亚洲金融危机以后我国外汇储备高增长对货币供给的影响研究.doc

亚洲金融危机以后我国外汇储备高
增长对货币供给的影响研究

吴志明 汪婷婷 朱晓华
（武汉大学商学院 湖南大学金融学院 湖南，长沙，410079）

摘要：亚洲金融危机之后，我国外汇储备保持了高增长的势头。我国外汇储备高增长的机理为：新的外汇储备观推动我国外汇储备高增长，现行外汇管理体制是我国外汇储备高增长的制度基础，国际资本流入加速我国外汇储备高增长。外汇占款成为我国中央银行基础货币投放的主要渠道。1999－2004年我国基础货币供应量与外汇占款之间存在协整关系。需要采取相关措施大力推进我国本外币政策的协调。
关键词：亚洲金融危机；外汇储备；高增长；货币供给；影响

引言
1997—1998年间，发轫于泰国的金融危机席卷整个东亚地区，危机国的经济与社会发展遭受了沉重打击：金融资产大幅缩水、经济倒退、社会动荡。亚洲金融危机成为亚洲乃至世界经济发展中的一道分水岭，传统的国家安全观由此发生质变，国家安全由领土安全向经济安全和金融安全延伸。人们发现，金融危机的进程往往伴随着外汇储备的锐减。尽管对外汇储备抵御金融危机的作用还存在争议，亚洲金融危机之后，包括中国在内，东亚地区注释：
本文的东亚地区包括中国、日本、韩国、泰国、菲律宾、马来西亚、印度尼西亚以及中国香港、台湾。
的外汇储备却保持了高速增长的势头，这是整个东亚地区近年经济运行中的一个独特现象。从我国来看，自1994年外汇体制改革以来，我国外汇储备总体保持快速增长的势头（见表1）。考虑到1994年143.5％的高增长率是因为基数低，2004年27.6％的较低增长率是因为它只包括前3个季度的数据，若剔除这两年的数据，则1994年以来的我国外汇储备增长在结构上近似两头高、中间低的马鞍型（见图1）。其中，1994年至1997、1998年亚洲金融危机时期内，与外汇储备增长相伴的是国内发出的我国外汇储备过多的声音。亚洲金融危机至2004年第三季度时期内，因受金融危机的滞后影响，1999至2001年我国外汇储备增幅较小，2002至2004年第三季度，外汇储备又恢复了强劲增长的势头。金融危机之前，快速增长的外汇储备已然对货币供给造成影响，金融危机后，我国外汇储备高增长的机理是什么？持续的外汇储备高增长又会给我国货币供给产生怎样的影响？本课题将运用协整方法对此进行实证分析，力图对这一问题作一个清晰的解答。
表1 我国1993－2004年外汇储备余额 单位：亿美元
年份
指标
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004a
外汇储备余额
211.99
516.20
735.97
1050.49
1398.90
1449.59
1546.75
1655.74
2121.65
2864.07
4032.51
5145.38
环比增长率％
－
143.5
42.58
42.74
33.17
3.62
6.70
7.01
28.14
34.99
40.8
（56.51b）
27.6
注释：a.2004年为第三季度数据。
b.加入向中国银行和中国建设银行注资的450亿美元后计算出的增长率。
资料来源：中国国家外汇管理局网站。

一、亚洲金融危机之后我国外汇储备的高增长机理
（一）新的外汇储备观推动我国外汇储备高增长
一般认为，持有外汇储备可发挥以下作用：弥补国际收支赤字；干预外汇市场，维持本币汇率稳定；增强对本币的信心。长期以来，理论界主要关注外汇储备的国际清偿能力，因此，弥补国际收支赤字和维持本币汇率稳定被置于外汇储备功能的首要地位。亚洲金融危机告诉我们，在金融全球化的背景下，任何一国的外汇储备都可能无法抵御强大的国际投机资本的攻击 李扬，中国外汇储备观已经过时，《新闻周刊》，2003.15。
。事实上，亚洲金融危机之后，外汇储备的首要功能已然发生改变，在IMF对外汇储备功能的新表述中，“增强对本币的信心”被放在核心地位上，弥补国际收支赤字、维持本币汇率稳定的功能退居其次。因此，在新的储备观下，外汇储备从过去主要是拿来“用”的，过渡到现在则主要是给人“看”的 同上。
。那么，对于一国而言，需要持有多少外汇储备不仅“够用”，更要“耐看”呢？这或许是一个从理论和实践上都很难回答的问题。在实践中，一方面因为存在着“Machlup夫人的衣橱理论” Graham Bird and Ramkishen Rajan, Too Much of a Good Thing? World Economy 2003 June, Vol. 26 No.6
：货币当局对外汇储备是“多多益善”， 他们愿意看到储备年复一年的增长；另一方面加之外汇储备首要功能的悄然改变，我国外汇储备保持持续增长就是一个自然而然的结果了。外汇储备的增减规模以及外汇储备的投资收益成为国内外金融界审视中国经济稳定性以及衡量中国货币政策和汇率政策调控能力的主要信心指标。
“城门失火”，虽然没有“殃及池鱼”，但发生在家门口的亚洲金融危机还是给我国上了一堂生动的风险预警课。当关于金融危机的种种记忆还历历在目时，与其它东亚国家一样，我国体现出积累储备作为抵御将来危机的缓冲体的渴望也许并不奇怪。虽然持有储备存在机会成本，但国家毕竟不同于企业，作为微观经济主体，企业总是从利润最大化原则出发，进行精确的成本与收益核算，谋求最低的成本和最高的利润；而作为宏观经济主体的国家，持有外汇储备要算大账，而不是算小账，要考虑避免外汇风险和金融危机 陈炳才，默许增加——中国外汇储备规模探析，《国际贸易》，2001年第12期。
。此外，国家而且还要从政治、社会等多方面进行综合考虑。
（二）现行外汇体制是我国外汇储备高增长的制度基础
1、结售汇制：我国外汇储备高增长的制度基础之一
自1994年1月起，我国对外汇管理体制进行了一系列重大改革，银行结售汇制取代了外汇留成与上缴制度。目前，中资企业的出口外汇收入只可保留上年收汇额的20％，超出这一限额的部分必须卖给外汇指定银行，而经常项目下的用汇则必须持规定的有效凭证由外汇指定银行直接售汇。因此，中资企业结汇基本上是强制性的，国内企业存储和吞吐外汇的能力受到很大限制。1994年以来，我国国际收支持续顺差，因国内企业“蓄水池”功能的基本缺位，大量的外汇流入中央银行，我国外汇储备大幅增加。目前成为仅次于日本的第二大外汇储备国。
2、结售汇周转头寸限额管理：我国外汇储备高增长的制度基础之二
在我国银行间外汇市场，各家外汇指定银行之间外汇资金实力相差悬殊，中国银行一家可占外汇市场交易量的一半以上。为了避免实力强大的外汇银行对外汇市场的垄断和对人民币汇率的操纵，我国对外汇银行实施结售汇周转头寸限额管理。具体而言，中国人民银行对每家外汇银行都核定了外汇周转头寸的上下限：当一家银行持有头寸低于下限时，必须从外汇市场买入；当持有外汇头寸超出上限时，则必须在外汇市场卖出，外汇指定银行不得根据外汇市场情况自主决定头寸。因此，在近年我国国际收支持续顺差的情况下，银行间市场出现了所有外汇指定银行持有的结售汇周转头寸都超出上限的现象，致使中央银行成为唯一买家，动用基础货币在外汇市场上吸纳外汇，这直接导致了我国外汇储备的高增长。
3、人民币钉住汇率制度：我国外汇储备高增长的制度基础之三
早在1986年，IMF就把人民币汇率列入“其它管理浮动”类。1994年，我国实现汇率并轨，宣布人民币汇率实行以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制度。这一管理浮动制度也为1994—1998年的人民币汇率实践所证实。人民币汇率从1994年初的US$1＝RMB￥8.70上升至1998年底的US$1＝RMB￥8.28。亚洲金融危机后，人民币汇率一直稳定在US$1＝RMB￥8.20～8.30，1999年IMF正式将人民币汇率列入钉住汇率类。结售汇制和结售汇周转头寸限额管理的实施，在国际收支连年巨额顺差这一源头的作用下，我国外汇市场外汇长期供大于求，中国人民银行为了维持住人民币钉住美元的汇率制度，必须在外汇市场购入外汇，其结果必然是外汇储备的增加。
综上所述，我国外汇储备存在着以下的增长（减少）机制（见图2）：其一，外汇储备的增长机制：国际收支顺差→中资企业外汇净收入→在结售汇制下，中资企业卖出大部分外汇→外汇银行外汇净买入→外汇银行卖出外汇→中央银行买入外汇→外汇储备增加。在增长机制下，外汇从最初的国际收支顺差（A），经过中资企业（B）、外汇银行（C），最终流入中央银行（D），导致外汇储备（E）增加，这一机制表现为外汇顺流，在图2中用实线表示；其二，外汇储备减少机制：国际收支逆差→中资企业外汇净支出→外汇银行卖出外汇→中央银行卖出外汇→外汇储备减少。在减少机制下，外汇储备（E）通过中央银行（D），流入外汇银行（C）、中资企业（B），最终弥补了国际收支逆差，这一机制表现为外汇逆流，在图2中用虚线表示。
图2 我国外汇储备增减机制
外汇市场
结售汇市场 银行间市场
中资企业
B
外汇银行
C
中央银行
D
外汇储备
E
国际收支顺差/逆差A
外汇顺流
外汇逆流

（三）国际资本流入加速我国外汇储备高增长
1994年以来，除个别年份外，我国国际收支一直是双顺差，经常帐户顺差和资本帐户顺差并存。因此，我国外汇储备的大量增加主要由两个因素造成：一是包括外贸进出口在内的经常帐户形成的顺差，二是国际资本大量流入形成的资本帐户顺差。一般认为，由经常帐户顺差形成的储备性质稳定，属自有储备；由外资流入增加的储备不太稳定，属借入储备。从表2可以看出，1999年以后，我国经常帐户顺差经历了从减少到增加的过程：受亚洲金融危机的滞后影响，经常帐户顺差从1999年的211亿美元减少到2001年的174亿美元，之后逐步增加到2003年的459亿美元。与经常帐户相比，资本帐户顺差受金融危机的影响更大：1994－1996年间，资本帐户顺差均在300亿美元以上；1997年减至230亿美元，1998年更是出现了逆差，直到2001年资本帐户顺差才恢复至1994－1996年间的水平，2004上半年更是达到668亿美元。从亚洲金融危机之后国际资本流入对外汇储备增长的贡献分析，1999、2000年，国际资本流入贡献较小，经常帐户顺差的贡献占绝对优势；2001年，资本帐户的贡献占压倒优势，2002年，资本帐户贡献略低于经常帐户，2003年，资本帐户贡献超过经常帐户，2004年，资本帐户贡献占据绝对优势。由此可见，2001年以来国际资本流入加速了我国外汇储备的高增长。
表2 我国1993—2004年国际收支简表 单位：亿美元
年份
指标
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004a
一、经常项目差额
-199
77
16
72
297
293
211
205
174
354
459
75
二、资本项目差额
235
326
387
400
230
-63
52
19
348
323
527
668
三、净误差与遗漏
-18
-98
-178
-155
-170
-166
-178
-119
-473
78
184
-73
四、储备资产增减额
-18
-305
-225
-317
-357
-64
-85
-105
-49
-755
-1170
-670
注释：a.2004年为1－6月份数据。
资料来源：中国国家外汇管理局网站。

2001以来国际资本的大量流入，究其原因，除了国际资本看好我国经济的增长前景，在亚洲金融危机之后进行恢复性流入外，基于人民币升值预期的国际短期资本流入也是一个重要方面。就国际短期资本而言，不少人认为由于实行结售汇制，加上国内信用紧缩，人民币利率偏高，导致了大量“热线”流入我国进行套利。目前，这种资本流入的正常渠道在中国尚不具备，但也不排除从其他非正常渠道进入中国套利，如通过国际商业贷款形式结汇成人民币，或以外商投资企业投资款形式结汇，或通过地下炒汇公司和地下拆借市场进行本外币的转换和套利等。此外，占我国资本流入大部分比例的长期资本，虽然比较稳定，但由于长期资本规模日益庞大，考虑到将来长期资本的利润汇出、还本付息等用汇需求，保持现今的外汇储备高增长也有必要。

二、我国外汇储备高增长的实证分析
（一）对基础货币供应量的结构分析
根据约翰孙的货币主义理论，当国内货币供给大于国内货币需求时，国内资本会流出，外汇储备减少；反之，当国内货币需求大于国内货币供给时，国外资本会流入，外汇储备增加。约翰孙的观点用数学式可表达为：
MS=rmb 或MS=r(fe+G+OFA+DC) (1)
其中，MS—货币供应量；r－货币乘数；mb—基础货币；fe—外汇占款；G—黄金占款；OFA—其他国外资产；DC—国内信贷量
(1) 式可简化为
mb= fe+G+OFA+DC (2)
或者 △mb=△fe+△G+△OFA+△DC (3)
通常，(2)、(3)式可简化为
mb≈ fe+ DC (4)
△mb≈△fe+△DC (5)
即基础货币是外汇占款和国内信贷量二者之和或基础货币增量是外汇占款增量和国内信贷增量之和。
1、 对外汇占款与基础货币之间关系的实证分析
外汇占款与基础货币之间关系包括外汇占款存量与基础货币存量的关系以及外汇占款增量与基础货币增量的关系。
外汇占款存量与基础货币存量间的关系。从表3分析，外汇占款占基础货币的比例在1995年是35.69％，1998年接近50％，虽然1999、2000年该比例略有停滞，但它从2001年开始迅速跃升，2003年达68.13％，2004年上半年就已达到68.71％（见表3）。
外汇占款增量与基础货币增量间的关系。从表4分析，1995年以来，外汇占款年增量占基础货币年增量比例年际间波动很大（见图3）：1996年，该比例为50.85％，1997年就跳跃到100.39％，这表明1997年的基础货币增量完全由外汇占款增量所贡献，并且外汇占款增量还弥补了国内信贷量的部分负增长；1998年，该比例是-152.72％，表明在1998年，国内信贷量负增长超过了外汇占款的增长从而导致基础货币负增长；1999、2000年，这一比例分别为57.76％、34.88％左右；2001年，该比例达到创纪录的201.74％，表明了外汇占款的高增长对国内信贷量的负增长起了较大的弥补作用；2002、2003年，该比例一直处在高位，分别为86.41 ％、 127.40％；2004年上半年，该比例是72.11％（见表4）。

表3 外汇占款存量与基础货币存量间的关系 单位：亿美元
年份
指标
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004a
外汇占款
6511.4
9330.0
12649.3
13087.9
14061.4
14814.5
18850.2
22107.4
29841.8
35198.4
基础货币
18246.5
23789.7
27096
26808.8
29798.2
31957.3
33957.8
37727.5
43798.6
51227.1
外汇占款／
基础货币％
35.69
39.22
46.68
48.82
47.19
46.36
55.51
58.60
68.13
68.71
注释：a.2004年为第二季度数据。
资料来源：《中国人民银行统计季报》

表4 外汇占款增量与基础货币增量间的关系 单位：亿美元
年份
指标
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004a
外汇占款年增量
－
2818.6
3319.3
438.6
1726.6
753.1
4035.7
3257.2
7734.4
5356.6
基础货币年增量
－
5543.2
3306.3
-287.2
2989.4
2159.1
2000.5
3769.7
6071.1
7428.5
外汇占款年增量/基础货币年增量％
－
50.85
100.39
-152.72
57.76
34.88
201.74
86.41
127.40
72.11
注释：同表3。
资料来源：同表3。

图3 外汇占款／基础货币、外汇占款增量／基础货币增量时间趋势图

以上分别从存量和增量两个角度对外汇占款与基础货币之间的关系做了实证分析。分析表明，自1994年外汇体制改革以来，我国中央银行基础货币投放的结构已经发生了根本性变化，外汇占款成为基础货币投放的主渠道。特别是在亚洲
金融危机之后，外汇占款的主渠道作用愈加明显：表3、表4显示，近年外汇占款存量占基础货币存量的比例接近70％，而外汇占款增量占基础货币增量的比例，在2001、2003年更是超出了100％。外汇占款对我国基础货币进而货币供给造成的压力由此可见一斑。
2、对我国中央银行对冲操作的评析
1994年的外汇体制改革是我国中央银行基础货币投放渠道结构变化的转折之年。1994年以前，国内信贷量一直是我国基础货币投放的主渠道，国外因素对基础货币的影响很小。为了应对货币供给面临的新形势，中国人民银行采取了包括回收再贷款、发行中央银行票据等方式在内的对冲操作，以减缓外汇占款高增长对基础货币投放所带来的影响。就中央银行票据发行而言，截至2004年9月底，中国人民银行共发行76期央行票据，发行总量为9731.5亿元，其中3个月期3689.7亿元，6个月期1639.7亿元，1年期4382.1亿元。2004年9月末，央行票据余额为6232亿元 2004年第三季度《中国货币政策执行报告》，中国人民银行网站。
。
中央银行对冲操作取得了一定成效，但也存在一些问题。以再贷款为例：其一，回收再贷款对资金实力雄厚的大银行影响较小，而对资金实力欠缺的小银行影响较大；其二，回收再贷款是对国内信贷增量的一种扣除，国内信贷量在基础货币投放中的地位被进一步弱化；其三，再贷款可能无法收回。以中央银行票据发行为例。其一，短期票据无法应对外汇占款的持续增加。目前，中央银行票据均为一年期以下的短期票据，通过发行该种票据来对冲外汇占款的增加，其实质在于用临时性的操作方法来应对长期性的流动变化。假设中央银行票据发行取得了较好的效果，但当票据到期时，金融机构的流动性就会被动增加。因此，这种方法无法从根本上收缩由外汇占款增加导致的基础货币增加 汪洋，吕江林，我国中央银行票据的研究，第四届中国金融论坛会议论文。
。其二，票据发行遇阻，对冲阻力上升 何帆，“国家外汇管理局明确表态，警告豪赌人民币升值”，《经济形势了望》。
。在第53－58期中央银行票据发行中，存在着流标现象，这表明商业银行和市场已经对这一手段不认可，对冲的阻力在上升。

（二）对基础货币供应量（mb）及外汇占款（fe）的协整分析
以亚洲金融危机为分界线，我们把1995—2004 因1995年之前中国人民银行没有公布季度数据，所以实证分析从1995年开始。
时期区分成两个时间段：第一时段即亚洲金融危机之前的1995.1—1998.12；第二时段即1999.1—2004.6 。我们按季度来采集数据。
第一步，对mb和fe用ADF检验方法进行单位根检验，结果见表1，表2：

表1 mb，fe单位根（ADF）检验结果（1995——1998）
变量
ADF检验
检验类型（C，T，L）
临界值
mb
-2.121341
(C,T,0)
-3.7611
fe
-3.42271
(C,T,4)
-3.9271

表2 mb, fe单位根（ADF）检验结果（1999——2004）
变量
ADF检验
检验类型（C，T，L）
临界值
mb
-1.021838
(C,T,0)
-3.6454
fe
0.978629
(C,T,0)
-3.6454
注：（1）检验形式C，T，L分别表示单位检验方程包括常数项，时间趋势，和滞后阶数。
（2）临界值是在5%的显著水平下得到的。
结论：由表1，2可以看出mb,fe检验t统计量均比临界值大，故不能拒绝原假设，序列存在单位根，表明这两序列是非平稳的。
第二步，对mb和fe用ADF检验方法进行单整检验，结果见表3，表4：

表3 序列imb, iife（ADF）检验结果（1995——1998）
变量
ADF检验
检验类型（C，T，L）
临界值
imb
-4.961506
（C，0，0）
-3.1003
iife
-3.02436
（0，0，0）
-1.9699

表4 序列ilmb, ilfe（ADF）检验结果（1999——2004）
变量
ADF检验
检验类型（C，T，L）
临界值
ilmb
-4.535689
(0,0,0)
-1.9592
ilfe
-3.718886
(C,T,2)
-3.6920
注：（1）检验形式C，T，L分别表示单位检验方程包括常数项，时间趋势，和滞后阶数。
（2）临界值是在5%的显著水平下得到的。
（3）表3中imb为mb一阶差分序列，iife为fe二阶差分序列；表4中ilmb,ilfe分别为lmb,lfe一阶差分序列，其中lmb,lfe为mb,fe的对数形式,即：lmb=log(mb)；lfe=log(fe) .
结论：从表3，4中，检验t统计量值均小于5%的临界值，表明至少在95%的置信水平下，认为mb, lmb, lfe经过一阶差分后平稳，所以为一阶单整序列，即I（1），而fe经过二阶差分后才平稳，所以是二阶单整序列，即I（2）。由于mb与fe不是同阶单整，所以两者不具有协整关系，lmb, lfe为同阶单整，可以进一步进行回归分析。
第三步，对lmb与lfe进行协整分析
1.用lfe对lmb进行回归，即有：
lmb=4.787932766+0.5709503076*lfe+u
(10.43820) (12.26337)
R-squared=0.88262 D.W=1.4577 F-statistic=286.6133
(圆括号中的数值为t统计量系数)
2.对上式中所对应的残差项u进行单位根检验，结果见表5

表5 u单位根（ADF）检验结果（1999——2004）
变量
ADF检验
检验类型（C，T，L）
临界值
u
-3.276861
(C,0,2)
-3.0294
注：（1）检验形式C，T，L分别表示单位检验方程包括常数项，时间趋势，和滞后阶数。
（2）临界值是在5%的显著水平下得到的。
结论：从表5可以看到u所对应的ADF检验小于显著水平为5%的临界值，这表明残差不存在单位根。各变量之间存在着协整关系，协整向量为[0.5709503076]，两者间长期均衡协整方程为：
lmb=4.787932766+0.5709503076*lfe
上式表示外汇占款每增加1个单位，基础货币量投放增加0.57个单位。
3.方程统计性质检验
(1)残差自相关性检验：
Sample: 1999:1 2004:2
Included observations: 22
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
4.787933
0.458693
10.43820
0.0000
LFE
0.570950
0.046557
12.26337
0.0000
R-squared
0.882622
Mean dependent var
10.41034
Adjusted R-squared
0.876753
S.D. dependent var
0.190386
S.E. of regression
0.066838
Akaike info criterion
-2.486587
Sum squared resid
0.089346
Schwarz criterion
-2.387401
Log likelihood
29.35245
F-statistic
150.3902
Durbin-Watson stat
1.457786
Prob(F-statistic)
0.000000
根据D.W检验表，查得当n=22时，du=1.43， 1.43<D.W=1.457786<2.57，序列无自相关。
(2)异方差检验：
拟合残差与自变量的方程：resid=c+lfe
对其进行检测结果如下：
Sample: 1999:1 2004:2
Included observations: 22
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-0.385731
0.233673
-1.650735
0.1144
LFE
0.044564
0.023718
1.878947
0.0749
R-squared
0.150037
Mean dependent var
0.053115
Adjusted R-squared
0.107539
S.D. dependent var
0.036042
S.E. of regression
0.034049
Akaike info criterion
-3.835510
Sum squared resid
0.023187
Schwarz criterion
-3.736324
Log likelihood
44.19060
F-statistic
3.530440
Durbin-Watson stat
2.035478
Prob(F-statistic)
0.074906
表中可以认为差高edAdjustR-squared及Adjusted-squared均较小，拟合优度不高。说明自变量对残差的影响不大，可以认为没有异方差。
(3)多重线性检验，由于只有一个自变量，故无多重线性。
综上所述，统计检验合理。

通过上述实证分析，我们可知，1995—1998年基础货币供给量与外汇占款之间不存在协整关系，虽然从两者折线图对比上看，两者具有同向变动的相关趋势，但是仍未形成长期稳定的关系（见图4）。但亚洲金融危机后，1999-2004年基础货币供给量与外汇占款之间存在协整关系，两者间形成了长期稳定的相关关系（见图5）。由此我们认为在亚洲金融危机之后我国外汇储备的增加对于基础货币供应产生了较大的影响。

三、外汇储备高增长下我国货币政策的内部协调
（一） 外汇储备政策是本外币政策的结合点
在理论上，货币政策由本币政策、外币政策和外汇储备政策组成。本币政策即我们通常所指的货币政策，它包括公开市场业务、再贴现、法定存款准备金等货币政策工具；外币政策也称外汇政策，它由汇率政策和外汇管理政策组成，包括央行对外汇市场的干预、国际收支统计申报制度、资本帐户审批制度等外币政策工具；外汇储备政策由外汇储备总量管理政策、外汇储备结构管理政策和外汇储备经营政策组成。本币政策、外币政策和外汇储备政策共同实现着保持人民币币值稳定这一我国中央银行的货币政策目标。人民币币值由对内币值和对外币值两方面组成，其中，本币政策用于维持人民币对内币值稳定，其表现形式是一般物价水平稳定；外币政策和外汇储备政策用于维持人民币对外币值稳定，其表现形式为人民币汇率的相对稳定。
从本币政策、外币政策和外汇储备政策三者的关系来看，在经济全球化的大背景下，外汇储备政策处于本币政策和外币政策之间，是本外币政策的联系纽带和结合点。如图4所示，在人民币钉住美元的汇率制度下，当外汇市场外汇供求失衡时，中央银行进行外汇干预，导致外汇储备量的增减变化、外汇占款的增减，进而基础货币投放发生增减变化，从而最终影响到本币政策。在我国现阶段的这
图4 本、外币政策及外汇储备政策间关系
货币政策
丰币政策
外币政策
基础货币投放增减
外汇市场供求
中央银行外汇干预
外汇占款增减

外汇储备政策
外汇储备量增减

一传导机制中，外币政策左右着外汇储备政策，外汇储备政策缺乏独立性，而本币政策受外汇储备政策的被动影响 金艳平，中国国际储备问题研究，复旦大学博士论文，1998年5月。
。即外汇储备政策作为中介，将本外币政策联系在一起，它有效地传导了外币政策对本币政策的影响。
（二） 推进我国货币政策内部协调的相关举措
我国货币政策的内部协调，包括本币政策与外汇储备政策协调和外币政策与外汇储备政策协调两个方面。我国货币政策的内部协调是一个系统工程，是一个循序渐进、逐步推进的过程，同时也是不断创造条件、不断优化的动态过程。
1、 推进本币政策与外汇储备政策协调
理论上，本币政策与外汇储备政策应该是一个相互作用、相互影响的过程，这正是我们进行本币政策与外汇储备政策协调要实现的目标。目前，在我国本币政策与外汇储备政策之间，本币政策被动地受外汇储备政策的影响，外汇占款对货币供应造成很大的压力，而本币政策对外汇储备政策的影响有限。为了改变这一现状，有效推进本币政策与外汇储备政策协调，可以从以下两方面着手：
第一，利率市场化。目前，我国利率市场化进程正在逐步推进之中。在利率市场化改革中，应考虑到运用利率政策来发挥对外汇储备的影响。中央银行通过灵活调控短期利率，引导短期资本流出入，从而反向调节外汇储备的增减变化，最终发挥对外汇储备政策的影响。
第二，完善公开市场业务调控手段。现阶段，为了对冲外汇占款增加，我国中央银行除了回收再贷款以外，近年主要依靠发行中央银行票据。如前所述，中央银行的对冲功效存在种种问题。为此，我们一方面要继续完善中央银行票据发行制度，另一方面要丰富中央银行票据的期限结构，增加1年期以上的票据发行。
2、 推进外币政策与外汇储备政策协调
外币政策与外汇储备政策协调的目标是外币政策对外汇储备政策发挥主导作用，外汇储备政策对外币政策发挥调节作用。目前，在二者的关系上，是仅有主导作用，并无调节作用。外汇储备仅仅是维持人民币钉住美元汇率制度目标下对外经济运行的结果。在我国国际收支持续双顺差的背景下，在人民币升值预期的强烈刺激下，国际资本“蜂拥而入”，而为了维护钉住汇率制，我国中央银行只有为国际资本进行币种兑换，其结果必然是外汇储备的高增长。欲理顺外币政策与外汇储备政策之间的关系，可考虑从以下方面着手：
第一，对国际资本实行“国民待遇”，变以前的“宽进严出”为“宽进宽出”。
为了缓解人民币升值的压力，摆正外币政策与外汇储备政策之间的关系，我国中央银行已经开始着手疏通资本流出渠道。2004年11月16日，央行发布《个人财产对外转移售付汇管理暂行办法》，从2004年12月1日起，国家将放松移民将合法财富转移海外的限制。2004年11月17日，央行又调整了境内居民个人自费留学购汇政策，自费留学购汇将进一步放宽 外汇改革提速 QDII推出在即？《经济观察报》，2004年11月22日第3版。

参考文献：
1、 李扬，中国外汇储备观已经过时，《新闻周刊》，2003.15。
2、 金艳平，中国国际储备问题研究，复旦大学博士论文，1998年5月。
3、 陈炳才，默许增加——中国外汇储备规模探析，《国际贸易》，2001年第十二期。
4、 巴曙松，《中国外汇市场运行研究》，经济科学出版社，1999年3月第一版。
5、 Graham Bird and Ramkishen Rajan, Too Much of a Good Thing? World Economy 2003 June, Vol. 26 No.6

。这表明央行限制资本流出的管制将逐步放松。但是，资本流出管制的大幅度放松可能会打消资本流入者对日后利润汇出限制的顾虑，而这可能将导致更多资本的流入，进一步强化外币政策对外汇储备政策的主导作用。
第二，培育外汇市场，增加汇率弹性。
我国中央银行之所以对外汇市场制定了诸如强制结汇制、结算周转外汇限额管理等“清规戒律”，是源于对外汇市场失效的担心。因此，目前的外汇市场运行是在中央银行密切监控下的一个“有控制的试验”，人民币汇率也是更多体现中央银行政策判断和政策意图的“计划价格”。但这些只可能是为了实现人民币汇率真实有效的“权宜之计”，因此，我们必须逐步创造条件，培育外汇市场、增加汇率弹性。具体地，我们要逐步放松对中资企业持有外汇的限制、变外汇银行结算周转限额管理为比例管理，以发挥中资企业和外汇银行的两级“蓄水池”功能，减少注入中央银行的外汇流量；我们要逐步推出新的外汇交易品种，增加外汇市场的流动性，有效发挥外汇市场的避险功能；我们还要选择适当时机，变人民币钉住美元汇率制度为人民币汇率的管理浮动，以最终实现由外汇市场来决定人民币汇率。

作者简介：吴志明（1970－），男，湖北武汉人，湖南大学金融学院讲师，武汉大学商学院博士。研究方向：国际金融。联系电话：[phone](O),8685863(H),E-mail:zmww@