劉曉蘭　譚璐　伍昱銘

摘 要：從二維視角出發(fā)，選取月度數據對中國外匯儲備規(guī)模與CPI波動的動態(tài)關系進行了實證研究。結果表明，我國外匯儲備與CPI波動互為因果，且二者存在長期的協(xié)整關系；短期內，外匯儲備對CPI波動存在正向的沖擊效應，外匯儲備和CPI波動關系的階段特征呈現(xiàn)出與我國外匯體制變遷階段相契合的規(guī)律性。為此，提出了削弱外匯儲備對物價影響的政策建議。

關鍵詞： 外匯儲備；協(xié)整分析；VAR模型；誤差修正模型

中圖分類號：F832.63 文獻標識碼： A文章編號：1003—7217（2012）05—0024—06

一、引 言

隨著中國經濟快速發(fā)展，外匯儲備增長迅速，外匯占款比例不斷上升，已成為我國貨幣供給的主要方式，流動性的充裕又成為物價高企的主要推手。理清外匯儲備規(guī)模與物價指數間的動態(tài)關系，對于分析貨幣供應的傳導機制，研究央行貨幣政策效果，深化外匯管理體制改革，具有重要的理論意義與現(xiàn)實價值。鑒于此，本文擬從長期均衡與短期波動的二維視角，探究開放經濟條件下外匯儲備規(guī)模與物價波動的動態(tài)關系，結合制度變遷的軌跡，探究二者關系階段特征的內在制度機理。同時，借助計量模型來量化各個影響因素對目標變量值變動的影響程度，建立二者動態(tài)數量關系，為宏觀經濟調控提供政策指引。二、文獻綜述

從國內研究來看，由于20世紀90年代以前我國外匯儲備很少，在趕超戰(zhàn)略的主導下，政府對物價、匯率、利率實行人為控制，各種價格調節(jié)機制失靈，因此對外匯儲備規(guī)模與物價波動的關聯(lián)研究的實際意義不大，故相關研究只停留在理論上，鮮見諸文獻中。20世紀90年代后，隨著我國對外貿易的發(fā)展，在鼓勵出口創(chuàng)匯的背景下，外匯規(guī)模不斷擴大。此階段，國內的主流觀點認為外匯儲備與物價指數開始出現(xiàn)弱相關關系。21世紀以來，我國經濟持續(xù)、快速地增長，為國際收支順差奠定了堅實的基礎，尤其在2001年加入世貿組織后，我國進一步擴大對外貿易，改善投資環(huán)境，促使外國直接投資大幅度增加。這些內外因素都使得外匯儲備快速增長，規(guī)模不斷擴大。如胡祖六（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(fā)通貨膨脹從而使當局對外匯市場的干預成為徒勞無功[1]。王紅、童恒慶（2005）的研究表明，外匯儲備增長率明顯是居民消費價格指數CPI的Granger原因，而且外匯儲備增長對物價具有顯著的正效應[2]。周浩、朱啟貴（2006）認為外匯儲備與物價指數之間存在正相關關系，且長期內存在穩(wěn)定的均衡關系[3]?？琢⑵健⒅熘緡?008）提出從長期來看，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[4]。這期間相關研究注重多種計量模型和數理分析的融合，分析的視野更加開闊，而所得結論卻逐步趨同，即外匯儲備規(guī)模與物價指數之間存在正相關關系，且長期內存在穩(wěn)定的均衡關系。

與國內相比，國外的研究相關研究開展較早[5—6]，且近年來更加注重從長期的視角，運用實證分析的方法來探究外匯儲備與物價波動的關系，而且所采用的研究方法比較復雜，所涉及的樣本容量也較大[7—8]。由于國外價格體制等市場機制的發(fā)展狀況與中國存在明顯差異，故研究結論與中國相比出現(xiàn)了對應階段上的分歧。這一點實質揭示了二者關系受制度等因素影響的動態(tài)特征和變動軌跡階段性特征的內在邏輯。

綜合相關文獻來看，20世紀90年代以前，對于外匯儲備與物價波動關系的研究幾乎完全空白，主要原因在于外匯體制不健全，實證數據缺失，外匯儲備規(guī)模偏小影響效應并不明顯等；1996～2004年的研究結論主要集中認為外匯與物價波動無關聯(lián)，即使存在也較弱；2004年以后主流觀點認為存在較為明顯的關聯(lián)，或長期或短期，正向關聯(lián)占多數，而且隨著中國市場化改革的進一步深入，市場價格信號經濟體制的逐步完善，國內外的研究結果基本趨同。三、研究設計（一）變量選取及數據來源

基于國際貨幣主義、貨幣數量理論以及IS睱M睟P模型關于外匯儲備與CPI波動的傳導機制，本文在借鑒國內外研究成果的基礎上，考慮到變量數據的可得性、相關性等綜合因素[9—13]，選取以下變量構建動態(tài)函數計量模型為：

（1）

財經理論與實踐（雙月刊） 2012年第5期

2012年第5期（總第179期） 劉曉蘭，譚 璐等：中國外匯儲備規(guī)模與CPI波動動態(tài)關系實證研究

公式（1）中，F(xiàn)R表示外匯儲備，M2表示貨幣供應量（由于人民銀行把貨幣供應量層次劃分為現(xiàn)金流量M0，狹義貨幣供應量M1和廣義貨幣供應量M2，數據M2能更好地反映一國貨幣供應量狀況，選擇M2作為解析變量觀察其對物價水平的影響），GDP表示國內生產總值，ER表示匯率，IEQ表示一國在一定時期內進出口貨幣總額。

所采用數據來源于《中國金融統(tǒng)計年鑒》各期，中國人民銀行資產負債表，中經網統(tǒng)計數據庫，中國外匯統(tǒng)計局、和訊網、中國海關總署等且均為月度數據，時間范圍從1998年12月～2010年3月共136個樣本。（二）數據處理

根據所有變量數據的統(tǒng)計特征，將所得數據進行必要的計量處理：CPI環(huán)比與同比數據轉化為以1998年12月為基期的定基比數據；由于外匯儲備（FR）是國際收支的貨幣表現(xiàn)，因此用外匯儲備代替理論模型中的國際收支，且外匯儲備用人民幣兌美元的平均匯率轉化為人民幣以統(tǒng)一單位；因為GDP月度數據難以收集，而經濟增長主要來自于工業(yè)經濟的增長，所以鑒于數據的可得性用工業(yè)總產值（IGQ）替代；此外，進出口總額用IEQ表示、貨幣供應量用廣義貨幣M2表示[12]。

通過分析定基比CPI、變量IEQ、IGQ折線圖綜合其自相關系數，發(fā)現(xiàn)時間序列具有季節(jié)性，故為減少季節(jié)波動的影響，需要對其進行季節(jié)因素的調整。本文使用EVIEWS5.0中提供的X12方法進行季節(jié)調整。此外，為消除數據中存在的異方差，減少數據的波動幅度，分別對季節(jié)調整后的數據取對數，進行平滑處理。

四、實證分析（一）平穩(wěn)性檢驗

回歸分析所要求的時間序列必須是平穩(wěn)的，否則會產生“偽回歸”問題。從序列圖發(fā)現(xiàn)各變量間有共同趨勢，而且相關系數也表現(xiàn)出很強的相關性，因此需要對時間序列進行穩(wěn)定性檢驗并做平穩(wěn)化處理。

由變量的折線圖，如圖1所示，可知各變量存在時間趨勢和截距，故ADF單位根檢驗回歸方程中應包含截距和趨勢項。時間序列平穩(wěn)性檢驗結果見表1。

圖1 各變量的趨勢圖

由表1可知，原變量序列LNCPI、LNFR、LNIEQ、LNIGQ、LNM2，ADF絕對值小于1%置信水平下臨界值的絕對值，因此原序列存在單位根，具有非平穩(wěn)的特征。經過一階差分后，所有變量都是平穩(wěn)的，即變量具有一階單整性。（二）格蘭杰因果檢驗

Granger檢驗對滯后長度較為敏感，因此，需對不同滯后長度分別進行檢驗，以因果關系檢驗中的隨機誤差項不存在序列自相關來選取最適當的滯后期。

表1 變量ADF單位根檢驗

表2 Granger檢驗結果

結果表明，在不同滯后期下檢驗結果一致，即外匯儲備規(guī)模變動與CPI波動間存在穩(wěn)定的雙向因果關系。（三）協(xié)整檢驗

根據單位根檢驗，所有變量都服從I（1）過程，符合協(xié)整檢驗的前提。雖然，Engle—Granger兩步法被證明是檢驗非平穩(wěn)變量間協(xié)整關系的較好方法，但它存在數據的有限性偏差，聯(lián)立因果偏差等三個方面的缺陷。由于以上缺點，本文將采用能夠克服其缺陷的基于VAR的Johansen方法來檢驗變量間的協(xié)整關系。

協(xié)整關系檢驗首先需要確定合理的協(xié)整滯后階數，以保證協(xié)整關系統(tǒng)計上的可信度。一般根據AIC和SC信息量取值最小的原則確定模型的階數。

本文使用AIC、SC信息準則和LR統(tǒng)計量做為選擇最優(yōu)滯后階數的檢驗標準，并用混合自相關檢驗和自相關LM檢驗殘差序列有無自相關，White檢驗和ARCH統(tǒng)計量檢驗異方差性，JB檢驗檢驗殘差的正態(tài)性。結果表明，滯后階數為4的VAR模型各方程擬合優(yōu)度很好，殘差序列具有平穩(wěn)性。對VAR（4）模型的回歸殘差序列進行隨機性檢驗表明，在5%的顯著水平上，各方程回歸殘差序列均滿足正態(tài)性，不存在自相關和異方差，進一步驗證了VAR（4）模型為最優(yōu)模型。

表3 基于信息準則的VAR最佳滯后階數

（四）多變量VAR模型

Sims（1980）所提出的VAR模型特點就是比較強調方程與數據的擬合，無需對模型中變量的內生性與外生性做出假定，從而克服經濟解析意義上的不足。雖然時間序列是非平穩(wěn)的一階單整序列，但其可能存在某種平穩(wěn)的線性組合。這個線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關系，即協(xié)整關系。非約束的Johansen協(xié)整檢驗結果見表4。

表4 Johansen非約束協(xié)整關系檢驗結果

由Johansen檢驗可知，在5%的顯著水平下，變量間存在一個協(xié)整關系，即LNCPI與其余變量間存在長期協(xié)整關系。

根據研究需要和一般經驗，將第一組協(xié)整向量正規(guī)化，得到的協(xié)整方程可表示為表5。

（3）

對VECM進行單位根檢驗的結果表明，ADF檢驗統(tǒng)計量在5%顯著水平上小于臨界值，序列ECM已經平穩(wěn)，從而說明所得到的VAR（4）是穩(wěn)定可信的。穩(wěn)定的VAR方程解釋了外匯儲備與諸變量間的長期均衡關系：從方程的系數可知，物價與外匯儲備、國內生產總值存在正向關系，與進出口總額、貨幣供應存在負向關系；在其他條件不變時，外匯儲備每增加1%，則消費者物價指數增加0.169004%，由此可見，外匯儲備規(guī)模的變動增長對CPI有明顯的正向作用。（五）誤差修正模型

傳統(tǒng)經濟模型通常表示變量之間的長期均衡關系，但經濟變量短期來看往往是非均衡的。誤差修正模型的基本思想：變量通過一種誤差修正機制，防止長期均衡關系出現(xiàn)大的偏差，并通過短期波動過程不斷調整來實現(xiàn)長期均衡。

本文運用Engle和Granger（1987）提出的誤差修正模型對變量間進行長期均衡和短期的動態(tài)關系進行分析。由于VECM的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，由無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為4確定VECM的滯后期為3，根據研究需要只選擇其中一個方程，將參數結果寫成方程式如下：

VECM模型整體性檢驗結果表明，模型整體的對數似然函數值足夠大（3817.289），同時AIC、SBIC的值相當小，分別為—56.90517和—54.92985，說明模型整體解釋力較強。

利用所估計的VECM模型，可以對LNCPI的短期波動進行分析。它的短期變動主要分為兩步分：一是其他變量短期波動的影響；另一部分是前一期LNCPI偏離長期均衡的影響，而VECMt—1前的系數—0.016515表明短期波動對偏離長期均衡關系的調整幅度，同時說明波動的短期偏離具有收斂性，即回歸于長期均衡。

圖2 VAR模型的殘差序列圖

圖2為VAR模型的殘差序列圖，從圖可以看出，零值均線代表變量間的長期均衡關系。在1999年和2008年左右，誤差修正項的絕對值較大，這表明短期波動偏離長期均衡關系比較大；但調整比較迅速，大約經過一年時間調整，分別在下一年回復到長期均衡狀態(tài)；同理，若誤差修正項的數值小，則表明這些時期短期波動偏離長期均衡關系的幅度比較小。（六）實證結論

由以上分析可知，物價指數、外匯儲備等諸多變量間存在長期協(xié)整關系，這一點與前述分析一致。具體來看，主要結論如下：

1.基于VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗表明，中國的消費者物價指數受多種因素的影響，與外匯儲備規(guī)模等變量間存在長期協(xié)整關系。長期來看，外匯儲備增長對物價指數產生穩(wěn)定的正向作用。

2.在協(xié)整基礎上的Granger檢驗表明，在各種滯后期下，物價指數與外匯儲備之間均存在雙向的因果關系。外匯儲備通過影響貨幣供應量導致物價指數波動，隨著我國經濟開放程度的不斷深化，物價又能通過價格機制，借助國際貿易的渠道反過來作用于外匯儲備規(guī)模的變化。

3.基于VAR協(xié)整檢驗基礎上建立的VECM模型，很好地表征了變量間的動態(tài)關系，說明短期內外匯儲備對CPI波動存在正向的沖擊效應，誤差修正項的系數為負數，表明物價指數的短期波動將收斂于長期均衡，再次證明了各變量間的長期均衡關系。五、結論及政策建議

實證的結果分析表明，對任何一個對外開放的國家，政府為維護經濟穩(wěn)定所持有適當的外匯儲備是必要的，但過猶不及，若外匯儲備規(guī)模過巨，從而導致基礎貨幣的過量投放，將對通貨膨脹產生推波助瀾的作用。在人民幣升值壓力下的外匯儲備增長對通貨膨脹的影響不可小覷。

進一步結合研究綜述與實證分析帶來的啟示有，外匯儲備和CPI波動關系的階段特征呈現(xiàn)出與我國外匯體制變遷階段相契合的規(guī)律性。隨著外匯體制市場化改革的不斷深入以及外匯規(guī)模的不斷擴大，外匯儲備與物價指數的關系漸漸從無關、弱相關過渡到長期協(xié)整關系、短期動態(tài)關系。由此可見，在開放經濟條件下，國家要實現(xiàn)既定的宏觀經濟目標，就必須疏通阻礙市場機制發(fā)揮作用的制度障礙，完善自動調節(jié)的各種機制，積極發(fā)揮各種價格機制對宏觀經濟的調控作用。因此，我國應大力推進金融機制深化改善，削弱外匯儲備通過貨幣供應進而影響物價的內在聯(lián)系，主要可以從以下幾方面入手：

首先，推進外匯管理體制改革。中國當前外匯儲備的高速增長其實質是一種失衡的國際收支格局。我國需要積極參與全球經濟失衡的調整，著力推進外匯管理體制的改革，逐步實行更加靈活的匯率制度，減輕貨幣當局穩(wěn)定匯率的壓力，使貨幣政策更能發(fā)揮其調控作用。其次，調整經濟結構。對中國來說，國際收支失衡的調節(jié)一部分需要依靠人民幣匯率的波動，但是更大程度上需要依靠經濟結構的調整。因此，應當把握后危機時代的發(fā)展機遇，大力推進經濟體制改革步伐，調整經濟結構。最后，完善市場機制。要解決我國外匯儲備規(guī)模合理化和宏觀經濟目標穩(wěn)定的“雙重”問題，必需兼顧內外經濟和金融發(fā)展的宏觀背景，合理運用政策工具，選擇適當時機不斷推進市場化改革，減少相關部門的行政干預頻率，消除市場機制的干擾因素，完善自動調節(jié)機制的制度條件，發(fā)揮包括CPI、匯率等在內的各種價格信號對宏觀經濟的“杠桿”調節(jié)作用，從而實現(xiàn)經濟穩(wěn)定發(fā)展的宏觀目標。

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（責任編輯：姚德權）

表5 協(xié)整方程輸出結果