外汇储备对货币供应量影响的实证(2)

于临界值，不能拒绝存在单位根的原假设，这说明其对数序列是不平稳的时间序列。然后在对其差分对数序列进一步进行单位根检验，得到△lnfer和△ln的adf检验值均小于其临界值，则显著拒绝存在单位根的原假设。这说明其对数差分序列是平稳的。由此可以推断，外汇储备对数序列lnfer与货币供应量对数序列ln都是i(1)序列。

（二）协整分析

如果涉及到变量都是一阶差分平稳（i(1)）序列的，且这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系，它反映了所研究变量之间存在的一种长期稳定的均衡关系。由上面单方根检验结果可知，外汇储备对数序列lnfer以及货币供应量对数序列ln都是i(1)序列，因此可以对其进行协整分析。本文采用johansen提出通过最大特征根的方法来检验变量之间的协整关系。 表2 lnfer与ln协整检验结果

协整变量 最大特征值 似然率 5%临界值 假设的协整方程数

（lnfer与

ln） 0.2315 31.6759 20.2618 没有* 0.0613 6.1318 9.1645 最多一个

注：(1)协整的形式为数据中有线性决定趋势，协整方程

（cointergration equotion-ce）中有常数项和趋势，var（vector autoregressive modles—向量自回归模型）。(2) *表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。(3)协整关系的滞后阶数为3。

如表2所示，从零假设：r=0开始，似然率统计量为31.6759，超过5%显著性水平的临界值20.2618，表明应拒绝零假设的：r=0，接受r=1备择假设。同时，在原假设为：r=1时，似然率为6.1318，小于5%的临界值9.1645，因而不能拒绝：r=1的原假设。结合这两个假设的结果可以得出这样的结论：在5%的显著性水平下，lnfer与ln存在一个协整关系。由此可见，在95%的概率下，有理由确信外汇储备（fer）与货币供应量（）存在长期均衡关系。 （三）误差修正模型

通过对变量进行协整分析，可以发现变量之间的长期均衡关系，但是无法得到这些变量偏离它们共同的随机趋势时地调整速度，这时可以用误差修正模型加以解决。根据granger定理，一组具有协整关系的变量，一定具有误差修正模型的表达形式存在。因此在协整检验的基础上进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型（ecm），以此来研究fer与之间的短期动态调整与长期特征。 运用e-views软件对fer和作误差修正分析，经过不断的调试和比较，最后得到最优的ecm如下： （533.83） (338.35) (52.23) =0.9991 f=57905.30 d.w=1.7802

该模型，在给定的a=0.01显著性水平，各项系数都通过了t检验；f=57905.30，说明该方程整体显著；拟合优度检验中调整后的为0.9991，说明拟合度非常好；而d.w统计值为1.7802，所以该模型不存在自相关现象。

由协整理论和ecm模型可知，fer与的长期均衡关系为： 由ferp与的长期均衡模型可知，fer每增加1%单位，将会促进ln增长0.54%单位，以实际数据证明了我国外汇储备对货币供应量的影响作用。

（四）格兰杰因果检验

由协整分析结果可知，fer与之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，尚需要进一步验证。本文采用granger（1969）和sims（1972）提出的因果关系检验法来验证fer与之间的因果关系。

当granger检验结果对滞后长度具有较低的敏感性时．所得的关于granger因果检验的结论具有较高的可信度。而由表3可知，本检验结果对滞后期数具有较低的敏感性，当滞后阶数从3到7时，原假设“ho：外汇储备不是货币供应量的granger原因”均小于5%的显著性水平，拒绝原假设。故外汇储备是货币供应量的granger原因。

表3 fer与格兰杰因果检验结果

lags ho：fer does not granger cause m2

obs f-statistic p-value 1 101 0.24582 0.62115 2 100 1.15432 0.31965 3 99 3.8029 0.01278 4 98 3.00628 0.02238 5 97 2.40636 0.04308 6 96 3.19527 0.00716 7 95 3.12669 0.00571

注：p-value表示接受原假设的概率，数字越小，说明自变量的预测因变量的能力越强。

总的看来，模型的统计性能良好，具有较好的经济学意义。然而，需要说明的是，以上模型及计量检验也有一定的局限性。另外，在本部分建模和验证过程中，虽然对各种检验方法进行了较详细的叙述，但在其后的分析过程中并未完全按照所有的步骤进行检验，主要是考虑到避免可能产生的重复。 四、结论与建议

通过以上分析，可以得到以下结论：通过协整分析和误差修正模型可知，fer与存在长期均衡关系，fer每增加1%单位，将会促进增长0.54%单位，以实际数据证明了我国外汇储备对货币供应量的影响作用。

综上所述，我国的外汇储备不断增加将极大影响货币供应量，进

而间接影响到宏观经济的稳定。为了降低外汇储备对货币供应量的影响，可以从以下几方面考虑：（一）适当控制外汇储备规模。从源头上控制外汇储备流入的数量和速度，从追求出口数量向追求出口质量转变。（二）不断完善货币政策工具。譬如：调整法定存款准备金、再贴现率，进行公开市场操作等。 参考文献：

[1]张晓峒.计量经济分析[m].北京:经济科学出版社,2000.9. [2]张捷.梁佳丽.外汇储备增加对货币供应量的影响[j].中国商界,2008(04).

[3]向建勤.外汇储备变动对货币供给的影响及对策分析[j].中国商贸,2009.

[4]佘德容.外汇储备的增长对我国经济的影响[j].浙江金融,2005.4. 作者简介：

蔡杰（1986－），女，西南民族大学金融学专业硕士研究生，研究方向：金融市场。

李爱平（1987－），女，成都信息工程学院统计学专业硕士研究生，研究方向：国民经济核算。

百度搜索“77cn”或“免费范文网”即可找到本站免费阅读全部范文。收藏本站方便下次阅读，免费范文网，提供经典小说综合文库外汇储备对货币供应量影响的实证(2)在线全文阅读。