我國外匯儲備與物價指數聯動關系研究
——基于脈沖響應函數方法的實證分析

劉玉杰

(安徽職業技術學院，安徽 合肥 230011)

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我國外匯儲備與物價指數聯動關系研究
——基于脈沖響應函數方法的實證分析

劉玉杰

(安徽職業技術學院，安徽 合肥 230011)

近年來，我國外匯儲備大幅增長與物價指數逐級攀升引起了學術界的密切關注。該文在梳理大量相關文獻的基礎上，先對外匯儲備與物價指數的聯動關系從理論上進行分析，而后采用1996-2014年外匯儲備、M2與CPI的大量數據，從實證方面對外匯儲備與物價指數作進一步研究。結果表明：外匯儲備通過貨幣供應量間接作用于物價，具有一定的滯后性，兩者存在著反向變動關系，即存在一個長期穩定的均衡關系。

外匯儲備；CPI；貨幣供應量；脈沖響應函數

相關數據顯示，居民消費價格指數近年來呈上升趨勢，尤其是國際金融危機爆發以后，物價指數經歷了“先抑后揚”的走勢，上漲壓力逐漸顯現[1]。傳統的貨幣理論認為物價波動與一國的外匯儲備水平有著密切的聯系，從貨幣供給角度來分析，外匯儲備增長首先通過影響外匯占款來影響國內貨幣發行量，即貨幣供給量(M2)，再通過貨幣乘數成倍放大的增長，從而引發物價上漲[1]。 因此，外匯儲備與物價指數的聯動關系在一國經濟運行過程中地位凸顯，也引起了國內學術界和政策部門的高度關注。

一 、外匯與物價關系分析

根據會計恒等式：資產=負債+所有者權益，可以推出中央銀行資產負債的關系等式[2]：

B=C+D+F

其中，B：基礎貨幣，C+D：國內信貸，F：外匯儲備。等式左邊表示中央銀行的主要負債；等式右邊表示中央銀行的主要資產構成。在貨幣乘數影響下，一國貨幣創造公式為：

M=KB

其中，M：貨幣供應量，K：貨幣乘數。

從上面公式可以看出，由于外匯儲備是一國基礎貨幣的重要組成內容之一，如果國內信貸等其他資產保持不變，這時外匯儲備的增加必將直接導致基礎貨幣的增加，進而通過貨幣乘數對貨幣供應量產生影響，即導致貨幣供應量的大量增加。從長期來看，資本市場上外匯儲備的增長會不斷增加貨幣投放量，通過外匯占款引起的貨幣供給增加會進一步在商品市場上產生聯動效果。在商品市場上，由于貨幣供給量的增加，會推動一國的總需求也上升。總需求上升最終使得一國物價水平呈上升狀態。在商品市場上，總需求的上升最終使得一國的物價水平上升。反過來商品市場的波動又會作用于資本市場，若物價水平持續上升會使得該國商品競爭力下降繼而降低出口規模，并且上升的貨幣供應量會導致利率下降，這都使得該國資本市場上出現順差減少或逆差增加的情況。

因此，本文將選取三個時間序列的變量(外匯儲備、廣義貨幣供應量、物價指數)，首先進行平穩性檢驗，通過檢驗后再構建脈沖響應曲線圖來考察這三個變量之間的動態關系。

二 、 外匯儲備增長對我國物價水平影響的實證

(一)實證理論依據

蒙代爾提出了以下揭示國際儲備和物價變動之間關系的模型[3]：Md設為貨幣需求, P為物價, Y為實際收入或實際產出。假定一國經濟處于充分就業,名義貨幣需求是實際國民收入、價格和利率等變量的函數,貨幣主義認為貨幣需求函數是一階齊次的,需求的利率彈性又相當小,因此貨幣需求理論函數可簡寫為：

Md=f(P×Y)=P×f(Y)

(2-1)

在開放經濟條件下，名義貨幣供給Ms為國外凈資產與國內信貸之和:

Ms=F+D

(2-2)

Ms為一國的名義貨幣供給數量，D為國內信貸，F則為一國貨幣供給的國外部分，即為國際儲備。

均衡條件是在世界商品與資本市場處于完全競爭的假設下，隨時可以實現:

Ms=Md

(2-3)

對數微分可得：

Md/md=gp+η×gy

(2-4)

gp為物價上漲率，gy為實際收入增長率，η為買際貨幣需求的收入彈性，即：

(2-5)

用相同方法對式子2-2對數微分可以得到:

(2-6)

其中，r=F/(F+D)為國際儲備在貨幣供給中所占的比例。gF為國際儲備增長率，gD為國內信貸增長率。由式2-3, 2-4,2-6可得:

gp+η×gy=r×gF+(1-r)×gD

(2-7)

即：

gp=r×gF+(1-r)×gD-η×gy

(2-8)

從式2-8可以得出以下結論:實際GDP增長率越大，物價上漲率越小:國際儲備增長率越大，物價上漲率越大;國內信貸增長率越大，物價上漲率越大。

(二) 數據選取與說明

本文擬采用1996～2014年的我國物價水平、貨幣供應量和外匯儲備的年度數據作為實證分析的樣本空間[4]。通過脈沖響應函數來分析這些變量之間的內在關系。在變量選取上，采用外匯儲備余額來反映我國外匯儲備的變動情況；選取廣義貨幣供應量作為貨幣供給數量指標；用居民消費價格指數反映一國物價水平的波動情況。這些數據均來源于國家統計局。并用FER、M2、CPI分別表示外匯儲備同比增長率、廣義貨幣供應量同比增長率以及居民消費價格指數同比增長率，以便下文的實證分析。

(三)實證分析

1.相關性檢驗

利用EVIEWS6.0進行物價波動和各變量的相關性檢驗，得到如下結果:如表1所示，相關性檢驗表明，物價水平同外匯儲備增長率正向關系，而且相關性較強。而國內信貸增長率與實際國內生產總值增長率同物價水平呈現負向關系。外匯儲備增長率和實際國內生產總值增長率相關系數與前文的蒙代爾理論完全相符，而國內信貸增長率相關系數與理論描述相悖，筆者在下文的協整檢驗部分進行了解釋，這里就不進行贅述。

表1 物價波動與各變量的相關性檢驗結果

CPIPGDPPRESERVEPGNXDPCPIP1.000000-0.0397820.548012-0.130519GDPP-0.0397821.0000000.033944-0.058874RESERVEP0.5480120.0339441.0000000.066742GNXDP-0.130519-0.0588740.0667421.000000

2.平穩性檢驗

在實證分析前，本文首先對這些數據進行相關的檢驗，以便進行下一步分析。為了避免出現“偽回歸”現象，對金融時間序列分析之前需要保證序列數據的平穩性，否則會使得到的參數檢驗結果無意義[5]。因此，對時間序列進行計量分析之前須進行平穩性檢驗，而常用的檢驗方法有DF檢驗和ADF檢驗，本文采用后者，即單位根檢驗。ADF檢驗的判斷準則為：將原時間序列進行回歸后得到的ADF統計量與給定的顯著性水平下的臨界值進行比較，如果前者大，則表明該序列不存在單位根，為平穩時間序列；如果后者大，則表明該序列存在單位根，為非平穩序列。一旦檢驗結果為非平穩序列，常通過取差分的方法使其平穩化。本文采用Eviews6.0軟件對三個時間序列(CPI、M2、FER)以及它們一階差分后的序列(一階差分記為△CPI、△M2、△FER)進行ADF檢驗，各變量時間序列ADF檢驗結果如表2所示。

表2 在1%置信水平下變量的平穩性檢驗

變量檢驗形式(c,t,k)ADF值1%臨界值P值結論CPI(c,0,0)-3.790125-3.8867510.0121非平穩M2(c,0,0)-3.283417-3.8867510.0324非平穩FER(c,0,1)-1.978821-3.8867510.2922非平穩△CPI(c,0,0)-4.466978-3.9203500.0035平穩△M2(c,0,0)-4.914159-3.9203500.0015平穩△FER(c,0,0)-4.090890-3.9203500.0023平穩

注：①檢驗形式：(c，t，k)，其中c和t分別表示帶有常數項和趨勢項，k表示滯后階數；②滯后階數(k)的選擇標準是赤池信息(AIC)準則和施瓦茲信息(SC)最小準則

從表2中的ADF檢驗結果中可以看出，變量CPI、M2、FER序列的ADF檢驗統計量均大于1%顯著性水平的臨界值，表明這三個序列存在單位根，即為非平穩時間序列。再對CPI、M2、FER取一階差分后，其差分序列的ADF值在1%的顯著性水平上都是平穩的，即都是一階單整I(1)序列。

3. 協整檢驗

本文使用JOHANSEN(1995)多變量系統極大似然估計法對多變量時間序列進行協整檢驗，在協整檢驗前必須先確定VAR模型的滯后階數。我們依AIC和SC最小準則，確定VAR模型的最優滯后階數為1，選擇協整檢驗的VAR模型滯后階數為1。

表3 物價波動與各個變量協整檢驗結果

假設協整個數跡檢驗統計值跡檢驗5%臨界值最大特征值檢驗值最大特征值5%臨界值沒有49.1858447.8561328.1609027.58434最多一個25.0249429.7970713.47747021.13162最多兩個9.54746815.494718.33518014.26460最多三個1.4122893.8414661.2122893.841466

表3協整檢驗結果顯示，在5%的水平上存在且最多只存在一個協整方程，將方程正規化，得到如下結果:

CPIP=-0.000226×GDPP-0.0343×GNXDP+0.35927×RESERVEP

(2-9)

該方程表明，實際GDP增長率跟物價水平變動率之間呈現反向關系，實際生產總值增加將會導致物價水平的下降;而外匯儲備增長率和物價水平變動率之間呈現正向關系。

4.脈沖響應函數分析

在實際應用中，VAR模型往往在分析一個變量的變化對另一個變量的影響時存在一定約束，而且一般反映的是局部的動態關系，這時常考慮誤差項發生變化對內生變量的影響，脈沖響應函數(IRF)就是考慮擾動項的影響是如何傳播到各變量上來的。基于上述分析，為了更加全面地考察我國外匯儲備對物價的沖擊效應，需要對選定的三個變量進行脈沖響應分析，以反映任意一個變量的波動如何經由模型對其他變量產生動態影響，以貨幣供應、物價水平、外匯儲備的順序，實證分析借助于計量經濟學軟件Eviews6.0繪制圖形如圖1。

圖1 脈沖響應曲線

圖1(a)：基礎貨幣的一個單位標準差沖擊對居民消費價格指數的沖擊效應剛開始為正，在第2期和第3期反映比較明顯，達到最大，然后逐漸遞減，在第4期之后轉為負向了，但是負向不是很明顯。這表明M2在受到某一外部沖擊之后，在市場運作下會對CPI產生一定的影響，首先帶來的是正向的沖擊，該正向沖擊在達到最大后又逐漸減弱，直至出現負效應，但是整體上沖擊幅度不大。因此，通過實證分析發現，貨幣供應量的增加并不一定會導致物價水平上升，也有反向作用的可能。

圖1(b)：外匯儲備的沖擊對貨幣供應量的正向影響是先遞減，后有一短暫的上升階段，再又緩慢遞減。第1期即達到最大值，在第2期到第4期為短暫上升階段，隨后又緩慢遞減，持續時間大約維持6期，并在第7期之后有微弱的負向影響，但這影響并不明顯。這一方面表明外匯儲備的增加會導致貨幣供給量上升；另一方面，遞減的影響從側面反映了央行發行票據等一系列貨幣沖銷操作的有效性。

圖1(c)：物價對外匯儲備有正向影響，第1期沒有反映，第2期反映比較明顯并達到最大，隨后沖擊效應遞減直至第7期接近于零。這種沖擊效應能夠維持8個月左右。而且在第4期的時候有個拐點，之后沖擊響應下降幅度有所減弱。與圖2相比較，這個拐點出現稍晚，表明外匯儲備通過中間變量(貨幣供應量)影響物價的機制是存在的，且貨幣政策存在時滯性。

圖1(d)：外匯儲備對物價沖擊雖然剛開始有短暫的正向效應，但逐漸下降直到第2期后即降為負向影響。開始反向效應不斷增加，在第4期達到頂峰，隨后這種負效應開始減弱，在第8期后有微弱的突破。可見，在某種程度上，外匯儲備可能會對物價波動產生反饋機制，也就是說，物價的上升又反過來導致外匯儲備的降低。

5. 方差分解模型

本文采用方差分解法對變量CPIP不同期限的預測誤差的方差進行分解(如表4所示)。方差分解是從另一種角度來描述系統動態的方法。如果說脈沖響應函數是追蹤系統對一個變量的沖擊效果，那么方差分解自然是將系統的均方誤差分解成各個變量沖擊所做的貢獻。方差分解的主要思想是:把系統中每個內生變量(共個)的波動按其成因分解為各方程隨機擾動項相關聯的個組成部分，從而了解各隨機擾動項對模型內生變量的相對重要性。方差分解不僅是樣本期間以外的因果關系檢驗，而且還將每個變量的單位增量分解為一定比例的自身原因和其他變量的貢獻度。

表4 物價波動的方差分解結果

PeriodS.E.CPIPGDPPRESERVEPGNXDP10.012725100.00000.0000000.0000000.00000020.01735994.381511.0055164.6011850.01179030.02043287.309153.9468078.5623750.18167240.02265483.958715.06671110.110940.86364650.02424881.075525.67712711.531501.71585660.02542578.416526.22695212.848012.50852070.02628776.292466.60801913.940813.15871380.02691574.570926.86588914.921023.64217190.02737173.166407.04793315.807313.978354100.02770272.043807.16837316.588164.199672

三個解釋變量中，外匯儲備增長率(RESERVEP)的貢獻度最大，到第4期時已經上升到 10.11%，之后繼續保持上升狀態，到第10期時，貢獻度達到16.58%；實際國內生產總值增長率(GDPP)總體貢獻率其次，到第6期時已經達到6.22%，第9期達到穩定，到第10期時，貢獻度達到7.16%；國內信貸增長率(GNXDP)貢獻度最弱，前四期的貢獻度均沒有超過1%，直到第10期，貢獻度只有4.19%。

三 、結論

本文在對相關文獻進行梳理的基礎上，首先從理論層面分析了我國外匯儲備與物價水平的相關關系，進而采用計量分析法進行實證研究，在通過ADF平穩性檢驗后，對選取的三個變量構建了脈沖響應曲線圖，分析了三個變量之間的動態關系。

[1]姚宇惠,蔡宏宇.基于VAR模型的我國外匯儲備變動與物價波動的關系研究[J].宏觀經濟研究，2014(11)：138-148.

[2]H.Robert.Heller,International Reserves and Word-wide Inflation[J]. Palgrave Macmillan Journals，1976(23):61-87.

[3]Mousen，Jannardhanan，Bahmani， Error-Correction Models and Co-integration International Reserves and World Inflation[J].Economic Note，1996(26):35-48.

[4]Dibooglu，Kibritcioglu，Aykut，Inflation，output growth，and stabilization in Turkey，1980-2002[J].Economics and Business，2004(56):43-61.

[5]梁珊珊.金融危機后我國物價水平變動與貨幣供應關系研究——基于外匯儲備變動視角[J].投資研究，2011(9)：147-156.

(責任編輯：高 堅)

Research on the Linkage Between Foreign Exchange Reserve and Price Index in China——An Empirical Analysis Based on the Impulse Response Function Method

Liu Yujie

(Anhui Vocational and Technical College, Hefei 230001, China)

In recent years, the situation where China's foreign exchange reserve is significantly increasing and the price index is gradually rising has drawn much attention from the academic community. Based on a literature review of a lot of relevant data, this paper makes a theoretic analysis of the linkage between foreign exchange reserves and the price index. Next, it makes an empirical research on foreign exchange reserve and price index by applying a large amount of data in terms of foreign exchange reserves in 1996-2014, M2 and CPI. The result shows that foreign exchange reserve is indirectly acting on price index through the money supply and the acting is lagging to a certain extent, that there is a reversed interrelation between foreign exchange reserve and price index, which means there is a long-term stable equilibrium relationship between them.

Foreign exchange reserve; CPI; Money supply; Impulse response function

2017-02-10

F832.6

A

1673-8535(2017)02-0014-06

劉玉杰(1967-)男， 安徽懷寧人，安徽職業技術學院副教授，研究生，研究方向：金融經濟、經濟管理。