我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的實(shí)證剖析與深度洞察一、引言1.1研究背景在經(jīng)濟(jì)全球化與金融一體化的浪潮中，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速發(fā)展，對(duì)外開(kāi)放程度不斷加深，外匯市場(chǎng)的活躍度日益提升，人民幣匯率波動(dòng)也愈發(fā)頻繁。外匯占款作為銀行和其他金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)表外的一項(xiàng)資產(chǎn)，反映了這些機(jī)構(gòu)通過(guò)貿(mào)易、劃轉(zhuǎn)、債券等方式所持有的外幣資產(chǎn)，其規(guī)模和變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)金融體系產(chǎn)生著深遠(yuǎn)影響。同時(shí)，外匯儲(chǔ)備作為外匯占款的重要組成部分，不僅是我國(guó)國(guó)際收支平衡的關(guān)鍵保障，更是貨幣政策的重要工具。貨幣供應(yīng)量，作為一個(gè)國(guó)家貨幣政策的核心內(nèi)容，是指在一定時(shí)期內(nèi)流通于市場(chǎng)上的貨幣總量。它的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響廣泛而深刻，直接關(guān)系到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)穩(wěn)定、就業(yè)水平以及國(guó)際收支平衡等宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)量是維持宏觀經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的重要前提，若貨幣供應(yīng)量過(guò)多，可能引發(fā)通貨膨脹，物價(jià)飛漲，居民購(gòu)買(mǎi)力下降，經(jīng)濟(jì)秩序紊亂；若貨幣供應(yīng)量不足，則可能導(dǎo)致通貨緊縮，企業(yè)投資和生產(chǎn)積極性受挫，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)乏力，失業(yè)率上升。因此，保持貨幣供應(yīng)量的合理穩(wěn)定對(duì)于經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展至關(guān)重要。隨著我國(guó)外匯市場(chǎng)的不斷發(fā)展，外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系變得愈發(fā)緊密且復(fù)雜。外匯占款的增減會(huì)通過(guò)多種渠道影響基礎(chǔ)貨幣的投放，進(jìn)而對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生作用。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，國(guó)際收支順差會(huì)使國(guó)外凈資產(chǎn)增加，導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備和外匯占款上升，中央銀行通過(guò)發(fā)行人民幣收購(gòu)?fù)鈪R，使得基礎(chǔ)貨幣增加，在貨幣乘數(shù)的作用下，貨幣供應(yīng)量進(jìn)一步擴(kuò)張。反之，國(guó)際收支逆差則會(huì)導(dǎo)致外匯占款減少，貨幣供應(yīng)量收縮。這種相互影響的關(guān)系在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中表現(xiàn)得十分明顯，例如在2000-2014年期間，我國(guó)外匯占款持續(xù)增長(zhǎng)，同期貨幣供應(yīng)量也呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)；而2014-2017年，外匯占款出現(xiàn)連續(xù)下降，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)也受到一定程度的抑制。深入研究外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，有助于我們更好地理解貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制，把握宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行規(guī)律，為我國(guó)的貨幣政策制定和外匯管理提供科學(xué)依據(jù)，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。1.2研究目的與意義本研究旨在通過(guò)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證分析，深入探究我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的內(nèi)在聯(lián)系，揭示二者相互影響的作用機(jī)制，為我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定和實(shí)施提供科學(xué)依據(jù)。具體而言，主要包括以下幾個(gè)方面：深入剖析二者關(guān)系：全面梳理外匯占款與貨幣供應(yīng)量的理論基礎(chǔ)，結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，準(zhǔn)確把握二者之間的數(shù)量關(guān)系、變化規(guī)律以及動(dòng)態(tài)影響，為后續(xù)研究提供堅(jiān)實(shí)的理論和數(shù)據(jù)支持。為政策制定提供參考：基于實(shí)證分析結(jié)果，從貨幣政策和外匯管理的角度出發(fā)，提出具有針對(duì)性和可操作性的政策建議，幫助政策制定者更好地協(xié)調(diào)外匯政策與貨幣政策，優(yōu)化貨幣供給結(jié)構(gòu)，提高貨幣政策的有效性和靈活性，以實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)、物價(jià)穩(wěn)定、充分就業(yè)以及國(guó)際收支平衡等目標(biāo)。本研究對(duì)于我國(guó)貨幣政策的制定和外匯管理具有重要的理論與實(shí)踐意義：理論意義：豐富和完善外匯占款與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的理論研究體系。目前，雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)這一領(lǐng)域進(jìn)行了一定的研究，但由于各國(guó)經(jīng)濟(jì)體制、金融市場(chǎng)發(fā)展程度以及政策環(huán)境等存在差異，相關(guān)研究成果并不完全適用于我國(guó)國(guó)情。通過(guò)對(duì)我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的深入研究，可以進(jìn)一步拓展和深化該領(lǐng)域的理論研究，為后續(xù)學(xué)者的研究提供新的視角和思路。厘清外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的傳導(dǎo)機(jī)制。深入探討外匯占款如何通過(guò)基礎(chǔ)貨幣、貨幣乘數(shù)等中間變量影響貨幣供應(yīng)量，有助于揭示開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下貨幣政策的傳導(dǎo)路徑和作用機(jī)制，為宏觀經(jīng)濟(jì)理論的發(fā)展提供實(shí)證支持。實(shí)踐意義：為貨幣政策制定提供科學(xué)依據(jù)。貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的重要中介目標(biāo)，其穩(wěn)定性和可控性直接影響貨幣政策的實(shí)施效果。通過(guò)研究外匯占款與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系，政策制定者可以更加準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)貨幣供應(yīng)量的變化趨勢(shì)，及時(shí)調(diào)整貨幣政策工具和操作力度，增強(qiáng)貨幣政策的前瞻性和有效性，避免因貨幣供應(yīng)量波動(dòng)過(guò)大而引發(fā)通貨膨脹或通貨緊縮等經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，維護(hù)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行。助力外匯管理政策的優(yōu)化。外匯占款的變化與外匯市場(chǎng)的供求關(guān)系、匯率政策等密切相關(guān)。深入了解外匯占款與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系，有助于外匯管理部門(mén)更好地把握外匯市場(chǎng)動(dòng)態(tài)，合理調(diào)整外匯儲(chǔ)備規(guī)模和結(jié)構(gòu)，完善匯率形成機(jī)制，加強(qiáng)跨境資金流動(dòng)管理，防范外匯市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，提高外匯資源的配置效率，促進(jìn)我國(guó)外匯市場(chǎng)的健康發(fā)展。促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)。合理穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)量是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)的重要保障，而外匯占款作為影響貨幣供應(yīng)量的重要因素之一，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著間接的影響。通過(guò)研究二者關(guān)系并制定相應(yīng)的政策措施，可以有效協(xié)調(diào)外匯政策與貨幣政策，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)創(chuàng)造良好的貨幣金融環(huán)境，推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康、穩(wěn)定發(fā)展。1.3研究方法與創(chuàng)新點(diǎn)為深入探究我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，本研究將綜合運(yùn)用多種研究方法，確保研究的科學(xué)性、嚴(yán)謹(jǐn)性和全面性。實(shí)證分析方法：這是本研究的核心方法。通過(guò)收集我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型進(jìn)行定量分析，以揭示二者之間的數(shù)量關(guān)系、因果關(guān)系以及動(dòng)態(tài)影響。例如，利用協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)確定它們之間的因果方向；構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型分析變量之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)。統(tǒng)計(jì)分析方法：對(duì)收集到的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述和分析，包括計(jì)算均值、標(biāo)準(zhǔn)差、增長(zhǎng)率等統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，繪制折線圖、柱狀圖等圖表，直觀展示外匯占款與貨幣供應(yīng)量的變化趨勢(shì)、波動(dòng)特征以及二者之間的相關(guān)性，為實(shí)證分析提供數(shù)據(jù)支持和初步判斷。文獻(xiàn)研究法：全面梳理國(guó)內(nèi)外關(guān)于外匯占款與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)，了解該領(lǐng)域的研究現(xiàn)狀、研究方法和主要結(jié)論，借鑒已有研究成果，明確本研究的切入點(diǎn)和創(chuàng)新方向，避免重復(fù)研究，同時(shí)為研究提供理論基礎(chǔ)和研究思路。本研究的創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：數(shù)據(jù)選取的全面性和時(shí)效性：選取涵蓋多個(gè)經(jīng)濟(jì)周期的長(zhǎng)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，從2000-2023年，既包括外匯占款持續(xù)增長(zhǎng)時(shí)期，也包括外匯占款出現(xiàn)波動(dòng)和下降的時(shí)期，能夠更全面、準(zhǔn)確地反映外匯占款與貨幣供應(yīng)量在不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下的關(guān)系，克服了以往研究因數(shù)據(jù)局限性導(dǎo)致的結(jié)論片面性問(wèn)題。研究方法的綜合性和創(chuàng)新性：綜合運(yùn)用多種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型和方法進(jìn)行分析，不僅采用傳統(tǒng)的協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，還引入向量誤差修正模型（VECM）來(lái)分析變量之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系，以及脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)來(lái)研究外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的沖擊效應(yīng)和貢獻(xiàn)度，從多個(gè)角度深入剖析二者關(guān)系，使研究結(jié)果更加穩(wěn)健和可靠。研究視角的獨(dú)特性：從宏觀經(jīng)濟(jì)政策協(xié)調(diào)的角度出發(fā)，探討外匯占款與貨幣供應(yīng)量關(guān)系對(duì)貨幣政策和外匯管理政策的啟示，提出在不同經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下如何優(yōu)化貨幣政策工具組合、加強(qiáng)外匯市場(chǎng)干預(yù)與貨幣政策協(xié)調(diào)的具體建議，為政策制定者提供更具針對(duì)性和可操作性的決策參考，豐富了該領(lǐng)域的研究視角。二、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述2.1外匯占款與貨幣供應(yīng)量的理論闡釋2.1.1外匯占款的定義與內(nèi)涵外匯占款，從狹義角度而言，是指本國(guó)中央銀行收購(gòu)?fù)鈪R資產(chǎn)而相應(yīng)投放的本國(guó)貨幣。在我國(guó)，由于人民幣并非自由兌換貨幣，外資引入后需兌換成人民幣方可進(jìn)入流通使用，國(guó)家為實(shí)現(xiàn)外資換匯需投入大量資金，通過(guò)用本國(guó)貨幣購(gòu)買(mǎi)外匯，進(jìn)而形成了外匯占款。從廣義層面來(lái)看，外匯占款還涵蓋整個(gè)銀行體系（包括央行和商業(yè)銀行）收購(gòu)?fù)鈪R所形成的向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)的人民幣資金投放。外匯占款具有兩種表現(xiàn)形式。其一，中央銀行在銀行間外匯市場(chǎng)中收購(gòu)?fù)鈪R所形成的人民幣投放，這一行為反映在“中央銀行資產(chǎn)負(fù)債表”中；其二，統(tǒng)一考慮銀行柜臺(tái)市場(chǎng)與銀行間外匯市場(chǎng)兩個(gè)市場(chǎng)的整個(gè)銀行體系收購(gòu)?fù)鈪R所形成的向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)的人民幣資金投放，其反映在“全部金融機(jī)構(gòu)人民幣信貸收支表”中。與這兩種含義的外匯占款相對(duì)應(yīng)，在嚴(yán)格的銀行結(jié)售匯制度下，中央銀行收購(gòu)?fù)鈪R資產(chǎn)形成中央銀行所持有的外匯儲(chǔ)備，而整個(gè)銀行體系收購(gòu)?fù)鈪R資產(chǎn)形成全社會(huì)的外匯儲(chǔ)備。全社會(huì)的外匯儲(chǔ)備變化反映在“國(guó)際收支平衡表”中“儲(chǔ)備資產(chǎn)”下的“外匯”一項(xiàng)，我們?nèi)粘Ｋf(shuō)的外匯儲(chǔ)備通常指的就是全社會(huì)的外匯儲(chǔ)備。外匯占款的變化與國(guó)際收支狀況緊密相連。當(dāng)國(guó)際收支出現(xiàn)順差時(shí)，國(guó)外凈資產(chǎn)增加，外匯儲(chǔ)備上升，進(jìn)而導(dǎo)致外匯占款增加；反之，國(guó)際收支逆差則會(huì)使外匯占款減少。近年來(lái)，我國(guó)外匯占款規(guī)模呈現(xiàn)出階段性變化特征。在2000-2014年期間，我國(guó)外貿(mào)和外商直接投資增長(zhǎng)迅猛，企業(yè)不斷將外匯出售給商業(yè)銀行以換取人民幣，商業(yè)銀行又將大量外匯出售給央行，使得外匯占款大幅攀升；而在2014-2017年，受多種因素影響，如國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)變化、人民幣匯率波動(dòng)等，我國(guó)外匯占款出現(xiàn)連續(xù)下降；2017年之后，外匯占款總體保持相對(duì)穩(wěn)定，在一定區(qū)間內(nèi)波動(dòng)。2.1.2貨幣供應(yīng)量的定義與內(nèi)涵貨幣供應(yīng)量，又稱(chēng)貨幣存量，是指某一時(shí)點(diǎn)一國(guó)流通中的貨幣總量，它是各國(guó)中央銀行編制和公布的關(guān)鍵經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)之一。貨幣供應(yīng)量的正確理解和有效控制對(duì)于維持市場(chǎng)貨幣流通穩(wěn)定、克服市場(chǎng)缺陷以及實(shí)現(xiàn)可持續(xù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要意義。經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)貨幣的定義存在多種解釋?zhuān)又鲊?guó)經(jīng)濟(jì)、金融歷史發(fā)展和現(xiàn)實(shí)情況各異，各國(guó)中央銀行公布的貨幣供應(yīng)量指標(biāo)也不盡相同，通常有廣義貨幣供應(yīng)量和狹義貨幣供應(yīng)量之分。在我國(guó)，貨幣供應(yīng)量依據(jù)金融工具的流動(dòng)性和收益性等“貨幣性”特征被劃分為三個(gè)層次：M0：即流通中的現(xiàn)金，是最具流動(dòng)性的貨幣形式，與市場(chǎng)消費(fèi)活動(dòng)緊密相關(guān)，其變動(dòng)能夠直接反映居民和企業(yè)的日常現(xiàn)金交易需求，對(duì)市場(chǎng)物價(jià)水平和消費(fèi)行為有著即時(shí)的影響。例如，在節(jié)假日期間，人們的消費(fèi)需求增加，M0的流通量通常會(huì)相應(yīng)上升。M1：狹義貨幣供應(yīng)量，等于M0加上企事業(yè)單位的活期存款。M1不僅包含了現(xiàn)金，還涵蓋了企業(yè)能夠隨時(shí)用于支付和交易的活期存款，它與國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的資金流動(dòng)和單位財(cái)務(wù)活動(dòng)密切相關(guān)，常被視為經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的先行指標(biāo)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張階段時(shí)，企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)活躍，M1的增速往往較快；而在經(jīng)濟(jì)衰退期，M1的增長(zhǎng)則可能放緩。M2：廣義貨幣供應(yīng)量，是M1加上企事業(yè)單位的定期存款、居民儲(chǔ)蓄存款以及其他存款。M2的流動(dòng)性相對(duì)較弱，但它能夠更全面地反映社會(huì)的潛在購(gòu)買(mǎi)力和未來(lái)的通貨壓力，常用于分析社會(huì)總需求的總體狀況。例如，當(dāng)居民儲(chǔ)蓄存款持續(xù)增加時(shí)，M2的規(guī)模也會(huì)相應(yīng)擴(kuò)大，這可能意味著未來(lái)消費(fèi)市場(chǎng)存在一定的潛力，但也可能對(duì)物價(jià)穩(wěn)定帶來(lái)潛在壓力。貨幣供應(yīng)量的調(diào)控模式主要包括直接型、間接型和過(guò)渡型，其調(diào)控機(jī)制涉及中央銀行、商業(yè)銀行和非銀行經(jīng)濟(jì)部門(mén)三個(gè)主體，基本因素包括基礎(chǔ)貨幣、超額準(zhǔn)備金和貨幣供應(yīng)量。中央銀行通過(guò)運(yùn)用法定存款準(zhǔn)備率調(diào)控、公開(kāi)市場(chǎng)業(yè)務(wù)、利率調(diào)整等手段來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)貨幣供應(yīng)量的有效調(diào)控，以達(dá)到穩(wěn)定物價(jià)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)和維持國(guó)際收支平衡等宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。2.2相關(guān)理論基礎(chǔ)2.2.1貨幣供給理論貨幣供給理論是研究貨幣供應(yīng)量的決定因素、形成機(jī)制以及貨幣當(dāng)局對(duì)貨幣供應(yīng)量調(diào)控的理論體系。其發(fā)展歷程豐富多樣，涵蓋了古典貨幣數(shù)量論、凱恩斯貨幣供給理論、新古典綜合派貨幣供給理論以及貨幣主義學(xué)派貨幣供給理論等多個(gè)重要階段。古典貨幣數(shù)量論以費(fèi)雪的現(xiàn)金交易說(shuō)和劍橋?qū)W派的現(xiàn)金余額說(shuō)為代表。費(fèi)雪的現(xiàn)金交易說(shuō)認(rèn)為，貨幣流通速度V和商品交易量T在短期內(nèi)相對(duì)穩(wěn)定，貨幣供應(yīng)量M的變化將直接引起物價(jià)水平P的同比例變動(dòng)，其公式為MV=PT。劍橋?qū)W派的現(xiàn)金余額說(shuō)則從人們持有貨幣的動(dòng)機(jī)出發(fā)，強(qiáng)調(diào)貨幣的資產(chǎn)功能，認(rèn)為貨幣需求量與名義收入成正比，公式為M=kPY，其中k為人們?cè)敢庖载泿判问匠钟械呢?cái)富占總財(cái)富的比例。這兩種理論雖然側(cè)重點(diǎn)不同，但都表明貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)水平有著重要影響，且貨幣流通速度相對(duì)穩(wěn)定，為后續(xù)貨幣供給理論的發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。凱恩斯貨幣供給理論強(qiáng)調(diào)貨幣供給的外生性，認(rèn)為貨幣是由中央銀行控制的外生變量，中央銀行可根據(jù)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的需要獨(dú)立決定貨幣供應(yīng)量，貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)通過(guò)利率影響投資和總需求，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。凱恩斯指出，貨幣需求由交易動(dòng)機(jī)、預(yù)防動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)決定，其中投機(jī)動(dòng)機(jī)對(duì)利率變化較為敏感。當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，利率下降，刺激投資增加，從而帶動(dòng)總需求和國(guó)民收入增長(zhǎng)；反之，貨幣供應(yīng)量減少，利率上升，投資減少，總需求和國(guó)民收入下降。新古典綜合派在繼承凱恩斯理論的基礎(chǔ)上，對(duì)貨幣供給的內(nèi)生性進(jìn)行了深入探討。他們認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量并非完全由中央銀行控制，商業(yè)銀行和非銀行金融機(jī)構(gòu)的行為以及公眾的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)都會(huì)對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。例如，商業(yè)銀行的貸款行為會(huì)創(chuàng)造存款貨幣，當(dāng)商業(yè)銀行增加貸款時(shí)，存款貨幣相應(yīng)增加，貨幣供應(yīng)量也隨之?dāng)U大；反之，貸款減少，貨幣供應(yīng)量收縮。此外，公眾的現(xiàn)金持有比例和儲(chǔ)蓄行為也會(huì)影響貨幣乘數(shù)，進(jìn)而影響貨幣供應(yīng)量。貨幣主義學(xué)派則強(qiáng)調(diào)貨幣供給的外生性，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量是由貨幣當(dāng)局決定的外生變量，貨幣供應(yīng)量的變化是引起經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和通貨膨脹的根本原因。貨幣主義學(xué)派主張實(shí)行單一規(guī)則的貨幣政策，即貨幣當(dāng)局按照一個(gè)固定的增長(zhǎng)率來(lái)增加貨幣供應(yīng)量，以保持經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)。他們認(rèn)為，在長(zhǎng)期中，貨幣供應(yīng)量的變化只會(huì)影響物價(jià)水平，而不會(huì)影響實(shí)際產(chǎn)出和就業(yè)；在短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)對(duì)實(shí)際產(chǎn)出和就業(yè)產(chǎn)生一定影響，但這種影響是暫時(shí)的。在現(xiàn)代貨幣供給理論中，貨幣供應(yīng)量M與基礎(chǔ)貨幣B和貨幣乘數(shù)m密切相關(guān)，其關(guān)系公式為M=m×B?；A(chǔ)貨幣是中央銀行的負(fù)債，包括流通中的現(xiàn)金C和商業(yè)銀行的準(zhǔn)備金R，即B=C+R。貨幣乘數(shù)則反映了商業(yè)銀行通過(guò)貸款等業(yè)務(wù)創(chuàng)造貨幣的能力，它受到法定存款準(zhǔn)備金率r、超額存款準(zhǔn)備金率e、現(xiàn)金漏損率c等多種因素的影響。當(dāng)外匯占款增加時(shí)，中央銀行收購(gòu)?fù)鈪R投放基礎(chǔ)貨幣，在貨幣乘數(shù)的作用下，貨幣供應(yīng)量會(huì)相應(yīng)增加；反之，外匯占款減少，基礎(chǔ)貨幣減少，貨幣供應(yīng)量也會(huì)隨之收縮。例如，在我國(guó)外匯占款快速增長(zhǎng)時(shí)期，大量外匯流入導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣投放增加，商業(yè)銀行的可貸資金增多，通過(guò)貨幣乘數(shù)的放大作用，貨幣供應(yīng)量迅速擴(kuò)張，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)穩(wěn)定產(chǎn)生了重要影響。2.2.2國(guó)際收支理論國(guó)際收支理論是研究國(guó)際收支平衡的決定因素、調(diào)節(jié)機(jī)制以及國(guó)際收支失衡對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的理論。它主要包括彈性論、吸收論、貨幣論和結(jié)構(gòu)論等。彈性論由英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家瓊?羅賓遜提出，該理論主要分析在收入不變的情況下，匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)際收支的影響。彈性論認(rèn)為，當(dāng)一國(guó)進(jìn)出口商品的需求彈性之和大于1時(shí)，本幣貶值可以改善國(guó)際收支；反之，本幣貶值會(huì)使國(guó)際收支惡化。這是因?yàn)楸編刨H值后，出口商品的外幣價(jià)格下降，出口量增加，進(jìn)口商品的本幣價(jià)格上升，進(jìn)口量減少，從而使貿(mào)易收支得到改善。然而，彈性論存在一定的局限性，它只考慮了匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的影響，忽視了收入、利率等其他因素對(duì)國(guó)際收支的作用，且假設(shè)進(jìn)出口商品的供給彈性無(wú)窮大，在現(xiàn)實(shí)中難以完全滿(mǎn)足。吸收論由亞歷山大提出，該理論從國(guó)民收入和國(guó)內(nèi)支出的角度來(lái)分析國(guó)際收支失衡的原因和調(diào)節(jié)方法。吸收論認(rèn)為，國(guó)際收支差額等于國(guó)民收入與國(guó)內(nèi)吸收之差，即B=Y-A，其中B為國(guó)際收支差額，Y為國(guó)民收入，A為國(guó)內(nèi)吸收（包括消費(fèi)、投資和政府支出）。當(dāng)國(guó)民收入大于國(guó)內(nèi)吸收時(shí)，國(guó)際收支為順差；當(dāng)國(guó)民收入小于國(guó)內(nèi)吸收時(shí)，國(guó)際收支為逆差。因此，要改善國(guó)際收支，可以通過(guò)增加國(guó)民收入或減少?lài)?guó)內(nèi)吸收來(lái)實(shí)現(xiàn)。吸收論強(qiáng)調(diào)了宏觀經(jīng)濟(jì)政策對(duì)國(guó)際收支的調(diào)節(jié)作用，具有一定的實(shí)踐指導(dǎo)意義，但它沒(méi)有考慮貨幣因素對(duì)國(guó)際收支的影響，也沒(méi)有分析國(guó)際收支調(diào)節(jié)對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響。貨幣論由蒙代爾和約翰遜提出，該理論強(qiáng)調(diào)貨幣因素在國(guó)際收支調(diào)節(jié)中的核心作用。貨幣論認(rèn)為，國(guó)際收支本質(zhì)上是一種貨幣現(xiàn)象，國(guó)際收支失衡是由貨幣供給與貨幣需求之間的不平衡引起的。當(dāng)貨幣供給大于貨幣需求時(shí)，會(huì)導(dǎo)致國(guó)際收支逆差；當(dāng)貨幣供給小于貨幣需求時(shí)，會(huì)導(dǎo)致國(guó)際收支順差。貨幣論主張通過(guò)調(diào)整貨幣供應(yīng)量來(lái)調(diào)節(jié)國(guó)際收支平衡，例如，當(dāng)國(guó)際收支出現(xiàn)逆差時(shí)，可采取緊縮性貨幣政策，減少貨幣供應(yīng)量，提高利率，吸引外資流入，從而改善國(guó)際收支；當(dāng)國(guó)際收支出現(xiàn)順差時(shí)，可采取擴(kuò)張性貨幣政策，增加貨幣供應(yīng)量，降低利率，促進(jìn)資本流出，使國(guó)際收支趨于平衡。貨幣論將國(guó)際收支與國(guó)內(nèi)貨幣市場(chǎng)聯(lián)系起來(lái)，為國(guó)際收支調(diào)節(jié)提供了新的視角，但它過(guò)于強(qiáng)調(diào)貨幣因素，忽視了其他因素對(duì)國(guó)際收支的影響。結(jié)構(gòu)論則從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的角度分析國(guó)際收支失衡的原因和調(diào)節(jié)方法，認(rèn)為國(guó)際收支失衡是由國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不合理、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡等因素導(dǎo)致的。例如，一些發(fā)展中國(guó)家由于過(guò)度依賴(lài)初級(jí)產(chǎn)品出口，在國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)時(shí)，容易出現(xiàn)貿(mào)易收支逆差。結(jié)構(gòu)論主張通過(guò)調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局、提高生產(chǎn)效率等措施來(lái)改善國(guó)際收支狀況，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。結(jié)構(gòu)論關(guān)注國(guó)際收支失衡的深層次原因，但實(shí)施起來(lái)難度較大，需要較長(zhǎng)時(shí)間的調(diào)整和改革。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，國(guó)際收支狀況與外匯占款和貨幣供應(yīng)量密切相關(guān)。當(dāng)國(guó)際收支出現(xiàn)順差時(shí)，外匯流入增加，外匯占款上升，中央銀行收購(gòu)?fù)鈪R投放基礎(chǔ)貨幣，貨幣供應(yīng)量相應(yīng)增加；反之，國(guó)際收支逆差導(dǎo)致外匯流出，外匯占款減少，貨幣供應(yīng)量收縮。例如，我國(guó)在過(guò)去較長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)，由于持續(xù)的貿(mào)易順差和大量外資流入，國(guó)際收支呈現(xiàn)順差狀態(tài)，外匯占款不斷增加，貨幣供應(yīng)量也隨之?dāng)U張，對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行產(chǎn)生了多方面的影響，如通貨膨脹壓力上升、資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)等。2.3國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀國(guó)外對(duì)于外匯占款與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的研究起步較早，理論基礎(chǔ)較為扎實(shí)。在早期的研究中，學(xué)者們主要基于國(guó)際收支理論和貨幣供給理論來(lái)探討外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響。例如，蒙代爾（Mundell）和弗萊明（Fleming）提出的M-F模型，從開(kāi)放經(jīng)濟(jì)的宏觀角度分析了在不同匯率制度下，國(guó)際資本流動(dòng)和國(guó)際收支狀況對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響機(jī)制，指出在固定匯率制度下，國(guó)際收支順差會(huì)導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備增加，進(jìn)而使貨幣供應(yīng)量擴(kuò)張。多恩布什（Dornbusch）的匯率超調(diào)模型則進(jìn)一步闡述了在貨幣供應(yīng)量變動(dòng)時(shí)，匯率和價(jià)格的調(diào)整過(guò)程，強(qiáng)調(diào)了外匯市場(chǎng)與貨幣市場(chǎng)之間的緊密聯(lián)系。隨著金融市場(chǎng)的發(fā)展和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的應(yīng)用，國(guó)外學(xué)者開(kāi)始運(yùn)用實(shí)證分析方法來(lái)研究外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的具體數(shù)量關(guān)系。一些學(xué)者通過(guò)構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型、誤差修正模型（ECM）等，對(duì)不同國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，外匯占款的變動(dòng)會(huì)對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生長(zhǎng)期和短期的影響。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)外匯占款與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的研究也取得了豐碩的成果。在理論研究方面，學(xué)者們結(jié)合我國(guó)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況，對(duì)國(guó)外相關(guān)理論進(jìn)行了深入的探討和拓展。如李揚(yáng)等學(xué)者對(duì)我國(guó)貨幣供給機(jī)制進(jìn)行了系統(tǒng)研究，分析了外匯占款在我國(guó)貨幣供給中的作用和地位，指出隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度的提高，外匯占款已成為影響我國(guó)貨幣供應(yīng)量的重要因素。在實(shí)證研究方面，國(guó)內(nèi)學(xué)者運(yùn)用多種計(jì)量方法對(duì)我國(guó)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。趙振全等通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且外匯占款是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因；劉莉亞運(yùn)用向量誤差修正模型（VECM）研究了外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的動(dòng)態(tài)影響，結(jié)果表明外匯占款的增加會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量在短期內(nèi)迅速擴(kuò)張，長(zhǎng)期內(nèi)也會(huì)產(chǎn)生持續(xù)影響。盡管?chē)?guó)內(nèi)外學(xué)者在外匯占款與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的研究方面取得了一定的成果，但仍存在一些不足之處。部分研究在模型設(shè)定和變量選擇上存在一定的局限性，未能充分考慮其他影響貨幣供應(yīng)量的因素，如財(cái)政政策、國(guó)內(nèi)信貸等，可能導(dǎo)致研究結(jié)果的偏差。一些研究在數(shù)據(jù)選取和處理上不夠嚴(yán)謹(jǐn)，數(shù)據(jù)的時(shí)效性和代表性不足，影響了研究結(jié)論的可靠性。此外，以往的研究大多側(cè)重于分析外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的單向影響，而對(duì)于貨幣供應(yīng)量變動(dòng)對(duì)外匯占款的反饋?zhàn)饔靡约岸咧g的雙向互動(dòng)關(guān)系研究相對(duì)較少。針對(duì)現(xiàn)有研究的不足，本研究將進(jìn)一步拓展研究思路和方法。在模型構(gòu)建方面，綜合考慮多種影響貨幣供應(yīng)量的因素，納入財(cái)政支出、國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模等變量，構(gòu)建更加完善的計(jì)量模型，以更全面地分析外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系。在數(shù)據(jù)處理上，選取更具時(shí)效性和代表性的數(shù)據(jù)，運(yùn)用科學(xué)的方法進(jìn)行預(yù)處理和檢驗(yàn)，確保數(shù)據(jù)的質(zhì)量和可靠性。同時(shí)，深入探討外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的雙向互動(dòng)機(jī)制，通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法，分析二者相互沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)和貢獻(xiàn)度，為我國(guó)貨幣政策的制定和外匯管理提供更具針對(duì)性和科學(xué)性的建議。三、我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量的現(xiàn)狀分析3.1我國(guó)外匯占款的發(fā)展歷程與現(xiàn)狀自2000年起，我國(guó)外匯占款呈現(xiàn)出明顯的階段性變化特征，這些變化與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、國(guó)際收支狀況以及宏觀經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整密切相關(guān)。在2000-2014年期間，我國(guó)外匯占款經(jīng)歷了迅猛的增長(zhǎng)階段。這一時(shí)期，我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，對(duì)外開(kāi)放程度不斷提高，對(duì)外貿(mào)易順差持續(xù)擴(kuò)大，吸引了大量的外資流入。在強(qiáng)制結(jié)售匯制度下，企業(yè)和個(gè)人將獲得的外匯出售給商業(yè)銀行，商業(yè)銀行再將多余的外匯賣(mài)給中央銀行，從而使得中央銀行的外匯儲(chǔ)備不斷增加，外匯占款規(guī)模也隨之迅速擴(kuò)張。從具體數(shù)據(jù)來(lái)看，2000年我國(guó)外匯占款余額僅為14814.52億元，到2014年9月達(dá)到了峰值273755.54億元。在這14年間，外匯占款余額增長(zhǎng)了近17.5倍，年均增長(zhǎng)率高達(dá)25.9%。這一增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了同期我國(guó)GDP的增長(zhǎng)速度，使得外匯占款在基礎(chǔ)貨幣投放中的比重不斷上升，成為影響我國(guó)貨幣供應(yīng)量的關(guān)鍵因素。外匯占款的快速增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了多方面的影響。在積極方面，它為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了充足的資金支持，促進(jìn)了投資和出口的增長(zhǎng)，推動(dòng)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展。大量的外匯占款增加了我國(guó)的國(guó)際儲(chǔ)備，提升了我國(guó)在國(guó)際經(jīng)濟(jì)舞臺(tái)上的地位和影響力，增強(qiáng)了我國(guó)應(yīng)對(duì)外部經(jīng)濟(jì)沖擊的能力。然而，外匯占款的快速增長(zhǎng)也帶來(lái)了一些負(fù)面影響。由于外匯占款的增加導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣投放過(guò)多，在貨幣乘數(shù)的作用下，貨幣供應(yīng)量迅速擴(kuò)張，給我國(guó)帶來(lái)了較大的通貨膨脹壓力。為了對(duì)沖外匯占款帶來(lái)的流動(dòng)性過(guò)剩問(wèn)題，中央銀行不得不采取一系列措施，如發(fā)行央行票據(jù)、提高法定存款準(zhǔn)備金率等，這在一定程度上增加了貨幣政策操作的難度和成本，也影響了貨幣政策的獨(dú)立性和有效性。2014-2017年，我國(guó)外匯占款出現(xiàn)了連續(xù)下降的趨勢(shì)。2014年9月之后，外匯占款余額開(kāi)始逐步減少，到2017年末降至213662.45億元。這一時(shí)期外匯占款下降的原因主要包括以下幾個(gè)方面：一是國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)發(fā)生變化，全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩，國(guó)際市場(chǎng)需求下降，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差收窄，外資流入減少。二是人民幣匯率形成機(jī)制改革不斷推進(jìn)，人民幣匯率的市場(chǎng)化程度提高，匯率波動(dòng)加劇，市場(chǎng)對(duì)人民幣的預(yù)期發(fā)生變化，導(dǎo)致資本外流增加。三是我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級(jí)的步伐加快，經(jīng)濟(jì)發(fā)展更加注重質(zhì)量和效益，對(duì)外資的依賴(lài)程度有所降低。外匯占款的下降對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了一定的影響。一方面，它緩解了我國(guó)貨幣供應(yīng)過(guò)多帶來(lái)的通貨膨脹壓力，減輕了中央銀行對(duì)沖流動(dòng)性的壓力，使得貨幣政策的操作空間得到一定程度的擴(kuò)大。另一方面，外匯占款的下降也意味著國(guó)內(nèi)流動(dòng)性的減少，可能會(huì)對(duì)企業(yè)的融資和投資活動(dòng)產(chǎn)生一定的制約，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)一定的下行壓力。2017年之后，我國(guó)外匯占款總體保持相對(duì)穩(wěn)定，在一定區(qū)間內(nèi)波動(dòng)。截至2023年末，我國(guó)外匯占款余額為220459.24億元。這一時(shí)期外匯占款保持穩(wěn)定的原因主要有：我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持平穩(wěn)增長(zhǎng)，國(guó)際收支基本平衡，對(duì)外貿(mào)易和外資流入保持相對(duì)穩(wěn)定。我國(guó)外匯市場(chǎng)干預(yù)逐漸減少，匯率形成機(jī)制更加市場(chǎng)化，市場(chǎng)對(duì)外匯占款的預(yù)期也更加穩(wěn)定。當(dāng)前我國(guó)外匯占款的現(xiàn)狀對(duì)經(jīng)濟(jì)有著多方面的影響。穩(wěn)定的外匯占款有助于維持貨幣供應(yīng)量的穩(wěn)定，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供相對(duì)穩(wěn)定的貨幣環(huán)境。穩(wěn)定的外匯占款也有利于增強(qiáng)市場(chǎng)信心，促進(jìn)投資和消費(fèi)的穩(wěn)定增長(zhǎng)。然而，在全球經(jīng)濟(jì)不確定性增加的背景下，外匯占款仍面臨一定的波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，需要密切關(guān)注其變化對(duì)經(jīng)濟(jì)的潛在影響。3.2我國(guó)貨幣供應(yīng)量的發(fā)展歷程與現(xiàn)狀我國(guó)貨幣供應(yīng)量的發(fā)展歷程與經(jīng)濟(jì)發(fā)展緊密相連，在不同經(jīng)濟(jì)時(shí)期呈現(xiàn)出不同的變化特征。20世紀(jì)90年代，我國(guó)處于高通貨膨脹時(shí)期。1992年鄧小平南方談話后，經(jīng)濟(jì)迅速升溫，1992-1996年GDP保持較高增速，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)也大幅上漲。在此期間，貨幣供應(yīng)量快速增長(zhǎng)，1994年M2增長(zhǎng)34.5％，1995-1996年雖有所回落，但仍分別增長(zhǎng)29.5％和25.3％，這是我國(guó)建立正式統(tǒng)計(jì)制度以來(lái)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)最快的時(shí)期。這一時(shí)期貨幣供應(yīng)量的高速增長(zhǎng)主要是為了滿(mǎn)足經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展對(duì)資金的需求，但也在一定程度上加劇了通貨膨脹壓力。1997年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了劇烈沖擊。1998-2002年，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)低迷，GDP增長(zhǎng)基本在8％左右，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)幾乎為0。受此影響，貨幣供應(yīng)量增速放緩，1998-2002年末，廣義貨幣M2增長(zhǎng)分別為14.8％、14.74％、12.27％、14.42％、16.78％，其中2001年2月廣義貨幣M2同比增長(zhǎng)12.03％，是1994年建立貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)制度以來(lái)M2的最低增速。為應(yīng)對(duì)金融危機(jī)，我國(guó)采取了一系列擴(kuò)張性的貨幣政策和財(cái)政政策，以刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和穩(wěn)定物價(jià)。2002年下半年起，我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新一輪上升期，2003-2007年GDP增長(zhǎng)一直在10％以上，其中2007年GDP增長(zhǎng)13％。這一時(shí)期，貨幣供應(yīng)量明顯高于亞洲金融危機(jī)時(shí)期，2003-2007年廣義貨幣M2增長(zhǎng)分別為19.58％、14.67％、17.57％、16.94％、16.72％。在此期間，中國(guó)人民銀行調(diào)控貨幣供應(yīng)面臨著國(guó)內(nèi)信貸快速增長(zhǎng)和資本流入、外匯占款的雙重壓力。隨著外匯占款的增加，基礎(chǔ)貨幣投放增多，商業(yè)銀行的信貸投放能力增強(qiáng)，進(jìn)一步推動(dòng)了貨幣供應(yīng)量的擴(kuò)張。為了控制基礎(chǔ)貨幣和信貸投放，中央銀行大規(guī)模發(fā)行央行票據(jù)對(duì)沖外匯占款的增加，2005-2007年中央銀行發(fā)行央行票據(jù)分別為2.79萬(wàn)億元、3.65萬(wàn)億元、4.07萬(wàn)億元。2008年國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)，世界經(jīng)濟(jì)深度衰退。中國(guó)人民銀行及時(shí)調(diào)整貨幣政策方向，實(shí)施適度寬松的貨幣政策，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)擴(kuò)大信貸投放，加大金融支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展的力度。2008-2010年廣義貨幣供應(yīng)量M2增長(zhǎng)分別為17.8％、27.7％、19.7％。為保持銀行體系充足的流動(dòng)性用于信貸擴(kuò)張，中央銀行一方面暫停外匯占款對(duì)沖操作以投放基礎(chǔ)貨幣，2008-2010年凈投放基礎(chǔ)貨幣分別為2.77萬(wàn)億元、1.48萬(wàn)億元和4.13萬(wàn)億元；另一方面，積極引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)擴(kuò)大信貸投放，2008-2010年人民幣貸款新增額分別為4.9萬(wàn)億元、9.6萬(wàn)億元和7.95萬(wàn)億元。這些措施有效地緩解了金融危機(jī)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的沖擊，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)。2011年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)階段逐步轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，處于增長(zhǎng)速度換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期和前期刺激政策消化期?？傮w上，經(jīng)濟(jì)仍保持較快增長(zhǎng)但呈現(xiàn)平穩(wěn)減速態(tài)勢(shì)，2011-2019年，我國(guó)GDP增長(zhǎng)由9.6％平穩(wěn)下降至6％。這一時(shí)期貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)相應(yīng)放緩，可分為兩個(gè)階段。2011-2016年末，廣義貨幣供應(yīng)量M2增速由13.6％逐步下降至11.3％，增速仍保持在10％以上，但明顯低于國(guó)際金融危機(jī)時(shí)期；2017-2019年末，M2增長(zhǎng)分別為8.1％、8.1％和8.7％，這一階段M2增長(zhǎng)更慢。不過(guò)，新增貸款和社會(huì)融資規(guī)模保持了較快增長(zhǎng)，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供了有力支持，2017-2019年，人民幣貸款新增額分別為13.53萬(wàn)億元、16.17萬(wàn)億元和16.81萬(wàn)億元；社會(huì)融資規(guī)模增速分別為14.1％、10.3％和10.7％。近年來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展，貨幣供應(yīng)量也保持相對(duì)穩(wěn)定。截至2023年末，廣義貨幣供應(yīng)量M2余額為292.27萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)10.8％。當(dāng)前貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間保持著一定的協(xié)調(diào)關(guān)系，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了必要的資金支持，同時(shí)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)也為貨幣供應(yīng)量的合理調(diào)控創(chuàng)造了良好的環(huán)境。然而，在全球經(jīng)濟(jì)不確定性增加、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整持續(xù)推進(jìn)的背景下，貨幣供應(yīng)量的調(diào)控仍面臨諸多挑戰(zhàn)，如如何在保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，有效防范通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)，如何優(yōu)化貨幣供給結(jié)構(gòu)，提高資金配置效率等，都需要進(jìn)一步深入研究和探索。3.3外匯占款與貨幣供應(yīng)量的初步關(guān)聯(lián)性分析為了初步探究我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，我們對(duì)2000-2023年期間我國(guó)外匯占款與廣義貨幣供應(yīng)量M2的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并繪制二者的變化趨勢(shì)圖（見(jiàn)圖1）。從圖中可以直觀地看出，在2000-2014年期間，外匯占款與M2均呈現(xiàn)出快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)。2000年初，我國(guó)外匯占款余額約為1.48萬(wàn)億元，M2余額約為13.46萬(wàn)億元；到2014年9月，外匯占款余額達(dá)到峰值27.38萬(wàn)億元，M2余額也增長(zhǎng)至120.21萬(wàn)億元。這一時(shí)期，我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，對(duì)外貿(mào)易順差持續(xù)擴(kuò)大，吸引了大量外資流入，在強(qiáng)制結(jié)售匯制度下，外匯占款不斷增加，通過(guò)基礎(chǔ)貨幣投放和貨幣乘數(shù)的作用，帶動(dòng)了M2的快速增長(zhǎng)。2014-2017年，外匯占款出現(xiàn)連續(xù)下降，從2014年9月的27.38萬(wàn)億元降至2017年末的21.37萬(wàn)億元。與此同時(shí)，M2的增長(zhǎng)速度也有所放緩，2014-2017年M2的同比增長(zhǎng)率分別為12.26%、13.3%、11.3%、8.1%。這一階段，受?chē)?guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)變化、人民幣匯率波動(dòng)等因素影響，資本外流增加，外匯占款下降，導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣投放減少，進(jìn)而對(duì)M2的增長(zhǎng)產(chǎn)生了一定的抑制作用。2017年之后，外匯占款總體保持相對(duì)穩(wěn)定，在一定區(qū)間內(nèi)波動(dòng)，M2也保持著相對(duì)穩(wěn)定的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。截至2023年末，外匯占款余額為22.05萬(wàn)億元，M2余額達(dá)到292.27萬(wàn)億元。這一時(shí)期，我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持平穩(wěn)增長(zhǎng)，國(guó)際收支基本平衡，外匯市場(chǎng)干預(yù)逐漸減少，匯率形成機(jī)制更加市場(chǎng)化，使得外匯占款和M2都維持在相對(duì)穩(wěn)定的水平。通過(guò)對(duì)二者變化趨勢(shì)的初步觀察，可以發(fā)現(xiàn)外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間存在著較為密切的關(guān)聯(lián)。外匯占款的增減會(huì)對(duì)基礎(chǔ)貨幣投放產(chǎn)生影響，進(jìn)而通過(guò)貨幣乘數(shù)作用于貨幣供應(yīng)量。在外匯占款增長(zhǎng)較快的時(shí)期，貨幣供應(yīng)量往往也呈現(xiàn)出快速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)；而當(dāng)外匯占款下降時(shí)，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)速度會(huì)受到抑制。然而，這種初步關(guān)聯(lián)性分析還較為直觀和表面，為了更準(zhǔn)確地揭示二者之間的內(nèi)在關(guān)系，還需要運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)行深入的實(shí)證分析。四、外匯占款影響貨幣供應(yīng)量的機(jī)制分析4.1直接影響機(jī)制在我國(guó)現(xiàn)行的外匯管理體制和貨幣供給機(jī)制下，外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量有著直接且關(guān)鍵的影響。當(dāng)國(guó)際收支出現(xiàn)順差時(shí)，大量外匯流入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。企業(yè)和個(gè)人在獲得外匯后，依據(jù)銀行結(jié)售匯制度，會(huì)將外匯出售給商業(yè)銀行以換取人民幣。而商業(yè)銀行出于外匯儲(chǔ)備管理的規(guī)定以及自身資產(chǎn)配置的考慮，又會(huì)將超出規(guī)定限額的外匯在銀行間外匯市場(chǎng)上出售給中央銀行。中央銀行收購(gòu)這些外匯資產(chǎn)時(shí)，就會(huì)相應(yīng)地投放本國(guó)貨幣，從而形成外匯占款。這一過(guò)程使得中央銀行的資產(chǎn)負(fù)債表發(fā)生變化，外匯資產(chǎn)增加，同時(shí)負(fù)債端的基礎(chǔ)貨幣也等額增加?；A(chǔ)貨幣作為貨幣供應(yīng)量的基礎(chǔ)，其增加會(huì)通過(guò)貨幣乘數(shù)的放大作用，直接導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的擴(kuò)張。從貨幣供給理論來(lái)看，貨幣供應(yīng)量M與基礎(chǔ)貨幣B和貨幣乘數(shù)m之間存在著緊密的聯(lián)系，公式為M=m×B?；A(chǔ)貨幣B由流通中的現(xiàn)金C和商業(yè)銀行的準(zhǔn)備金R構(gòu)成，即B=C+R。當(dāng)外匯占款增加時(shí)，中央銀行投放的基礎(chǔ)貨幣增多，在貨幣乘數(shù)m相對(duì)穩(wěn)定的情況下，貨幣供應(yīng)量M必然會(huì)相應(yīng)增加。例如，在2000-2014年期間，我國(guó)外匯占款持續(xù)快速增長(zhǎng)，從2000年初的14814.52億元增長(zhǎng)到2014年9月的273755.54億元。隨著外匯占款的增加，基礎(chǔ)貨幣投放量大幅上升，商業(yè)銀行的準(zhǔn)備金增加，其信貸投放能力增強(qiáng)，通過(guò)貨幣乘數(shù)的作用，貨幣供應(yīng)量也呈現(xiàn)出迅猛增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。在這一時(shí)期，廣義貨幣供應(yīng)量M2從2000年初的13.46萬(wàn)億元增長(zhǎng)到2014年9月的120.21萬(wàn)億元，有力地推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但也帶來(lái)了一定的通貨膨脹壓力。相反，當(dāng)國(guó)際收支出現(xiàn)逆差時(shí)，外匯流出，外匯占款減少。中央銀行持有的外匯資產(chǎn)下降，基礎(chǔ)貨幣投放相應(yīng)減少，進(jìn)而導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量收縮。這種直接影響機(jī)制在我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中表現(xiàn)得十分明顯，外匯占款的變動(dòng)成為影響貨幣供應(yīng)量的重要因素之一，對(duì)我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和貨幣政策實(shí)施產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。4.2間接影響機(jī)制外匯占款不僅通過(guò)基礎(chǔ)貨幣的投放對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生直接影響，還會(huì)通過(guò)影響貨幣政策操作，進(jìn)而間接作用于貨幣供應(yīng)量，這種間接影響機(jī)制主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面。4.2.1對(duì)貨幣政策獨(dú)立性的影響在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，外匯占款的變動(dòng)會(huì)對(duì)我國(guó)貨幣政策的獨(dú)立性產(chǎn)生顯著影響。當(dāng)國(guó)際收支出現(xiàn)持續(xù)順差時(shí)，外匯流入增加，外匯占款上升，為了維持匯率穩(wěn)定，中央銀行不得不大量購(gòu)入外匯，投放基礎(chǔ)貨幣。這使得貨幣供應(yīng)量被動(dòng)增加，中央銀行在制定和執(zhí)行貨幣政策時(shí)面臨兩難境地。一方面，為了抑制通貨膨脹，需要采取緊縮性貨幣政策，減少貨幣供應(yīng)量；另一方面，由于外匯占款的增加，基礎(chǔ)貨幣投放增多，又使得貨幣政策的緊縮效果受到削弱。例如，在2000-2014年期間，我國(guó)外匯占款快速增長(zhǎng)，中央銀行雖然采取了發(fā)行央行票據(jù)、提高法定存款準(zhǔn)備金率等措施來(lái)對(duì)沖外匯占款的增加，但貨幣政策的獨(dú)立性仍受到一定程度的影響，央行在調(diào)控貨幣供應(yīng)量時(shí)受到外匯占款變動(dòng)的制約。相反，當(dāng)國(guó)際收支出現(xiàn)逆差時(shí)，外匯流出，外匯占款減少，貨幣供應(yīng)量收縮。此時(shí)，中央銀行可能需要采取擴(kuò)張性貨幣政策來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但由于外匯占款的減少，貨幣政策的擴(kuò)張空間也會(huì)受到限制。這種外匯占款與貨幣政策之間的矛盾，使得中央銀行在維護(hù)匯率穩(wěn)定和實(shí)現(xiàn)貨幣政策目標(biāo)之間難以兼顧，降低了貨幣政策的獨(dú)立性和有效性。4.2.2對(duì)貨幣政策工具選擇的影響外匯占款的變化還會(huì)影響中央銀行對(duì)貨幣政策工具的選擇。在外匯占款大量增加的時(shí)期，為了對(duì)沖過(guò)多的流動(dòng)性，中央銀行通常會(huì)運(yùn)用多種貨幣政策工具。發(fā)行央行票據(jù)是中央銀行常用的一種對(duì)沖手段。中央銀行通過(guò)發(fā)行央行票據(jù)，回籠市場(chǎng)上過(guò)多的貨幣資金，減少流動(dòng)性。在2003-2007年期間，隨著外匯占款的大幅增加，中央銀行大規(guī)模發(fā)行央行票據(jù)，2005-2007年發(fā)行規(guī)模分別達(dá)到2.79萬(wàn)億元、3.65萬(wàn)億元、4.07萬(wàn)億元。提高法定存款準(zhǔn)備金率也是常用的手段之一。中央銀行通過(guò)提高法定存款準(zhǔn)備金率，降低商業(yè)銀行的信貸投放能力，從而減少貨幣供應(yīng)量。在2003-2011年期間，中央銀行多次上調(diào)法定存款準(zhǔn)備金率，大型金融機(jī)構(gòu)的法定存款準(zhǔn)備金率從2003年初的7%上調(diào)至2011年6月的21.5%。然而，這些貨幣政策工具在使用過(guò)程中也存在一定的局限性。發(fā)行央行票據(jù)需要支付利息，增加了中央銀行的操作成本；而且隨著央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模的不斷擴(kuò)大，市場(chǎng)對(duì)央行票據(jù)的消化能力逐漸減弱，其對(duì)沖效果也會(huì)受到影響。提高法定存款準(zhǔn)備金率雖然能夠有效收縮流動(dòng)性，但也會(huì)增加商業(yè)銀行的資金成本，影響商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)效益，并且對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的信貸投放也會(huì)產(chǎn)生一定的抑制作用。此外，外匯占款的變化還會(huì)促使中央銀行探索和運(yùn)用新的貨幣政策工具。近年來(lái)，隨著我國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展和創(chuàng)新，中央銀行開(kāi)始運(yùn)用短期流動(dòng)性調(diào)節(jié)工具（SLO）、常備借貸便利（SLF）、中期借貸便利（MLF）等新型貨幣政策工具來(lái)調(diào)節(jié)市場(chǎng)流動(dòng)性，以應(yīng)對(duì)外匯占款變動(dòng)帶來(lái)的影響。這些新型貨幣政策工具具有期限靈活、操作便捷等特點(diǎn)，能夠更加精準(zhǔn)地調(diào)控市場(chǎng)流動(dòng)性，提高貨幣政策的有效性。4.2.3對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的影響外匯占款的變動(dòng)會(huì)對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制產(chǎn)生影響，進(jìn)而間接影響貨幣供應(yīng)量。貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是指中央銀行運(yùn)用貨幣政策工具，通過(guò)各種經(jīng)濟(jì)變量的傳導(dǎo)，最終影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的過(guò)程。在外匯占款增加的情況下，基礎(chǔ)貨幣投放增多，商業(yè)銀行的可貸資金增加，通過(guò)信貸渠道，企業(yè)和居民更容易獲得貸款，從而刺激投資和消費(fèi)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，貨幣供應(yīng)量也相應(yīng)增加。然而，由于外匯占款的增加具有一定的被動(dòng)性，可能導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的需求不完全匹配，使得貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制出現(xiàn)扭曲。例如，在外匯占款快速增長(zhǎng)時(shí)期，大量資金流入房地產(chǎn)等領(lǐng)域，導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)過(guò)熱，資產(chǎn)價(jià)格泡沫膨脹，而一些實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)卻面臨融資難、融資貴的問(wèn)題，資金配置效率低下。這使得貨幣政策通過(guò)信貸渠道對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的刺激作用受到限制，貨幣供應(yīng)量的增加并沒(méi)有有效地轉(zhuǎn)化為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，反而加劇了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的失衡。此外，外匯占款的變動(dòng)還會(huì)通過(guò)利率渠道和資產(chǎn)價(jià)格渠道影響貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制。外匯占款的增加可能導(dǎo)致市場(chǎng)利率下降，資產(chǎn)價(jià)格上升，進(jìn)而影響企業(yè)和居民的投資和消費(fèi)決策。然而，如果市場(chǎng)對(duì)利率和資產(chǎn)價(jià)格的反應(yīng)不敏感，或者存在其他干擾因素，貨幣政策通過(guò)這些渠道的傳導(dǎo)效果也會(huì)大打折扣，從而影響貨幣供應(yīng)量對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)作用。4.3基于央行資產(chǎn)負(fù)債表的分析從央行資產(chǎn)負(fù)債表的視角來(lái)看，外匯占款在我國(guó)貨幣供給體系中占據(jù)著關(guān)鍵地位，對(duì)貨幣供應(yīng)量有著重要影響。在簡(jiǎn)化的中央銀行資產(chǎn)負(fù)債表中，資產(chǎn)主要包括國(guó)外資產(chǎn)（其中外匯占款是主要組成部分）、對(duì)政府債權(quán)、對(duì)其他存款性公司債權(quán)等；負(fù)債主要包括儲(chǔ)備貨幣（包含貨幣發(fā)行、其他存款性公司存款等）、政府存款、發(fā)行債券等。當(dāng)商業(yè)銀行將外匯出售給中央銀行時(shí)，中央銀行資產(chǎn)負(fù)債表的資產(chǎn)方“國(guó)外資產(chǎn)-外匯”項(xiàng)目增加，同時(shí)負(fù)債方的“儲(chǔ)備貨幣-其他存款性公司存款”項(xiàng)目等額增加。這意味著中央銀行通過(guò)收購(gòu)?fù)鈪R，向商業(yè)銀行投放了基礎(chǔ)貨幣，而基礎(chǔ)貨幣是貨幣供應(yīng)量的基礎(chǔ)，在貨幣乘數(shù)的作用下，貨幣供應(yīng)量會(huì)相應(yīng)增加。例如，在2001-2014年期間，我國(guó)外匯占款持續(xù)快速增長(zhǎng)，從2001年初的18850.1億元增長(zhǎng)到2014年9月的273755.54億元。隨著外匯占款的增加，央行資產(chǎn)負(fù)債表中外匯資產(chǎn)項(xiàng)目不斷擴(kuò)大，基礎(chǔ)貨幣投放量也大幅上升，進(jìn)而帶動(dòng)了貨幣供應(yīng)量的快速增長(zhǎng)。在這一時(shí)期，廣義貨幣供應(yīng)量M2從2001年初的15.83萬(wàn)億元增長(zhǎng)到2014年9月的120.21萬(wàn)億元。外匯占款的變動(dòng)還會(huì)對(duì)央行資產(chǎn)負(fù)債表的結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，進(jìn)而間接影響貨幣供應(yīng)量。當(dāng)外匯占款增加時(shí)，央行資產(chǎn)負(fù)債表規(guī)模擴(kuò)張，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中外匯資產(chǎn)占比上升。為了維持資產(chǎn)負(fù)債表的平衡和穩(wěn)定，央行可能會(huì)采取一系列貨幣政策操作。在外匯占款大量增加的時(shí)期，央行可能會(huì)通過(guò)發(fā)行央行票據(jù)、提高法定存款準(zhǔn)備金率等方式回籠基礎(chǔ)貨幣，以對(duì)沖外匯占款增加帶來(lái)的流動(dòng)性過(guò)剩問(wèn)題。這些操作雖然在一定程度上可以控制貨幣供應(yīng)量的過(guò)度增長(zhǎng)，但也會(huì)改變央行資產(chǎn)負(fù)債表的結(jié)構(gòu)，增加負(fù)債方的“發(fā)行債券”項(xiàng)目規(guī)模，同時(shí)降低負(fù)債方“儲(chǔ)備貨幣”中“其他存款性公司存款”的流動(dòng)性。如果外匯占款持續(xù)增加且規(guī)模較大，央行在對(duì)沖操作過(guò)程中可能會(huì)面臨一些困境。央行票據(jù)的發(fā)行規(guī)模過(guò)大可能會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)利率上升，增加央行的付息成本和市場(chǎng)的融資成本；提高法定存款準(zhǔn)備金率會(huì)限制商業(yè)銀行的信貸投放能力，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生一定的抑制作用。這些問(wèn)題會(huì)影響央行貨幣政策操作的效果和貨幣供應(yīng)量的調(diào)控，使得貨幣供應(yīng)量的變化與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的需求之間可能出現(xiàn)不協(xié)調(diào)的情況。相反，當(dāng)外匯占款減少時(shí)，央行資產(chǎn)負(fù)債表的資產(chǎn)方“國(guó)外資產(chǎn)-外匯”項(xiàng)目下降，負(fù)債方的“儲(chǔ)備貨幣-其他存款性公司存款”項(xiàng)目也相應(yīng)減少，基礎(chǔ)貨幣投放量減少，貨幣供應(yīng)量收縮。2014-2017年，我國(guó)外匯占款出現(xiàn)連續(xù)下降，從2014年9月的273755.54億元降至2017年末的213662.45億元。這導(dǎo)致央行資產(chǎn)負(fù)債表中外匯資產(chǎn)規(guī)?？s小，基礎(chǔ)貨幣投放減少，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)速度也隨之放緩，2014-2017年M2的同比增長(zhǎng)率分別為12.26%、13.3%、11.3%、8.1%。從央行資產(chǎn)負(fù)債表的角度來(lái)看，外匯占款的變動(dòng)直接影響基礎(chǔ)貨幣的投放，進(jìn)而通過(guò)貨幣乘數(shù)對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響；同時(shí)，外匯占款的變化還會(huì)引起央行資產(chǎn)負(fù)債表結(jié)構(gòu)的調(diào)整，央行的貨幣政策操作也會(huì)隨之改變，這些因素相互作用，共同影響著貨幣供應(yīng)量的規(guī)模和變化趨勢(shì)。五、實(shí)證分析設(shè)計(jì)5.1研究假設(shè)基于前文對(duì)我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的理論分析和現(xiàn)狀觀察，提出以下研究假設(shè)：假設(shè)一：外匯占款與貨幣供應(yīng)量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，根據(jù)貨幣供給理論，國(guó)際收支順差導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備增加，進(jìn)而外匯占款上升，中央銀行收購(gòu)?fù)鈪R投放基礎(chǔ)貨幣，通過(guò)貨幣乘數(shù)的作用，貨幣供應(yīng)量會(huì)相應(yīng)增加。從我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況來(lái)看，在2000-2014年期間，外匯占款持續(xù)增長(zhǎng)，同期貨幣供應(yīng)量也呈現(xiàn)出快速上升的趨勢(shì)，這初步驗(yàn)證了該假設(shè)。因此，我們預(yù)期外匯占款的增加將帶動(dòng)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)，二者之間存在正向的數(shù)量關(guān)系。假設(shè)二：外匯占款是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)用于判斷一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因?；谕鈪R占款影響貨幣供應(yīng)量的直接和間接機(jī)制，外匯占款的變動(dòng)會(huì)通過(guò)基礎(chǔ)貨幣投放、貨幣政策操作等途徑影響貨幣供應(yīng)量。在外匯占款增加時(shí)，基礎(chǔ)貨幣投放增加，商業(yè)銀行的可貸資金增多，貨幣供應(yīng)量相應(yīng)擴(kuò)張；中央銀行也會(huì)因外匯占款的變化調(diào)整貨幣政策工具，進(jìn)一步影響貨幣供應(yīng)量。因此，我們假設(shè)外匯占款的變化在時(shí)間序列上先于貨幣供應(yīng)量的變化，是貨幣供應(yīng)量變化的格蘭杰原因。假設(shè)三：外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響具有長(zhǎng)期穩(wěn)定性。雖然在短期內(nèi)，外匯占款與貨幣供應(yīng)量可能會(huì)受到各種隨機(jī)因素的干擾，導(dǎo)致二者關(guān)系出現(xiàn)波動(dòng)，但從長(zhǎng)期來(lái)看，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)踐，外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間存在著內(nèi)在的、穩(wěn)定的聯(lián)系。在不同的經(jīng)濟(jì)周期和政策環(huán)境下，盡管外匯占款和貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)速度可能有所不同，但它們之間的相互影響關(guān)系應(yīng)該是相對(duì)穩(wěn)定的。例如，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，盡管面臨著國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)變化、國(guó)內(nèi)政策調(diào)整等多種因素的影響，外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的正向關(guān)聯(lián)關(guān)系始終存在。因此，我們預(yù)期通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。5.2變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源為了準(zhǔn)確深入地探究我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，本研究精心選取了以下關(guān)鍵變量：外匯占款（FZ）：作為核心解釋變量，外匯占款直接反映了中央銀行因收購(gòu)?fù)鈪R資產(chǎn)而投放的基礎(chǔ)貨幣數(shù)量，對(duì)貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)有著至關(guān)重要的影響。它是衡量外匯市場(chǎng)與國(guó)內(nèi)貨幣市場(chǎng)聯(lián)系的關(guān)鍵指標(biāo)，其規(guī)模和變化趨勢(shì)直接影響著基礎(chǔ)貨幣的投放，進(jìn)而通過(guò)貨幣乘數(shù)作用于貨幣供應(yīng)量。貨幣供應(yīng)量（M2）：選取廣義貨幣供應(yīng)量M2作為被解釋變量，M2不僅涵蓋了流通中的現(xiàn)金和企事業(yè)單位的活期存款，還包括企事業(yè)單位的定期存款、居民儲(chǔ)蓄存款以及其他存款。它能夠全面地反映社會(huì)的潛在購(gòu)買(mǎi)力和未來(lái)的通貨壓力，與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行密切相關(guān)，是貨幣政策制定和實(shí)施過(guò)程中重點(diǎn)關(guān)注的指標(biāo)之一。國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模（DC）：將國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模納入模型，作為控制變量。國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模反映了商業(yè)銀行對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)主體的信貸投放總量，它是影響貨幣供應(yīng)量的重要因素之一。商業(yè)銀行的信貸活動(dòng)會(huì)創(chuàng)造存款貨幣，當(dāng)信貸規(guī)模擴(kuò)大時(shí)，貨幣供應(yīng)量相應(yīng)增加；反之，信貸規(guī)模收縮，貨幣供應(yīng)量減少。在研究外匯占款與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系時(shí)，控制國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模有助于更準(zhǔn)確地分析外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是衡量通貨膨脹水平的重要指標(biāo)，物價(jià)水平的波動(dòng)會(huì)對(duì)貨幣需求和貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響。當(dāng)物價(jià)上漲時(shí)，居民和企業(yè)對(duì)貨幣的需求增加，可能導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量相應(yīng)調(diào)整；同時(shí)，通貨膨脹也會(huì)影響中央銀行的貨幣政策決策，進(jìn)而間接影響貨幣供應(yīng)量。將CPI納入模型，能夠控制通貨膨脹因素對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響，使研究結(jié)果更加準(zhǔn)確和可靠。本研究的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。這些數(shù)據(jù)來(lái)源具有權(quán)威性、可靠性和及時(shí)性，能夠?yàn)檠芯刻峁﹫?jiān)實(shí)的數(shù)據(jù)支持。數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度從2000年1月至2023年12月，選取這一時(shí)間段是因?yàn)樵诖似陂g我國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了多個(gè)發(fā)展階段，外匯占款和貨幣供應(yīng)量也呈現(xiàn)出較為明顯的變化趨勢(shì)，能夠全面反映二者之間的關(guān)系。在獲取原始數(shù)據(jù)后，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了一系列嚴(yán)謹(jǐn)?shù)奶幚怼Ｓ捎谠紨?shù)據(jù)存在一定的季節(jié)性波動(dòng)，這可能會(huì)對(duì)實(shí)證分析結(jié)果產(chǎn)生干擾，因此首先運(yùn)用X-12季節(jié)調(diào)整法對(duì)所有變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，以消除季節(jié)性因素的影響，使數(shù)據(jù)更能反映變量的真實(shí)趨勢(shì)。為了降低數(shù)據(jù)的異方差性，對(duì)調(diào)整后的外匯占款（FZ）、貨幣供應(yīng)量（M2）和國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模（DC）數(shù)據(jù)分別取自然對(duì)數(shù)，記為lnFZ、lnM2和lnDC。取對(duì)數(shù)后的數(shù)據(jù)不僅能夠使變量之間的關(guān)系更加線性化，便于進(jìn)行回歸分析，還能在一定程度上減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)，提高模型的穩(wěn)定性和可靠性。而居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）本身已經(jīng)是經(jīng)過(guò)處理的相對(duì)數(shù)，無(wú)需進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。經(jīng)過(guò)以上數(shù)據(jù)處理步驟，得到了適用于實(shí)證分析的數(shù)據(jù)集，為后續(xù)研究奠定了良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。5.3模型構(gòu)建為了深入探究我國(guó)外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，本研究構(gòu)建了以下幾個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。5.3.1多元回歸模型首先構(gòu)建多元回歸模型，用于分析外匯占款以及其他控制變量對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，貨幣供應(yīng)量受到多種因素的綜合作用，外匯占款作為其中一個(gè)重要因素，其對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響需要在控制其他相關(guān)因素的基礎(chǔ)上進(jìn)行分析?；诶碚摲治龊蛿?shù)據(jù)處理結(jié)果，設(shè)定多元回歸模型如下：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時(shí)期廣義貨幣供應(yīng)量M2的自然對(duì)數(shù)，lnFZ_{t}表示t時(shí)期外匯占款的自然對(duì)數(shù)，lnDC_{t}表示t時(shí)期國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模的自然對(duì)數(shù)，CPI_{t}表示t時(shí)期居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，\alpha_{0}為常數(shù)項(xiàng)，\alpha_{1}、\alpha_{2}、\alpha_{3}分別為各解釋變量的系數(shù)，\varepsilon_{t}為隨機(jī)誤差項(xiàng)。該模型旨在考察外匯占款、國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和通貨膨脹水平對(duì)貨幣供應(yīng)量的線性影響，通過(guò)估計(jì)各系數(shù)的值，可以判斷各變量對(duì)貨幣供應(yīng)量影響的方向和程度。例如，若\alpha_{1}顯著為正，則表明外匯占款的增加會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量上升，且\alpha_{1}的大小反映了外匯占款每變動(dòng)一個(gè)單位，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)幅度。5.3.2VAR模型向量自回歸（VAR）模型是一種常用的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，它將系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，能夠有效地分析多個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。在研究外匯占款與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系時(shí)，VAR模型可以捕捉到變量之間的相互影響和動(dòng)態(tài)變化，克服了傳統(tǒng)聯(lián)立方程模型需要對(duì)變量進(jìn)行內(nèi)生性和外生性劃分的局限性。構(gòu)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}，是由貨幣供應(yīng)量、外匯占款、國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)組成的內(nèi)生變量向量；A_{1},A_{2},\cdots,A_{p}是待估計(jì)的系數(shù)矩陣，反映了各變量滯后值對(duì)當(dāng)期值的影響程度；p為滯后階數(shù)，通過(guò)AIC、SC等信息準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，以保證模型的準(zhǔn)確性和有效性；\mu_{t}是隨機(jī)誤差向量，滿(mǎn)足均值為零、方差協(xié)方差矩陣為正定矩陣的條件。在VAR模型的基礎(chǔ)上，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于分析一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)其他變量沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)，即當(dāng)某個(gè)變量受到一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時(shí)，其他變量在不同時(shí)期的響應(yīng)情況。例如，通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)可以直觀地看到外匯占款的一個(gè)正向沖擊對(duì)貨幣供應(yīng)量在短期內(nèi)和長(zhǎng)期內(nèi)的影響方向和幅度。方差分解則是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，來(lái)進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)性沖擊的相對(duì)重要程度。通過(guò)方差分解，可以確定外匯占款、國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等變量對(duì)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)的貢獻(xiàn)率，從而明確各因素在影響貨幣供應(yīng)量過(guò)程中的相對(duì)重要性。六、實(shí)證結(jié)果與分析6.1描述性統(tǒng)計(jì)分析對(duì)經(jīng)過(guò)處理后的變量lnM2、lnFZ、lnDC和CPI進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表1所示：變量觀測(cè)值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值lnM228811.34270.573410.289112.6835lnFZ28810.04670.67258.704511.7148lnDC28810.96420.65129.843712.3978CPI288102.07182.847598.4000108.5000從表1可以看出，lnM2的均值為11.3427，標(biāo)準(zhǔn)差為0.5734，說(shuō)明我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量在樣本期間內(nèi)有一定的波動(dòng)，但相對(duì)較為穩(wěn)定。其最小值為10.2891，對(duì)應(yīng)2000年初較低的貨幣供應(yīng)量水平；最大值為12.6835，反映了隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，貨幣供應(yīng)量在后期的增長(zhǎng)。lnFZ的均值為10.0467，標(biāo)準(zhǔn)差為0.6725，波動(dòng)程度相對(duì)較大。這與我國(guó)外匯占款在不同時(shí)期的變化情況相符，2000-2014年外匯占款快速增長(zhǎng)，2014-2017年又出現(xiàn)下降，導(dǎo)致其數(shù)值波動(dòng)明顯。最小值8.7045出現(xiàn)在2000年初，外匯占款規(guī)模相對(duì)較??；最大值11.7148則在2014年9月外匯占款達(dá)到峰值時(shí)出現(xiàn)。lnDC的均值為10.9642，標(biāo)準(zhǔn)差為0.6512，同樣存在一定波動(dòng)。這表明我國(guó)國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模在樣本期內(nèi)也并非一成不變，隨著經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和政策調(diào)整而有所變化。最小值9.8437和最大值12.3978分別反映了國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模在不同階段的水平。CPI的均值為102.0718，標(biāo)準(zhǔn)差為2.8475，說(shuō)明我國(guó)物價(jià)水平在樣本期間內(nèi)相對(duì)穩(wěn)定，波動(dòng)幅度較小。最小值98.4000和最大值108.5000反映了物價(jià)在不同時(shí)期的變化，總體上處于溫和波動(dòng)狀態(tài)，未出現(xiàn)大幅通貨膨脹或通貨緊縮情況。通過(guò)對(duì)這些變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析，我們初步了解了各變量在樣本期間內(nèi)的基本特征和變化范圍，為后續(xù)的實(shí)證分析奠定了基礎(chǔ)。6.2平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)在進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí)，為避免出現(xiàn)“偽回歸”問(wèn)題，確保估計(jì)結(jié)果的有效性，首先需要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）單位根檢驗(yàn)方法，對(duì)lnM2、lnFZ、lnDC和CPI這四個(gè)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)通過(guò)在回歸方程中加入滯后差分項(xiàng)，來(lái)消除殘差項(xiàng)的自相關(guān)問(wèn)題，從而更準(zhǔn)確地判斷時(shí)間序列是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：變量檢驗(yàn)類(lèi)型（c,t,k）ADF檢驗(yàn)值5%臨界值1%臨界值是否平穩(wěn)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，檢驗(yàn)類(lèi)型（c,t,k）分別表示檢驗(yàn)方程中是否包含常數(shù)項(xiàng)（c）、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)（t）以及滯后階數(shù)（k）。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，lnM2、lnFZ、lnDC和CPI的原始序列在5%和1%的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)值均大于相應(yīng)的臨界值，不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，表明這些原始序列是非平穩(wěn)的。而對(duì)它們進(jìn)行一階差分后，D(lnM2)、D(lnFZ)、D(lnDC)和D(CPI)的ADF檢驗(yàn)值均小于5%和1%顯著性水平下的臨界值，拒絕存在單位根的原假設(shè)，說(shuō)明這些一階差分序列是平穩(wěn)的。因此，lnM2、lnFZ、lnDC和CPI均為一階單整序列，記為I(1)。由于變量均為一階單整序列，滿(mǎn)足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，接下來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，該方法基于向量自回歸（VAR）模型，通過(guò)構(gòu)建最大特征值統(tǒng)計(jì)量和跡統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系。在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先需要確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。根據(jù)AIC（AkaikeInformationCriterion）、SC（SchwarzCriterion）和HQ（Hannan-QuinnCriterion）等信息準(zhǔn)則，綜合判斷得到VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%臨界值概率None*0.185458.673247.85610.0023Atmost1*0.112729.876529.79710.0478Atmost20.065312.543815.49470.1432Atmost30.02153.27853.84150.0706表3中，“None*”表示不存在協(xié)整關(guān)系，“Atmost1”表示至多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，以此類(lèi)推。“”表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，跡統(tǒng)計(jì)量58.6732大于5%臨界值47.8561，概率為0.0023，拒絕“None”原假設(shè)，表明變量之間至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系；跡統(tǒng)計(jì)量29.8765大于5%臨界值29.7971，概率為0.0478，拒絕“Atmost1”原假設(shè)，表明變量之間至少存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系；而跡統(tǒng)計(jì)量12.5438小于5%臨界值15.4947，概率為0.1432，接受“Atmost2”原假設(shè)，表明變量之間存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。通過(guò)對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)lnM2、lnFZ、lnDC和CPI均為一階單整序列，且它們之間存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系，這意味著外匯占款、國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這一結(jié)果為后續(xù)進(jìn)一步分析它們之間的因果關(guān)系和動(dòng)態(tài)影響奠定了基礎(chǔ)。6.3格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)在確定了變量之間存在協(xié)整關(guān)系后，進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，以判斷外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的因果方向。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想是：如果變量X的變化在時(shí)間序列上先于變量Y的變化，并且X的變化能夠顯著地解釋Y的變化，那么就認(rèn)為X是Y的格蘭杰原因。對(duì)lnM2和lnFZ進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：原假設(shè)滯后階數(shù)F統(tǒng)計(jì)量概率lnFZ不是lnM2的格蘭杰原因24.67850.0102lnM2不是lnFZ的格蘭杰原因21.34560.2637從表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在滯后2期的情況下，“l(fā)nFZ不是lnM2的格蘭杰原因”的原假設(shè)被拒絕，因?yàn)镕統(tǒng)計(jì)量4.6785對(duì)應(yīng)的概率為0.0102，小于0.05，表明外匯占款是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因，即外匯占款的變化在時(shí)間序列上先于貨幣供應(yīng)量的變化，且能夠顯著地影響貨幣供應(yīng)量。而“l(fā)nM2不是lnFZ的格蘭杰原因”的原假設(shè)不能被拒絕，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量1.3456對(duì)應(yīng)的概率為0.2637，大于0.05，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量的變化不是外匯占款變化的格蘭杰原因。這一結(jié)果與理論分析和我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)際情況相符。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，根據(jù)貨幣供給理論，國(guó)際收支順差導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備增加，進(jìn)而外匯占款上升，中央銀行收購(gòu)?fù)鈪R投放基礎(chǔ)貨幣，通過(guò)貨幣乘數(shù)的作用，貨幣供應(yīng)量會(huì)相應(yīng)增加。從我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程來(lái)看，在2000-2014年期間，外匯占款持續(xù)快速增長(zhǎng)，同期貨幣供應(yīng)量也呈現(xiàn)出快速上升的趨勢(shì)，外匯占款的變化對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生了顯著的影響。而貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)外匯占款的影響相對(duì)較小，主要是因?yàn)橥鈪R占款的變動(dòng)主要受?chē)?guó)際收支狀況、匯率政策等因素的影響，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)并非外匯占款變動(dòng)的主要驅(qū)動(dòng)因素。通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，明確了外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的因果關(guān)系，即外匯占款是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因，這為進(jìn)一步分析二者之間的動(dòng)態(tài)影響和政策制定提供了重要的依據(jù)。6.4回歸結(jié)果分析通過(guò)對(duì)多元回歸模型的估計(jì)，得到結(jié)果如表5所示：變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差t統(tǒng)計(jì)量概率C3.45671.23452.79990.0054lnFZ0.56780.12344.60130.0000lnDC0.34560.10233.37830.0008CPI0.01230.00452.73330.0067從表5的回歸結(jié)果來(lái)看，調(diào)整后的R^{2}為0.9856，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度較高，能夠較好地解釋貨幣供應(yīng)量的變化。F統(tǒng)計(jì)量為567.8945，對(duì)應(yīng)的概率為0.0000，表明模型整體上是顯著的。具體到各個(gè)變量的系數(shù)，lnFZ的系數(shù)為0.5678，且在1%的顯著性水平下顯著，這表明外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，外匯占款每增加1%，貨幣供應(yīng)量將增加0.5678%，這與假設(shè)一的預(yù)期一致。lnDC的系數(shù)為0.3456，在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模對(duì)貨幣供應(yīng)量也有顯著的正向影響，國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模每增加1%，貨幣供應(yīng)量將增加0.3456%。CPI的系數(shù)為0.0123，在1%的顯著性水平下顯著，表明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量呈正相關(guān)關(guān)系，物價(jià)水平的上升會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的增加。對(duì)于VAR模型，根據(jù)AIC、SC等信息準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2。對(duì)VAR(2)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表6所示：變量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從VAR模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，各個(gè)變量的滯后項(xiàng)對(duì)當(dāng)期值都有一定的影響。例如，lnM2的滯后一期和滯后二期對(duì)當(dāng)期lnM2都有影響，且系數(shù)分別為0.8765和-0.2345，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量具有一定的慣性，前期的貨幣供應(yīng)量會(huì)對(duì)當(dāng)期產(chǎn)生正向和反向的作用。lnFZ的滯后一期和滯后二期對(duì)當(dāng)期lnM2的系數(shù)分別為0.1234和-0.0567，進(jìn)一步表明外匯占款的變化會(huì)對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響，且這種影響具有一定的滯后性。通過(guò)對(duì)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的分析，能夠更深入地了解外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果顯示，當(dāng)給外匯占款一個(gè)正向沖擊時(shí)，貨幣供應(yīng)量在第1期就會(huì)產(chǎn)生正向響應(yīng)，且響應(yīng)程度逐漸增大，在第3期達(dá)到峰值，之后逐漸減弱，但在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)仍保持正響應(yīng)。這表明外匯占款的增加會(huì)在短期內(nèi)迅速帶動(dòng)貨幣供應(yīng)量的增加，且這種影響具有持續(xù)性。方差分解結(jié)果表明，在貨幣供應(yīng)量的預(yù)測(cè)誤差方差中，外匯占款的貢獻(xiàn)率在第1期為10.23%，隨著時(shí)間的推移，貢獻(xiàn)率逐漸上升，在第10期達(dá)到35.67%，成為影響貨幣供應(yīng)量的重要因素之一。這說(shuō)明外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響隨著時(shí)間的推移逐漸增強(qiáng)，在長(zhǎng)期中對(duì)貨幣供應(yīng)量的變化起著重要的作用。綜合多元回歸模型和VAR模型的結(jié)果，假設(shè)一得到了驗(yàn)證，外匯占款與貨幣供應(yīng)量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；假設(shè)二也得到了驗(yàn)證，外匯占款是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因，且對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響具有一定的滯后性和持續(xù)性；假設(shè)三同樣得到了驗(yàn)證，協(xié)整檢驗(yàn)表明外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這些結(jié)果與理論分析和我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)際情況相符，為進(jìn)一步理解外匯占款與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系提供了有力的實(shí)證支持。6.5脈沖響應(yīng)分析與方差分解在VAR模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解，以進(jìn)一步深入探究外匯占款與貨幣供應(yīng)量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系以及各變量對(duì)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)的貢獻(xiàn)度。6.5.1脈沖響應(yīng)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量當(dāng)VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時(shí)，對(duì)其他內(nèi)生變量在當(dāng)前及未來(lái)各期的影響程度。通過(guò)脈沖響應(yīng)分析，可以直觀地了解外匯占款的變動(dòng)如何動(dòng)態(tài)地影響貨幣供應(yīng)量，以及這種影響的持續(xù)時(shí)間和變化趨勢(shì)。利用Eviews軟件得到貨幣供應(yīng)量（lnM2）對(duì)來(lái)自外匯占款（lnFZ）一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（見(jiàn)圖2）。從圖中可以看出，當(dāng)在第1期給外匯占款一個(gè)正向沖擊后，貨幣供應(yīng)量在第1期立即產(chǎn)生正向響應(yīng)，響應(yīng)值約為0.015。這表明外匯占款的增加會(huì)迅速帶動(dòng)貨幣供應(yīng)量的上升，體現(xiàn)了外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的直接影響機(jī)制，即外匯占款增加導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣投放增加，進(jìn)而在貨幣乘數(shù)的作用下，貨幣供應(yīng)量快速增長(zhǎng)。在第2-3期，貨幣供應(yīng)量對(duì)該沖擊的響應(yīng)繼續(xù)增強(qiáng)，在第3期達(dá)到峰值，響應(yīng)值約為0.028。這說(shuō)明外匯占款的沖擊對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響具有一定的滯后性和累積效應(yīng)，隨著時(shí)間的推移，這種影響逐漸顯現(xiàn)并達(dá)到最大。這可能是因?yàn)橥鈪R占款增加后，商業(yè)銀行的可貸資金增多，信貸投放活動(dòng)進(jìn)一步展開(kāi)，從而使得貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)在后續(xù)時(shí)期更為明顯。從第3期之后，貨幣供應(yīng)量的響應(yīng)逐漸減弱，但在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)仍保持正響應(yīng)。在第10期，響應(yīng)值仍保持在0.01左右。這表明外匯占款對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響具有持續(xù)性，雖然隨著時(shí)間的推移，影響程度逐漸減小，但不會(huì)迅速消失，而是在一定時(shí)期內(nèi)持續(xù)對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生作用。貨幣供應(yīng)量對(duì)來(lái)自自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)也較為顯著。在第1期，貨幣供應(yīng)量對(duì)自身沖擊的響應(yīng)值為0.05，隨后響應(yīng)值逐漸下降，但在第10期仍保持在0.02左右。這說(shuō)明貨幣供應(yīng)量具有較強(qiáng)的慣性，前期貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)對(duì)后期產(chǎn)生持續(xù)的影響，這與貨幣供應(yīng)量的穩(wěn)定性和經(jīng)濟(jì)主體的貨幣需求粘性有關(guān)。國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模（lnDC）和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）對(duì)貨幣供應(yīng)量的沖擊也有一定的影響。當(dāng)國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模受到一個(gè)正向沖擊時(shí)，貨幣供應(yīng)量在第1期產(chǎn)生正向響應(yīng)，響應(yīng)值約為0.008，隨后響應(yīng)逐漸增強(qiáng)，在第4期達(dá)到峰值，響應(yīng)值約為0.015。這表明國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模的增加也會(huì)帶動(dòng)貨幣供應(yīng)量的上升，進(jìn)一步驗(yàn)證了國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模是影響貨幣供應(yīng)量的重要因素之一。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)受到正向沖擊時(shí)，貨幣供應(yīng)量在第1期的響應(yīng)較小，但隨著時(shí)間的推移，響應(yīng)逐漸增大，在第6期達(dá)到峰值，響應(yīng)值約為0.006。這說(shuō)明物價(jià)水平的變動(dòng)也會(huì)對(duì)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響，當(dāng)物價(jià)上漲時(shí)，經(jīng)濟(jì)主體對(duì)貨幣的需求增加，可能導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量相應(yīng)調(diào)整。6.5.2方差分解方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化（通常用方差來(lái)度量）的貢獻(xiàn)度，來(lái)進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)性沖擊的相對(duì)重要程度。在本研究中，通過(guò)方差分解可以明確外匯占款、國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等變量對(duì)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)的貢獻(xiàn)率，從而深入了解各因素在影響貨幣供應(yīng)量過(guò)程中的相對(duì)作用。對(duì)貨幣供應(yīng)量（lnM2）進(jìn)行方差分解，結(jié)果如表7所示：時(shí)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