許滌龍，邱士勤，席玲慧

（湖南大學(xué)a.兩型社會(huì)研究院;b.金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，長(zhǎng)沙 410079）

1 文獻(xiàn)綜述

外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)水平是否有影響，具體是什么樣的影響，國(guó)內(nèi)外的學(xué)者對(duì)二者關(guān)系方面做出了研究。國(guó)外學(xué)者主要側(cè)重于二者之間長(zhǎng)期關(guān)系的研究，主要有Heller(1976)和Janardhanan(1997)等。他們研究結(jié)果都表示外匯儲(chǔ)備與物價(jià)水平存在正相關(guān)關(guān)系。

至于中國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹的影響，國(guó)內(nèi)學(xué)者做了較多的研究。在理論上，孔立平、朱志國(guó)通過(guò)中央銀行資產(chǎn)負(fù)債表和貨幣數(shù)量論兩個(gè)方面來(lái)分析外匯儲(chǔ)備對(duì)物價(jià)水平的內(nèi)在關(guān)系。結(jié)果表明外匯儲(chǔ)備增加造成了貨幣供應(yīng)量被動(dòng)增加，引發(fā)物價(jià)水平上升[1]。

在實(shí)證方面，根據(jù)研究的結(jié)論可歸納為兩類。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，外匯儲(chǔ)備與物價(jià)水平存在正相關(guān)關(guān)系。例如，許杰選取了2001年第1季度到2006年第4季度的外匯儲(chǔ)備量、基礎(chǔ)貨幣和商品零售物價(jià)的數(shù)據(jù)為樣本，采取協(xié)整分析法和格蘭杰因果關(guān)系分析，得出外匯儲(chǔ)備的高增長(zhǎng)產(chǎn)生通貨膨脹壓力[2]。周浩、朱啟貴則運(yùn)用向量誤差修正模型對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備與物價(jià)指數(shù)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明二者之間正相關(guān)，而且存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)系[3]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，外匯儲(chǔ)備對(duì)物價(jià)水平影響微弱，相關(guān)性小。例如，陳舒薇、胡海鷗運(yùn)用計(jì)量模型對(duì)外匯儲(chǔ)備和通貨膨脹之間的影響程度作了實(shí)證分析，結(jié)果表明外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹之間存在協(xié)整關(guān)系，外匯儲(chǔ)備是CPI的Granger原因，但是由于外匯沖銷政策的有力實(shí)施，對(duì)CPI的傳導(dǎo)作用不是很顯著[4]。趙英軍、彭美紅認(rèn)為外匯儲(chǔ)備與物價(jià)之間互為因果關(guān)系，但是物價(jià)的上升對(duì)外匯儲(chǔ)備的增加有同向促進(jìn)作用，而外匯儲(chǔ)備的增加并不一定導(dǎo)致物價(jià)上漲，甚至可能起反向作用[5]。

從研究的情況來(lái)看，計(jì)量經(jīng)濟(jì)的模型得到了廣泛的應(yīng)用。本文利用現(xiàn)有的數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的多變量向量自回歸模型對(duì)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)與物價(jià)水平的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

2 變量的選擇與模型的建立

表1 變量的基本情況

本文選擇外匯儲(chǔ)備量(FE)、廣義貨幣供應(yīng)量（M2），消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（CPI）作為分析的變量來(lái)研究外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)于物價(jià)水平的影響。

外匯儲(chǔ)備，指一國(guó)政府持有的以外幣表示的債權(quán)。經(jīng)濟(jì)全球化的背景下，它已是反映國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要組成部分。外匯儲(chǔ)備快速增長(zhǎng)促進(jìn)了外匯占款增加，也就致使了當(dāng)前的基礎(chǔ)貨幣的增加。

廣義貨幣供應(yīng)量，用來(lái)作為觀察和調(diào)控中長(zhǎng)期金融市場(chǎng)均衡的目標(biāo)，反映的是社會(huì)總需求的變化和未來(lái)通貨膨脹的壓力狀況。通常M2的增幅應(yīng)控制在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、物價(jià)上漲率、貨幣流通速度變化程度三者之和的范圍內(nèi)。

消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，國(guó)際上常用來(lái)做衡量通貨膨脹的信號(hào)，反應(yīng)一定時(shí)期內(nèi)物價(jià)變化的指標(biāo)，也是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和政府貨幣政策參考的重要指標(biāo)。

選用2000年第1季度到2009年第2季度的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)。選擇這個(gè)區(qū)間主要原因是從2000年開(kāi)始，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)基本已從亞洲金融危機(jī)中擺脫出來(lái)，經(jīng)濟(jì)已經(jīng)好轉(zhuǎn)，國(guó)家對(duì)于外匯儲(chǔ)備管理和市場(chǎng)的宏觀調(diào)控手段逐步成熟。所有變量的數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)以降低方差，對(duì)數(shù)的差分也就是對(duì)應(yīng)變量的增長(zhǎng)率，具有很好經(jīng)濟(jì)意義。具體的變量信息見(jiàn)表1。

表2 ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)表

表3 VAR模型估計(jì)結(jié)果

圖1 LNCPI對(duì)LNM2沖擊的脈沖響應(yīng)

圖2 LNCPI對(duì)LNFE沖擊的脈沖響應(yīng)

多變量向量自回歸模型（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立的模型，VAR模型把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，回避了結(jié)構(gòu)化模型的需要。模型的一般表達(dá)式為：

式中，yt是k維內(nèi)生變量，xt是d維外生變量向量，A1,…,Ap和B是待估計(jì)的參數(shù)矩陣。εt是k維隨機(jī)擾動(dòng)向量，它們可以同期相關(guān)但不能與自身滯后值和模型右邊的變量相關(guān)。通常用VAR(p)表示內(nèi)生變量有P階滯后的一個(gè)VAR模型。實(shí)際建模時(shí)，滯后期P根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)來(lái)確定，兩者取值都越小越好。

3 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)及實(shí)證分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

建立VAR模型，應(yīng)先對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，只有當(dāng)各變量都是平穩(wěn)序列時(shí)才能來(lái)構(gòu)建VAR模型，這樣可以避免由于序列存在“變化趨勢(shì)”而導(dǎo)致“偽回歸”問(wèn)題。時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)常用的ADF檢驗(yàn)法，分別對(duì)LNFE、LNM2、LNCPI做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，將數(shù)據(jù)代入Eviews5.1軟件操作，最終結(jié)果見(jiàn)表1。由檢驗(yàn)結(jié)果看出：三個(gè)變量二階差分后均通過(guò)了1%檢驗(yàn)水平的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此可以三變量均為2階單整序列。

3.2 VAR模型的估計(jì)

由平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，選取的三個(gè)變量可以進(jìn)行VAR模型估計(jì)。運(yùn)用Eviews5.1估計(jì)VAR模型，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則值最小原則，以及考慮樣本數(shù)量有限和實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況，最優(yōu)的滯后階數(shù)確定為2，運(yùn)行后輸出結(jié)果如表3。

依據(jù)表3，分析外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量?jī)蓚€(gè)變量對(duì)物價(jià)指數(shù)的影響。外匯儲(chǔ)備FE滯后一期對(duì)我國(guó)CPI產(chǎn)生正影響，而滯后二期對(duì)CPI產(chǎn)生負(fù)影響。說(shuō)明了外匯儲(chǔ)備的增加對(duì)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)增漲加大了壓力，但在國(guó)家的宏觀調(diào)控和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)下，作用的效果逐漸減弱。

M2滯后一期對(duì)CPI產(chǎn)生負(fù)影響，而在二期產(chǎn)生了微弱的正影響。其影響系數(shù)為0.004，即是M2每提高1個(gè)百分點(diǎn)，CPI提高0.004個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)物價(jià)的上漲作用是微弱的。這種現(xiàn)象與流行的貨幣供應(yīng)量增加致使物價(jià)上漲理論不相符。這與我們國(guó)家居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)有關(guān)，更多居民擁有現(xiàn)金卻沒(méi)有參與社會(huì)商品的大幅度消費(fèi)。大量的貨幣進(jìn)行了房地產(chǎn)、股市等方面的投機(jī)活動(dòng)，因而對(duì)于消費(fèi)物價(jià)指數(shù)作用在短期內(nèi)是不明顯的。另一方面，我國(guó)金融機(jī)構(gòu)的貨幣主要是流向國(guó)有企業(yè)，這些企業(yè)職工數(shù)目龐大，工資水平提高直接影響國(guó)內(nèi)市場(chǎng)消費(fèi)能力的提高，進(jìn)而對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)物價(jià)水平有一定影響，對(duì)物價(jià)上漲具有抑制作用。

CPI滯后一期對(duì)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)影響最大，影響系數(shù)為1.05.在滯后二期影響為反向。說(shuō)明物價(jià)上漲在短期內(nèi)難以調(diào)控，具有一定的持續(xù)性，需要宏觀經(jīng)濟(jì)政策的持續(xù)有效的作用，才能緩解物價(jià)的不斷上漲。例如，2008年上半年的物價(jià)水平，在國(guó)家宏觀調(diào)控不斷作用下，一直到第3季度才有所緩和。

3.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)和方差分解

確定各變量差分在VAR模型中順序?yàn)長(zhǎng)NFE、LNM2、LNPPI，應(yīng)用Eviews5.1對(duì)所建立的VAR(2)進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)，得到通貨膨脹對(duì)自變量單位正向沖擊的響應(yīng)圖。橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸LNM2，LNCPI的變化，圖中列出10期。實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，分別表述LNFE對(duì)LNM2，LNCPI的沖擊反映，虛線表示正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

從圖1可知，外匯儲(chǔ)備LNFE對(duì)我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量LNM2沖擊，當(dāng)在本期給LNFE一個(gè)正的沖擊后，LNM2在第1期沒(méi)有什么反應(yīng)，在此后的9期內(nèi)反應(yīng)非常的明顯，在第8期達(dá)到0.0319，但都是負(fù)向反應(yīng)。也就是說(shuō)LNFE受外部某一沖擊后，再傳遞給LNM2時(shí)，都是負(fù)向的沖擊。我國(guó)外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)沒(méi)有導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)，而且影響是反向的。

從圖2可以看出，在當(dāng)期給LNFE一個(gè)正的沖擊后，LNCPI在第1期有所表現(xiàn)，為負(fù)向。此后在第2期到第4期都是正向方向，在第3期達(dá)到最大值為0.012，此后慢慢下降，到第5期開(kāi)始為負(fù)向反應(yīng)。說(shuō)明外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)引起了物價(jià)的上漲，政府在面對(duì)物價(jià)的飛漲，及時(shí)采取有利措施，不斷分散風(fēng)險(xiǎn)，使得這一作用的效果越來(lái)越弱。

表4 消費(fèi)物價(jià)水平的誤差方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其它內(nèi)生變量所帶來(lái)的影響。方差分解是通過(guò)分析每一結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化（常用方差來(lái)度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步計(jì)算出各變量沖擊的相對(duì)重要性，即變量沖擊的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比例。

為了進(jìn)一步分析外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)，貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)水平波動(dòng)的影響，在VAR模型基礎(chǔ)上利用方差分解來(lái)解釋。軟件分析輸出結(jié)果如表4。

從表4可以看出外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)水平的預(yù)測(cè)方差的解釋程度一直處于上升的趨勢(shì)，在第4期到第6期的貢獻(xiàn)率趨于穩(wěn)定狀態(tài)，說(shuō)明外匯儲(chǔ)備的持續(xù)增加給給與了物價(jià)上漲的壓力，但并不是持續(xù)的，有個(gè)緩沖的階段，由此可以利用人民銀行沖銷干預(yù)政策來(lái)緩解外匯儲(chǔ)備增加帶來(lái)的價(jià)格上漲壓力。而貨幣供應(yīng)量對(duì)物價(jià)水平變動(dòng)影響是有限的，在前期影響微弱，從長(zhǎng)期來(lái)看對(duì)物價(jià)上漲造成很大壓力，但沒(méi)有外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)于物價(jià)波動(dòng)貢獻(xiàn)大，表明外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)加大了物價(jià)上漲的壓力。

4 結(jié)論及進(jìn)一步的分析

從實(shí)證結(jié)果來(lái)看，我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的確給物價(jià)水平波動(dòng)帶來(lái)了巨大的壓力，它沒(méi)有引起廣義貨幣供應(yīng)量的增加。也就是說(shuō)，外匯儲(chǔ)備增加，以貨幣供應(yīng)量為媒介而產(chǎn)生物價(jià)上漲的效應(yīng)并不顯著。從我國(guó)宏觀調(diào)控和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)實(shí)際情況來(lái)分析，主要有以下原因削弱此影響：

(1)中央銀行實(shí)行外匯沖銷手段有效地緩解了外匯儲(chǔ)備增加基礎(chǔ)貨幣投放的壓力。央行實(shí)施的外匯沖銷政策主要有公開(kāi)市場(chǎng)業(yè)務(wù)，發(fā)行高利率國(guó)債和上調(diào)存款準(zhǔn)備金率及利率。外匯儲(chǔ)備的變化會(huì)引起中央銀行的反應(yīng)，從而外匯儲(chǔ)備不可能對(duì)貨幣供應(yīng)產(chǎn)生一對(duì)一的影響。如方先明等認(rèn)為，盡管我國(guó)的外匯儲(chǔ)備增加產(chǎn)生了明顯的通貨膨脹效應(yīng)，但中國(guó)人民銀行采取的貨幣沖銷政策在總體上是有效的，有利于削弱外匯儲(chǔ)備增加的通貨膨脹效應(yīng)[6]。

(2)廣義貨幣供應(yīng)量增加，在一定時(shí)期內(nèi)不一定引起物價(jià)的上漲。一方面物價(jià)上漲有多種因素影響。2008年上半年CPI逐月走高，很大程度上取決于國(guó)際油價(jià)、糧食價(jià)格等價(jià)格的提高，屬于成本推動(dòng)型和輸入性的通貨膨脹。另一方面，我國(guó)最近幾年股市、樓市波動(dòng)令人琢磨不透，國(guó)家宏觀調(diào)控措施不斷出臺(tái)，增添了更多居民對(duì)短期內(nèi)的投資和消費(fèi)預(yù)期的不確定性，使得居民趨向于減少消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄，高儲(chǔ)蓄使現(xiàn)金在基礎(chǔ)貨幣中所占的比率下降，放緩了貨幣流通速度，更多的貨幣發(fā)揮的是價(jià)值儲(chǔ)藏功能而不是流通手段功能，導(dǎo)致貨幣流通速度的下降，降低了物價(jià)上漲的幅度。此外，價(jià)格管制是控制過(guò)量貨幣常用的政策，我國(guó)物價(jià)仍受到一定程度的約束，過(guò)多投放的貨幣量并不能完全由物價(jià)上漲來(lái)體現(xiàn)。

(3)外匯儲(chǔ)備所形成的貨幣分配的群體差異帶來(lái)用途的不同。如果外匯儲(chǔ)備所形成的貨幣主要在外資企業(yè)中不用于投資，沒(méi)有形成大多數(shù)居民的實(shí)際收人，當(dāng)然不會(huì)引起需求的快速增加，也就不會(huì)引起價(jià)格水平的上升。

外匯儲(chǔ)備的持續(xù)增加提高我國(guó)的國(guó)際信譽(yù)和國(guó)際地位，但國(guó)內(nèi)承擔(dān)了物價(jià)上漲的壓力。雖然中央銀行可以通過(guò)貨幣沖銷手段吸收因外匯占款而增加的基礎(chǔ)貨幣，削弱帶來(lái)的通貨膨脹效應(yīng)。但隨著外匯占款快速增加，沖銷政策操作空間可能會(huì)越來(lái)越小。因此，有必要適當(dāng)調(diào)整外匯儲(chǔ)備管理機(jī)制，減少外匯占款，降低由此帶來(lái)的基礎(chǔ)貨幣的投入，在一定程度上削弱由外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)而帶來(lái)的物價(jià)波動(dòng)。

[1]孔立平,朱志國(guó).外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平影響的研究[J].上海金融學(xué)院學(xué)報(bào),2008，(2).

[2]許杰.中國(guó)外匯儲(chǔ)備高增長(zhǎng)的通貨膨脹效應(yīng)分析[J].全國(guó)商情,2008(B05).

[3]周浩,朱啟貴.外匯儲(chǔ)備快速增加與物價(jià)指數(shù)變動(dòng)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)2006，(6).

[4]陳舒薇,胡海鷗.我國(guó)外匯儲(chǔ)備增加的通貨膨脹效應(yīng)實(shí)證分析—兼評(píng)外匯沖銷政策的有效性[J].科學(xué)技術(shù)與工程,2009,9(1).

[5]趙英軍,彭美紅.我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)與物價(jià)變動(dòng)因果關(guān)系研究[J].價(jià)格月刊,2009，(2).

[6]裴平,熊鵬,方先明.論我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)過(guò)程中的“梗阻”——基于1998～2003年實(shí)證數(shù)據(jù)的分析[J].南京社會(huì)科學(xué),2009，(5).

[7]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例[M].北京:清華大學(xué)出版社,2006.

[8]王珍.我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)與物價(jià)波動(dòng)的理論分析與實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究,2006,(7).

[9]王永茂,宋金奇.基于VAR模型的外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹的影響研究—兼論匯率價(jià)格傳遞效應(yīng)[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2009,28(1).