惠曉峰，王馨潤(rùn)

1哈爾濱工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，哈爾濱 1500012伯明翰大學(xué) 數(shù)學(xué)學(xué)院，伯明翰 B15 2TT

中國(guó)外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹影響的實(shí)證分析

惠曉峰1，王馨潤(rùn)2

1哈爾濱工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，哈爾濱 150001
2伯明翰大學(xué) 數(shù)學(xué)學(xué)院，伯明翰 B15 2TT

從貨幣供應(yīng)角度，結(jié)合定性分析和計(jì)量方法解釋中國(guó)外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹影響的傳導(dǎo)關(guān)系，建立VAR模型對(duì)2003年至2011年中國(guó)外匯儲(chǔ)備、廣義貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，外匯儲(chǔ)備變化1%會(huì)引起通貨膨脹同向變動(dòng)0.048%，對(duì)通貨膨脹的積極貢獻(xiàn)程度為19.697%，且存在2期最大滯后;外匯儲(chǔ)備與廣義貨幣供應(yīng)量互為格蘭杰因果關(guān)系，廣義貨幣供應(yīng)量是通貨膨脹的格蘭杰原因;三者關(guān)系表現(xiàn)出明顯的階段性，2008年至2011年外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹的均衡關(guān)系消失;中國(guó)的廣義貨幣供應(yīng)量是傳導(dǎo)關(guān)系的重要中間變量，短期內(nèi)外匯儲(chǔ)備增加不會(huì)直接作用于物價(jià)水平。相關(guān)結(jié)論為客觀認(rèn)識(shí)外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹關(guān)系提供了新視角。

外匯儲(chǔ)備;廣義貨幣供應(yīng)量;通貨膨脹;傳導(dǎo)關(guān)系;VAR模型

1 引言

在金融危機(jī)發(fā)生后，為抵御金融危機(jī)的沖擊，保證經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，中國(guó)實(shí)行積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策，信貸規(guī)模和廣義貨幣供應(yīng)量(M2)同時(shí)呈大幅明顯上升趨勢(shì)，外匯收入從21世紀(jì)開始后更呈現(xiàn)出快速增長(zhǎng)的勢(shì)頭。2007年末中國(guó)外匯儲(chǔ)備躍居全球第一，據(jù)國(guó)家外匯管理局統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)，當(dāng)前中國(guó)的外匯儲(chǔ)備余額已超過3萬億美元。在M2和外匯儲(chǔ)備同時(shí)快速增長(zhǎng)的形勢(shì)下，通貨膨脹的壓力一直存在［1］，多年來控通脹一直是中國(guó)政府經(jīng)濟(jì)工作的重要任務(wù)之一。方先明等［2］認(rèn)為M2和外匯儲(chǔ)備增加是中國(guó)近年來通貨膨脹的主要推力，但其中外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹作用效果的結(jié)論存在很大爭(zhēng)議。貨幣供應(yīng)量作為外匯儲(chǔ)備影響物價(jià)水平的主要渠道［3］，在分析外匯儲(chǔ)備影響通貨膨脹時(shí)因?yàn)槿鄙儆行У亩糠治觯瑢?dǎo)致三者間的關(guān)系仍未得到清晰的解答。中國(guó)屬于發(fā)展中國(guó)家，歷史經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)往往呈現(xiàn)出階段性的特點(diǎn)。本研究運(yùn)用向量自回歸(VAR)的方法，進(jìn)一步探究外匯儲(chǔ)備規(guī)模對(duì)通貨膨脹影響的問題，建立和判斷外匯儲(chǔ)備、M2和通貨膨脹三者間的關(guān)系，有助于系統(tǒng)分析中國(guó)的巨額外匯儲(chǔ)備積累對(duì)通貨膨脹的影響，以期為政策調(diào)控和市場(chǎng)預(yù)期提供參考。

2 相關(guān)研究評(píng)述

Heller［4-5］最早提出國(guó)際儲(chǔ)備增長(zhǎng)通過基礎(chǔ)貨幣擴(kuò)張將在世界范圍內(nèi)引起貨幣供應(yīng)量變動(dòng)，進(jìn)而引發(fā)世界范圍通貨膨脹;Khan［6］認(rèn)為，浮動(dòng)匯率下國(guó)際儲(chǔ)備的增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)影響水平較小;Rabin等［7］對(duì) Heller理論的一般性產(chǎn)生質(zhì)疑，提出 Heller理論僅能適用于20世紀(jì)70年代那一時(shí)期，而不能被廣泛推廣;Lin等［8］對(duì)Heller理論進(jìn)行拓展，假設(shè)政府干預(yù)外匯市場(chǎng)，如果匯率效應(yīng)大于貨幣沖擊，外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)就會(huì)引發(fā)通貨膨脹。另外一種分析角度是以Bahmani-Oskooee等［9］為主要代表的國(guó)際貨幣主義，認(rèn)為世界通貨膨脹的根源是國(guó)際收支和外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的傳遞機(jī)制。在已有理論研究的基礎(chǔ)上，Steiner［10］通過面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)于實(shí)行固定匯率的國(guó)家和少數(shù)浮動(dòng)匯率國(guó)家，如果貨幣增發(fā)沒能被有效沖銷或者超過貨幣需求的增長(zhǎng)，國(guó)際儲(chǔ)備積累會(huì)產(chǎn)生通脹壓力，導(dǎo)致溫和的通貨膨脹且伴有2年的滯后期;Chaudhry等［11］認(rèn)為高水平的商品和服務(wù)以及高額外匯儲(chǔ)備對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到至關(guān)重要的作用，同時(shí)發(fā)現(xiàn)一些國(guó)家的外匯儲(chǔ)備增加會(huì)降低通貨膨脹。

方先明等［2］的研究結(jié)果表明，2001年后中國(guó)的外匯儲(chǔ)備增加具有明顯的通貨膨脹效應(yīng);謝太峰［12］闡述了中國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模與通貨膨脹之間的關(guān)系，認(rèn)為外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹并不具有必然的因果關(guān)系，充足的外匯儲(chǔ)備存量有時(shí)會(huì)有利于平抑物價(jià)的上漲，同時(shí)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)并不是通貨膨脹的決定性因素。此后，中國(guó)學(xué)者分別從理論和實(shí)證兩個(gè)角度針對(duì)外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行研究。張鵬等［13］采用 Lin等［8］的盧卡斯產(chǎn)出函數(shù)和 Loss函數(shù)方法分析外匯儲(chǔ)備增加對(duì)通貨膨脹的傳導(dǎo)機(jī)制，檢驗(yàn)結(jié)果表明外匯儲(chǔ)備增加對(duì)通貨膨脹會(huì)產(chǎn)生較大影響;陳碧瓊等［14］構(gòu)建 IS-LM-BP物價(jià)波動(dòng)國(guó)際傳導(dǎo)機(jī)制的理論模型，通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)外匯儲(chǔ)備變動(dòng)與物價(jià)變動(dòng)在短期內(nèi)和長(zhǎng)期內(nèi)均不存在動(dòng)態(tài)均衡;曲強(qiáng)等［15］基于貨幣數(shù)量論和SVAR模型的實(shí)證研究表明，中國(guó)的外匯儲(chǔ)備變動(dòng)具有明顯的通脹效果;鄒璇［16］探討外匯儲(chǔ)備過高形成的通貨膨脹壓力機(jī)制，認(rèn)為外匯儲(chǔ)備通過貨幣供應(yīng)量實(shí)現(xiàn)對(duì)物價(jià)水平的影響;宋金奇［17］、高 瞻［18］和陳文政［19］分別從實(shí)證角 度得 出結(jié)論，認(rèn)為外匯儲(chǔ)備增加不是貨幣供應(yīng)量增加和通貨膨脹的原因，但貨幣供應(yīng)量的增加是通貨膨脹的原因，外匯儲(chǔ)備可以通過貨幣供應(yīng)量影響通貨膨脹，但外匯儲(chǔ)備增加對(duì)物價(jià)水平的沖擊很小。

上述研究由于沒能考察貨幣供應(yīng)量在外匯儲(chǔ)備增加對(duì)通貨膨脹傳導(dǎo)機(jī)制中的動(dòng)態(tài)作用而得出不同的結(jié)論。本研究擬從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論出發(fā)，結(jié)合供求分析和貨幣創(chuàng)造理論解釋外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹影響的傳遞渠道，并通過構(gòu)建VAR模型分析中國(guó)外匯儲(chǔ)備、M2與通貨膨脹三者的相關(guān)關(guān)系，實(shí)證探究中國(guó)的外匯儲(chǔ)備積累過程中是否通過外匯占款增加引致M2的擴(kuò)張，進(jìn)而對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生動(dòng)態(tài)的影響。

3 外匯儲(chǔ)備的傳導(dǎo)理論和中國(guó)現(xiàn)狀分析

3.1 外匯儲(chǔ)備的傳導(dǎo)理論

首先，根據(jù)供求理論，當(dāng)匯率變動(dòng)時(shí)會(huì)影響本國(guó)出口商品與進(jìn)口商品的相對(duì)需求，從國(guó)際收支平衡角度引起經(jīng)常項(xiàng)目差額的變化，帶動(dòng)外匯儲(chǔ)備的改變。同時(shí)，匯率的變化會(huì)使國(guó)內(nèi)、外產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格發(fā)生改變，引起國(guó)內(nèi)一般物價(jià)水平的變化［20］，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的內(nèi)、外部不均衡［21］。

其次，根據(jù)貨幣創(chuàng)造理論，貨幣供應(yīng)量為

其中，Ms為貨幣供應(yīng)量，K為貨幣乘數(shù)，F(xiàn)A為國(guó)外凈資產(chǎn)，DL為國(guó)內(nèi)信貸，λ為直接標(biāo)價(jià)法下的名義匯率，F(xiàn)R為外匯儲(chǔ)備余額。貨幣供應(yīng)量取決于基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)兩個(gè)因素，中央銀行主要以再貼現(xiàn)、再貸款和政府借款、財(cái)政透支以及外匯占款3種形式投放基礎(chǔ)貨幣。外匯儲(chǔ)備的增加量對(duì)應(yīng)外匯占款通過商業(yè)銀行的存款創(chuàng)造過程形成的貨幣供應(yīng)量［22］，根據(jù)貨幣供給理論和中央銀行資產(chǎn)負(fù)債表，國(guó)外凈資產(chǎn)和國(guó)內(nèi)信貸共同構(gòu)成基礎(chǔ)貨幣。

假設(shè)匯率在短時(shí)間內(nèi)不發(fā)生變化，對(duì)(1)式兩邊差分可以得到

其中，ΔMs、ΔFR和 ΔDL分別為相同時(shí)間內(nèi)貨幣供應(yīng)量、外匯儲(chǔ)備余額和國(guó)內(nèi)信貸水平的變化量。

由此說明，貨幣供應(yīng)量的變化是由外匯儲(chǔ)備與國(guó)內(nèi)信貸兩方面共同決定的。當(dāng)國(guó)內(nèi)信貸規(guī)模一定時(shí)，外匯儲(chǔ)備余額增加，貨幣供應(yīng)量就會(huì)隨之發(fā)生改變。

通過費(fèi)雪效應(yīng)方程可以進(jìn)一步說明外匯儲(chǔ)備與物價(jià)水平之間的關(guān)系。

假設(shè)在初始時(shí)刻t0，有

其中，P0為初始時(shí)刻的物價(jià)水平，M0為初始時(shí)刻的貨幣供應(yīng)量，V0為初始時(shí)刻的貨幣流通速度，Y0為初始時(shí)刻的社會(huì)總產(chǎn)出。

在t1時(shí)刻，P1=P0+ ΔP1。

新的物價(jià)水平P1等于初始時(shí)刻的物價(jià)水平P0與t0到t1時(shí)刻的物價(jià)變化量ΔP1的總和，國(guó)際收支進(jìn)入盈余階段，國(guó)際收支順差余額為ΔX1，此時(shí)中央銀行由于國(guó)際收支發(fā)生變化積累的外匯儲(chǔ)備余額為FR1，F(xiàn)R1=FR0+ΔX1。假設(shè)當(dāng)期新增外匯占款以比率 r投入到商品和勞務(wù)市場(chǎng)，由此形成的對(duì)物價(jià)上漲壓力的外匯占款為r·K·λ·ΔX1。則

其中，V1為變動(dòng)后的貨幣流通速度，Y1為變動(dòng)后的社會(huì)總產(chǎn)出。

假設(shè)短期內(nèi)貨幣流通速度不變(即V0=V1)、社會(huì)總供給不變(即Y0=Y1)，則物價(jià)水平變化量為

綜上，外匯儲(chǔ)備的增加會(huì)造成貨幣供應(yīng)量的增加，進(jìn)而導(dǎo)致物價(jià)水平上漲，形成通貨膨脹。此結(jié)論為采用貨幣供應(yīng)量作為研究外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹關(guān)系的中間變量提供了理論依據(jù)。

3.2 中國(guó)現(xiàn)狀分析

在2002年以后，中國(guó)的國(guó)際收支一直保持較大的貿(mào)易順差額，為維持人民幣匯率的穩(wěn)定，外匯管理當(dāng)局需要購(gòu)入大量的外匯，基礎(chǔ)貨幣中由于外匯儲(chǔ)備增加導(dǎo)致的增發(fā)貨幣(即外匯占款)比重增大，外匯儲(chǔ)備占廣義貨幣供應(yīng)量的比重也從1994年的9.300%增加到2011年末的23.200%，平均占比17.100%。國(guó)外資產(chǎn)凈額占中國(guó)流通中現(xiàn)金發(fā)行量均值已經(jīng)超過100%，在人民幣匯率缺乏彈性的情況下，外匯儲(chǔ)備的快速增加通過外匯占款造成中國(guó)貨幣供給量的大幅增加，如圖1所示。

國(guó)際收支的持續(xù)順差造成外匯儲(chǔ)備增加，一方面形成人民幣升值的壓力，另一方面造成人民幣對(duì)內(nèi)貶值或國(guó)內(nèi)物價(jià)上漲的壓力［23］。圖2為1994年至2011年同比物價(jià)水平的趨勢(shì)圖，如圖2所示，隨著外匯儲(chǔ)備規(guī)模擴(kuò)大，2003年開始居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)同比指標(biāo)增幅擴(kuò)大，在2004年、2008年和2011年出現(xiàn)較為明顯的波峰，年漲幅分別達(dá)到3.520%、7.310%和5.335%。趙留彥等［24］對(duì)中國(guó)貨幣供應(yīng)量與價(jià)格水平之間關(guān)系考察的結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量變化是導(dǎo)致物價(jià)變動(dòng)的一個(gè)關(guān)鍵因素。在2008年金融危機(jī)發(fā)生后，由于外部需求大幅萎縮，中國(guó)出口項(xiàng)目一度出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。在人民幣投放量大幅增加以后，CPI走勢(shì)完成了快速上升、迅速下降及加速反彈的過程［1］。2007年6月至2008年末CPI漲幅平均達(dá)到6.120%;2009年開始CPI由正轉(zhuǎn)負(fù)，進(jìn)入快速下降通道，累計(jì)下降9.900%;同年7月跌幅逐漸縮小，并于2010年1月加速反彈，持續(xù)6個(gè)月走高。

對(duì)于外匯儲(chǔ)備增加形成的通貨膨脹效應(yīng)，中國(guó)人民銀行創(chuàng)設(shè)了央行票據(jù)進(jìn)行貨幣沖銷，在短時(shí)間內(nèi)吸收外匯占款引致的貨幣增發(fā)，以控制物價(jià)水平的上漲。

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 計(jì)量模型的選擇

外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹在一定時(shí)間內(nèi)確實(shí)存在同時(shí)增加的趨勢(shì)，但并不能準(zhǔn)確說明兩者存在相關(guān)關(guān)系。VAR向量自回歸模型對(duì)每一個(gè)變量建立回歸方程，并利用自身滯后階與模型中所有其他變量滯后階演化多個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)間的相互依賴關(guān)系。這種非結(jié)構(gòu)性的方法突破了傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來描述變量關(guān)系的局限性，對(duì)變量之間動(dòng)態(tài)聯(lián)系提供了嚴(yán)密的說明［25］。近年來，VAR模型已成為國(guó)外學(xué)者分析和預(yù)測(cè)政策效果的有效工具。在評(píng)估美國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格膨脹的影響時(shí)，Gupta等［26］采用 FAVAR 模型;Pereira 等［27］比較葡萄牙不同財(cái)政政策的效果時(shí)、Narayan等［28］分析貨幣政策有效性時(shí)都使用VAR模型。

本研究中，將廣義貨幣供應(yīng)量(M2)作為貨幣供應(yīng)量的度量指標(biāo)，以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)衡量物價(jià)水平。M2、CPI和外匯儲(chǔ)備均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，變量間存在滯后相關(guān)性，且不存在同期影響關(guān)系［14］，因此適合對(duì)其建立 VAR模型。

定義m維內(nèi)生變量的n階滯后的VAR(n)為

其中，i為被觀察變量(即本研究中的物價(jià)水平和貨幣供應(yīng)量)，yi，t為 t時(shí)刻被觀察變量 i的m×1維的列向量，ui，t為m維擾動(dòng)列向量。被觀察變量之間可以同期相關(guān)，但不與自身滯后相關(guān)或與擾動(dòng)變量相關(guān)。

4.2 變量定義

根據(jù)(6)式，本研究選取的樣本區(qū)間為2003年1月至2011年12月，以月度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為單位，得到108個(gè)數(shù)據(jù)，將其作為基礎(chǔ)變量建立 VAR模型，對(duì)中國(guó)外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

在數(shù)據(jù)處理方面，采用當(dāng)期人民幣對(duì)美元月度平均匯率將外匯儲(chǔ)備(FR)折算為人民幣，將FR、M2和CPI取自然對(duì)數(shù)，以消除各變量時(shí)間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象，分別表示為ln(FR)、ln(M2)和ln(CPI)。外匯儲(chǔ)備與月度平均匯率來源于國(guó)家外匯管理局，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，廣義貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)來自中國(guó)人民銀行。

4.3 VAR模型的建立

圖3為2003年至2011年ln(FR)、ln(M2)和 ln(CPI)的變化趨勢(shì)圖。由圖3可知，物價(jià)水平增長(zhǎng)率呈現(xiàn)出緩慢的上升趨勢(shì)，F(xiàn)R與M2變化量相對(duì)急速增加。同時(shí)由于FR的變化率在2008年超出了CPI的變化率，由此在對(duì)2003年至2011年的整體數(shù)據(jù)研究后，分別建立2003年至2007與2008年至2011數(shù)據(jù)的VAR模型，研究三者的關(guān)系。

建立三組二維 VAR模型，對(duì) ln(FR)、ln(M2)和ln(CPI)之間的兩兩關(guān)系分別檢驗(yàn)，即

其中，η和ψ為被觀察變量，Φn為第n階滯后時(shí)η與ψ的相關(guān)系數(shù)矩陣。

5 實(shí)證結(jié)果和分析

5.1 單位根檢驗(yàn)

建立VAR模型的前提是各變量具有平穩(wěn)性，采用ADF方法對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，取對(duì)數(shù)后數(shù)據(jù)的p值大于0.050，說明在5%的顯著性水平下3組變量均拒絕平穩(wěn)假設(shè)，F(xiàn)R、M2和CPI均為I(0)非平穩(wěn)時(shí)間序列，而研究變量的一階差分序列具有平穩(wěn)性。將對(duì)數(shù)一階差分后的數(shù)據(jù)代入系統(tǒng)模擬建立VAR模型，即

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果Table 1 ADF Test Results

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Co-integration Test Results

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Results of Granger Causality Tests

3 個(gè)方程的擬合度分別為0.108、0.115 和 0.116。

5.2 Johansen 協(xié)整性檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)僅表明變量的平穩(wěn)性，而協(xié)整檢驗(yàn)可以揭示變量之間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?；贏IC、LR、FPE準(zhǔn)則在VAR模型的基礎(chǔ)上選擇滯后期分別為3、5、3，采用Johansen極大似然估計(jì)法同時(shí)對(duì)3組時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，表2給出檢驗(yàn)結(jié)果。由表2可知，5%的顯著性水平下，各組兩兩變量間VAR模型至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，表明 FR與M2、M2與CPI、FR與CPI之間彼此存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系［29］。

由此建立無確定趨勢(shì)、有截距的協(xié)整方程為

其中，括號(hào)中數(shù)據(jù)為方程的標(biāo)準(zhǔn)差，C為外生變量。

FR與CPI之間具有同向變動(dòng)關(guān)系，外匯儲(chǔ)備每變動(dòng)1%，CPI同向變動(dòng)0.048%;M2隨外匯儲(chǔ)備反向變動(dòng)0.278%;M2增加1單位，CPI指數(shù)減小0.318個(gè)單位。

同時(shí)，分階段的協(xié)整檢驗(yàn)表明，2003年至2007年，F(xiàn)R、M2與CPI之間分別存在兩兩正向協(xié)整，結(jié)果與理論分析基本一致。2008年以后，F(xiàn)R與CPI間長(zhǎng)期的均衡關(guān)系消失，但是FR與M2、M2與CPI之間仍長(zhǎng)期均衡。據(jù)此可采用格蘭杰檢驗(yàn)方法對(duì)各變量間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

5.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3可知，在5%的顯著性水平下(概率值小于0.050)存在以下格蘭杰因果關(guān)系。

(1)FR的變化量與M2的變化量之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系;

(2)M2的變化量與CPI的變化量、FR的變化量與CPI的變化量之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系，即能以非常大的概率保證FR或M2的增加引起物價(jià)水平的增加，反之則不然。因?yàn)樵跈z驗(yàn)中第3個(gè)原假設(shè)與第5個(gè)原假設(shè)被拒絕(檢驗(yàn)概率只有0.001和0.000)，但第4個(gè)和第6個(gè)原假設(shè)不能被否定(檢驗(yàn)概率為0.483和0.997)。

同時(shí)，以2008年作為分界點(diǎn)，分別對(duì)FR、M2和CPI進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，如表4所示。由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知，2003年至2007年FR與M2互為格蘭杰因果關(guān)系，M2和FR都是CPI的格蘭杰原因。2008年以后，F(xiàn)R不再是M2和CPI的格蘭杰原因，而M2依然是FR和CPI的格蘭杰原因。

因此，F(xiàn)R的增加會(huì)引起M2的增加，而M2的增加又會(huì)促使CPI的上升，這說明外匯儲(chǔ)備增加的通貨膨脹效應(yīng)會(huì)因?yàn)镸2的變化影響CPI。

5.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

通過廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)可以得到系統(tǒng)中各變量在短期沖擊下對(duì)自身和其他變量的動(dòng)態(tài)響應(yīng)，脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了一個(gè)內(nèi)生變量在擾動(dòng)項(xiàng)的基礎(chǔ)上增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后所做出的反應(yīng)。根據(jù)本研究目的，著重考察FR和M2的變動(dòng)對(duì)CPI的動(dòng)態(tài)影響和傳導(dǎo)，見圖4。圖4中，實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表與FR和M2變化相對(duì)應(yīng)的CPI的沖擊反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

表4 2003年至2007年與2008年至2011年格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Results of Granger Causality Tests from 2003 to 2007 and from 2008 to 2011

從上述脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果可以得到3個(gè)結(jié)論。

(1)CPI對(duì)FR增量一個(gè)新息的變動(dòng)有統(tǒng)計(jì)上的正響應(yīng)，反應(yīng)幅度是0.002，在第6期后影響緩慢下降趨向于初始水平。

(2)M2對(duì)CPI整體上呈正向沖擊，1～2期有較小的負(fù)向沖擊，從2期以后CPI轉(zhuǎn)為正響應(yīng)且反應(yīng)幅度較大，5期達(dá)到最大幅度0.0010，8期后影響緩慢回落。

(3)新信息的沖擊引起的CPI對(duì)M2的最大響應(yīng)在第5期，時(shí)間上落后于CPI對(duì)FR響應(yīng)的第2期。

圖5給出方差分解結(jié)果。FR對(duì)CPI的最大貢獻(xiàn)程度僅為19.697%，如圖5(c);FR對(duì)M2的平均影響為3.521%，如圖5(a);M2對(duì)CPI的平均影響為5.183%，如圖5(b)。說明外匯儲(chǔ)備增加只引起輕微的通貨膨脹，同時(shí)外匯儲(chǔ)備-貨幣供應(yīng)量-通貨膨脹的傳導(dǎo)關(guān)系不顯著。

表5給出2003年至2007年和2008年至2011年變量的方差分解結(jié)果。由表5可知，F(xiàn)R對(duì)CPI的最大貢獻(xiàn)度從2003年至2007年的28.765%下降到2008年至2011年的8.857%;FR對(duì)M2變動(dòng)的貢獻(xiàn)率由2003年至2007年的19.063%下降至2008年至2011年的0.898%，下降幅度為95.289%;同時(shí)M2對(duì)CPI的貢獻(xiàn)度較前5年上升了73.546%，達(dá)到21.570%。由此可以說明，外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹效應(yīng)由廣義貨幣供應(yīng)量進(jìn)行傳導(dǎo)，同時(shí)廣義貨幣供應(yīng)量是中國(guó)外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹傳導(dǎo)關(guān)系的重要中間變量。

表5 2003年至2007年和2008年至2011年變量的方差分解表Table 5 Table of Variance Decomposition Results from 2003 to 2007 and from 2008 to 2011

6 結(jié)論

本研究建立和判斷外匯儲(chǔ)備、貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹三者間的關(guān)系，利用供求關(guān)系分析和貨幣創(chuàng)造理論確定貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介指標(biāo)，是外匯儲(chǔ)備影響通貨膨脹的中間變量。利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論構(gòu)建 VAR模型對(duì)2003年1月至2011年12月的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，得出中國(guó)外匯儲(chǔ)備、廣義貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)格蘭杰因果關(guān)系，從脈沖響應(yīng)和方差分解的角度分析外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹的影響，分別對(duì)2003年至2007與2008年至2011的數(shù)據(jù)進(jìn)行比較。具體結(jié)論如下。

(1)長(zhǎng)期看，外匯儲(chǔ)備是通貨膨脹的格蘭杰原因，然而當(dāng)外匯儲(chǔ)備發(fā)生1%變化時(shí)，僅能引起通貨膨脹同向變動(dòng)0.048%。外匯儲(chǔ)備對(duì)物價(jià)水平的積極貢獻(xiàn)程度為19.697%，并且存在2期的最大沖擊滯后，之后物價(jià)水平會(huì)發(fā)生迅速下降和反彈。沖擊響應(yīng)說明，央行針對(duì)外匯儲(chǔ)備增加導(dǎo)致的通貨膨脹所采取的貨幣沖銷等政策能在極短時(shí)間內(nèi)緩解高物價(jià)水平。

(2)比較2003年至2007年與2008年至2011年的傳遞效果，外匯儲(chǔ)備、廣義貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹三者的關(guān)系表現(xiàn)出明顯的階段性傾向。2008年至2011年外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹的長(zhǎng)期均衡關(guān)系消失，中國(guó)的外匯儲(chǔ)備積累對(duì)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹變化的貢獻(xiàn)度急劇下降，而貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹的貢獻(xiàn)度卻迅速上升，外匯儲(chǔ)備不再是貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹增長(zhǎng)的格蘭杰原因，貨幣供應(yīng)量依然是外匯儲(chǔ)備和通貨膨脹增長(zhǎng)的格蘭杰原因。研究表明，在外匯儲(chǔ)備積累過程中，由于存在央行的沖銷操作，外匯占款增加不一定在短期內(nèi)引致通貨膨脹發(fā)生。

(3)實(shí)證結(jié)果表明，短期內(nèi)外匯儲(chǔ)備的增加不是引起通貨膨脹的直接原因。長(zhǎng)期內(nèi)，如果運(yùn)用外匯儲(chǔ)備積累對(duì)本幣的幣值進(jìn)行干預(yù)，由于干預(yù)的高成本、貨幣失衡等原因，會(huì)造成物價(jià)水平的扭曲。因此，過多的外匯儲(chǔ)備積累并不是大型新興經(jīng)濟(jì)體抵制本幣升值的合理選擇。

上述結(jié)論為客觀地認(rèn)識(shí)外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹關(guān)系提供了新視角。由于2008年至2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)有限，本研究對(duì)2008年以后的實(shí)證檢驗(yàn)尚存在局限性。

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Funded Project:Supported by the National Natural Science Foundation of China(71173060，71031003)

Biography:Dr.Hui Xiaofeng，a Shaanxi Qingjian native(1957-)，graduated from Harbin Institute of Technology and is a professor and Ph.D.advisor in the School of Management at Harbin Institute of Technology.His research interests include financial theory，exchange rate forecasts and financial risk management，etc.E-mail:xfhui@hit.edu.cn

An Analysis of Impacts of China's Foreign Exchange Reserves on Inflation

Hui Xiaofeng1，Wang Xinrun2
1 School of Management，Harbin Institute of Technology，Harbin 150001，China
2 School of Mathematics，University of Birmingham，Birmingham B15 2TT，England

From the perspective of money supply，this study combines qualitative analysis with quantitative methods to explore the conductivity relationship between China's foreign exchange reserves and inflation.This study builds VAR model to empirically study the relationship among China's foreign exchange reserves，money supply and inflation based on the data from 2003 to 2011 in China.The results show that 1%increase of foreign exchange reserves will cause 0.048%growth of inflation and the growth of foreign exchange reserves positively contribute 19.679%to inflation with two times of maximum hysteresis.In addition，foreign exchange reserves and money supply are Granger causes to each other，while money supply is the Granger cause of inflation.The relationship among China's foreign exchange reserves，money supply and inflation demonstrate distinct stages and the equilibrium relationship between foreign exchange reserves and inflation disappeared from 2008 to 2011.Meanwhile，money supply is an essential intermediate variable of the conductivity relationship between foreign exchange reserves and inflation，and the increase of foreign exchange reserves in a short term does not exert a direct influence on inflation.The conclusions in this study provide a new perspective of objective understanding of the relationship between foreign exchange reserves and inflation.

foreign exchange reserves;money supply;inflation;conductivity relationship;VAR model

Date:August 26th，2012 Accepted Date:March 14th，2013

F820

A

10.3969/j.issn.1672-0334.2013.02.010

1672-0334(2013)02-0100-10

2012-08-26 修返日期:2013-03-14

國(guó)家自然科學(xué)基金(71173060，71031003)

惠曉峰(1957-)，男，陜西清澗人，畢業(yè)于哈爾濱工業(yè)大學(xué)，獲博士學(xué)位，現(xiàn)為哈爾濱工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師。研究方向:金融理論、匯率預(yù)測(cè)和金融風(fēng)險(xiǎn)管理等。E-mail:xfhui@hit.edu.cn