外匯儲備對我國通貨膨脹不確定性影響的實證分析

王凱+龐震

[摘 要]當前我國已經積累了高額的外匯儲備，這意味著我國有充裕的對外清償能力和匯率穩定能力，為維護金融安全提供了資產保障。然而外匯儲備規模并不是越多越好，我國為持有高額外匯儲備付出了巨大的顯性成本及隱性成本，使得價格信號失真增加了通貨膨脹的不確定性，造成經濟系統信號紊亂致使社會經濟資源錯配和社會福利損失。文章分析了外匯儲備對通貨膨脹不確定性的動態影響并提出對策建議，以期對政府和經濟決策層提供參考。

[關鍵詞]外匯儲備；通貨膨脹；貨幣供應量；通貨膨脹不確定性

[中圖分類號]F832.6；F822.5 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2016）12-0079-05

一、引 言

外匯儲備是應對國際收支沖擊的“緩沖器”，反映了本國的經濟實力和金融實力。我國外匯儲備在2000年僅為1 655.74億美元，由于經濟高速增長與經常項目、資本項目持續的“雙順差”，到2006年末已經突破1萬億美元成為全球第一大外匯儲備國；2009年末突破2萬億美元，達到了23 992億美元；2011年末突破3萬億美元，達到了31 811億美元；2014年6月達到3.99萬億的歷史最高點；2015年末我國外匯儲備33 304億美元，同比下降13%（見表1）。高額的外匯儲備有效保障我國的對外清償能力和匯率穩定能力，有助于加快人民幣國際化的進程，為維護金融安全提供了資產保障。然而，外匯儲備是把雙刃劍，使得我國付出了巨大的顯性成本及隱性成本，其顯性成本主要表現在外匯儲備資產單一，大約70%是美元債券，隨著人民幣兌美元的持續升值，外匯儲備資產的收益率較低甚至為負值。

巨額外匯儲備的隱性成本主要表現為貨幣政策失效和通貨膨脹不確定風險凸顯，央行銀行不得不在外匯市場上回購人民幣并形成大量外匯占款，截止到2015年底我國金融機構外匯占款為26.6萬億元，大量外匯占款通過基礎貨幣的乘數效應放大后并利用商業銀行渠道投放到貨幣流通市場中，導致貨幣供給和需求關系的嚴重失衡：貨幣的供給量遠遠超過貨幣的需求量，股票市場和房地產市場資產出現泡沫，通貨膨脹的壓力增大。通貨膨脹危害性的真正來源其預期的不確定性，因為完全預期到的通貨膨脹使得工資、名義利率等變量會提前做出調整，所以并不會扭曲社會經濟資源配置，也不會影響社會福利；然而沒有完全預期到的通貨膨脹會產生不確定性，導致了社會經濟資源錯配和社會福利損失（陳泊昊、陳菁泉，2013[1]；蘇梽芳，2010[2]），所以說通貨膨脹的不確定性相對于通貨膨脹水平更值得關注。

二、文獻述評

國外部分學者認為外匯儲備增長的動機在于預防性貨幣需求和“重商主義”，然而當貨幣當局積累較多的外匯儲備時，就會面臨著“三元悖論”難題（Aizenman & Lee（2007）[3]，Carpenter & Demiralp， 2012[4]）。特別是在新興市場國家，經常性的央行貨幣政策沖銷干預并不能抵消外匯儲備帶來的通貨膨脹壓力，也并不能阻止國內金融資產泡沫和房地產的價格泡沫與短期國際資本的投機性流動，推動了通貨膨脹不確定性風險的上升，甚至影響到本國的金融穩定（Shrestha & Semmler， 2011[5]； Bonatti & Fracasso， 2013[6]）。

國內學者關于外匯儲備與我國通貨膨脹關系的研究結論并不一致，部分學者認為我國巨額外匯儲備與物價上升并沒有直接的正相關關系（趙振全、劉柏，2006[7]；何啟志、范從來，2011[8]），主要原因在于中國人民銀行可以通過貨幣政策來消除貨幣供應量增加的壓力。但另外部分學者研究發現我國外匯儲備資產額和通貨膨脹不確定性存在明顯正相關的關系，外匯儲備使得中央銀行的資產負債表結構失衡，增加了央行的貨幣政策沖銷政策難度，進而產生了通貨膨脹預期的不確定性。同時中國人民銀行是外匯儲備在外匯市場上的唯一的接盤方，實際上替代了市場中的微觀經濟主體按照各自的風險偏好對外匯資產進行分散化的市場操作，所以成為了外匯儲備的主要風險承擔者（曲強、張良揚，2009[9]；唐斯，2011[10]；田苗，2015[11]）。

三、外匯儲備對通貨膨脹傳導的數理模型分析

根據我國學者惠曉峰，王馨潤（2013）[12]建立的外匯儲備對物價水平傳導的模型可知， 貨幣供應量可以表示為如下方程式：Ms=K×FA+K×DL=K（λ×FR）+K×DL，其中，FR為外匯儲備資產額，Ms為我國的貨幣供應量，K為我國貨幣乘數，FA為國外凈資產額，DL為國內貸款額，λ為人民幣的名義匯率。

假設人民幣名義匯率在短時間內變動幅度不大，對方程式兩邊差分：ΔMs=K（λ×FR）+K×ΔDL，說明貨幣供應量的變動是由外匯儲備資產額的變動與國內貸款量的變動兩方面共同決定的，假定短期內我國國內的貸款規模變化不大，此時如果外匯儲備余額增加，貨幣供應量就會增加。

根據費雪效應方程可知價格P0=M0V0/Y0，其中，P0為t0時刻的物價水平，M0為t1時刻的貨幣供應量，V0為t1時刻市場中的貨幣流通速度，Y0為t1時刻的社會總產出。t1在時刻，價格水平為P1=P0+ΔP1，此時假設新增外匯儲備資產為ΔX1，則外匯儲備總額為FR1=FR0+ΔX1。

假設當期由于外匯儲備增加導致的新增外匯占款以比率投入到商品流通市場中，外匯占款總額可以表示為r×K×λ×ΔX1，此時物價的變動可以表示為ΔP1=（r×K×λΔX1）V1/Y1+M0（V1/Y1-V0/Y0）。

其中，V1為變動后的廣義貨幣流通速度，Y1為變動后的社會總產出。假設短期內我國貨幣流通速度不變（即V0=V1）、社會總供給不變（即Y0=Y1），則物價水平變化量為ΔP1=（r×K×λΔX1）V0/Y0。由于r×K×λ>0，V0/Y0>0，所以當ΔX1增加時，ΔP1增加，說明外匯儲備資產增加額和物價水平存在正相關的關系（惠曉峰、王馨潤，2013）[12]。

四、我國外匯儲備對通貨膨脹不確定性影響的實證檢驗

（一）我國通貨膨脹不確定性的衡量

通貨膨脹預期的不確定性是宏觀經濟的重要指標之一，當物價上漲時微觀經濟主體會根據自身的判斷觀察做出對通貨膨脹走勢的預期，然而由于預期水平與實際水平往往有較大的差距，導致了通貨膨脹的不確定性的產生。如何準確測度通貨膨脹不確定性是國內外學者們長期密切關注的問題，由于通貨膨脹預期是無法是直接觀測的，所以學者們在實證研究過程中往往尋求某種可替代變量（蘇梽芳，2010[2]）。為了盡可能提高實證分析的準確度，本文采用條件異方差模型來測算我國通貨膨脹的不確定性，因為GARCH模型能夠較好的描述通貨膨脹水平在不可預測沖擊下時變的條件方差。

本文所采用的樣本數據為2000～2015年CPI的月度時間序列數據，由于月度消費者價格有明顯季節性變動趨勢，使用Census X12乘法模型對其進行季節調整，然后估計通貨膨脹率的自回歸模型：

lncpit=1.0001lncpit-1+μt （1）

其中，S.e.=0.006246，t=100077.83。

對方程（1）進行條件異方差的檢驗可知相伴概率為0.0000，說明其存在條件異方差效應。然后利用條件異方差模型GARCH（1，1）對方程（1）重新進行估計可得均值方程（2）和方差方程（3），對方程（3）進行條件異方差的檢驗可知相伴概率等于0.6608（見表2），說明其不存在條件異方差效應，通過計算可得我國通貨膨脹不確定性的具體值（見圖1）。

均值方程：lncpit=1.00013lncpit-1+μt （2）

S.e.=0.006267 t=8603.843。

方差方程：σ=1.21E+0.30μ+0.62σ （3）

對數似然值=681.87，AIC= -7.33， SC= -7.2

（二）變量和數據說明

通貨膨脹不確定性：cpivol，來源于我國消費者價格指數的條件異方差方程（見圖1）。

外匯儲備：re，我國外匯儲備資產額的月度增加值。

貨幣供應量：m2，我國廣義貨幣供應量的月度增加值。

本文的統計數據為2000～2015年月度時間序列數據，主要來源于國家外匯管理局網站、中國人民銀行網站、CCER經濟金融數據庫和國家統計局網站。為了消除季節變動趨勢和異方差，首先Census X12乘法模型對lncpivol、lnre、lnm2三個變量進行季節調整。為了避免不平穩時間序列數據的“偽回歸”現象，使用ADF法檢驗三個變量的平穩性（見表3），結果表明這三個變量均為非平穩變量，由于它們一階差分Δlncpivol、Δlnre、Δlnm2為平穩時間序列數據，因此這三個變量均為一階單整時間序列變量。

（三）協整分析

因為通貨膨脹不確定性（lncpivol）、外匯儲備（lnre）和廣義貨幣供應量（lnm2）都是非平穩的一階單整時間序列變量，可以利用協整檢驗來判斷這三個變量間是否具有長期的均衡穩定關系（見表4），得到協整方程式：lncpivol=0.202lnm2+0.316lnre-8.078。

協整分析結果表明我國外匯儲備資產額與通脹不確定性存在正相關關系，外匯儲備資產額增長1%，通脹不確定性增加0.316%；外匯儲備資產額與廣義貨幣供應量也存在正相關關系，廣義貨幣供應量增長1%，通脹不確定性增加0.202%。協整檢驗分析證實了弗里德曼的觀點：“通貨膨脹總是而且永遠是一個貨幣現象”（Friedman， 1963）[13]，其傳導機制為：貿易收支雙順差外匯儲備增加外匯占款增加基礎貨幣增多貨幣供應量擴張物價水平上升通貨膨脹預期不確定性增加。

（四）格蘭杰因果檢驗分析

為了確定外匯儲備、通貨膨脹不確定性和廣義貨幣供應量是否具備統計意義上的因果關系，進一步使用Granger 因果檢驗分析法，由于格蘭杰外匯儲備因果檢驗要求時間序列統計變量必須是平穩的，為了避免“偽回歸”現象需要對三個變量的一階差分進行檢驗（見表5），可得出如下結論。

第一，我國外匯儲備資產額變動和通貨膨脹不確定性變動存在Granger意義上的單向因果關系，說明外匯儲備資產額的變動會導致通貨膨脹不確定性的變動，反之則不成立。

第二，貨幣供應量的變動和外匯儲備資產額的變動存在Granger意義上的雙向因果關系，說明一方面我國廣義貨幣供應量變動會導致外匯儲備資產額的變動，另一方面外匯儲備資產額變動也會導致貨幣供應量的變動。

第三，我國貨幣供應量變動和通貨膨脹不確定性變動存在Granger意義上的單向因果關系，說明貨幣供應量變動會導致通貨膨脹不確定性的變動，反之則不成立。

（五）脈沖響應函數分析

為了進一步驗證外匯儲備、通貨膨脹不確定性和貨幣供應量三者的短期動態關系及長期均衡關系，對三個變量進行脈沖響應函數檢驗并得出如下的結論。

第一，短期內外匯儲備變動對通貨膨脹不確定性的沖擊在為負值，長期內為正值并趨于平穩，說明從長期來看外匯儲備的變動與通貨膨脹不確定性存在正相關的關系（見圖2）。

第二，無論是短期內還是長期內外匯儲備資產額的變動對廣義貨幣供應量的沖擊一直為正值，進一步證明了兩者的正相關關系（見圖3）。

第三，短期內貨幣供應量變動對通貨膨脹不確定性的沖擊在為負值，長期內為正值（見圖4），主要是因為短期內貨幣供應量的總供給超過總需求時，只是形成潛在的通貨膨脹預期，并不立刻引起商品市場中公眾對社會總產品需求的擴張，然而在長期內當利率降低刺激了經濟增長，企業和消費者等微觀經濟主體的支出增加使得社會總需求進入主動擴張期，這時先前潛在的通貨膨脹壓力逐漸釋放出來，加劇了通貨膨脹的不確定性風險（王凱、龐震，2008）[14]。

五、結論及對策建議

我國的巨額外匯儲備積累了潛在的金融風險，削弱了宏觀經濟調控的效果，對外匯儲備的有效管理是影響經濟可持續發展的重要問題。在實證分析的基礎上得出以下結論：第一，我國高額外匯儲備扭曲了宏觀經濟的價格機制和資源分配機制，增加了通貨膨脹預期不確定性使得價格信號失真，造成經濟系統信號紊亂致使產出降低，弗里德曼假說成立。第二，貨幣供應量的擴張加劇了我國通貨膨脹的不確定性，雖然短期內貨幣超量供應只是形成潛在的通脹壓力，消費者價格指數也并不會立即上漲；然而長期內貨幣供應量的擴張和利率的降低引起社會總需求的“主動增加”，由于信息不對稱通貨膨脹率水平的變動會加大通貨膨脹不確定性的壓力。針對上述結論，引申以下政策建議。

第一，完善外匯占款沖銷政策。雖然短期內輸入型通貨膨脹壓力可以通過貨幣沖銷政策暫時得以緩解，然而隨著外匯儲備資產的積累，央行的票據發行量勢必持續增長，通貨膨脹不確定性的風險加劇，到期票據的償付也給央行帶來巨大的壓力，票據對沖的難度將越來越大，對沖成本也越來越高，盡管我國央行不以盈利為目的，但是資產損失風險仍不容忽視（高瞻，2011）[15]。所以說央行需要盡快完善貨幣政策，可以制定有效的政策組合以增強貨幣沖銷的有效性和前瞻性。

第二，實施人民幣匯率目標區制度。目前人民幣匯率制度的缺陷導致我國外匯市場機制很不健全，匯率過分波動對宏觀經濟資源的配置作用產生嚴重的扭曲。人民幣匯率目標區制度是一種典型的中間匯率制度，它綜合了固定匯率制度的穩定性和浮動匯率制度的靈活性，可以作為目前人民幣匯率制度改革的過渡選擇策略，可以有效降低債權型貨幣錯配金融風險，有效降低了輸入型的通貨膨脹壓力。

第三，建立我國通貨膨脹目標制度（Inflation Targeting）。通貨膨脹目標制度早已經成為發達國家矯正本國通貨膨脹不確定性的優選管理策略，貨幣當局關于維持目標通貨膨脹率的承諾糾正了“市場失靈”，并降低了公眾與央行貨幣當局之間的信息不對稱，有效發揮了其“名義錨”的作用，提高了本國央行貨幣干預政策的透明度和可行度，有助于引導微觀經濟主體的合理通貨膨脹預期。