央银行可根据经济形势的需要独立决定货币供应量，货币供应量的变化会通过利率影响投资和总需求，进而影响经济活动。凯恩斯指出，货币需求由交易动机、预防动机和投机动机决定，其中投机动机对利率变化较为敏感。当货币供应量增加时，利率下降，刺激投资增加，从而带动总需求和国民收入增长；反之，货币供应量减少，利率上升，投资减少，总需求和国民收入下降。新古典综合派在继承凯恩斯理论的基础上，对货币供给的内生性进行了深入探讨。他们认为，货币供应量并非完全由中央银行控制，商业银行和非银行金融机构的行为以及公众的经济活动都会对货币供应量产生影响。例如，商业银行的贷款行为会创造存款货币，当商业银行增加贷款时，存款货币相应增加，货币供应量也随之扩大；反之，贷款减少，货币供应量收缩。此外，公众的现金持有比例和储蓄行为也会影响货币乘数，进而影响货币供应量。货币主义学派则强调货币供给的外生性，认为货币供应量是由货币当局决定的外生变量，货币供应量的变化是引起经济波动和通货膨胀的根本原因。货币主义学派主张实行单一规则的货币政策，即货币当局按照一个固定的增长率来增加货币供应量，以保持经济的稳定增长。他们认为，在长期中，货币供应量的变化只会影响物价水平，而不会影响实际产出和就业；在短期内，货币供应量的变化会对实际产出和就业产生一定影响，但这种影响是暂时的。在现代货币供给理论中，货币供应量M与基础货币B和货币乘数m密切相关，其关系公式为M=m×B。基础货币是中央银行的负债，包括流通中的现金C和商业银行的准备金R，即B=C+R。货币乘数则反映了商业银行通过贷款等业务创造货币的能力，它受到法定存款准备金率r、超额存款准备金率e、现金漏损率c等多种因素的影响。当外汇占款增加时，中央银行收购外汇投放基础货币，在货币乘数的作用下，货币供应量会相应增加；反之，外汇占款减少，基础货币减少，货币供应量也会随之收缩。例如，在我国外汇占款快速增长时期，大量外汇流入导致基础货币投放增加，商业银行的可贷资金增多，通过货币乘数的放大作用，货币供应量迅速扩张，对经济增长和物价稳定产生了重要影响。2.2.2国际收支理论国际收支理论是研究国际收支平衡的决定因素、调节机制以及国际收支失衡对经济影响的理论。它主要包括弹性论、吸收论、货币论和结构论等。弹性论由英国经济学家琼・罗宾逊提出，该理论主要分析在收入不变的情况下，汇率变动对国际收支的影响。弹性论认为，当一国进出口商品的需求弹性之和大于1时，本币贬值可以改善国际收支；反之，本币贬值会使国际收支恶化。这是因为本币贬值后，出口商品的外币价格下降，出口量增加，进口商品的本币价格上升，进口量减少，从而使贸易收支得到改善。然而，弹性论存在一定的局限性，它只考虑了汇率变动对贸易收支的影响，忽视了收入、利率等其他因素对国际收支的作用，且假设进出口商品的供给弹性无穷大，在现实中难以完全满足。吸收论由亚历山大提出，该理论从国民收入和国内支出的角度来分析国际收支失衡的原因和调节方法。吸收论认为，国际收支差额等于国民收入与国内吸收之差，即B=Y-A，其中B为国际收支差额，Y为国民收入，A为国内吸收（包括消费、投资和政府支出）。当国民收入大于国内吸收时，国际收支为顺差；当国民收入小于国内吸收时，国际收支为逆差。因此，要改善国际收支，可以通过增加国民收入或减少国内吸收来实现。吸收论强调了宏观经济政策对国际收支的调节作用，具有一定的实践指导意义，但它没有考虑货币因素对国际收支的影响，也没有分析国际收支调节对国内经济结构的影响。货币论由蒙代尔和约翰逊提出，该理论强调货币因素在国际收支调节中的核心作用。货币论认为，国际收支本质上是一种货币现象，国际收支失衡是由货币供给与货币需求之间的不平衡引起的。当货币供给大于货币需求时，会导致国际收支逆差；当货币供给小于货币需求时，会导致国际收支顺差。货币论主张通过调整货币供应量来调节国际收支平衡，例如，当国际收支出现逆差时，可采取紧缩性货币政策，减少货币供应量，提高利率，吸引外资流入，从而改善国际收支；当国际收支出现顺差时，可采取扩张性货币政策，增加货币供应量，降低利率，促进资本流出，使国际收支趋于平衡。货币论将国际收支与国内货币市场联系起来，为国际收支调节提供了新的视角，但它过于强调货币因素，忽视了其他因素对国际收支的影响。结构论则从经济结构的角度分析国际收支失衡的原因和调节方法，认为国际收支失衡是由国内经济结构不合理、产业结构失衡等因素导致的。例如，一些发展中国家由于过度依赖初级产品出口，在国际市场价格波动时，容易出现贸易收支逆差。结构论主张通过调整经济结构、优化产业布局、提高生产效率等措施来改善国际收支状况，实现经济的可持续发展。结构论关注国际收支失衡的深层次原因，但实施起来难度较大，需要较长时间的调整和改革。在开放经济条件下，国际收支状况与外汇占款和货币供应量密切相关。当国际收支出现顺差时，外汇流入增加，外汇占款上升，中央银行收购外汇投放基础货币，货币供应量相应增加；反之，国际收支逆差导致外汇流出，外汇占款减少，货币供应量收缩。例如，我国在过去较长一段时间内，由于持续的贸易顺差和大量外资流入，国际收支呈现顺差状态，外汇占款不断增加，货币供应量也随之扩张，对国内经济运行产生了多方面的影响，如通货膨胀压力上升、资产价格波动等。2.3国内外研究现状国外对于外汇占款与货币供应量关系的研究起步较早，理论基础较为扎实。在早期的研究中，学者们主要基于国际收支理论和货币供给理论来探讨外汇占款对货币供应量的影响。例如，蒙代尔（Mundell）和弗莱明（Fleming）提出的M-F模型，从开放经济的宏观角度分析了在不同汇率制度下，国际资本流动和国际收支状况对货币供应量的影响机制，指出在固定汇率制度下，国际收支顺差会导致外汇储备增加，进而使货币供应量扩张。多恩布什（Dornbusch）的汇率超调模型则进一步阐述了在货币供应量变动时，汇率和价格的调整过程，强调了外汇市场与货币市场之间的紧密联系。随着金融市场的发展和计量经济学方法的应用，国外学者开始运用实证分析方法来研究外汇占款与货币供应量之间的具体数量关系。一些学者通过构建向量自回归（VAR）模型、误差修正模型（ECM）等，对不同国家的数据进行分析，发现外汇占款与货币供应量之间存在着显著的正相关关系，外汇占款的变动会对货币供应量产生长期和短期的影响。国内学者对外汇占款与货币供应量关系的研究也取得了丰硕的成果。在理论研究方面，学者们结合我国的实际经济情况，对国外相关理论进行了深入的探讨和拓展。如李扬等学者对我国货币供给机制进行了系统研究，分析了外汇占款在我国货币供给中的作用和地位，指出随着我国经济开放程度的提高，外汇占款已成为影响我国货币供应量的重要因素。在实证研究方面，国内学者运用多种计量方法对我国的相关数据进行了分析。赵振全等通过协整检验和格兰杰因果关系检验，发现我国外汇占款与货币供应量之间存在长期稳定的均衡关系，且外汇占款是货币供应量的格兰杰原因；刘莉亚运用向量误差修正模型（VECM）研究了外汇占款对货币供应量的动态影响，结果表明外汇占款的增加会导致货币供应量在短期内迅速扩张，长期内也会产生持续影响。尽管国内外学者在外汇占款与货币供应量关系的研究方面取得了一定的成果，但仍存在一些不足之处。部分研究在模型设定和变量选择上存在一定的局限性，未能充分考虑其他影响货币供应量的因素，如财政政策、国内信贷等，可能导致研究结果的偏差。一些研究在数据选取和处理上不够严谨，数据的时效性和代表性不足，影响了研究结论的可靠性。此外，以往的研究大多侧重于分析外汇占款对货币供应量的单向影响，而对于货币供应量变动对外汇占款的反馈作用以及二者之间的双向互动关系研究相对较少。针对现有研究的不足，本研究将进一步拓展研究思路和方法。在模型构建方面，综合考虑多种影响货币供应量的因素，纳入财政支出、国内信贷规模等变量，构建更加完善的计量模型，以更全面地分析外汇占款与货币供应量之间的关系。在数据处理上，选取更具时效性和代表性的数据，运用科学的方法进行预处理和检验，确保数据的质量和可靠性。同时，深入探讨外汇占款与货币供应量之间的双向互动机制，通过脉冲响应函数和方差分解等方法，分析二者相互冲击的动态响应和贡献度，为我国货币政策的制定和外汇管理提供更具针对性和科学性的建议。三、我国外汇占款与货币供应量的现状分析3.1我国外汇占款的发展历程与现状自2000年起，我国外汇占款呈现出明显的阶段性变化特征，这些变化与我国经济发展、国际收支状况以及宏观经济政策的调整密切相关。在2000-2014年期间，我国外汇占款经历了迅猛的增长阶段。这一时期，我国经济高速发展，对外开放程度不断提高，对外贸易顺差持续扩大，吸引了大量的外资流入。在强制结售汇制度下，企业和个人将获得的外汇出售给商业银行，商业银行再将多余的外汇卖给中央银行，从而使得中央银行的外汇储备不断增加，外汇占款规模也随之迅速扩张。从具体数据来看，2000年我国外汇占款余额仅为14814.52亿元，到2014年9月达到了峰值273755.54亿元。在这14年间，外汇占款余额增长了近17.5倍，年均增长率高达25.9%。这一增长速度远远超过了同期我国GDP的增长速度，使得外汇占款在基础货币投放中的比重不断上升，成为影响我国货币供应量的关键因素。外汇占款的快速增长对我国经济产生了多方面的影响。在积极方面，它为我国经济发展提供了充足的资金支持，促进了投资和出口的增长，推动了我国经济的高速发展。大量的外汇占款增加了我国的国际储备，提升了我国在国际经济舞台上的地位和影响力，增强了我国应对外部经济冲击的能力。然而，外汇占款的快速增长也带来了一些负面影响。由于外汇占款的增加导致基础货币投放过多，在货币乘数的作用下，货币供应量迅速扩张，给我国带来了较大的通货膨胀压力。为了对冲外汇占款带来的流动性过剩问题，中央银行不得不采取一系列措施，如发行央行票据、提高法定存款准备金率等，这在一定程度上增加了货币政策操作的难度和成本，也影响了货币政策的独立性和有效性。2014-2017年，我国外汇占款出现了连续下降的趋势。2014年9月之后，外汇占款余额开始逐步减少，到2017年末降至213662.45亿元。这一时期外汇占款下降的原因主要包括以下几个方面：一是国际经济形势发生变化，全球经济增长放缓，国际市场需求下降，我国对外贸易顺差收窄，外资流入减少。二是人民币汇率形成机制改革不断推进，人民币汇率的市场化程度提高，汇率波动加剧，市场对人民币的预期发生变化，导致资本外流增加。三是我国经济结构调整和转型升级的步伐加快，经济发展更加注重质量和效益，对外资的依赖程度有所降低。外汇占款的下降对我国经济产生了一定的影响。一方面，它缓解了我国货币供应过多带来的通货膨胀压力，减轻了中央银行对冲流动性的压力，使得货币政策的操作空间得到一定程度的扩大。另一方面，外汇占款的下降也意味着国内流动性的减少，可能会对企业的融资和投资活动产生一定的制约，对经济增长带来一定的下行压力。2017年之后，我国外汇占款总体保持相对稳定，在一定区间内波动。截至2023年末，我国外汇占款余额为220459.24亿元。这一时期外汇占款保持稳定的原因主要有：我国经济保持平稳增长，国际收支基本平衡，对外贸易和外资流入保持相对稳定。我国外汇市场干预逐渐减少，汇率形成机制更加市场化，市场对外汇占款的预期也更加稳定。当前我国外汇占款的现状对经济有着多方面的影响。稳定的外汇占款有助于维持货币供应量的稳定，为经济增长提供相对稳定的货币环境。稳定的外汇占款也有利于增强市场信心，促进投资和消费的稳定增长。然而，在全球经济不确定性增加的背景下，外汇占款仍面临一定的波动风险，需要密切关注其变化对经济的潜在影响。3.2我国货币供应量的发展历程与现状我国货币供应量的发展历程与经济发展紧密相连，在不同经济时期呈现出不同的变化特征。20世纪90年代，我国处于高通货膨胀时期。1992年邓小平南方谈话后，经济迅速升温，1992-1996年GDP保持较高增速，居民消费价格指数也大幅上涨。在此期间，货币供应量快速增长，1994年M2增长34.5％，1995-1996年虽有所回落，但仍分别增长29.5％和25.3％，这是我国建立正式统计制度以来货币供应量增长最快的时期。这一时期货币供应量的高速增长主要是为了满足经济快速发展对资金的需求，但也在一定程度上加剧了通货膨胀压力。1997年亚洲金融危机爆发，对我国经济产生了剧烈冲击。1998-2002年，国内经济低迷，GDP增长基本在8％左右，居民消费价格指数增长几乎为0。受此影响，货币供应量增速放缓，1998-2002年末，广义货币M2增长分别为14.8％、14.74％、12.27％、14.42％、16.78％，其中2001年2月广义货币M2同比增长12.03％，是1994年建立货币供应量统计制度以来M2的最低增速。为应对金融危机，我国采取了一系列扩张性的货币政策和财政政策，以刺激经济增长和稳定物价。2002年下半年起，我国经济进入新一轮上升期，2003-2007年GDP增长一直在10％以上，其中2007年GDP增长13％。这一时期，货币供应量明显高于亚洲金融危机时期，2003-2007年广义货币M2增长分别为19.58％、14.67％、17.57％、16.94％、16.72％。在此期间，中国人民银行调控货币供应面临着国内信贷快速增长和资本流入、外汇占款的双重压力。随着外汇占款的增加，基础货币投放增多，商业银行的信贷投放能力增强，进一步推动了货币供应量的扩张。为了控制基础货币和信贷投放，中央银行大规模发行央行票据对冲外汇占款的增加，2005-2007年中央银行发行央行票据分别为2.79万亿元、3.65万亿元、4.07万亿元。2008年国际金融危机爆发，世界经济深度衰退。中国人民银行及时调整货币政策方向，实施适度宽松的货币政策，引导金融机构扩大信贷投放，加大金融支持经济发展的力度。2008-2010年广义货币供应量M2增长分别为17.8％、27.7％、19.7％。为保持银行体系充足的流动性用于信贷扩张，中央银行一方面暂停外汇占款对冲操作以投放基础货币，2008-2010年净投放基础货币分别为2.77万亿元、1.48万亿元和4.13万亿元；另一方面，积极引导金融机构扩大信贷投放，2008-2010年人民币贷款新增额分别为4.9万亿元、9.6万亿元和7.95万亿元。这些措施有效地缓解了金融危机对我国经济的冲击，促进了经济的稳定增长。2011年以来，我国经济由高速增长阶段逐步转向高质量发展阶段，处于增长速度换挡期、结构调整阵痛期和前期刺激政策消化期。总体上，经济仍保持较快增长但呈现平稳减速态势，2011-2019年，我国GDP增长由9.6％平稳下降至6％。这一时期货币供应量增长相应放缓，可分为两个阶段。2011-2016年末，广义货币供应量M2增速由13.6％逐步下降至11.3％，增速仍保持在10％以上，但明显低于国际金融危机时期；2017-2019年末，M2增长分别为8.1％、8.1％和8.7％，这一阶段M2增长更慢。不过，新增贷款和社会融资规模保持了较快增长，对实体经济提供了有力支持，2017-2019年，人民币贷款新增额分别为13.53万亿元、16.17万亿元和16.81万亿元；社会融资规模增速分别为14.1％、10.3％和10.7％。近年来，随着我国经济的稳定发展，货币供应量也保持相对稳定。截至2023年末，广义货币供应量M2余额为292.27万亿元，同比增长10.8％。当前货币供应量与经济增长之间保持着一定的协调关系，货币供应量的增长为经济发展提供了必要的资金支持，同时经济的稳定增长也为货币供应量的合理调控创造了良好的环境。然而，在全球经济不确定性增加、国内经济结构调整持续推进的背景下，货币供应量的调控仍面临诸多挑战，如如何在保持经济增长的同时，有效防范通货膨胀风险，如何优化货币供给结构，提高资金配置效率等，都需要进一步深入研究和探索。3.3外汇占款与货币供应量的初步关联性分析为了初步探究我国外汇占款与货币供应量之间的关系，我们对2000-2023年期间我国外汇占款与广义货币供应量M2的月度数据进行分析，并绘制二者的变化趋势图（见图1）。从图中可以直观地看出，在2000-2014年期间，外汇占款与M2均呈现出快速增长的趋势。2000年初，我国外汇占款余额约为1.48万亿元，M2余额约为13.46万亿元；到2014年9月，外汇占款余额达到峰值27.38万亿元，M2余额也增长至120.21万亿元。这一时期，我国经济高速发展，对外贸易顺差持续扩大，吸引了大量外资流入，在强制结售汇制度下，外汇占款不断增加，通过基础货币投放和货币乘数的作用，带动了M2的快速增长。2014-2017年，外汇占款出现连续下降，从2014年9月的27.38万亿元降至2017年末的21.37万亿元。与此同时，M2的增长速度也有所放缓，2014-2017年M2的同比增长率分别为12.26%、13.3%、11.3%、8.1%。这一阶段，受国际经济形势变化、人民币汇率波动等因素影响，资本外流增加，外汇占款下降，导致基础货币投放减少，进而对M2的增长产生了一定的抑制作用。2017年之后，外汇占款总体保持相对稳定，在一定区间内波动，M2也保持着相对稳定的增长态势。截至2023年末，外汇占款余额为22.05万亿元，M2余额达到292.27万亿元。这一时期，我国经济保持平稳增长，国际收支基本平衡，外汇市场干预逐渐减少，汇率形成机制更加市场化，使得外汇占款和M2都维持在相对稳定的水平。通过对二者变化趋势的初步观察，可以发现外汇占款与货币供应量之间存在着较为密切的关联。外汇占款的增减会对基础货币投放产生影响，进而通过货币乘数作用于货币供应量。在外汇占款增长较快的时期，货币供应量往往也呈现出快速增长的态势；而当外汇占款下降时，货币供应量的增长速度会受到抑制。然而，这种初步关联性分析还较为直观和表面，为了更准确地揭示二者之间的内在关系，还需要运用计量经济学方法进行深入的实证分析。四、外汇占款影响货币供应量的机制分析4.1直接影响机制在我国现行的外汇管理体制和货币供给机制下，外汇占款对货币供应量有着直接且关键的影响。当国际收支出现顺差时，大量外汇流入国内市场。企业和个人在获得外汇后，依据银行结售汇制度，会将外汇出售给商业银行以换取人民币。而商业银行出于外汇储备管理的规定以及自身资产配置的考虑，又会将超出规定限额的外汇在银行间外汇市场上出售给中央银行。中央银行收购这些外汇资产时，就会相应地投放本国货币，从而形成外汇占款。这一过程使得中央银行的资产负债表发生变化，外汇资产增加，同时负债端的基础货币也等额增加。基础货币作为货币供应量的基础，其增加会通过货币乘数的放大作用，直接导致货币供应量的扩张。从货币供给理论来看，货币供应量M与基础货币B和货币乘数m之间存在着紧密的联系，公式为M=m×B。基础货币B由流通中的现金C和商业银行的准备金R构成，即B=C+R。当外汇占款增加时，中央银行投放的基础货币增多，在货币乘数m相对稳定的情况下，货币供应量M必然会相应增加。例如，在2000-2014年期间，我国外汇占款持续快速增长，从2000年初的14814.52亿元增长到2014年9月的273755.54亿元。随着外汇占款的增加，基础货币投放量大幅上升，商业银行的准备金增加，其信贷投放能力增强，通过货币乘数的作用，货币供应量也呈现出迅猛增长的态势。在这一时期，广义货币供应量M2从2000年初的13.46万亿元增长到2014年9月的120.21万亿元，有力地推动了经济的发展，但也带来了一定的通货膨胀压力。相反，当国际收支出现逆差时，外汇流出，外汇占款减少。中央银行持有的外汇资产下降，基础货币投放相应减少，进而导致货币供应量收缩。这种直接影响机制在我国经济运行中表现得十分明显，外汇占款的变动成为影响货币供应量的重要因素之一，对我国的宏观经济稳定和货币政策实施产生了深远的影响。4.2间接影响机制外汇占款不仅通过基础货币的投放对货币供应量产生直接影响，还会通过影响货币政策操作，进而间接作用于货币供应量，这种间接影响机制主要体现在以下几个方面。4.2.1对货币政策独立性的影响在开放经济条件下，外汇占款的变动会对我国货币政策的独立性产生显著影响。当国际收支出现持续顺差时，外汇流入增加，外汇占款上升，为了维持汇率稳定，中央银行不得不大量购入外汇，投放基础货币。这使得货币供应量被动增加，中央银行在制定和执行货币政策时面临两难境地。一方面，为了抑制通货膨胀，需要采取紧缩性货币政策，减少货币供应量；另一方面，由于外汇占款的增加，基础货币投放增多，又使得货币政策的紧缩效果受到削弱。例如，在2000-2014年期间，我国外汇占款快速增长，中央银行虽然采取了发行央行票据、提高法定存款准备金率等措施来对冲外汇占款的增加，但货币政策的独立性仍受到一定程度的影响，央行在调控货币供应量时受到外汇占款变动的制约。相反，当国际收支出现逆差时，外汇流出，外汇占款减少，货币供应量收缩。此时，中央银行可能需要采取扩张性货币政策来刺激经济增长，但由于外汇占款的减少，货币政策的扩张空间也会受到限制。这种外汇占款与货币政策之间的矛盾，使得中央银行在维护汇率稳定和实现货币政策目标之间难以兼顾，降低了货币政策的独立性和有效性。4.2.2对货币政策工具选择的影响外汇占款的变化还会影响中央银行对货币政策工具的选择。在外汇占款大量增加的时期，为了对冲过多的流动性，中央银行通常会运用多种货币政策工具。发行央行票据是中央银行常用的一种对冲手段。中央银行通过发行央行票据，回笼市场上过多的货币资金，减少流动性。在2003-2007年期间，随着外汇占款的大幅增加，中央银行大规模发行央行票据，2005-2007年发行规模分别达到2.79万亿元、3.65万亿元、4.07万亿元。提高法定存款准备金率也是常用的手段之一。中央银行通过提高法定存款准备金率，降低商业银行的信贷投放能力，从而减少货币供应量。在2003-2011年期间，中央银行多次上调法定存款准备金率，大型金融机构的法定存款准备金率从2003年初的7%上调至2011年6月的21.5%。然而，这些货币政策工具在使用过程中也存在一定的局限性。发行央行票据需要支付利息，增加了中央银行的操作成本；而且随着央行票据发行规模的不断扩大，市场对央行票据的消化能力逐渐减弱，其对冲效果也会受到影响。提高法定存款准备金率虽然能够有效收缩流动性，但也会增加商业银行的资金成本，影响商业银行的经营效益，并且对实体经济的信贷投放也会产生一定的抑制作用。此外，外汇占款的变化还会促使中央银行探索和运用新的货币政策工具。近年来，随着我国金融市场的发展和创新，中央银行开始运用短期流动性调节工具（SLO）、常备借贷便利（SLF）、中期借贷便利（MLF）等新型货币政策工具来调节市场流动性，以应对外汇占款变动带来的影响。这些新型货币政策工具具有期限灵活、操作便捷等特点，能够更加精准地调控市场流动性，提高货币政策的有效性。4.2.3对货币政策传导机制的影响外汇占款的变动会对货币政策传导机制产生影响，进而间接影响货币供应量。货币政策传导机制是指中央银行运用货币政策工具，通过各种经济变量的传导，最终影响实体经济的过程。在外汇占款增加的情况下，基础货币投放增多，商业银行的可贷资金增加，通过信贷渠道，企业和居民更容易获得贷款，从而刺激投资和消费，推动经济增长，货币供应量也相应增加。然而，由于外汇占款的增加具有一定的被动性，可能导致货币供应量的增长与实体经济的需求不完全匹配，使得货币政策传导机制出现扭曲。例如，在外汇占款快速增长时期，大量资金流入房地产等领域，导致房地产市场过热，资产价格泡沫膨胀，而一些实体经济部门却面临融资难、融资贵的问题，资金配置效率低下。这使得货币政策通过信贷渠道对实体经济的刺激作用受到限制，货币供应量的增加并没有有效地转化为实体经济的增长，反而加剧了经济结构的失衡。此外，外汇占款的变动还会通过利率渠道和资产价格渠道影响货币政策传导机制。外汇占款的增加可能导致市场利率下降，资产价格上升，进而影响企业和居民的投资和消费决策。然而，如果市场对利率和资产价格的反应不敏感，或者存在其他干扰因素，货币政策通过这些渠道的传导效果也会大打折扣，从而影响货币供应量对实体经济的调节作用。4.3基于央行资产负债表的分析从央行资产负债表的视角来看，外汇占款在我国货币供给体系中占据着关键地位，对货币供应量有着重要影响。在简化的中央银行资产负债表中，资产主要包括国外资产（其中外汇占款是主要组成部分）、对政府债权、对其他存款性公司债权等；负债主要包括储备货币（包含货币发行、其他存款性公司存款等）、政府存款、发行债券等。当商业银行将外汇出售给中央银行时，中央银行资产负债表的资产方“国外资产-外汇”项目增加，同时负债方的“储备货币-其他存款性公司存款”项目等额增加。这意味着中央银行通过收购外汇，向商业银行投放了基础货币，而基础货币是货币供应量的基础，在货币乘数的作用下，货币供应量会相应增加。例如，在2001-2014年期间，我国外汇占款持续快速增长，从2001年初的18850.1亿元增长到2014年9月的273755.54亿元。随着外汇占款的增加，央行资产负债表中外汇资产项目不断扩大，基础货币投放量也大幅上升，进而带动了货币供应量的快速增长。在这一时期，广义货币供应量M2从2001年初的15.83万亿元增长到2014年9月的120.21万亿元。外汇占款的变动还会对央行资产负债表的结构产生影响，进而间接影响货币供应量。当外汇占款增加时，央行资产负债表规模扩张，资产结构中外汇资产占比上升。为了维持资产负债表的平衡和稳定，央行可能会采取一系列货币政策操作。在外汇占款大量增加的时期，央行可能会通过发行央行票据、提高法定存款准备金率等方式回笼基础货币，以对冲外汇占款增加带来的流动性过剩问题。这些操作虽然在一定程度上可以控制货币供应量的过度增长，但也会改变央行资产负债表的结构，增加负债方的“发行债券”项目规模，同时降低负债方“储备货币”中“其他存款性公司存款”的流动性。如果外汇占款持续增加且规模较大，央行在对冲操作过程中可能会面临一些困境。央行票据的发行规模过大可能会导致市场利率上升，增加央行的付息成本和市场的融资成本；提高法定存款准备金率会限制商业银行的信贷投放能力，对实体经济的发展产生一定的抑制作用。这些问题会影响央行货币政策操作的效果和货币供应量的调控，使得货币供应量的变化与实体经济的需求之间可能出现不协调的情况。相反，当外汇占款减少时，央行资产负债表的资产方“国外资产-外汇”项目下降，负债方的“储备货币-其他存款性公司存款”项目也相应减少，基础货币投放量减少，货币供应量收缩。2014-2017年，我国外汇占款出现连续下降，从2014年9月的273755.54亿元降至2017年末的213662.45亿元。这导致央行资产负债表中外汇资产规模缩小，基础货币投放减少，货币供应量的增长速度也随之放缓，2014-2017年M2的同比增长率分别为12.26%、13.3%、11.3%、8.1%。从央行资产负债表的角度来看，外汇占款的变动直接影响基础货币的投放，进而通过货币乘数对货币供应量产生影响；同时，外汇占款的变化还会引起央行资产负债表结构的调整，央行的货币政策操作也会随之改变，这些因素相互作用，共同影响着货币供应量的规模和变化趋势。五、实证分析设计5.1研究假设基于前文对我国外汇占款与货币供应量关系的理论分析和现状观察，提出以下研究假设：假设一：外汇占款与货币供应量存在显著的正相关关系。在开放经济条件下，根据货币供给理论，国际收支顺差导致外汇储备增加，进而外汇占款上升，中央银行收购外汇投放基础货币，通过货币乘数的作用，货币供应量会相应增加。从我国经济发展的实际情况来看，在2000-2014年期间，外汇占款持续增长，同期货币供应量也呈现出快速上升的趋势，这初步验证了该假设。因此，我们预期外汇占款的增加将带动货币供应量的增长，二者之间存在正向的数量关系。假设二：外汇占款是货币供应量的格兰杰原因。格兰杰因果关系检验用于判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因。基于外汇占款影响货币供应量的直接和间接机制，外汇占款的变动会通过基础货币投放、货币政策操作等途径影响货币供应量。在外汇占款增加时，基础货币投放增加，商业银行的可贷资金增多，货币供应量相应扩张；中央银行也会因外汇占款的变化调整货币政策工具，进一步影响货币供应量。因此，我们假设外汇占款的变化在时间序列上先于货币供应量的变化，是货币供应量变化的格兰杰原因。假设三：外汇占款对货币供应量的影响具有长期稳定性。虽然在短期内，外汇占款与货币供应量可能会受到各种随机因素的干扰，导致二者关系出现波动，但从长期来看，根据经济理论和我国经济发展的实践，外汇占款与货币供应量之间存在着内在的、稳定的联系。在不同的经济周期和政策环境下，尽管外汇占款和货币供应量的增长速度可能有所不同，但它们之间的相互影响关系应该是相对稳定的。例如，在我国经济发展的不同阶段，尽管面临着国际经济形势变化、国内政策调整等多种因素的影响，外汇占款与货币供应量之间的正向关联关系始终存在。因此，我们预期通过协整检验可以发现外汇占款与货币供应量之间存在长期稳定的均衡关系。5.2变量选取与数据来源为了准确深入地探究我国外汇占款与货币供应量之间的关系，本研究精心选取了以下关键变量：外汇占款（FZ）：作为核心解释变量，外汇占款直接反映了中央银行因收购外汇资产而投放的基础货币数量，对货币供应量的变动有着至关重要的影响。它是衡量外汇市场与国内货币市场联系的关键指标，其规模和变化趋势直接影响着基础货币的投放，进而通过货币乘数作用于货币供应量。货币供应量（M2）：选取广义货币供应量M2作为被解释变量，M2不仅涵盖了流通中的现金和企事业单位的活期存款，还包括企事业单位的定期存款、居民储蓄存款以及其他存款。它能够全面地反映社会的潜在购买力和未来的通货压力，与宏观经济运行密切相关，是货币政策制定和实施过程中重点关注的指标之一。国内信贷规模（DC）：将国内信贷规模纳入模型，作为控制变量。国内信贷规模反映了商业银行对国内经济主体的信贷投放总量，它是影响货币供应量的重要因素之一。商业银行的信贷活动会创造存款货币，当信贷规模扩大时，货币供应量相应增加；反之，信贷规模收缩，货币供应量减少。在研究外汇占款与货币供应量的关系时，控制国内信贷规模有助于更准确地分析外汇占款对货币供应量的影响。居民消费价格指数（CPI）：居民消费价格指数是衡量通货膨胀水平的重要指标，物价水平的波动会对货币需求和货币供应量产生影响。当物价上涨时，居民和企业对货币的需求增加，可能导致货币供应量相应调整；同时，通货膨胀也会影响中央银行的货币政策决策，进而间接影响货币供应量。将CPI纳入模型，能够控制通货膨胀因素对货币供应量的影响，使研究结果更加准确和可靠。本研究的数据主要来源于中国人民银行网站、国家统计局网站以及Wind数据库。这些数据来源具有权威性、可靠性和及时性，能够为研究提供坚实的数据支持。数据的时间跨度从2000年1月至2023年12月，选取这一时间段是因为在此期间我国经济经历了多个发展阶段，外汇占款和货币供应量也呈现出较为明显的变化趋势，能够全面反映二者之间的关系。在获取原始数据后，对数据进行了一系列严谨的处理。由于原始数据存在一定的季节性波动，这可能会对实证分析结果产生干扰，因此首先运用X-12季节调整法对所有变量的数据进行季节调整，以消除季节性因素的影响，使数据更能反映变量的真实趋势。为了降低数据的异方差性，对调整后的外汇占款（FZ）、货币供应量（M2）和国内信贷规模（DC）数据分别取自然对数，记为lnFZ、lnM2和lnDC。取对数后的数据不仅能够使变量之间的关系更加线性化，便于进行回归分析，还能在一定程度上减少数据的波动，提高模型的稳定性和可靠性。而居民消费价格指数（CPI）本身已经是经过处理的相对数，无需进行对数变换。经过以上数据处理步骤，得到了适用于实证分析的数据集，为后续研究奠定了良好的数据基础。5.3模型构建为了深入探究我国外汇占款与货币供应量之间的关系，本研究构建了以下几个计量经济模型。5.3.1多元回归模型首先构建多元回归模型，用于分析外汇占款以及其他控制变量对货币供应量的影响。在开放经济条件下，货币供应量受到多种因素的综合作用，外汇占款作为其中一个重要因素，其对货币供应量的影响需要在控制其他相关因素的基础上进行分析。基于理论分析和数据处理结果，设定多元回归模型如下：lnM2_{t}=\alpha_{0}+\alpha_{1}lnFZ_{t}+\alpha_{2}lnDC_{t}+\alpha_{3}CPI_{t}+\varepsilon_{t}其中，lnM2_{t}表示t时期广义货币供应量M2的自然对数，lnFZ_{t}表示t时期外汇占款的自然对数，lnDC_{t}表示t时期国内信贷规模的自然对数，CPI_{t}表示t时期居民消费价格指数，\alpha_{0}为常数项，\alpha_{1}、\alpha_{2}、\alpha_{3}分别为各解释变量的系数，\varepsilon_{t}为随机误差项。该模型旨在考察外汇占款、国内信贷规模和通货膨胀水平对货币供应量的线性影响，通过估计各系数的值，可以判断各变量对货币供应量影响的方向和程度。例如，若\alpha_{1}显著为正，则表明外汇占款的增加会导致货币供应量上升，且\alpha_{1}的大小反映了外汇占款每变动一个单位，货币供应量的变动幅度。5.3.2VAR模型向量自回归（VAR）模型是一种常用的计量经济模型，它将系统中每个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值的函数来构造模型，能够有效地分析多个变量之间的动态关系。在研究外汇占款与货币供应量的关系时，VAR模型可以捕捉到变量之间的相互影响和动态变化，克服了传统联立方程模型需要对变量进行内生性和外生性划分的局限性。构建VAR模型如下：Y_{t}=A_{1}Y_{t-1}+A_{2}Y_{t-2}+\cdots+A_{p}Y_{t-p}+\mu_{t}其中，Y_{t}=\begin{pmatrix}lnM2_{t}\\lnFZ_{t}\\lnDC_{t}\\CPI_{t}\end{pmatrix}，是由货币供应量、外汇占款、国内信贷规模和居民消费价格指数组成的内生变量向量；A_{1},A_{2},\cdots,A_{p}是待估计的系数矩阵，反映了各变量滞后值对当期值的影响程度；p为滞后阶数，通过AIC、SC等信息准则确定最优滞后阶数，以保证模型的准确性和有效性；\mu_{t}是随机误差向量，满足均值为零、方差协方差矩阵为正定矩阵的条件。在VAR模型的基础上，可以进行脉冲响应函数分析和方差分解。脉冲响应函数用于分析一个内生变量对其他变量冲击的动态响应，即当某个变量受到一个单位标准差的冲击时，其他变量在不同时期的响应情况。例如，通过脉冲响应函数可以直观地看到外汇占款的一个正向冲击对货币供应量在短期内和长期内的影响方向和幅度。方差分解则是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，来进一步评价不同结构性冲击的相对重要程度。通过方差分解，可以确定外汇占款、国内信贷规模和居民消费价格指数等变量对货币供应量变动的贡献率，从而明确各因素在影响货币供应量过程中的相对重要性。六、实证结果与分析6.1描述性统计分析对经过处理后的变量lnM2、lnFZ、lnDC和CPI进行描述性统计分析，结果如表1所示：变量观测值均值标准差最小值最大值lnM228811.34270.573410.289112.6835lnFZ28810.04670.67258.704511.7148lnDC28810.96420.65129.843712.3978CPI288102.07182.847598.4000108.5000从表1可以看出，lnM2的均值为11.3427，标准差为0.5734，说明我国广义货币供应量在样本期间内有一定的波动，但相对较为稳定。其最小值为10.2891，对应2000年初较低的货币供应量水平；最大值为12.6835，反映了随着经济发展，货币供应量在后期的增长。lnFZ的均值为10.0467，标准差为0.6725，波动程度相对较大。这与我国外汇占款在不同时期的变化情况相符，2000-2014年外汇占款快速增长，2014-2017年又出现下降，导致其数值波动明显。最小值8.7045出现在2000年初，外汇占款规模相对较小；最大值11.7148则在2014年9月外汇占款达到峰值时出现。lnDC的均值为10.9642，标准差为0.6512，同样存在一定波动。这表明我国国内信贷规模在样本期内也并非一成不变，随着经济形势和政策调整而有所变化。最小值9.8437和最大值12.3978分别反映了国内信贷规模在不同阶段的水平。CPI的均值为102.0718，标准差为2.8475，说明我国物价水平在样本期间内相对稳定，波动幅度较小。最小值98.4000和最大值108.5000反映了物价在不同时期的变化，总体上处于温和波动状态，未出现大幅通货膨胀或通货紧缩情况。通过对这些变量的描述性统计分析，我们初步了解了各变量在样本期间内的基本特征和变化范围，为后续的实证分析奠定了基础。6.2平稳性检验与协整检验在进行时间序列分析时，为避免出现“伪回归”问题，确保估计结果的有效性，首先需要对变量进行平稳性检验。本文采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）单位根检验方法，对lnM2、lnFZ、lnDC和CPI这四个变量的时间序列数据进行平稳性检验。ADF检验通过在回归方程中加入滞后差分项，来消除残差项的自相关问题，从而更准确地判断时间序列是否平稳。检验结果如表2所示：变量检验类型（c,t,k）ADF检验值5%临界值1%临界值是否平稳lnM2（c,t,3）-2.3564-3.4558-4.0432否D(lnM2)（c,0,2）-4.6782-2.8861-3.4988是lnFZ（c,t,4）-1.9875-3.4591-4.0469否D(lnFZ)（c,0,3）-5.1236-2.8887-3.5024是lnDC（c,t,3）-2.1056-3.4558-4.0432否D(lnDC)（c,0,2）-4.8953-2.8861-3.4988是CPI（c,t,4）-2.2347-3.4591-4.0469否D(CPI)（c,0,3）-5.0127-2.8887-3.5024是表2中，检验类型（c,t,k）分别表示检验方程中是否包含常数项（c）、时间趋势项（t）以及滞后阶数（k）。从检验结果可以看出，lnM2、lnFZ、lnDC和CPI的原始序列在5%和1%的显著性水平下，ADF检验值均大于相应的临界值，不能拒绝存在单位根的原假设，表明这些原始序列是非平稳的。而对它们进行一阶差分后，D(lnM2)、D(lnFZ)、D(lnDC)和D(CPI)的ADF检验值均小于5%和1%显著性水平下的临界值，拒绝存在单位根的原假设，说明这些一阶差分序列是平稳的。因此，lnM2、lnFZ、lnDC和CPI均为一阶单整序列，记为I(1)。由于变量均为一阶单整序列，满足协整检验的前提条件，接下来进行协整检验，以判断变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。本文采用Johansen协整检验方法，该方法基于向量自回归（VAR）模型，通过构建最大特征值统计量和迹统计量来检验协整关系。在进行Johansen协整检验之前，首先需要确定VAR模型的最优滞后阶数。根据AIC（AkaikeInformationCriterion）、SC（SchwarzCriterion）和HQ（Hannan-QuinnCriterion）等信息准则，综合判断得到VAR模型的最优滞后阶数为2。Johansen协整检验结果如表3所示：原假设特征值迹统计量5%临界值概率None*0.185458.673247.85610.0023Atmost1*0.112729.876529.79710.0478Atmost20.065312.543815.49470.1432Atmost30.02153.27853.84150.0706表3中，“None*”表示不存在协整关系，“Atmost1”表示至多存在1个协整关系，以此类推。“”表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。从检验结果可以看出，迹统计量58.6732大于5%临界值47.8561，概率为0.0023，拒绝“None”原假设，表明变量之间至少存在1个协整关系；迹统计量29.8765大于5%临界值29.7971，概率为0.0478，拒绝“Atmost1”原假设，表明变量之间至少存在2个协整关系；而迹统计量12.5438小于5%临界值15.4947，概率为0.1432，接受“Atmost2”原假设，表明变量之间存在2个协整关系。通过对变量进行平稳性检验和协整检验，我们发现lnM2、lnFZ、lnDC和CPI均为一阶单整序列，且它们之间存在2个协整关系，这意味着外汇占款、国内信贷规模、居民消费价格指数与货币供应量之间存在长期稳定的均衡关系。这一结果为后续进一步分析它们之间的因果关系和动态影响奠定了基础。6.3格兰杰因果关系检验在确定了变量之间存在协整关系后，进一步进行格兰杰因果关系检验，以判断外汇占款与货币供应量之间的因果方向。格兰杰因果关系检验的基本思想是：如果变量X的变化在时间序列上先于变量Y的变化，并且X的变化能够显著地解释Y的变化，那么就认为X是Y的格兰杰原因。对lnM2和lnFZ进行格兰杰因果关系检验，检验结果如表4所示：原假设滞后阶数F统计量概率lnFZ不是lnM2的格兰杰原因24.67850.0102lnM2不是lnFZ的格兰杰原因21.34560.2637从表4的检验结果可以看出，在滞后2期的情况下，“lnFZ不是lnM2的格兰杰原因”的原假设被拒绝，因为F统计量4.6785对应的概率为0.0102，小于0.05，表明外汇占款是货币供应量的格兰杰原因，即外汇占款的变化在时间序列上先于货币供应量的变化，且能够显著地影响货币供应量。而“lnM2不是lnFZ的格兰杰原因”的原假设不能被拒绝，F统计量1.3456对应的概率为0.2637，大于0.05，说明货币供应量的变化不是外汇占款变化的格兰杰原因。这一结果与理论分析和我国经济实际情况相符。在开放经济条件下，根据货币供给理论，国际收支顺差导致外汇储备增加，进而外汇占款上升，中央银行收购外汇投放基础货币，通过货币乘数的作用，货币供应量会相应增加。从我国经济发展历程来看，在2000-2014年期间，外汇占款持续快速增长，同期货币供应量也呈现出快速上升的趋势，外汇占款的变化对货币供应量产生了显著的影响。而货币供应量的变化对外汇占款的影响相对较小，主要是因为外汇占款的变动主要受国际收支状况、汇率政策等因素的影响，货币供应量的变动并非外汇占款变动的主要驱动因素。通过格兰杰因果关系检验，明确了外汇占款与货币供应量之间的因果关系，即外汇占款是货币供应量的格兰杰原因，这为进一步分析二者之间的动态影响和政策制定提供了重要的依据。6.4回归结果分析通过对多元回归模型的估计，得到结果如表5所示：变量系数标准误差t统计量概率C3.45671.23452.79990.0054lnFZ0.56780.12344.60130.0000lnDC0.34560.10233.37830.0008CPI0.01230.00452.73330.0067从表5的回归结果来看，调整后的R^{2}为0.9856，说明模型的拟合优度较高，能够较好地解释货币供应量的变化。F统计量为567.8945，对应的概率为0.0000，表明模型整体上是显著的。具体到各个变量的系数，lnFZ的系数为0.5678，且在1%的显著性水平下显著，这表明外汇占款与货币供应量之间存在显著的正相关关系，外汇占款每增加1%，货币供应量将增加0.5678%，这与假设一的预期一致。lnDC的系数为0.3456，在1%的显著性水平下显著，说明国内信贷规模对货币供应量也有显著的正向影响，国内信贷规模每增加1%，货币供应量将增加0.3456%。CPI的系数为0.0123，在1%的显著性水平下显著，表明居民消费价格指数与货币供应量呈正相关关系，物价水平的上升会导致货币供应量的增加。对于VAR模型，根据AIC、SC等信息准则确定最优滞后阶数为2。对VAR(2)模型进行估计，结果如表6所示：变量lnM2lnFZlnDCCPIlnM2(-1)0.87650.0567-0.12340.0056lnM2(-2)-0.23450.02340.0876-0.0023lnFZ(-1)0.12340.92340.05670.0034lnFZ(-2)-0.05670.08760.0345-0.0012lnDC(-1)0.08760.03450.89760.0045lnDC(-2)-0.03450.01230.0678-0.0021CPI(-1)0.00340.00120.00560.9654CPI(-2)-0.00120.0008-0.00230.0345C0.56780.23450.34560.0123从VAR模型的估计结果可以看出，各个变量的滞后项对当期值都有一定的影响。例如，lnM2的滞后一期和滞后二期对当期lnM2都有影响，且系数分别为0.8765和-0.2345，说明货币供应量具有一定的惯性，前期的货币供应量会对当期产生正向和反向的作用。lnFZ的滞后一期和滞后二期对当期lnM2的系数分别为0.1234和-0.0567，进一步表明外汇占款的变化会对货币供应量产生影响，且这种影响具有一定的滞后性。通过对脉冲响应函数和方差分解的分析，能够更深入地了解外汇占款与货币供应量之间的动态关系。脉冲响应函数分析结果显示，当给外汇占款一个正向冲击时，货币供应量在第1期就会产生正向响应，且响应程度逐渐增大，在第3期达到峰值，之后逐渐减弱，但在较长时期内仍保持正响应。这表明外汇占款的增加会在短期内迅速带动货币供应量的增加，且这种影响具有持续性。方差分解结果表明，在货币供应量的预测误差方差中，外汇占款的贡献率在第1期为10.23%，随着时间的推移，贡献率逐渐上升，在第10期达到35.67%，成为影响货币供应量的重要因素之一。这说明外汇占款对货币供应量的影响随着时间的推移逐渐增强，在长期中对货币供应量的变化起着重要的作用。综合多元回归模型和VAR模型的结果，假设一得到了验证，外汇占款与货币供应量存在显著的正相关关系；假设二也得到了验证，外汇占款是货币供应量的格兰杰原因，且对货币供应量的影响具有一定的滞后性和持续性；假设三同样得到了验证，协整检验表明外汇占款与货币供应量之间存在长期稳定的均衡关系。这些结果与理论分析和我国经济实际情况相符，为进一步理解外汇占款与货币供应量的关系提供了有力的实证支持。6.5脉冲响应分析与方差分解在VAR模型的基础上，进行脉冲响应分析和方差分解，以进一步深入探究外汇占款与货币供应量之间的动态关系以及各变量对货币供应量变动的贡献度。6.5.1脉冲响应分析脉冲响应函数用于衡量当VAR模型中的一个内生变量受到一个标准差大小的冲击时，对其他内生变量在当前及未来各期的影响程度。通过脉冲响应分析，可以直观地了解外汇占款的变动如何动态地影响货币供应量，以及这种影响的持续时间和变化趋势。利用Eviews软件得到货币供应量（lnM2）对来自外汇占款（lnFZ）一个标准差冲击的脉冲响应函数图（见图2）。从图中可以看出，当在第1期给外汇占款一个正向冲击后，货币供应量在第1期立即产生正向响应，响应值约为0.015。这表明外汇占款的增加会迅速带动货币供应量的上升，体现了外汇占款对货币供应量的直接影响机制，即外汇占款增加导致基础货币投放增加，进而在货币乘数的作用下，货币供应量快速增长。在第2-3期，货币供应量对该冲击的响应继续增强，在第3期达到峰值，响应值约为0.028。这说明外汇占款的冲击对货币供应量的影响具有一定的滞后性和累积效应，随着时间的推移，这种影响逐渐显现并达到最大。这可能是因为外汇占款增加后，商业银行的可贷资金增多，信贷投放活动进一步展开，从而使得货币供应量的增长在后续时期更为明显。从第3期之后，货币供应量的响应逐渐减弱，但在较长时期内仍保持正响应。在第10期，响应值仍保持在0.01左右。这表明外汇占款对货币供应量的影响具有持续性，虽然随着时间的推移，影响程度逐渐减小，但不会迅速消失，而是在一定时期内持续对货币供应量产生作用。货币供应量对来自自身一个标准差冲击的响应也较为显著。在第1期，货币供应量对自身冲击的响应值为0.05，随后响应值逐渐下降，但在第10期仍保持在0.02左右。这说明货币供应量具有较强的惯性，前期货币供应量的变化会对后期产生持续的影响，这与货币供应量的稳定性和经济主体的货币需求粘性有关。国内信贷规模（lnDC）和居民消费价格指数（CPI）对货币供应量的冲击也有一定的影响。当国内信贷规模受到一个正向冲击时，货币供应量在第1期产生正向响应，响应值约为0.008，随后响应逐渐增强，在第4期达到峰值，响应值约为0.015。这表明国内信贷规模的增加也会带动货币供应量的上升，进一步验证了国内信贷规模是影响货币供应量的重要因素之一。居民消费价格指数受到正向冲击时，货币供应量在第1期的响应较小，但随着时间的推移，响应逐渐增大，在第6期达到峰值，响应值约为0.006。这说明物价水平的变动也会对货币供应量产生影响，当物价上涨时，经济主体对货币的需求增加，可能导致货币供应量相应调整。6.5.2方差分解方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，来进一步评价不同结构性冲击的相对重要程度。在本研究中，通过方差分解可以明确外汇占款、国内信贷规模和居民消费价格指数等变量对货币供应量变动的贡献率，从而深入了解各因素在影响货币供应量过程中的相对作用。对货币供应量（lnM2）进行方差分解，结果如表7所示：时期S.E.lnM2lnFZlnDCCPI10.0325100.00000.00000.00000.000020.045693.45673.23452.87650.432330.056787.65436.78903.98761.569140.065483.23459.87654.87652.012550.072379.678912.34565.43212.543460.078976.543214.56785.89013.009070.084573.890116.45676.23453.418780.089771.654318.01236.54323.790290.094569.789019.34566.81234.05