我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹影響的實(shí)證研究

一、問(wèn)題的提出

2000年后，隨著改革開(kāi)放的不斷推進(jìn)和深入，我國(guó)國(guó)際收支連年出現(xiàn)雙順差，外匯儲(chǔ)備迅速增長(zhǎng)。2006年2月底超過(guò)日本成為世界第一大外匯儲(chǔ)備國(guó)，截至2007年9月末，我國(guó)外匯儲(chǔ)備余額為14336億美元，同比增長(zhǎng)45.11%。甚至有專家預(yù)測(cè)2010年我國(guó)外匯儲(chǔ)備將突破2萬(wàn)億美元。與此同時(shí)，我國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)自2002年開(kāi)始溫和上升，進(jìn)入2004年1月份，我國(guó)各類價(jià)格指數(shù)均繼續(xù)呈現(xiàn)上漲趨勢(shì)，2004年9月份CPI指數(shù)同比上漲了5.2%，盡管在2005年通貨膨脹得到了抑制，但從2006年開(kāi)始CPI指數(shù)再次上升，到2007年8月份消費(fèi)物價(jià)指數(shù)同比上漲了6.5%，2008年4月我國(guó)居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)更是同比上漲了8.5%，創(chuàng)下了近年來(lái)的最高值。

外匯儲(chǔ)備增加導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣投放增加后，通過(guò)乘數(shù)的作用直接增加了貨幣供給總量，使社會(huì)總需求增加，在該國(guó)不存在閑置資源的情況下，社會(huì)總供給不能相應(yīng)增加，只能通過(guò)物價(jià)上漲來(lái)實(shí)現(xiàn)商品市場(chǎng)供求均衡。即外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)產(chǎn)生通貨膨脹效應(yīng)。

二、外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹影響的理論分析

近年來(lái)，孟德?tīng)柡图s翰遜等人運(yùn)用貨幣數(shù)量說(shuō)，對(duì)世界性通貨膨脹做了全面的分析，強(qiáng)調(diào)世界性通貨膨脹的根源不外是世界貨幣總量的過(guò)度增長(zhǎng)，而國(guó)際收支和外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)則是物價(jià)上漲的傳遞機(jī)制。所以，此說(shuō)又被稱為“國(guó)際貨幣主義”。在該學(xué)派內(nèi)部，各位經(jīng)濟(jì)學(xué)家的理論也不是完全一致的。本文采用孟德?tīng)柕哪Ｐ瓦M(jìn)行分析。

設(shè)Md為貨幣需求，P為物價(jià)，Y為實(shí)際收入或?qū)嶋H產(chǎn)量。眾所周知，貨幣學(xué)派認(rèn)為貨幣需求函數(shù)是一階奇次的，且貨幣需求的利率彈性又相當(dāng)小，因此貨幣需求函數(shù)可以簡(jiǎn)寫成為：

Md=F(PY)=PF(Y)（1）

貨幣供給為國(guó)外凈資產(chǎn)及國(guó)內(nèi)信貸或銀行體系國(guó)內(nèi)資產(chǎn)的總和。均衡條件是在世界商品與資本市場(chǎng)處于完全競(jìng)爭(zhēng)的假設(shè)下，隨時(shí)可以實(shí)現(xiàn)。可用式（2）和式（3）來(lái)表達(dá)：

MS=DF+DC（2）

Md=MS（3）

其中DF為國(guó)外凈資產(chǎn)，DC為國(guó)內(nèi)信貸。有理論分析可知，貨幣供給量MS與國(guó)外凈資產(chǎn)和國(guó)內(nèi)信貸正相關(guān)。

對(duì)式（1）取對(duì)數(shù)微分可得：

lnMd=lnP+YF(Y)dF(Y)dYlnY（4）

將式（2）取對(duì)數(shù)微分可得：

lnMs=DFDF+DClnDF+DCDF+DClnDC(5)

式（5）中的lnMs為貨幣供給的變動(dòng)率，lnDF為國(guó)外凈資產(chǎn)的變動(dòng)率，lnDC為國(guó)內(nèi)信貸的變動(dòng)率。DFDF+DC為國(guó)外凈資產(chǎn)在貨幣供給中所占的比重，DCDF+DC為國(guó)內(nèi)信貸在貨幣供給中所占的比重，

有式（3）、（4）、（5）可得：

lnP+YF(Y)dF(Y)dYlnY=DFDF+DClnDF+DCDF+DClnDC（6）

即：lnP=DFD+DClnDF+DcDF+DClnDC-YF(Y)dF(Y)dYlnY(7)

從式（7）可得出以下結(jié)論：

通貨膨脹率主要取決于國(guó)外凈資產(chǎn)、國(guó)內(nèi)信貸、實(shí)際社會(huì)總產(chǎn)出。根據(jù)理論可知，國(guó)外凈資產(chǎn)和國(guó)內(nèi)信貸的增加將引起貨幣供給量的增加，使整個(gè)社會(huì)的總需求增加，從而帶來(lái)通貨膨脹壓力。實(shí)際社會(huì)總產(chǎn)出的增加會(huì)降低通貨膨脹率。

三、外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹影響的實(shí)證檢驗(yàn)

（1）數(shù)據(jù)的選取和模型設(shè)定

本文擬選取2003年1月——2008年3月的月度數(shù)據(jù)，樣本容量為63個(gè)。選取居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（CPI）度量?jī)r(jià)格水平，以2003年1月的價(jià)格水平為基期100，將各月環(huán)比得到各月的定基CPI指數(shù)；用外匯儲(chǔ)備度量國(guó)外資產(chǎn)凈額(DF)；用對(duì)政府凈債權(quán)、對(duì)非金融部門債權(quán)、對(duì)其他金融部門債權(quán)之和度量國(guó)內(nèi)信貸(DC)；用實(shí)際工業(yè)總產(chǎn)值度量實(shí)際社會(huì)總產(chǎn)出。由于我國(guó)沒(méi)有公布GDP的月度數(shù)據(jù)，因此用工業(yè)總產(chǎn)值月度數(shù)據(jù)度量社會(huì)總產(chǎn)出（Y），為了消除通貨膨脹的影響，我們將名義工業(yè)總產(chǎn)值轉(zhuǎn)化為實(shí)際工業(yè)總產(chǎn)出，方法為實(shí)際月度工業(yè)總產(chǎn)出=[名義工業(yè)總產(chǎn)出/CPI]×100，CPI為我國(guó)以2003年1月為基期的定基比CPI。所有的數(shù)據(jù)均來(lái)自中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》和《中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)快報(bào)》各期。其中，對(duì)于明顯具有季節(jié)性的變量采用X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

為了檢驗(yàn)外匯儲(chǔ)備的通貨膨脹效應(yīng)，由公式（7）我們可以建立如下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

lnP=β0+β₁lnDF+β₂lnDC+β3lnY+μ（8）

其中P為物價(jià)指數(shù)，DF為國(guó)外凈資產(chǎn)，DC為國(guó)內(nèi)信貸，Y為實(shí)際社會(huì)總產(chǎn)出。為簡(jiǎn)化起見(jiàn)，假定其他因素對(duì)通貨膨脹的影響包含在誤差項(xiàng)μ內(nèi)。

我們?nèi)∫陨献兞扛髯缘淖匀粚?duì)數(shù)。取自然對(duì)數(shù)的優(yōu)勢(shì)在于，不僅可以忽略以對(duì)數(shù)形式出現(xiàn)的變量的度量單位，而且可以縮小變量的取值范圍，減少某些年份異常值的影響。同時(shí)，由于嚴(yán)格為正的變量條件分布常常具有異方差或偏態(tài)性，取自然對(duì)數(shù)后，即使不能消除這兩個(gè)方面的問(wèn)題，也可以使之有所緩和。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

由于只有相同單整階數(shù)的變量之間才有可能存在協(xié)整關(guān)系，因此在協(xié)整檢驗(yàn)之前我們必先對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用Eviews5.1計(jì)量分析軟件。采用ADF檢驗(yàn)方法，結(jié)果顯示lnCPI，lnDF，lnDC，lnY的ADF統(tǒng)計(jì)值均大于對(duì)應(yīng)的5%的臨界值，表明各變量都是非平穩(wěn)序列，存在單位根。經(jīng)過(guò)一階差分后，dlnCPI，dlnDF，dlnDC，dlnY的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于對(duì)應(yīng)的1%的臨界值，拒絕原假設(shè)，不存在單位根，各變量的一階差分都是平穩(wěn)序列。所有各變量都為一階非平穩(wěn)單整序列，即I(1)過(guò)程。可以利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)考察這些變量的協(xié)整關(guān)系。

對(duì)lnCPI，lnDF，lnDC，lnY之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)無(wú)約束水平VAR模型確定最佳滯后階數(shù)的方法是從一般到特殊，從較大的滯后階數(shù)開(kāi)始，利用AIC最小的原則確定最佳滯后階數(shù)為3。同時(shí)使用LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)殘差為有無(wú)自相關(guān)，JB(Jarque-Bera)檢驗(yàn)殘差的正態(tài)性，White檢驗(yàn)是否存在異方差。利用Eviews5.1軟件檢驗(yàn)得出，LM(3)=26.69，相伴概率p=0.37，接受殘差序列無(wú)自相關(guān)的原假設(shè)。JB=2.45，相伴概率p=0.29，接受殘差序列符合正態(tài)分布的原假設(shè)。H=789.38，相伴概率p=0.26，接受殘差序列為異方差的原假設(shè)。可知在5%的顯著水平上各方程回歸的殘差序列均滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)和異方差。通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)初始形態(tài)的分析，確定數(shù)據(jù)空間中沒(méi)有線性確定趨勢(shì)，協(xié)整方程中有截距項(xiàng)，但沒(méi)有趨勢(shì)項(xiàng)，結(jié)果見(jiàn)表1

表1 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)特征根跡檢驗(yàn)量5%的臨界值P值

不存在協(xié)整關(guān)系*0.45592152.3624447.856130.0178

至多存在一個(gè)協(xié)整0.19537015.8427729.797070.7233

至多存在兩個(gè)協(xié)整0.0455992.80037615.494710.9752

至多存在三個(gè)協(xié)整0.17394412.6156715.494710.1297

至多存在四個(gè)協(xié)整2.03E-060.0001223.8414660.9926

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平上，通貨膨脹與外匯儲(chǔ)備、國(guó)內(nèi)信貸、實(shí)際工業(yè)總產(chǎn)值之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程為：

lnCPI=0.26lnDF+0.415lnDC-0.451lnY+1.685+ecm

[4.97] [5.55] [-7.02]（9）

對(duì)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)形式為有常數(shù)項(xiàng)，無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)，并利用AIC準(zhǔn)則由Eviews5.1自動(dòng)確定滯后階數(shù)為8，得到ADF統(tǒng)計(jì)量為-4.05，在5%的置信水平下，其臨界值為-2.92，說(shuō)明殘差項(xiàng)為平穩(wěn)，不存在單位根。

協(xié)整方程中各系數(shù)都通過(guò)顯著性為5%的t檢驗(yàn)。從長(zhǎng)期趨勢(shì)考察，外匯儲(chǔ)備的系數(shù)為0.26，表明我國(guó)外匯儲(chǔ)備每增加1%將導(dǎo)致我國(guó)通貨膨脹率上升0.26%。國(guó)內(nèi)信貸的系數(shù)為0.415，表明國(guó)內(nèi)信貸增加1%將導(dǎo)致我國(guó)通貨膨脹率上升0.415%。實(shí)際工業(yè)總產(chǎn)值系數(shù)為-0.45，表明我國(guó)工業(yè)總產(chǎn)值每增加1%將導(dǎo)致我國(guó)通貨膨脹下降0.45%。與前文的理論分析相符。

（3）VEC模型檢驗(yàn)

根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差修正模型的形式，因此在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立誤差修正模型，研究外匯儲(chǔ)備、沖銷干預(yù)等因素與通貨膨脹的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，VEC模型為：

ΔlnCPI=-0.12ECMt-1+0.43ΔlnCPIt-1+0.08ΔlnCPIt-2+

[-2.29][2.98] [0.16]

0.07ΔlnDFt-1+0.07ΔlnDFt-2-0.03ΔlnDCt-1-0.05ΔlnDCt-2+

[-1.69] [1.54][-0.34][-0.48]

0.11ΔlnYt-1+0.06ΔlnYt-2-0.01（10）

[5.32][2.65] [-0.26]

誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.116，對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量為-2.29，符合反向修正原則，表明短期的非均衡狀態(tài)逐漸向長(zhǎng)期的均衡狀態(tài)趨近。從VEC模型來(lái)看，由t統(tǒng)計(jì)量可知，滯后一期的通貨膨脹率對(duì)其自身有顯著的影響，相關(guān)系數(shù)為0.427，系數(shù)通過(guò)顯著性為5%的t檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)當(dāng)前的通貨膨脹仍然是慣性爬升的通貨膨脹。外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹沒(méi)有明顯的正向作用，相關(guān)系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性為5%的t檢驗(yàn)。滯后兩期的工業(yè)總產(chǎn)值系數(shù)為分別為0.112，0.057，通過(guò)顯著性為5%的t檢驗(yàn)，說(shuō)明工業(yè)總產(chǎn)值短期內(nèi)與通貨膨脹成正相關(guān)。這與前面的理論分析相悖。原因是短期內(nèi)在技術(shù)水平不變的情況下，產(chǎn)出的增加對(duì)通貨膨脹的抑制作用要根據(jù)產(chǎn)出增長(zhǎng)的具體方式來(lái)分析。如果以增加要素的投入為代價(jià)，在大量追加要素投入下，達(dá)到產(chǎn)出的增加，這必然會(huì)使各種要素市場(chǎng)的供求關(guān)系發(fā)生變化，引起要素價(jià)格的上漲；而投入要素的價(jià)格上漲使企業(yè)的成本增加，企業(yè)為了達(dá)到一定的利潤(rùn)，就必須提高產(chǎn)品的銷售價(jià)格，結(jié)果這種依靠要素投入增加的產(chǎn)出增長(zhǎng)帶來(lái)兩方面的影響；一方面增加了商品市場(chǎng)的供給，有助于改善商品供求狀況；另一方面它又造成要素市場(chǎng)供求關(guān)系緊張，進(jìn)而帶動(dòng)商品價(jià)格上漲。在各種商品及要素供求狀況已經(jīng)很緊張的高通貨膨脹期，這種產(chǎn)出增長(zhǎng)方式很可能會(huì)造成通貨膨脹問(wèn)題更加惡化，所以使得工業(yè)總產(chǎn)值短期內(nèi)與通貨膨脹有正相關(guān)關(guān)系。

四、結(jié)論

本文基于國(guó)際貨幣主義的理論，運(yùn)用協(xié)整和VEC模型分析發(fā)現(xiàn)我國(guó)外匯儲(chǔ)備的增加產(chǎn)生了明顯的通貨膨脹效應(yīng)，從長(zhǎng)期來(lái)看外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹的拉動(dòng)效應(yīng)為0.26，但是短期來(lái)看，這種效應(yīng)并不明顯，滯后期外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹影響的系數(shù)都沒(méi)有通過(guò)顯著性為5%的t檢驗(yàn)。

長(zhǎng)期來(lái)看，外匯儲(chǔ)備增加導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣投放增加后，通過(guò)乘數(shù)的作用直接增加了貨幣供給總量，使社會(huì)總需求增加，在該國(guó)不存在閑置資源的情況下，社會(huì)總供給不能相應(yīng)增加，只能通過(guò)物價(jià)上漲來(lái)實(shí)現(xiàn)商品市場(chǎng)供求均衡即外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)產(chǎn)生通貨膨脹效應(yīng)。但是短期內(nèi)，中央銀行可以通過(guò)減少對(duì)金融、政府、非金融機(jī)構(gòu)等部門的凈債權(quán)，通過(guò)發(fā)行中央銀行票據(jù)，可以暫時(shí)消除外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)貨幣投放增加的壓力，進(jìn)而緩解外匯儲(chǔ)備增加對(duì)通貨膨脹的影響。所以外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)短期內(nèi)對(duì)通貨膨脹的影響不明顯。

但是，有實(shí)證分析可知，短期內(nèi)滯后期的外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹系數(shù)雖然沒(méi)有通過(guò)顯著性5%的t檢驗(yàn)，但是卻通過(guò)了顯著性10%的t檢驗(yàn)，因此短期內(nèi)也不能忽視外匯儲(chǔ)備增加對(duì)通貨膨脹的影響。另一方面隨著我國(guó)資本賬戶逐漸開(kāi)放以及我國(guó)中央銀行沖銷干預(yù)政策存在的諸多負(fù)效應(yīng)，使得中央銀行沖銷干預(yù)在長(zhǎng)期內(nèi)不具有可持續(xù)性，甚至可能會(huì)進(jìn)一步加劇通貨膨脹。因此我們必須進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)外匯儲(chǔ)備的管理和運(yùn)用從根本上緩解外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹的壓力。

（作者單位：湖南大學(xué)金融學(xué)院）

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文