王益君

(1.西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710048；2.西安建筑科技大學 管理學院，陜西 西安 710061)

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外匯儲備變動對通脹預期的影響及“閾值”效應

王益君

(1.西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710048；2.西安建筑科技大學 管理學院，陜西 西安 710061)

摘要：基于對外匯儲備變動與通貨膨脹預期關系的研究，運用平滑轉換回歸模型證實了外匯儲備變動沖擊會對公眾的通貨膨脹預期和通貨緊縮預期產生影響。研究表明，外匯儲備增速下降對公眾通縮預期的沖擊大于外匯儲備增速上升對公眾通貨膨脹預期的沖擊，即該影響具有非對稱性。同時，本文證實了外匯儲備的變動對通脹預期的影響具有“閾值”效應，在外匯儲備增速接近零時會改變公眾的通脹預期。在后金融危機時代，管理層應更加關注外匯儲備增速下降所造成的公眾通縮預期，防止因預期的自我實現(xiàn)帶來的實際通貨緊縮效應，從而正確引導公眾預期，實現(xiàn)金融穩(wěn)定的目標。

關鍵詞：通貨預期；非對稱效應；外匯儲備；STR模型；“閾值”效應；通貨膨脹；通貨緊縮

一、引言及文獻綜述

一國的國際收支賬戶包括經(jīng)常賬戶和資本與金融賬戶，進出口盈余和一國貨幣貶值會帶來國際收支順差，國際收支順差會引起一國外匯儲備的增加，外匯儲備增加會引起外匯占款的增加，由于外匯占款一直是我國央行貨幣投放的主要渠道之一，從而導致投放在經(jīng)濟中的貨幣增加，進而引發(fā)通貨膨脹預期及通貨膨脹。但是在外匯儲備的增加和減少階段，對通脹預期的影響是不同的，即國際收支變動對通脹預期的影響具有非對稱性。在外匯儲備上升階段，通脹預期上升相對較平穩(wěn)，但是當外匯儲備出現(xiàn)大幅下滑后，通脹預期會立刻變?yōu)橥s預期，并出現(xiàn)更大幅度的下降。2008年金融危機發(fā)生之前，隨著出口的逐年增加，外匯儲備增速屢創(chuàng)新高，2007年末同比增長高達43.32%。與此同時，公眾的通脹預期也持續(xù)上升，并在2007年8月份達到歷史最高值，而實際CPI緊隨其后在11月份達到最高值6.9%。但2008年后，幾乎在金融危機發(fā)生的同時，出口開始出現(xiàn)大幅下跌，通縮預期受其影響緊隨其后也發(fā)生了斷崖式下跌，僅僅幾個月的跌幅就超過了前幾年的累積漲幅，使得通縮預期在2009年3月份跌到歷史最低值。在2010年左右，隨著出口的逐步回暖，通脹預期開始出現(xiàn)緩慢回升。由此，本文希望通過分析國際沖擊對通脹通縮預期的非對稱影響及“閥值”效應，使政策制定者更好地管理與引導公眾的通脹(縮)預期，從而錨定通貨膨脹，實現(xiàn)金融穩(wěn)定的目標。

外匯儲備的變化與通貨膨脹緊密相關，這個結論已被國內外眾多學者的研究所證明。國外學者Badingger(2004)、Akiko Terada-Hagiwara(2004)和Tommaso(2009)分別研究了奧地利、中國、印度和英法美德四國國際收支失衡對通貨膨脹的影響，證實了外匯儲備增長會影響一國的貨幣供給和貨幣政策[1][2](P13—17)[3]。而Fischer(2015)證實了美元匯率對美國通貨膨脹的影響[4]。Cova、Pagano和Pisan(2015)通過對歐元區(qū)的研究表明國際收支失衡會對一國經(jīng)濟的各個方面包括通脹造成影響[5]。

國內學者直接研究國際收支變動對通貨膨脹影響的文獻較多，而通過通脹預期來研究國際沖擊對通貨膨脹影響的文獻則相對較少。儲崢(2012)用SVAR模型分析了外匯儲備增加后,貨幣供應量變動對通脹預期的影響[6]。實證結果表明:外匯儲備增長對公眾的通脹預期有正向沖擊,且隨著持續(xù)時間延長，影響程度會不斷上升。他建議中央銀行應通過加強對外匯儲備增長等因素的關注來管理和引導預期。王益君、李善燊(2013)證實了外匯儲備變動會通過通脹預期而對通貨膨脹產生影響[7]。潘方卉(2013)使用了盧卡斯總供給模型及ARDL模型，并擴展數(shù)據(jù)到月度數(shù)據(jù)，同樣驗證了外匯儲備對CPI在長期和短期內都具有顯著的正相關關系，并且長期影響能力高于短期[8]。郭德友(2013)的研究證明中央銀行集中持有居民外匯儲備并進行投資的行為，會使外匯儲備增加對通貨膨脹的上漲產生牽引作用。同時，國內眾多學者的研究已經(jīng)證實了通脹預期會對通脹產生影響[9]。張蓓(2009)的實證研究表明我國消費者預期具有自我實現(xiàn)的特征，并且消費者會根據(jù)通貨膨脹的歷史及過去預期的偏差來形成對未來的通脹預期[10]。何啟志、范從來(2011)則認為通脹預期只能部分地解釋我國的通貨膨脹，因為我國通脹水平具有很強的粘性特征[11]。陸軍、劉威和李伊珍(2012)的研究表明通脹慣性和通脹預期都會對實際通貨膨脹產生影響顯著，但通脹預期的影響要更強一些[12]。高旭等針對金融危機前后貨幣當局推行的不同的貨幣政策,利用GJR-GARCH模型研究金融危機前后貨幣政策非對稱性的影響[13]。李新功、歐陽志剛等(2014)亦認為通脹預期對實際通貨膨脹存在著影響，而且通脹預期對通脹的長期影響遠大于短期影響[14][15]。

綜上所述，在外匯儲備、通脹預期與通貨膨脹三者關系的研究中，大多數(shù)學者都集中于探討外匯儲備與通貨膨脹的關系，只有少部分文獻研究了國際收支與通脹預期的關系，只是指出并證明了外匯儲備對通脹預期有影響。而國際收支沖擊對通脹預期影響的具體途徑及形式并未論及。本文擬對外匯儲備上升和下降的不同階段、對通脹和通縮預期影響的非對稱性進行探討。

二、理論及實證模型

(一)理論模型

根據(jù)貨幣主義理論，貨幣需求是人們的恒久性收入Y與股票債券等收益率的函數(shù)，如果用名義利率I替代收益率，Md為貨幣需求，P為絕對物價水平。則名義貨幣需求函數(shù)可以表示為Md=Pf(Y,I)，若以增長率的形式表示，則有：

md=π+αy+βi

(1)

其中，md代表名義貨幣需求的增長率；π=dP/P表示通貨膨脹率；y=dY/Y，為恒久性收入的增長率；i=dI/I表示利率變化率。式(1)說明了貨幣需求的增長率與通貨膨脹率、恒久性收入增長率與利率變動率有關。

同時，附加預期的菲利普斯曲線認為人們的過度總需求和公眾的通脹預期是影響通貨膨脹的兩個因素，即：π=πe+γgdp，其中πe為通脹預期，gdp為實際產出GDP的增長率。當真實收入固定于充分就業(yè)水平上，恒久收入等于實際產出，所以有y=gdp,令δ=γ+α，帶入式(1)得到最終的貨幣市場需求函數(shù)：

md=πe+δy+β

(2)

貨幣市場均衡時，貨幣需求等于貨幣供給，貨幣供給Ms在貨幣乘數(shù)等于1的時候可以表示為國內基礎貨幣投放D和與外匯儲備R之和，即：Ms=R+D，同樣，將其以增長率形式表示：

(3)

ms=θr+(1-θ)d

(4)

由式(4)可知，貨幣供給增長率是國內基礎貨幣投放增長率和外匯儲備增長率的加權平均，若貨幣市場處于均衡，則貨幣供給等于貨幣需求，有：

ms=md

(5)

將式(2)、(4)代入(5)并整理可得：

(6)

由式(6)可以得出結論，通脹預期與外匯儲備增長率成正比。從理論上證實了國際沖擊導致一國外匯儲備變動時，外匯儲備的變動會對公眾的通脹預期有影響。同時從式(6)可以看出影響公眾通脹預期的因素有外匯儲備變動率、基礎貨幣投放變動率、國民收入變動率和利率變化率。這些都屬于經(jīng)常出現(xiàn)在新聞媒體報道中的宏觀經(jīng)濟變量，他們的變動會改變人們對經(jīng)濟形勢的看法，進而影響到公眾的通脹預期。以國際收支赤字方向失衡為例，在開放經(jīng)濟條件下，出口增速下降及資本外流都必然會引起國際收支赤字方向的失衡，從而導致外匯儲備增量減少，外匯儲備增速的降低甚至變?yōu)樨摂?shù)，必然會引起中央銀行外匯占款投放量的減少，由于以前我國流通中的貨幣投放很大一部分是外匯占款，所以在沒有其他貨幣政策進行相應的對沖操作時，市場就會出現(xiàn)流動性緊縮，在新聞媒體等的輿論影響下，這些變化會引發(fā)公眾對通貨緊縮及經(jīng)濟下行的預期，因此，除了因為市場流動性下降本身引起的通貨緊縮，公眾通脹預期的變化還會進一步加劇通貨緊縮。

(二)實證模型

從以上分析可以看出國際收支變化對通脹預期的影響是非對稱的，本文使用平滑轉換回歸模型(STR)來分析二者之間的關系。STR模型允許被解釋變量(通脹預期)隨著門限變量(外匯儲備)的變化而非線性的變化，并且不同區(qū)制間的非線性轉變過程是平滑的，這樣更加符合經(jīng)濟變動的現(xiàn)實。根據(jù)公式(6)，設公眾的通脹預期πe為被解釋變量，外匯儲備環(huán)比增長率FR，貨幣供應量M1環(huán)比增長率和通貨膨脹率CPI為解釋變量。貨幣供應量選擇M1是因為其更能反映出經(jīng)濟體中流通的基礎貨幣量。具體的實證模型設定為如下形式：

(7)

(8)

三、實證檢驗及結果分析

(一)數(shù)據(jù)來源及處理

本文使用Eviews軟件處理數(shù)據(jù)，JMulTi軟件進行STR模型分析，所需數(shù)據(jù)均來源于中宏產業(yè)數(shù)據(jù)庫及塔塔統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，全部數(shù)據(jù)為2005年1月到2015年6月月度數(shù)據(jù)。其中，通脹預期因為沒有直接可得數(shù)據(jù)，所以根據(jù)無偏預期理論與費雪方程，將上海銀行間同業(yè)拆放月度名義利率進行HP濾波處理后，得到的波動部分就是通脹預期。除了通脹預期，其余各變量根據(jù)式(6)都采用環(huán)比增長率指標。

(二)格蘭杰因果檢驗

在正式檢驗STR模型前，先通過格蘭杰因果檢驗來驗證國際沖擊與通脹預期的因果關系。因此，分別檢驗外匯儲備環(huán)比增長率FR、出口環(huán)比增長率CK、外匯占款環(huán)比增長率WHZK和外商投資環(huán)比增長率WSTZ與通脹預期的內在關系，格蘭杰因果檢驗結果如表1所示，從格蘭杰因果檢驗可以看出，外匯儲備和出口的變動是通脹預期變動的格蘭杰原因，但是外匯占款和外商投資的變動卻不是通脹預期變動的格蘭杰原因。所以雖然出口、外商投資和外匯儲備的變動都會帶來外匯占款的變動，但是外匯占款和外商投資的變動卻不會影響到公眾對未來通貨膨脹的判斷，說明影響人們通脹預期更多的是人們易于感知的宏觀經(jīng)濟變量的變化，也說明了普通公眾不會像專家那樣去分析更為具體詳盡更為專業(yè)的指標如外匯占款等的變化，同樣也側面說明了新聞媒體的宏觀經(jīng)濟報道會對公眾的通脹預期產生影響。依據(jù)上文的公式(6)，在所有的國際沖擊因素中，我們最后選取外匯儲備變動作為解釋變量。

表1　　　格蘭杰因果檢驗結果

(三)STR模型的處理

因為STR模型要求所有變量必須是同階單整，所以在實際處理實證模型(7)前，需要檢驗各個變量的單位根。如表2所示所有變量均1%平穩(wěn)，0階單整，所以適用于STR模型。

表2　　各變量的ADF單位根檢驗

注：括號內c、t、0分別表示單位根檢驗的截距項、時間趨勢項和滯后階數(shù)

JMulTi軟件對于STR模型的處理分為三個步驟：一是模型設定，包括設定模型的線性部分、非線性檢驗和模型選擇，以及根據(jù)JMulTi軟件的VAR功能對模型施加約束(Restrictions)；二是模型的估計，包括非線性部分初始值的選擇及整個模型參數(shù)的估計；三是模型設定及變量的檢驗。由此，首先在JMulTi軟件中導入4組變量數(shù)據(jù)，根據(jù)AIC最小準則，選擇模型的滯后期為2，并根據(jù)對VAR模型的約束對初始STR模型進行約束。之后進行模型的線性假設檢驗，將轉移函數(shù)G在γ=0處三階泰勒展開，依次檢驗H00、H04、H03、H02假設并根據(jù)F統(tǒng)計量選擇并確定模型具體形式，具體展開過程及選擇標準已有很多文獻進行了論述，這里不再贅述，根據(jù)JMulTi軟件最終計算結果如表3所示。

根據(jù)表3，LSTR1為最優(yōu)擬合模型，轉換變量st為滯后一階的外匯儲備環(huán)比增長率。接下來進行第二步模型的參數(shù)估計，利用網(wǎng)格點搜索估計模型的初始值c、γ。γ的搜索范圍是[0.5，10] ，c的搜索范圍是[-0.0281，0.0477] 。搜索的原理是，將參數(shù)c、γ從最小值到最大值等間距取30個，并計算c與γ的每一個組合的殘差平方和，取900對組合中殘差平方和最小的為初始值。最終c、γ的初始值為，γ=7.3352，c=0.0059。

表3　　　STR模型線性檢驗及轉換變量的選擇

*為最優(yōu)模型選擇

γ值為7.3352表明公眾對未來物價的預期在由一個區(qū)制轉換到另一個區(qū)制時的非線性轉換速度較快，也就是公眾的通脹預期在“閾值”附近是非常不穩(wěn)定的。“閾值”C的值為0.0059，非常接近于零，說明G函數(shù)在滯后一期的外匯儲備增速正向接近于零時會發(fā)生從1到0的快速轉變。也就是外匯儲備變動對通脹預期的影響具有“閾值”效應。當外匯儲備增速接近0的時候，會對公眾的通脹預期產生極大的影響。估計出C和γ的值后，利用JMulTi軟件估計出模型的參數(shù)，結果如表4所示。

表4　　STR模型參數(shù)估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內為t檢驗值。

如果G函數(shù)等于零，則估計出的模型只有線性部分，如果G函數(shù)等于1，則模型變?yōu)榫€性部分加上非線性部分之和。從表4可以看出，當期CPI對當期通脹預期的影響不顯著，而M1和FR對通脹預期影響顯著，符合前述公式，并且影響系數(shù)較大，表明外匯儲備與貨幣供給變動對通脹預期具有顯著影響，而當期通脹并不影響當期公眾的通脹預期。同時，滯后一期的通脹預期對通脹預期的影響顯著，說明公眾的通脹預期具有慣性，上期公眾的通脹預期會影響到本期的通脹預期。最后一步是LSTR1模型的檢驗，ARCH-LM檢驗統(tǒng)計量為6.5893(P值為0.5815)，表明模型殘差不存在ARCH效應。同時從表5可以看出，在1%的顯著性水平下，殘差序列也不存在自相關，模型的均值、方差和正態(tài)性經(jīng)驗證也都符合LSTR1的建模要求，模型設定合理。

表5　　　Lstr1模型殘差序列自相關檢驗結果

(四)實證結果分析

圖1為轉換函數(shù)G的平滑轉換圖，其在轉換變量st等于0.0095附近的轉換速度非?？?，表明通脹預期對滯后一期的外匯儲備環(huán)比變化率在[0—0.01]附近的值非常敏感，屬于“閾值”效應。由于消息傳播的時滯和公眾消化吸收經(jīng)濟新聞并做出反映都需要時間，所以是滯后一期的外匯儲備變動作為轉換變量影響通脹預期，而不是當期外匯儲備的變動。并且通脹預期在滯后一期外匯儲備變動率接近“閾值”0時會發(fā)生區(qū)制轉換，也就是滯后一期的外儲增長率大于零并接近零時，G函數(shù)會快速從1跳到0，表明公眾的通脹預期在這個時候會快速轉變，即人們認為外匯儲備增速正接近于零，表明通縮時代可能會到來。

同時，因為G函數(shù)等于0時模型只有線性部分，而G函數(shù)等于1時模型為線性部分與非線性部分之和，所以意味著在外匯儲備增長(G為1)與下降(G為0)時對通脹預期的影響系數(shù)是截然不同的，也就是外匯儲備的變動對通脹預期具有非對稱性影響。在外匯儲備增長率達到0.02及以上時，轉換函數(shù)G恒趨近于1，人們的通脹預期等于線性部分和非線性部分影響之和。而因為非線性部分FR的系數(shù)為負值，所以相對于只有線性部分，外匯儲備變動率FR在有非線性部分時的系數(shù)要小，也就是外匯儲備上升時對通脹預期的影響在要小于外匯儲備下降的時候，影響具有非對稱性。當一國國際收支順差失衡已經(jīng)很嚴重時，人們預計未來國際收支有更大順差失衡的概率會減少，所以隨著外匯儲備的上升，其對通脹預期的影響力會減弱。

相反，當外匯儲備增長率降到 -0.05 附近及更低時，G函數(shù)值為零，此時模型只剩線性影響部分，相對于G函數(shù)等于1外匯儲備增加的情形，外匯儲備的減少對通縮預期的影響系數(shù)較大。說明外匯儲備增長率為負值時對通脹預期的影響大于其為正值時對通脹預期的影響，公眾通脹預期對外匯儲備的減少更加敏感。也就是外匯儲備對通脹預期的影響具有“非對稱”性。

圖1　轉換函數(shù)G與轉換變量st的曲線圖

四、政策建議

通過對LSTR1模型的分析，可以得出國際沖擊導致的外匯儲備變動，會對公眾的通脹通縮預期產生影響，并且外匯儲備增速下降對公眾通縮預期的影響要大于外匯儲備增速加快對通脹預期的影響，即影響是非對稱的，并且在外匯儲備增速接近零時產生“閾值”效應。所以我們應該更加關注外匯儲備增速下降帶來的通貨緊縮預期，因為公眾的通縮預期通常會導致實際的通貨緊縮，在后金融危機時代，尤其是經(jīng)濟增速放緩的背景下值得管理層的關注。具體的政策建議如下：

首先，監(jiān)管當局需要更加關注國際沖擊尤其是外匯儲備和出口失衡對公眾通縮預期的影響。保持外匯儲備的適度規(guī)模和結構，保證外匯儲備在出口大幅下降時不會出現(xiàn)“斷崖式”的減少，從而穩(wěn)定公眾的通脹通縮預期，保證經(jīng)濟穩(wěn)定運行。同時，改革外匯儲備的投資方式，在歐元區(qū)如希臘等國家信用等級下降，全球金融環(huán)境動蕩不安的情況下，外匯儲備投資應多元化多渠道，確保匯儲備投資的安全和穩(wěn)定，進而穩(wěn)定人們的預期。

其次，進一步開放資本項目，進行人民幣匯率制度改革，形成更加富有彈性的匯率形成機制。靈活的匯率機制可以使一國在發(fā)生如進出口失衡的國際沖擊時，減少對外匯儲備的影響，進而減少對外匯占款的影響，從而穩(wěn)定人們的通脹預期。

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(責任編輯：肖加元)

中圖分類號：F830.9

文獻標識碼：A

文章編號：1003-5230(2016)03-0071-07

作者簡介：王益君(1981— )，女，陜西寶雞人，西安交通大學經(jīng)濟與金融學院博士生，西安建筑科技大學管理學院講師。

收稿日期：2016-01-16