中國外匯儲備增長對物價水平的影響
2008-01-01 00:00:00孔立平朱志國
經濟與管理 2008年4期
摘 要：外匯儲備快速增長與物價水平上升已成為我國經濟中的兩個突出問題。目前中外學者關于外匯儲備與物價水平之間關系存在著不同觀點；基于中央銀行的資產負債表和貨幣數量理論，對外匯儲備增長對物價水平的影響進行理論分析；表明：從長期來看，我國外匯儲備增長可以通過影響貨幣供應量而間接影響消費物價指數，從而增加物價上漲的壓力。
關鍵詞：外匯儲備；物價水平；貨幣供應量
中圖分類號：F832.22 文獻標識碼： Ａ 文章編號：１００３－３８９０（２００8）04－００18-06
當前，外匯儲備①過快增長與物價水平上升已成為中國經濟的兩個突出問題。在經歷了從1992-1996年連續5年的嚴重通貨膨脹后，中國CPI在長達10年的時間里一直保持基本穩定，其中還有3年是負增長（1998年、1999年、2002年，見表1）。自2003年以來，國民經濟呈現出高增長、低通脹的良好態勢。但從2007年開始，這一態勢出現重大變化，CPI一改前些年平衡運行格局，開始出現持續攀升勢頭。2007年中國CPI上漲為4.8%，大大突破了年初確定的3%以內的漲幅目標，也遠遠高于2006年1.5%的漲幅，是1997年以來CPI的年度最高漲幅。當然，2007年以來的這一輪物價上漲，既有總量原因，也有結構性原因；既有國內的因素，也有國際性的因素和影響；既有需求拉動的因素，也有成本推動的影響，加上市場的預期、財富效應等，原因是復雜的，是一種綜合影響的結果。而我國外匯儲備在2007年末又再次創出新高，截至2007年12月末，國家外匯儲備余額為1.53萬億美元，同比增長43.32%。本文主要分析外匯儲備的增長對物價水平的影響。
一、外匯儲備增長對物價水平影響的文獻綜述
關于外匯儲備增長對物價的影響，國外側重于長期分析，國內則側重于短期分析。
國外學者側重于從長期考察外匯儲備與物價波動之間的關系。主要有Heller（1976）、Khan（1979）、Mohsen和Janardhanan（1997）等。他們的研究結論是：外匯儲備與通貨膨脹存在正相關關系。
國內有學者側重于短期分析。我國外匯儲備超常增長究竟會對我國物價指數帶來怎樣的影響以及影響程度會有多大?不同的學者有不同的見解。戴有根（1995）不認為外匯儲備增加是推動我國20世紀90年代通貨膨脹的主要原因；王傳綸、閻先東（1998）研究得出，外匯儲備和物價指數不存在相關關系；夏斌、廖強認為外匯占款不一定會影響國內通貨膨脹水平，近年來的貨幣供應量變動與國內通貨膨脹變動并不一致；劉榮茂、黎開顏（2005）認為，1981—1996年的外匯儲備變動不是通貨膨脹波動的原因，2003年1月至2004年6月間外匯儲備變動與通貨膨脹弱相關；邵學言、郝雁（2004）認為，外匯儲備變動與物價變動正相關，但影響強度不大，物價變動還受其他因素影響。但是國內也有很多學者不同意這種觀點，封建強、袁林（2000）認為短期內外匯儲備增長與物價變動不存在相關關系，但在長期內，外匯儲備增加會擴大貨幣投入，從而引起物價上漲。王元龍（2004）認為，外匯儲備增加是以增加中央銀行外匯占款形式的基礎貨幣投放為代價，基礎貨幣投放速度加快將影響和制約中央銀行的金融調控能力。胡祖六（2004）指出，外匯儲備資產的不斷增加，遲早會導致貨幣供應與信貸的過度擴張，引發通貨膨脹從而使當局對外匯市場的干預成為徒勞無功。安佳（2005）認為，2004年我國物價指數的升幅為4.7%，從數字上尚且不足考慮，但是這個數字是我國政府采取了各種調控手段的結果，尤其是中央銀行通過大規模的公開市場操作使貨幣回籠，實際上這種控制政策下的價格穩定并不表示價格上漲壓力的減輕。
綜合國內外學者的研究，結論大致有二：一種結論認為外匯儲備與物價水平之間沒有相關關系；另一種結論認為外匯儲備與物價水平之間有相關關系。本文將從理論分析與實證檢驗兩個方面來對我國外匯儲備增長與物價水平關系進行研究。
二、外匯儲備增長對物價水平影響的理論分析
從理論上講，外匯儲備是通過影響貨幣供應量來影響物價的。在國際經濟失衡的背景下，中國國際收支近年來持續雙順差，外匯儲備不斷攀升，外匯儲備的增加，導致外匯占款的增加，進而引起基礎貨幣的增加，而基礎貨幣的增加又通過貨幣乘數引起貨幣供應量的成倍增加，使社會總需求增加，在該國不存在閑置資源的情況下，社會總供給不能相應增加，只能通過物價上漲來實現商品市場供求均衡。上述過程可以用圖簡略表示為：
外匯儲備增加→外匯占款上升→基礎貨幣增加→貨幣供應量增加→物價上漲
下面從中央銀行的資產負債表和貨幣數量論兩方面來分析外匯儲備與物價水平的內在邏輯關系。
（一）基于中央銀行資產負債表的分析
為了更方便地分析外匯儲備對基礎貨幣投放及貨幣供給的影響，我們可以將中央銀行的資產負債表寫成下面的簡表形式（見表1）。
我們用B來代表基礎貨幣，根據資產負債的會計恒等式，有:
B=C+R=①+②+③+④+⑤-⑥-⑦
即，B=①+（②-⑥）+③+④+（⑤-⑦）公式（1）
可見，影響基礎貨幣的因素有5個:
第一，中央銀行對商業銀行等金融機構的再貼現及貸款（①）；
第二，中央銀行對政府的貸款凈額（②-⑥）；
第三，中央銀行在公開市場上買賣的各種證券（③）；
第四，中央銀行買賣的黃金和外匯儲備（④）；
第五，中央銀行對其他部門的貸款凈額（⑤-⑦）。
由此可見，中央銀行投放基礎貨幣的途徑主要有：再貸款和再貼現、政府透支和向央行的借款、央行公開市場業務操作、黃金和外匯占款。隨著外匯儲備的高速增長，外匯占款逐漸成為一個非常重要的途徑。
從公式（1）可以明顯地看出：基礎貨幣是外匯儲備的同向線性函數，即在假設其他變量不變的情況下，外匯儲備的增加直接造成基礎貨幣的等量增加。
進一步地，中央銀行發放的基礎貨幣B在整個金融銀行系統流通中有一個放大的過程，假設貨幣乘數為k，那么，
貨幣供給量MS=k·B
根據我國目前對貨幣的分類，針對狹義貨幣M1的貨幣乘數k1，有:
k1=（c+1）/（c+rd+t·rt+e） 公式 （2）
M2的貨幣乘數
k2=（c+1+t）/（c+rd+t·rt+e）公式（3）
其中，c為現金漏損率，t為定期存款占活期存款的比率，e為超額準備金占活期存款的比率，rd為活期存款法定準備金率，rt為定期存款法定準備金率。
因此，基礎貨幣B每增加一個單位，貨幣M1將增加（c+1）/（c+rd+t·rt+e）個單位，而貨幣M2將增加（c+t+1）/（c+rd+t·rt+e）個單位；同時，因為在假設其他變量不變的情況下，外匯儲備的增加直接造成基礎貨幣的等量增加，所以，外匯儲備每增加1個單位，貨幣M1將增加（c+1）/（c+rd+t·rt+e）個單位，而貨幣M2將增加（c+t+1）/（c+rd+t·rt+e）個單位。所以在開放條件下，巨額外匯儲備是造成貨幣供應量增加的主要原因，增加的貨幣投放直接增加了社會總需求，短期內供給的調整趕不上需求的擴張，再加上貨幣供給的增加還能降低資本市場的利率，降低的利率又能刺激投資，在投資乘數的作用下，投資需求也會有較大增加，因此商品市場能夠觀察到的現象就是商品價格上漲。
（二）基于貨幣數量論的理論分析
參考和修正Kumhof（2004）的理論模型，假設在實行固定匯率制度、資本項目管制和強制結售匯制的條件下，中央銀行、企業和居民通過金融市場的交易調整資產負債結構，則
國際收支平衡階段（此階段設為t0）：
根據費雪方程式得：P0=M0V0/Y0公式（4）
在式（4）中，P0為t0階段的物價水平，M0為t0階段流通中的貨幣量，V0為t0階段貨幣流通速度，Y0為t0階段的社會總產出。
國際收支盈余階段（此階段設為t1）：
設t1階段國際收支順差余額△f1，貨幣乘數為k，此時中央銀行外匯儲備余額：
f1=f0+△f1；若此階段名義匯率為E，則貨幣供應量被動增加k·△f1·E；設新增外匯占款流入商品和勞務市場的比率為x，由此形成外匯占款壓力為x·（k·△f1·E），原方程（4）變為:
P0+△P1=（M0+x·k·△f1·E）·V1/Y1公式（5）
假定貨幣流動速度不變（V1=V0）且不存在外部沖擊（Y1=Y0）
則（5）-（4）得：△P1=（x·k·△f1·E）·V0/Y0公式（6）
式（6）表明，因為△f1>0，所以△P1>0，即外匯儲備增加會造成貨幣供應量被動地增加，進而產生通貨膨脹效應，引發物價水平上升。
三、我國外匯儲備增長對物價水平影響的實證檢驗
（一）短期分析
隨著外匯儲備持續、大幅增長，在短期內由于中央銀行的干預，我國物價水平未出現暴漲的現象。這其中的主要原因是：中央銀行通過減少對金融機構、政府及非金融機構的債權來抵消外匯儲備增長對增加貨幣投放的壓力，通過發行中央銀行票據等方式回籠貨幣。目前我國中央銀行貨幣投放渠道已發生了很大變化，我國外匯占款年增量占基礎貨幣年增量的比重已超過70%，由于中央銀行的干預，外匯儲備的增長對物價上漲并沒有造成太大的壓力。
下面考察中央銀行的實際干預情況。根據中央銀行的凈資產負債表（見表2），我們可以繪制出圖1和圖2。
在圖中1、圖2中，nf表示中央銀行對金融機構的凈債權，ng表示中央銀行對政府部門的凈債權，nnof表示中央銀行對非金融機構的凈債權，r表示中央銀行對國外凈資產（用外匯儲備表示），m表示中央銀行的貨幣發行。
圖1顯示：（1）中央銀行對政府部門凈債權、對金融機構凈債權和對非金融機構凈債權總體呈下降趨勢；（2）中央銀行對政府部門的凈債權幾乎一直在減少（除2001年有小幅回升外），在1997年以后變為負值；（3）中央銀行對非金融部門的債權在2003年以前一直呈下降趨勢，2004年回升，接著又下降，除2004年外，中央銀行對非金融部門的凈債權一直是負值；（4）中央銀行對金融機構的凈債權自1994-1996年一直保持下降態勢，自1996年后開始回升，但這種態勢僅僅維持到2000年，達到這幾年的最高點（6 100.5億元）后持續下降，自2003年開始出現負值，尤其在2007年達到了－38 515.0億元的低點。
圖2顯示：（1）我國貨幣發行量的增長與我國外匯儲備的增長存在一定程度上的一致性，尤其是2003年以前。在中央銀行對政府部門凈債權、對金融機構凈債權和對非金融機構部門的凈債權總體下降的情況下，貨幣發行卻一直在增長，很顯然這一負債的增長完全是依賴于外匯儲備增長的支撐，即貨幣的發行不是通過中央銀行增加對政府部門、金融部門和非金融部門的貸款實現，而主要是通過外匯占款形式流到經濟中去的。（2）貨幣發行的增長趨勢較為平衡，而外匯儲備的增長從圖上明顯可以分為四個階段。第一階段為1994-1997年。1994年初我國外匯管理體制進行了重大改革，取消企業外匯留成，實行銀行結售匯制，實現匯率并軌，建立銀行間統一外匯市場，我國外匯儲備數量隨之出現大幅度增長。1994-1997年，我國外匯儲備增長速度超過了貨幣發行增長速度。當外匯儲備增長較快時，為了不使中央銀行資產規模增長太快而導致通貨膨脹，中央銀行必然會進行一些反向操作，比如減慢中央銀行其他資產的增長速度或減少對其他資產的凈頭寸。圖1顯示我國實際情況正是如此。1994-1997年我國外匯儲備快速增長時期，也是中央銀行對政府部門凈債權、對金融機構凈債權和對非金融機構凈債權同時下降的時期。第二階段為1997-2000年。在此階段，受東南亞金融危機影響，我國外匯儲備增長放慢，增速低于貨幣發行增長速度。從圖1可以看出，這一時期的貨幣發行增長主要來自于中央銀行對金融機構凈債權的增長。第三個階段為2000-2003年。在此階段，東南亞金融危機過后，我國外匯儲備又恢復了迅速增長，增速超過了貨幣發行的增速，作為對沖操作，這一時期中央銀行對金融機構和非金融機構的凈債權同時迅速下降，對政府凈債權在2001年短暫回升之后也持續下降。第四階段為2003-2007年。這一階段受人民幣升值預期影響，大量游資進入使我國外匯儲備出現迅猛增長，外匯儲備的增長速度遠遠超過了貨幣發行的增速，各類物價指數開始攀升，通脹壓力顯現。（3）貨幣發行余額呈平衡上升趨勢，在2003年以前，外匯儲備余額與貨幣發行余額的增長呈現出相似性，趨勢幾乎一致，偏離程度不大；但自2003年以后，外匯儲備余額呈現出明顯快于貨幣發行余額的增長速度，兩者出現了較大程度的偏離。2003年我國外匯儲備急劇增加，導致外匯占款投放貨幣量迅速增加。為減輕物價上漲的壓力，中央銀行對金融機構的凈債權出現了急劇下降，2004年降幅達394%。盡管如此，種種對沖措施仍然不能有效吸納外匯占款投放的過多貨幣，CPI指數開始上升，物價上漲跡象開始顯現，中央銀行不得不重新開拓新的思路，采取新的對沖措施。為了沖銷外匯占款導致的基礎貨幣快速增長，在2003年誕生了中央銀行票據這一新的貨幣政策工具，這一新的對沖工具暫時起到了較好的效果。
通過上述分析可以看出，從我國近期的短期數據來看，外匯儲備的增加并不一定必然導致貨幣投放的增加，短期內，中央銀行可以通過減少對金融、政府、非金融機構等部門的凈債權，通過發行中央銀行票據來消除外匯儲備增長對貨幣投放增加的壓力。中央銀行所做的這些反向操作導致了中央銀行凈資產結構的變化，貨幣投放渠道也發生了變化，這從另一個角度較好地解釋了為什么中央銀行的貨幣投放一直在增長，但物價并沒有暴漲這一現象。通過銀行等金融機構凈投放的貨幣減少了，而對外貿部門投放的貨幣增長很快，貨幣投放的這種結構性變化對宏觀經濟有顯著影響。我國金融機構的貨幣投放對象主要是國有企業，而這些內向型部門的職工隊伍龐大，其工資水平的提高將直接影響到國內市場消費能力的提高，影響到國內市場的物價水平。因此，中央銀行對金融機構等凈債權的減少影響了以國有企業為主的大多數職工工資水平的提高，從而抑制了物價的上漲。相比之下，外貿部門就業人數比重較小，這些部門職工工資收入的提高對全國物價的影響不大，況且這些外匯收入中有很大部分歸外商所有，職工只賺取少量的勞動報酬。因此，該部門收入增加對職工工資的提高影響較小，對總體物價水平的影響就更小。
（二）長期分析
根據20世紀80年代以來計量經濟學的最新發展，對兩個或多個非平衡經濟變量之間的長期均衡關系可以運用Engel—Granger的協整方法識別。我們將應用統計軟件Eviews對外匯儲備與各層次貨幣供應量之間的關系作數據分析。數據樣本采用的是從1990—2007年的外匯儲備量和貨幣供應量。我國目前貨幣供應中有三個層次M0（流通中現金）、M1（M0與活期存款之和）、M2（M1與準貨幣，也就是M1與定期存款、儲蓄存款和其他存款之和），由于M0比基礎貨幣的范圍還小，我們就不對其進行檢驗了。首先對外匯儲備與其他各層次貨幣供應量之間的影響關系作統計學檢驗分析。
應用Eviews對外匯儲備和M1進行檢驗。輸出結果如下：
Pairwise Granger Causality Tests
Date:09/02/08 Time:15:54
Sample: 1990-2007
Lags:2
對于M1不是外匯儲備的格蘭杰成因的原假設，拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.63，表明M1不是外匯儲備的格蘭杰成因的概率較大，不能拒絕原假設。第二個檢驗的相伴概率也很大，達到0.77，也不能拒絕原假設，外匯儲備也不是M1的格蘭杰成因。
應用軟件進行關于外匯儲備與M2的格蘭杰成因假設檢驗，Eviews輸出結果如下:
Pairwise Granger Causality Tests
Date: 09/02/08Time:15:55
Sample: 1990-2007
Lags: 2
對于M2不是外匯儲備的格蘭杰成因的原假設，拒絕它犯第一類錯誤的概率也較大，是0.83，表明M2不是外匯儲備的格蘭杰成因的概率較大，不能拒絕原假設。對于第二個檢驗，外匯儲備不是M2的格蘭杰成因的原假設，因為相伴概率只有0.08431，表明至少在90%的置信水平下，可以認為外匯儲備是M2的格蘭杰成因，即外匯儲備的變動是M2變動的原因。
通過以上的統計分析，可以認為我國從1990-2007年的外匯儲備與M1、M2的因果關系中，只有外匯儲備是M2的格蘭杰成因的統計結果是可以接受的，外匯儲備是M1的格蘭杰成因的統計結果不顯著。
由于外匯儲備是M1格蘭杰成因的統計檢驗不顯著，所以只對外匯儲備與M2作回歸分析，因為是研究外匯儲備的增長對貨幣供應量的影響，研究兩者之間的相關關系可以作一元回歸分析。數據樣本采用的是1990-2007年的外匯儲備量和貨幣供應量。對貨幣供應量M2和外匯儲備量作一元回歸分析，從Eviews軟件的最小二乘法做出的結果如下：
Dependent Variable: M2
Method: Least Squares
Date: 09/02/08Time:15:56
Sample； 1990-2007
Included observations: 18
M2=33281.57+43.181 R
（3. 97）（11 .71）
R2=0.91 F=137.14
從變量的顯著性檢驗t-分布來看，拒絕零假設，接受備選假設，兩個系數顯著不為零。方程的擬合優度R2值也令人滿意，這表明方程對真實關系式的整體擬合質量較好。但是自相關檢驗D-W檢驗值=0.57，查D-W分布表可得DL=0.81，DU=1.07，0.57落在自相關區域里，這說明殘差項存在正相關，這個很好解釋，因為影響貨幣供應量M2的因素有很多，而在本文的回歸中，只考慮了一個因素外匯儲備，其他未被模型包括的因素都在殘差項里，很容易形成正相關。因為本文的寫作目的就是要研究外匯儲備對貨幣供應量的影響，因此，就不再增加其他的因素繼續回歸分析了。
從輸出結果來看，每一單位外匯儲備的變化，都會帶來43.2倍M2的增加，說明外匯儲備的增加，確實帶來了貨幣供應的成倍增加，進而造成物價水平上升的局面，統計結果與前文的理論分析相符合。因此，從長期來看，我國外匯儲備增長可以通過影響貨幣供應量而間接影響消費物價指數，從而增加物價上漲的壓力。
注釋：
①由于筆者數據收集的條件限制，文中所列數據僅指中國大陸。
參考文獻：
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責任編輯：孫 飛
責任校對：涵 育
