外汇储备对货币供应量影响的实证
信贷规模以及外汇储备对货币供应量影响的简单探究
信贷规模以及外汇储备对货币供应量影响的简单探究作者：常靖雪来源：《商情》2014年第31期【摘要】关于我国货币政策工具有效性的实证模型没有一个和经济学完全一致的模型，本文是基于这样的基本思想：成熟的市场经济国家在有一套完备的中央银行体系的背景下，对于基础货币的控制是靠中央银行、商业银行体系、社会公众三方面同时完成的。
目前我国的货币供应机制基本上是市场化，按照发达市场经济国家的普遍模式，并结合我国的实际情况，对我国的本文货币政策工具的有效性进行回归设计，从一定的意义上来讲，能够反映我国货币政策执行的真实情况。
【关键词】货币政策有效性模型国债一、研究现状及其目标货币政策是市场经济条件下进行宏观调控的重要手段。
长久以来，西方经济学界争论的一个重要的问题就是“货币政策的有效性”。
所谓货币政策的有效性，是指名义货币存量的变动对实际经济变量是否产生影响，是否带来价格水平的变动，进而影响经济最终产出，其实质就是货币金融与经济发展的关系问题。
关于货币政策有效性的研究主要分为两个层次：第一个层次主要表现为从中央银行操作目标到中介目标的实现过程，中央银行通过操纵各种政策工具影响货币供应量或者利率以及其他中介目标变量；第二个层次主要表现为从中介目标到最终目标的实现过程，中介目标的改变通过微观经济最终影响到产出、物价和就业。
近十几年来，我国不断增大货币政策调控力度，但是货币政策的效率却受到了很多学者的质疑，对于货币政策的效率，应当从以上两个层次进行分析。
但是，现在绝大多数的研究都集中在第二个层次（中介目标对最终目标的影响）的研究上。
实证研究方面，弗里德曼和舒瓦茨在其名著《美国货币史》中用历史的试验方法证明了货币的确能带来产出的变化。
很多研究都致力于货币供应量中介目标与最终目标的关系分析。
简而言之，从中央银行操作工具到中介变量来研究货币政策有效性的第一层次的研究成果非常少见。
我国1984年建立中央银行体制迄今，央行逐渐从直接的调控方式向间接的调控方式转变，公开市场操作、再贴现、指导性信贷计划这些市场化的调控方式逐步占据了主导地位，影响一国货币供应量的因素有很多，仅就中央银行系统而言，货币政策的有效实施主要是通过基础货币控制、利率控制和信用控制实现的。
外汇占款对我国基础货币供应量影响的实证分析
的Ａ Ｄ Ｆ值分别大于 １ ％、 ５ ％显 著性 水平 时的 临界值 ， 不
能拒绝单位根假设 ， 说 明这 ４个变 量 的时 间序列是 不平 稳的 。对这 ４个 时 间序列 进行 一 阶 差分 后再 进 行 Ａ Ｄ Ｆ 检验 ， 可 以发现 ４个 变 量 的一 阶差 分 的 Ａ Ｄ Ｆ检 测值 在
—
Ｃ； 一 ，
０ ． ｎ 寸 Ｈ 。 ｏｎ ０ ｌ ｎ Ｎ 口 寸 ０ ０ ０ ０ ０ — ０ ０ ０ ０ ０ — ００
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软件 。
款达 ２ ７ ３ ９ １ ５ ． ９ ２亿元 ， 较上月增 加 ２ ７ ３ ． ２亿元 ， 扭 转 了连 续两月 负增长 的局面 。随着美联储决定暂 缓退 出量化 宽 松 以及 国内经济 的稳定 发展 ， ９月外 汇 占款 仍保 持较 大
规模 的正增 长 ， 新增 外 汇 占款 １ ２ ６ ３ ． ６ 亿元， 延续 上月 回
预期作 用、 外 国直接 投资及热钱的流入也 导致 了外 汇 占款 的增加 。外汇 占款 的增加 已严重 影响我 国货 币政 策的独 立性 ， 并 已经成为我 国基础货 币投放 的主要 渠道。基 于协 整检验深入研 究 外汇 占款 对基础 货 币供应 量的影响并提 出有效解决外汇 占款 的内生性 问题 、 加快人 民币汇率形成机制 建设等政 策建议 。 ［ 关键词 ］ 外汇 占款 ； 基础货 币供 应量 ； 协整检验 ； 脉冲响应函数
Ｓ ａ ｍｐ ｌ ｅ： ２ ０ ０ ２Ｍ１ ０ ２ ０１ ３ Ｍ０ ６
ｌ ｍｇ ｓ： ３
我国外汇储备量及其构成对货币政策的影响分析
文献标识码 ： Ａ
文章编号 ：０４ ９ Ｘ（０ ７ ０ ～０９ １０ ～２２ ２ ０ ）６ ０６—０ ２ 票据 数量和频率 不断提高 ，截至 ２ ０ ０ ５年末 ，央行票 据总余额
随着 我国对外开放程度 的不 断提高 ，利用外资规模 的不 断 扩大 ，外汇储备也 随之不断增加 。本文将着重探求我国近年外 汇储备对货币政策影响的结构性和阶段性特征 。
但 到 ２０ ０ ５年 ，错误与 遗漏项却 又迅 速转 向借方 。我 国外 汇盈
我国外汇储 备的增加和减少已经成为影响基础货币投放和 收缩的重要渠道。除 了 １９ ９ ２—１ ９ 以及 １９ ９ ３年 ９ ８—２０ ００年我国 外汇 占款 占基 础货币 比重 的增速有所 放缓 ，该 比重 自 ２ ０世纪 ８ Ｏ年代后期 以来持续攀升 ，１８ 年为 ３ ２ ，１９ 和 １９ ９８ ．％ ８ ９０年 ９５ 年分别 为 ９Ｏ ％和 ３ ．１ ．３ ３ ％，到 ２ ０ ，该 比率已高达 １ １ Ｏ ０ ６年 ３ ％， 可见外汇储 备增长对 基础货币的影 响越来越大 ，外汇 占款对我
发 生影 响 。
差分别对应 的出口和直接投资 ，长期 以来一直是外汇储备 的主 要来源 ，但近年虽然绝对规模在上升 ，二者贡献度却都急速下 降。除了经 常项 目和资本项 目的双顺差 ，近年变动幅度巨大 的
误差与遗漏项 目 对我 国外汇储备的影响决不容忽视。从国家外 汇管理 局网站 中公布 的 《 中国国际收支平 衡表》 中可以看到 ， 我国的净误差与遗 漏项 目 余额在 ２０ 年 以前 为大额负值 ，自 ００ ２０ 年起变 为正值 且快 速上 升 ，２０ ０２ ０４年达 到 了 ２ １ 美 元 ， ７亿
控 压力仍在持续加大 ，人民币汇率持续升值 ，人 民 行从 ２ｏ 银 ０６ 年 ４ ２ 开始上调 了金融机构贷款 的基准利率 ， 加息 预期 月 ８日 但
我国外汇储备规模影响因素实证分析
我国外汇储备规模影响因素实证分析【摘要】近年来，我国外汇储备急剧攀升，而对其快速增长的原因各持己见。
本文选取1990～2009年的数据，运用协整理论，对我国外汇储备规模的影响因素进行实证分析，得出外债和进出口的增长是我国外汇储备增长的主要原因。
【关键词】外汇储备；外债；进出口；协整近年来，我国外汇储备急剧攀升。
2006年2月我国外汇储备为8536.72亿美元，赶超日本成为世界第一外汇储备大国；截至2011年底，我国外汇储备为31811.48亿美元。
对于我国外汇储备快速增长的原因，学者各持己见，本文选取1990～2009年的数据，运用协整理论，对我国外汇储备规模的影响因素进行实证分析。
一、指标的选取与数据预处理从国际收支平衡表上看，一国的外汇储备来源于国际收支顺差。
在具体影响我们国家的外汇储备数量因素中，主要是国际收支的波动，资本与金融项目中的外商直接投资，本文分别以经常项目中的进出口差额、外商实际投资额代表。
另外，经济规模、广义货币供应量、外债以及汇率对外汇储备也有着重要的影响。
因此，本文分别以gdp、tr、deb、fdi、m2、a作为经济规模、进出口差额、外债余额、外商直接投资、货币供应量、年均汇率的代表。
使用1990年～2009年的年度数据进行外汇储备因素的实证分析。
为了既不改变原有数据的性质，又容易得到平稳序列。
我们对原始数据进行对数变换。
1990年～2009年间，除了1993年我国贸易均为顺差，为了不影响统计结果，因此对1993年的lntr赋值为0。
二、单位根检验首先对各指标进行单位根检验，又称差分平稳过程和单整过程。
第一步，用adf法对指标对数序列进行单位根检验，单位根检验方程包括常数和时间趋势。
经检验，在5%的显著水平下，lnfrr、lngdp、lntr、lnm2、lndeb、lna都是原阶非平稳序列。
第二步，用adf法继续检验指标对数序列一阶差分后的平稳性，考查其是否一阶单整。
经检验，在10%的显著性水平下，lnfrr、lntr、lnfdi、lnm2、lndeb、lna的一阶差分序列为平稳序列。
人民币汇率的影响因素实证分析
２０１２年第１期中旬刊（总第４６８期）时代金融ＴｉｍｅｓＦｉｎａｎｃｅＮＯ．０１，２０１２（ＣｕｍｕｌａｔｉｖｅｔｙＮＯ．４６８）一、引言从２００５年７月２１日汇改至今，人民币汇率几乎是一路下跌，对美元升值幅度高达２２．５０４％。
引起人民币升值的因素纷繁复杂，笔者欲从内、外两个角度来分析人民币汇率的波动。
首先，就内部原因来讲，通货膨胀“是浮动汇率制条件下影响一国汇率的最直接因素”２，根据理论分析，通胀率越高，国内物价越高，进而以本币标价的国内商品出口减少、进口增加，从而导致贸易逆差以及对外币需求增加，本币供大于求，汇率上升（贬值）。
而同时，通货膨胀是货币现象，因此跟货币供应量有着直接的关系，因此货币供应量也会影响汇率。
就外部因素而言，外汇储备作为一国政府调节和维持汇率稳定的工具之一，也发挥着重要作用：当人民币汇率下跌（升值），则可以通过在外汇市场购买美元等外币，从而增加本币供给，促使本币汇率上升，因此我国巨额的外汇储备必然会对人民币汇率有着重要的影响。
通过以上分析文中将研究通胀率、货币供应量和外汇储备对人民币汇率的影响。
二、货币供应量与外汇储备对人民币汇率的影响实证分析（一）模型构建及数据处理经过前面的分析，本文选取人民币汇率（Ｒ）作为被解释变量，通货膨胀率（Ｐ，用居民消费价格指数ＣＰＩ代替）、狭义的货币供应量（Ｍ１）以及外汇储备（Ｆ）作为解释变量，构建模型方程为：ＬｎＲ＝ＬｎＰ＋ＬｎＭ１＋ＬｎＦ＋Ｃ笔者取２００５年７月～２０１１年９月年相关变量的月数据为样本进行研究，共计７５个样本数据。
其中，货币供应量Ｍ１和人民币对美元的月平均汇率Ｒ来源于人民银行网站公布的统计数据，外汇储备Ｆ数据来源于国家外汇管理局网站公布的历年外汇储备数据。
本文检验均使用Ｅｖｉｅｗｓ５软件。
（二）变量检验１．ＡＤＦ检验。
为避免由非平稳经济变量建立回归模型造成的伪回归问题，需要对所选取的各个经济变量进行平稳性检验。
表１ＡＤＦ检验结果（样本区间２００５．７～２０１１．９）（注：检验形式中的ｃ，ｔ，ｋ分别表示截距项、趋势项和滞后阶数；ｃ表示有截距项；ｔ表示有趋势项；ｎｔ表示无趋势项；＊、＊＊、＊＊＊分别表示在１０％、５％、１％的显著水平上没有单位根；△表示对变量进行一阶差分。
我国外汇储备、储蓄与货币供应量的实证分析
２３ ｒｎ ｅ 因果 检验 ．Ｇ ａｇｒ
在研究储蓄方面， 陈学彬（０５等发现我 国现阶段决定 ２ ０）
居 民消费储蓄 的最 主要 因素 是 居 民收 入 。张华 江 （０４ 采 ２０ ） 用 了 Ｌ ｇ ｉ模 型 ， ｏ —Ｌｎ 得到 收 入水平 对 我 国居 民储蓄 的影 响 较 大且 正相关 ， 际利率 与居 民储 蓄正 相 关 ， 票市 场 价值 实 股 与 居民储蓄无 关 。
在研 究货 币供 应量 方面 ， 青 （０５使 用 Ｇ ａｇｒ 张青 ２０ ） ｒｎ ｅ 因 果检验法 对货币 供应量 与 物 价 、 入波 动 的关 系进 行 考 察 ， 收 发现我 国货 币政 策的效应 总体是 明显 的 ， 但长期 货 币政 策 的 效果被 削弱 。韩 平 （０５ 研 究 发 现 ， 国 Ｍ２Ｇ Ｐ的变 动 ２０ ） 我 ／Ｄ 路径具 有 Ｌ ｇ ｔ 曲线的基本 形状 ， 历加 速上 升后 增 长速 ｏｉ ｉ ｓｃ 经 度减缓 ， 最终趋 于稳定 状态 的变化过程 。
Ｙ ： 瓯 ＋ 吼 ＿ ＋ … ＋ ａ １ ＋ ＋ … ＋ ｂ． ３ ２ 五 一 口 ＋ ｎ １ … ＋ ｎ ｂ ｙ １ … ＋ ｂｙ 一 ０ １ ＋ 口 一 ＋ ｌ ＋ ｉ
明： 外汇储备 继续增 长 ， 占用经 济资源 ， 宏观 经济产 生 消 将 对
极 作用 。
金融在 线
我 国外汇储备 、 储蓄与货币供应量的实证分析
张红新
（ 州职 业技术 学院 ， 湖 浙江 湖州 ３ ３ ０ ） １ ０ ０
摘要： 我国储蓄、 外汇储备的增长势头强劲， 这些是否影响了居 民消费， 进而影响我 国货 币政策的执行效果呢？本文
应 用 国外成熟的 向量 自回归模 型 （ Ｒ： ｃｏ ｔｒｇ ｅｓ ｎ 、 冲响应 函数 （ＲＦ： ｕｓ ｅｐ ｎ ｅＦ ｎ ｔ ｎ Ｘ ＶＡ ＶｅｔｒＡｕｏｅ ｒｓｉ ）脉 ｏ Ｉ Ｉ ｌｅＲ ｓｏ ｓ ｕ ｃｉ ） ￣ ｍｐ ｏ
我国外汇储备增加对基础货币的影响研究
我国外汇储备增加对基础货币的影响研究摘要：在我国现行外汇管理体制下，作为本外币政策的连接点，外汇储备及其变动会改变我国基础货币投放，影响中央银行的调控能力。
通过对2001年第1季度至2010年第2季度的统计数据进行实证研究，本文发现：中国的外汇储备增加对基础货币供应量有明显的正向影响；法定存款准备金率和再贴现率对基础货币供给也有一定影响，但影响力不大。
基于此，本文还提出了从实证检验结果得到的几点启示。
关键词：外汇储备；基础货币；协整中图分类号：f830.92 文献标识码：a 文章编号：1001-828x（2011）11-0225-02在一个开放经济体系中，外汇储备变动已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，也是影响货币政策有效性的重要因素。
自1994年外汇管理体制改革以来，我国外汇储备持续稳定增长，出现了国际收支结构非对称性的双顺差。
在我国现行外汇管理体制下，外汇储备攀升造成的外汇占款问题已影响到我国基础货币的投放，增强了货币供给的内生性，限制了货币政策的操作空间，对维系币值稳定和控制通胀水平都产生了很大压力。
因此，研究外汇占款对基础货币供给的影响，探讨相关的政策建议和解决途径，关系到我国货币市场及金融秩序的稳定。
本文从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。
本文第一部分探讨了外汇储备对基础货币供给影响的理论基础和影响路径；第二部分为外汇储备对我国基础货币供给影响的实证分析；第三部分给出了实证分析的结论以及从中获得的启示。
一、外汇储备对基础货币供应量影响的理论分析20世纪60年代前，经济学家大都将货币供给量视为中央银行可加以绝对控制的外生变量，凯恩斯就认为货币是外生变量，中央银行可以决定基础货币的水平，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。
我国外汇储备、货币供应量与物价波动关系的实证研究
我 国外汇储备 、货 币供应量与物价 波动关系的
①
魏 晓琴 李蔚蔚 （ 中国海洋大学经济学院 ，山东 青 岛 ２ ６ ７ ） ６０ １
一
、
文献 综 述
ห้องสมุดไป่ตู้
表 示 为 ：Ｍ Ｋ Ｂ ＝ ｘ ，其 中 Ｋ表 示 货 币 乘 数 ， Ｂ表 示 基 础 货 币 。 由 于 货 币 乘 数 的 存 在 ，基 础 货 币 的 增 加 使 货 币供 应 量 成倍
个 层 次 即 ：Ｍ 、Ｍ 和 Ｍ 。 Ｍ 是 流通 中 的现 金 ，Ｍ 是 Ｍ 加 上 ０ １ ２ ０ １ ０
上 升 趋 势 。外 汇 储 备 超 常 规 增 长 究 竟 对 物 价 指 数 带 来 怎 样 的 影 响 以及 影 响 程 度 多 大 ，国 内 的 学 者 对 此 有 很 多 不 同 的 见 解 。王 传 纶 、 阎 先 东 （ ９ ８）通 过 研 究 得 出 ，外 汇 储 备 １９ 和 物 价 指 数 不 存 在 相 关 关 系 ；戴 根 有 （ ９ ５）分 析 指 出 ， １９ 外 汇 储 备 高 速 增 长 与 高 物 价 指 数 之 间并 没 有 直 接 关 系 ；封 建 强 、袁 林 （ Ｏ ０ ２ ０ ）认 为 短 期 内外 汇 储 备 增 加 与 物 价 变 动 不 存 在 相 关 关 系 。也 有 学 者 持 有 不 同 看 法 ：周 浩 、朱 启 贵
（ ０ ６ 运 用 多 变 量 向 量 自 回归 模 型 （ Ａ ）的 协 整 分 析 方 ２０ ） Ｖ Ｒ
单 位 活 期存 款 ，Ｍ 是 Ｍ 加 上 储 蓄 存 款 和 企 业 定期 存 款 。 因 为 从 长 期 来 看 ，Ｍ 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 选 择 Ｍ 来 进 行 实 证 分 析 。 （ ）货 币供 给量 （ ２ 二 Ｍ ）和 物 价 指 数 （ Ｐ ） Ｃ Ｉ 居 民消费价格指数 （ Ｐ ） Ｃ Ｉ ，是 反 映 一 定 时期 内 城 乡 居
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外汇储备对货币供应量影响的实证研究【摘要】随着我国经济对外开放程度的不断增加，外汇储备与货币供应量之间的关系变得更加直接。
本文将从我国外汇储备的现状出发，分析外汇储备对货币供给影响的作用机制，并以2002年1月到2011年12月的月度数据为样本，运用软件对外汇储备与货币供应量的相互关系进行计量分析。
通过格兰杰因果性检验和协整分析，得到的结论是外汇储备是货币供应量的granger原因，两者存在长期均衡关系。
【关键词】外汇储备；货币供应量；协整分析；格兰杰因果检验一、绪论（一）研究背景外汇储备是一国经济实力的重要体现，它有利于坚定国内外对我国宏观经济政策、人民币币值稳定的信心，有利于外资流入，促进我国经济的发展，增强我国的对外支付能力和抵御金融风险的能力，提高了我国的综合国力等。
2002年以来．我国外汇储备增长迅速，截至2012年12月末，国家外汇储备余额为31811.48亿美元，同比增长11.72%；货币和准货币量达851590.9亿美元，同比增长19.90%。
如此高位的货币供应量增长是否是由外汇储备增加引起的？二者之间是否存在一定因果关系？本文基于此来探讨外汇储备和货币供应量影响的关系。
（二）国内外相关文献研究关于外汇储备增加对货币政策的影响，国内外已有很多学者对此进行了相关研究，指出我国外汇储备规模过大和增速过快存在不合理性，并对我国经济产生了震动效应，尤其是对货币供应机制产生了强大的冲击作用。
1952年，美国经济学家米德(j.e.meade)在《货币数量与银行体系》一文中首次使用货币供给方程对货币供给量进行系统研究，标志着完整的货币供给理论开始形成。
最早认为外汇储备与货币供给有联系的理论是货币主义学派harry.g.johnson等提出的货币供应量决定论。
他们认为国际收支不平衡本质上是一种货币现象，当国内货币供应量超过国内需求时，多余的货币就会流向国外，从而引起现金余额的减少，因此外汇储备的需求主要由国内货币供应量的增减来决定。
在外汇和货币供给方面，货币均衡模型(约翰逊，1977：何泽荣，1998：陈岱孙、厉以宁，1991)用货币主义的分析方法，研究了外汇储备与货币供给之间的关系，以及储备的需求和决定等问题。
谢沛善指出外汇储备对经济影响程度的不断加深，“供给控制型”货币政策的效果将趋于弱化。
许承明针对我国货币供求与外汇储备变动的相互影响进行了相关分析。
朱孟楠、黄晓东采用单位根检验、因果检验和协整方法表明我国外汇储备导致货币供应量增长，且两者间存在长期均衡关系。
张鹏明确指出我国外汇储备规模过大和增速过快存在不合理性。
关于外汇储备或者货币供给的文章很多。
从分析方法的角度来看，大致可以分成三类：一是类似于friedman and schartz的历史事件叙述分析法；二是各种非常复杂的结构模型法，其计算复杂麻烦而且影响力不大；三是sims(1980)等人发现的向量自回归模型(var)方法。
目前比较成熟且被国内学者广泛使用的就是sims(1980)等人发现的向量自回归模型(var)。
二、外汇储备与货币供应量之间的作用机制分析外汇储备通过作用于基础货币进而对货币供应量的变动产生影响。
中央银行货币概览和资产负债表的平衡关系表明：基础货币=国外净资产+国内信贷-其他负债和资本其中，国外净资产由中国人民银行所掌握的以人民币计值的外汇储备、黄金、特别提款权以及中国人民银行在国际金融机构的存款构成，所以外汇储备增加必然导致基础货币增加。
而基础货币和货币供应量之间的关系又可以表示为：其中m货币供应量，k表示货币乘散，b表示基础货币。
由于货币乘数的存在。
基础货币的增加使货币供应量成倍增长，从而形成了：(1)外汇储备增加→外汇占款上升→基础货币增加→货币供应量上升；(2)外汇储备减少→外汇占款下降→基础货币减少→货币供应量下降。
外正占款产生的货币供给观已成为我国基础货币发行的主渠道。
在央行冲销干预有限的条件下，形成了一条具有主导性的货币增减途径。
我国货币供应量的统计分为三个层次即：、和。
是流通中的现金，是加上单位活期存款。
是加上储蓄存款和企业定期存款。
因为从长期来看，的指标相对稳定，对中央银行来说更具有观测意义，因此本文选择来进行实证分析。
三、外汇储备对货币供应量影响的实证研究下面拟对外汇储备（fer）与广义货币供给量()之间的关系做计量分析。
本文以2002年1月—2012年12月的月度数据（共120个样本数据）为样本数据。
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。
另一方面外汇储备也是从2002年开始持续高速增长。
其中样本数据是根据中国人民银行网站上公布的数据整理得来的。
根据需要将原始数据先进行如下处理：为了提高估计精度，对原始数据取对数。
分别用lnfer和ln表示。
运用线性回归方法分析有关数据，并以此说明fer对的影响，从方法论上来讲有一定的缺陷，因为fer变量与变量间的同方向变化关系，尽管回归方程的相关系数很高，但并不能说明他们之间的因果关系，反映的只是一个静态的而不是动态的行为。
在进行时间序列分析时，传统上要求所用的时间序列必须是平稳的，即没有随机趋势，否则，将会产生“伪回归”问题。
在现实经济问题中的时间序列通常都是非平稳的，为了使回归有意义，可以对其进行平稳化。
本文运用协整理论，从分析时间序列的非平稳性入手，探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系，把中短期动态模型和长期均衡模型的优点结合起来，建立非平稳时间序列模型。
（一）单位根检验对变量进行协整分析之前，首先需要对变量的平稳性作检验，只有变量在一阶平稳(i(1))的条件下，才能进行协整分析。
本文采用单位根检验法对lnfer和ln时间序列进行平稳性检验。
而进行单位根检验有多种不同的方法，如df方法、adf方法、pp方法，本文采用audgmented dickey-fuller(adf)方法对时间序列进行单位根检验。
表1 lnfer与ln单位根检验结果变量adf检验值检验类型（c,t,k) 临界值(5%）结论d.w值lnfer -2.1609 (c,t,0) -2.8903 不稳定 1.5777lnm2 1.2737 (c,t,0) -2.8903 不稳定 2.0067△lnfer -7.4074 (c,t,1) -2.8906 稳定 2.0655△lnm2 -5.1970 (c,t,1) -2.8916 稳定 2.0073注：(1)检验类型中的ｃ和ｔ表示常数项和趋势项，ｋ表示所采用的滞后阶数。
(2)表中的临界值是由mackinnon给出的数据计算出来的。
首先对lnfer和ln进行单位根检验，确定各时间序列的单整阶数。
由表1可知，在5%的显著水平下，lnfer和ln的adf检验值均大于临界值，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 m2obs f-statistic p-value1 101 0.24582 0.621152 100 1.15432 0.319653 99 3.8029 0.012784 98 3.00628 0.022385 97 2.40636 0.043086 96 3.19527 0.007167 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。