孫旋+錢俊+王偉

內(nèi)容摘要：本文通過建立VAR模型，采用2002年第3季度至2013年第3季度的數(shù)據(jù)，分析我國外匯儲備對貨幣供給量、物價水平的影響及其理論作用機理。結(jié)果表明，外匯儲備對貨幣供給量、物價水平具有顯著的影響作用；同時，外匯儲備能夠改變貨幣供給量進而引起物價水平的波動，且物價水平與外匯儲備之間傳導(dǎo)機制非單向，兩者存在反方向變動關(guān)系。

關(guān)鍵詞：物價水平 外匯儲備 貨幣供給量 VAR模型

引言

2002年至2008年期間，我國外商投資和出口貿(mào)易一直保持高速增長狀態(tài)，國際收支資本項目和經(jīng)常項目雙順差使外匯市場持續(xù)供大于求，外匯儲備規(guī)模不斷擴大。2008年金融危機致使外匯儲備增長率有所減緩，但是儲備規(guī)模依然持續(xù)增大。2011年底我國外匯儲備首次突破3萬億美元，達(dá)到3.18萬億美元，2012年我國外匯儲備規(guī)模達(dá)到3.31萬億美元，2013年第3季度更是實現(xiàn)3個月連續(xù)環(huán)比上漲。外匯儲備快速增加引致的外匯占款使得基礎(chǔ)貨幣投放量也快速增加，在其他經(jīng)濟變量不變的情況下，通過貨幣乘數(shù)效應(yīng)增加了貨幣供給，會形成物價上漲壓力，帶來了通貨膨脹。

國內(nèi)外對外匯儲備與物價之間關(guān)系的研究大多集中在貨幣數(shù)量論的理論分析框架內(nèi)。Heller（1976）&Mohsen（1997）等從較長的歷史時期來考察外匯儲備與物價波動的關(guān)系，認(rèn)為兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系，且與通貨膨脹對外匯儲備作用方向相比，外匯儲備對通貨膨脹的作用方向較強。李楊（1997）、裴平（2006）等認(rèn)為由于人民幣匯率缺乏彈性，外匯儲備增長會帶來貨幣供給量的大幅增加，從而會間接影響物價水平。曲強、張良（2009）基于貨幣數(shù)量論構(gòu)建了貨幣沖銷緩解通貨膨脹壓力的理論模型，對外匯儲備增加和貨幣沖銷對物價水平以及社會產(chǎn)出的動態(tài)影響進行考察，結(jié)果表明外匯儲備增加具有明顯的通貨膨脹效應(yīng)。周雙（2012）發(fā)現(xiàn)外匯儲備增加具有明顯的通貨膨脹效應(yīng)，但對產(chǎn)出水平解釋并不顯著。

通過梳理過往文獻，加之我國外匯儲備世界第一、外匯儲備量持續(xù)增長的現(xiàn)狀，一個具有現(xiàn)實意義的問題被凸顯出來：我國外匯儲備對我國物價水平會帶來怎樣的影響及影響程度多大？外匯儲備如何作用貨幣供給量進而影響物價水平？本文以2002年第3季度到2013年第3季度的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在VAR模型中引入貨幣供給量來考察外匯儲備、貨幣供給量、物價水平三者的關(guān)系。

外匯儲備、貨幣供給量與物價水平相互關(guān)系理論機理

貨幣供給量是聯(lián)結(jié)外匯儲備和物價水平的中間變量，因此，分析外匯儲備最終影響物價水平首先要分析外匯儲備和貨幣供應(yīng)量的關(guān)系。根據(jù)央行的資產(chǎn)負(fù)債表：

基礎(chǔ)貨幣=國內(nèi)信貸+國外凈資產(chǎn)-其他負(fù)債和成本

其中，外匯儲備是國外凈資產(chǎn)中重要的組成部分，因此，根據(jù)上述等式，外匯儲備和基礎(chǔ)貨幣具有正相關(guān)關(guān)系，兩變量之間函數(shù)關(guān)系可以表示為：B=f（FER）。由于乘數(shù)效應(yīng)的存在，貨幣供給量和基礎(chǔ)貨幣的關(guān)系可以表示為：M=B*K，其中B為基礎(chǔ)貨幣，K為貨幣乘數(shù)。可以看出，外匯儲備的變動會通過乘數(shù)效應(yīng)擴張貨幣供給量。

擴張的貨幣供給量投放會直接增加社會總需求。由于供給剛性的存在，短期內(nèi)供給調(diào)整無法滿足增加的社會總需求，最終貨幣供給量的擴張會使得社會需求大于社會供給，商品市場上就會出現(xiàn)價格上漲，兩變量之間存在函數(shù)關(guān)系，即P=f（M）。從而外匯儲備對物價的傳導(dǎo)機制可以簡略表示如下：

外匯儲備增加（減少）→外匯占款上升（下降）→基礎(chǔ)貨幣增加（減少）→貨幣供應(yīng)量上升（下降）→物價上漲（下跌）

然而，國內(nèi)商品價格的上漲會減弱本國出口商品的競爭力，貨幣供給量增長帶來的低利率環(huán)境會弱化對外資的吸引力，從而導(dǎo)致國際收支的順差會不斷減小。國際收支的這種變化會通過外匯儲備作用于物價的傳導(dǎo)路徑發(fā)揮作用。所以，外匯儲備與價格變動之間存在一種理論上的均衡，外匯儲備到物價的傳導(dǎo)機制不是單向的。

本文將構(gòu)造如下函數(shù)分析外匯儲備和物價之間的相互關(guān)系：P=f（FER，M，Y）。

實證檢驗

（一）數(shù)據(jù)選取與處理

本文數(shù)據(jù)樣本期為2002年3季度到2013年3季度，包含四個變量：消費者價格指數(shù)（CPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、貨幣供給量（M2）、外匯儲備（FER）。其中，消費者價格指數(shù)、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供給量來自于中經(jīng)網(wǎng)；外匯儲備來自瑞思數(shù)據(jù)庫。由于缺乏我國CPI的季度數(shù)據(jù)，將CPI月度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成季度數(shù)據(jù)，并進一步以2002年3季度為基期，建立CPI的定基數(shù)據(jù)。為探究實際變量間的關(guān)系，本文把國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量、外匯儲備均對定基CPI進行折實，獲得相應(yīng)變量的實際變量。由于GDP季節(jié)性特征明顯，將實際國內(nèi)生產(chǎn)總值用X12程序進行季節(jié)調(diào)整。為消除異方差性，對所有變量取自然對數(shù)，獲得國內(nèi)生產(chǎn)總值、實際貨幣供應(yīng)量、實際外匯儲備和居民消費價格指數(shù)的代理變量：LY、LM2、LFER、LP。

（二）平穩(wěn)性檢驗

在建立VAR模型之前，需要首先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，以防止“偽回歸”現(xiàn)象。

表1顯示：LP、LY、LM2和LFER均為非平穩(wěn)數(shù)列。對LP、LY、LM2和LFER取一階差分后，分別記為DLP、DLY、DLM2和DLFER并進行ADF檢驗，結(jié)果顯示：所有差分后的序列在5%的顯著性水平都是平穩(wěn)的，即都是一階單整序列。因此，可以根據(jù)一階差分后的序列建立VAR模型。

（三）VAR模型的脈沖響應(yīng)

基于本文數(shù)據(jù)特征與AIC信息準(zhǔn)則，通過反復(fù)實驗，本文選取VAR模型的滯后階數(shù)為2階。同時，模型的殘差通過了自相關(guān)檢驗。這里主要考察物價水平、貨幣供應(yīng)量和外匯水平之間的動態(tài)關(guān)系，結(jié)果如圖1、2、3、4所示。

從圖1可以看出貨幣供給量沖擊對物價具有正向影響。開始這種沖擊影響不斷增加，在第2季度達(dá)到頂峰，隨后影響不斷下降，直至第4季度沖擊的影響接近于零之后又開始上升。貨幣供給量對物價的效應(yīng)大概維持8個季度，說明增加貨幣供給量可以提升物價。endprint

從圖2可以看出外匯儲備的沖擊對貨幣供給量有正向影響，且這種影響是遞減的。第1季度即達(dá)到最大值0.1。在第2季度時，脈沖圖形中出現(xiàn)一個拐點，其值為0.05，在第2季度之后沖擊下降幅度有所減弱，持續(xù)時間大約維持8個季度。這一方面表明外匯儲備的增加會導(dǎo)致貨幣供給量上升，另一方面，遞減的影響從側(cè)面說明了央行發(fā)行票據(jù)等一系列貨幣沖銷操作的有效性。

圖3中物價對外匯儲備的響應(yīng)變化趨勢幾乎與圖2中貨幣供給量對外匯儲備的響應(yīng)大致相同。外匯儲備的沖擊效果在第1季度達(dá)到最高峰0.04，隨后沖擊效應(yīng)遞減。這種沖擊效應(yīng)能夠維持8個月左右。但是圖2較圖1中拐點的出現(xiàn)滯后了1個季度，在第3季度圖形出現(xiàn)拐點。比較圖2和圖3，不難得出外匯儲備通過中間變量（貨幣供應(yīng)量）影響物價的機制是存在的，且貨幣政策存在時滯性。

圖4反映了外匯儲備對物價沖擊的負(fù)向響應(yīng)。開始負(fù)向的影響不斷增加，在第2季度達(dá)到頂峰-0.08，隨后這種負(fù)向的影響開始減弱。一直到大約第7季度，物價的沖擊效應(yīng)消失。這說明了我國可能存在外匯儲備對價格的反饋機制，即價格的上升可以減少外匯儲備量。

結(jié)論

本文在對相關(guān)文獻理論體系進行梳理的基礎(chǔ)上，構(gòu)建VAR模型實證分析了外匯儲備對物價水平的影響和傳導(dǎo)機理。本文研究結(jié)果顯示：

第一，外匯儲備增加會形成物價上漲壓力，外匯儲備減少則會促使物價下跌。我國作為外匯儲備第一大國，擁有大量外匯儲備，且外匯儲備量依然在快速增長，因此，為了實現(xiàn)物價穩(wěn)定的目標(biāo)，需要考慮外匯儲備對物價的沖擊。

第二，外匯儲備增加會擴大貨幣供給量規(guī)模，并且貨幣供給量增加會對物價有正向影響。這充分說明在我國外匯儲備經(jīng)貨幣供給量影響物價水平的路徑是存在的，外匯儲備可以通過作用于貨幣供給量間接影響物價。即使較大的外匯儲備量增加只帶來較小的物價變動，外匯儲備對物價水平的直接影響程度不大，但是不能忽視經(jīng)貨幣供給量影響物價水平的間接影響。外匯儲備通過貨幣供給量影響物價水平的傳導(dǎo)機制也從側(cè)面為央行沖銷操作的有效性提供了理論依據(jù)。

第三，我國物價水平的上升會減少外匯儲備量。這表明外匯儲備與價格變動之間不僅存在理論上的均衡，在我國，這種均衡在實踐中也存在，外匯儲備影響物價的傳導(dǎo)機制不是單向的。因此，當(dāng)價格水平受到很好控制時，除了政策作用外，還混合了物價水平和外匯儲備之間雙向傳導(dǎo)機制的作用。

參考文獻：

1.Mousen Bahmani-Oskooee，Jannardhanan Alse.Error-Correction Models and Cointegration：International Reserves and World Inflation.Economic Note，1997，Vol.26

2.李揚.外匯體制改革與中國的金融宏觀調(diào)控[J].國際經(jīng)濟評論，1997（Z3）

3.裴平，吳金鵬.論人民幣內(nèi)外價值偏離[J].經(jīng)濟學(xué)家，2006（1）

4.曲強，張良.外匯儲備增長、貨幣沖銷的有效性及對物價波動的動態(tài)影響—基于貨幣數(shù)量論和SVAR的實證研究[J].金融研究，2009（5）

5.周雙.外匯儲備增長、貨幣沖銷對物價及社會產(chǎn)出的動態(tài)影響—基于VAR的實證研究[J].上海經(jīng)濟研究，2012（5）endprint

從圖2可以看出外匯儲備的沖擊對貨幣供給量有正向影響，且這種影響是遞減的。第1季度即達(dá)到最大值0.1。在第2季度時，脈沖圖形中出現(xiàn)一個拐點，其值為0.05，在第2季度之后沖擊下降幅度有所減弱，持續(xù)時間大約維持8個季度。這一方面表明外匯儲備的增加會導(dǎo)致貨幣供給量上升，另一方面，遞減的影響從側(cè)面說明了央行發(fā)行票據(jù)等一系列貨幣沖銷操作的有效性。

圖3中物價對外匯儲備的響應(yīng)變化趨勢幾乎與圖2中貨幣供給量對外匯儲備的響應(yīng)大致相同。外匯儲備的沖擊效果在第1季度達(dá)到最高峰0.04，隨后沖擊效應(yīng)遞減。這種沖擊效應(yīng)能夠維持8個月左右。但是圖2較圖1中拐點的出現(xiàn)滯后了1個季度，在第3季度圖形出現(xiàn)拐點。比較圖2和圖3，不難得出外匯儲備通過中間變量（貨幣供應(yīng)量）影響物價的機制是存在的，且貨幣政策存在時滯性。

圖4反映了外匯儲備對物價沖擊的負(fù)向響應(yīng)。開始負(fù)向的影響不斷增加，在第2季度達(dá)到頂峰-0.08，隨后這種負(fù)向的影響開始減弱。一直到大約第7季度，物價的沖擊效應(yīng)消失。這說明了我國可能存在外匯儲備對價格的反饋機制，即價格的上升可以減少外匯儲備量。

結(jié)論

本文在對相關(guān)文獻理論體系進行梳理的基礎(chǔ)上，構(gòu)建VAR模型實證分析了外匯儲備對物價水平的影響和傳導(dǎo)機理。本文研究結(jié)果顯示：

第一，外匯儲備增加會形成物價上漲壓力，外匯儲備減少則會促使物價下跌。我國作為外匯儲備第一大國，擁有大量外匯儲備，且外匯儲備量依然在快速增長，因此，為了實現(xiàn)物價穩(wěn)定的目標(biāo)，需要考慮外匯儲備對物價的沖擊。

第二，外匯儲備增加會擴大貨幣供給量規(guī)模，并且貨幣供給量增加會對物價有正向影響。這充分說明在我國外匯儲備經(jīng)貨幣供給量影響物價水平的路徑是存在的，外匯儲備可以通過作用于貨幣供給量間接影響物價。即使較大的外匯儲備量增加只帶來較小的物價變動，外匯儲備對物價水平的直接影響程度不大，但是不能忽視經(jīng)貨幣供給量影響物價水平的間接影響。外匯儲備通過貨幣供給量影響物價水平的傳導(dǎo)機制也從側(cè)面為央行沖銷操作的有效性提供了理論依據(jù)。

第三，我國物價水平的上升會減少外匯儲備量。這表明外匯儲備與價格變動之間不僅存在理論上的均衡，在我國，這種均衡在實踐中也存在，外匯儲備影響物價的傳導(dǎo)機制不是單向的。因此，當(dāng)價格水平受到很好控制時，除了政策作用外，還混合了物價水平和外匯儲備之間雙向傳導(dǎo)機制的作用。

參考文獻：

1.Mousen Bahmani-Oskooee，Jannardhanan Alse.Error-Correction Models and Cointegration：International Reserves and World Inflation.Economic Note，1997，Vol.26

2.李揚.外匯體制改革與中國的金融宏觀調(diào)控[J].國際經(jīng)濟評論，1997（Z3）

3.裴平，吳金鵬.論人民幣內(nèi)外價值偏離[J].經(jīng)濟學(xué)家，2006（1）

4.曲強，張良.外匯儲備增長、貨幣沖銷的有效性及對物價波動的動態(tài)影響—基于貨幣數(shù)量論和SVAR的實證研究[J].金融研究，2009（5）

5.周雙.外匯儲備增長、貨幣沖銷對物價及社會產(chǎn)出的動態(tài)影響—基于VAR的實證研究[J].上海經(jīng)濟研究，2012（5）endprint

從圖2可以看出外匯儲備的沖擊對貨幣供給量有正向影響，且這種影響是遞減的。第1季度即達(dá)到最大值0.1。在第2季度時，脈沖圖形中出現(xiàn)一個拐點，其值為0.05，在第2季度之后沖擊下降幅度有所減弱，持續(xù)時間大約維持8個季度。這一方面表明外匯儲備的增加會導(dǎo)致貨幣供給量上升，另一方面，遞減的影響從側(cè)面說明了央行發(fā)行票據(jù)等一系列貨幣沖銷操作的有效性。

圖3中物價對外匯儲備的響應(yīng)變化趨勢幾乎與圖2中貨幣供給量對外匯儲備的響應(yīng)大致相同。外匯儲備的沖擊效果在第1季度達(dá)到最高峰0.04，隨后沖擊效應(yīng)遞減。這種沖擊效應(yīng)能夠維持8個月左右。但是圖2較圖1中拐點的出現(xiàn)滯后了1個季度，在第3季度圖形出現(xiàn)拐點。比較圖2和圖3，不難得出外匯儲備通過中間變量（貨幣供應(yīng)量）影響物價的機制是存在的，且貨幣政策存在時滯性。

圖4反映了外匯儲備對物價沖擊的負(fù)向響應(yīng)。開始負(fù)向的影響不斷增加，在第2季度達(dá)到頂峰-0.08，隨后這種負(fù)向的影響開始減弱。一直到大約第7季度，物價的沖擊效應(yīng)消失。這說明了我國可能存在外匯儲備對價格的反饋機制，即價格的上升可以減少外匯儲備量。

結(jié)論

本文在對相關(guān)文獻理論體系進行梳理的基礎(chǔ)上，構(gòu)建VAR模型實證分析了外匯儲備對物價水平的影響和傳導(dǎo)機理。本文研究結(jié)果顯示：

第一，外匯儲備增加會形成物價上漲壓力，外匯儲備減少則會促使物價下跌。我國作為外匯儲備第一大國，擁有大量外匯儲備，且外匯儲備量依然在快速增長，因此，為了實現(xiàn)物價穩(wěn)定的目標(biāo)，需要考慮外匯儲備對物價的沖擊。

第二，外匯儲備增加會擴大貨幣供給量規(guī)模，并且貨幣供給量增加會對物價有正向影響。這充分說明在我國外匯儲備經(jīng)貨幣供給量影響物價水平的路徑是存在的，外匯儲備可以通過作用于貨幣供給量間接影響物價。即使較大的外匯儲備量增加只帶來較小的物價變動，外匯儲備對物價水平的直接影響程度不大，但是不能忽視經(jīng)貨幣供給量影響物價水平的間接影響。外匯儲備通過貨幣供給量影響物價水平的傳導(dǎo)機制也從側(cè)面為央行沖銷操作的有效性提供了理論依據(jù)。

第三，我國物價水平的上升會減少外匯儲備量。這表明外匯儲備與價格變動之間不僅存在理論上的均衡，在我國，這種均衡在實踐中也存在，外匯儲備影響物價的傳導(dǎo)機制不是單向的。因此，當(dāng)價格水平受到很好控制時，除了政策作用外，還混合了物價水平和外匯儲備之間雙向傳導(dǎo)機制的作用。

參考文獻：

1.Mousen Bahmani-Oskooee，Jannardhanan Alse.Error-Correction Models and Cointegration：International Reserves and World Inflation.Economic Note，1997，Vol.26

2.李揚.外匯體制改革與中國的金融宏觀調(diào)控[J].國際經(jīng)濟評論，1997（Z3）

3.裴平，吳金鵬.論人民幣內(nèi)外價值偏離[J].經(jīng)濟學(xué)家，2006（1）

4.曲強，張良.外匯儲備增長、貨幣沖銷的有效性及對物價波動的動態(tài)影響—基于貨幣數(shù)量論和SVAR的實證研究[J].金融研究，2009（5）

5.周雙.外匯儲備增長、貨幣沖銷對物價及社會產(chǎn)出的動態(tài)影響—基于VAR的實證研究[J].上海經(jīng)濟研究，2012（5）endprint