外匯儲備與通貨膨脹的實證解析

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理論模型

要考慮匯率、外匯儲備與國內通貨膨脹三者之間的關系，必然涉及產品市場、貨幣市場以及國際市場。因此，本文借助于產品市場的IS曲線、貨幣市場的LM曲線以及國際收支的BP曲線將三者聯系起來，從而分析其中的具體關系。產品市場均衡時：IS曲線為Y=c(y)+i(r)+g+nx(y,e,p,pf)（1）將消費函數、投資函數以及凈出口函數代入上式得y=α+e+g+q-βt+nEpfp1-β+γ-d1-β+γr（2）y=L1+L2r（3其中L1=α+e+g+q-βt+nEpfp1-β+γ；L2=-d1-β+γr式中d為投資對利率的敏感系數，e為自發投資，α為自發消費，β為邊際消費傾向，t為稅收，g為政府購買，E為匯率、Pf為國外價格，P為國內價格，y為國民收入，r為利率，γ表示邊際進口傾向。q，n為進出口函數中的相關參數。貨幣市場均衡時：LM曲線為f(y,r)=M/p（4）進一步的r=kyh+Mph（5）其中M/P指實際貨幣供應量，k為貨幣需求對收入的敏感性，h為貨幣需求對利率的敏感性。國際資本市場:國際收支曲線：BP=nx-F（6）將凈出口函數以及資本流出函數代入上式得r=BP-q+γy-nEpfp+σrfσ（7）其中，BP指國際收支項，當國際收支平衡時BP為零，pf為國外的價格，rf為國外的利率，σ為資本流出函數中的參數由（1）（2）（3）聯立得p=Mσ(Kσ-hγ)(L1-L2r)-h(BP-q-nER+σrf)（8）其中ER=Epfp表示實際匯率即可以簡寫成p=f(BP,ER,M,r,rf)（9）由于BP反映了國際收支的具體狀況，因此其反映了我國外匯儲備的增減，從而用外匯儲備的變動代表BP,（4）式變為P=f(FER,ER,M,r,rf)（10）由上式可知，匯率、外匯儲備等變動均會對物價水平產生影響。具體而言當外匯儲備增多時，物價水平會呈上升趨勢；當匯率上升時，物價水平則會下降。

實證模型

（一）結構變化單位根（ZA）檢驗傳統的單位根檢驗（ADF、DF-GLS以及PP檢驗）并沒有考慮數據發生結構突變的情形。Perron對在結構突變是外生給定的情形下的單位根進行了研究，發現結構突變將使常規的單位根檢驗無效。而通常而言，結構突變均被認為是內生的，因此，Zivot和An-drews避免了perron的結構突變外生化的假定，利用數據的自身特征找出其結構變化點，從而實現結構突變內生化。本文則沿用Zivot和Andrews的內生結構突變的方程檢驗形式。這一檢驗的具體模型如下：模型A：截距項發生突變的方程Δyt=c+αyt-1+βt+θDUt(λ)+kj=1ΣdjΔyt-j+εt（11）模型B:時間趨勢項均發生突變的方程Δyt=c+αyt-1+βt+γDTt(λ)+kj=1ΣdjΔyt-j+εt（12）模型c:截距項與時間趨勢項均發生突變的方程Δyt=c+αyt-1+βt+θDUt(λ)+θDUt(λ)+kj=1ΣdjΔyt-j+εt（13）以上三個模型的原假設均是α=0,即原序列是不含有結構突變的單位根序列，備則假設則是α<0，即yt是結構突變的趨勢平穩序列。其中，TB為結構突變發生的時間，λ=TB/T,表示突變點發生的具體時點位置，DUt是一個表示其截距項發生結構突變的虛擬變量，而DTt則是其斜率項發生結構突變的虛擬變量。DUt=1t>TB0otherwisτeDTt=t-TBt>TB0otherwisτeZA檢驗把時間段內的樣本點都看成潛在的結構突變點ti（i=1,2…），并對每一個點逐次進行單位根檢驗，從而計算t統計量，從中選取最小的t值，然后與相應的臨界值比較，若大于臨界值則接受原假設，反之，則拒絕原假設。（二）結構變化協整（GH）檢驗在探討變量之間的長期關系時，通常采用的協整檢驗常常會忽略結構突變對此的影響，對此，GregoryandHansen將zivotandAndrews的方法推廣到協整領域，提出了內生結構突變的協整檢驗，其備則模型具體形式如下：模型A：截距項存在結構突變(C)y1t=u1+u2Dtτ+αTy2t+εtt=1.2….n（14）其中μ1表示改變前的截距，μ2表示結構變化發生后截距項的偏移。模型B：含時間趨勢的截距項存在結構突變(C/T)y1t=u1+βt+u2Dtτ+αTy2t+εtt=1.2…n（15）模型C：截距項與斜率均發生結構突變(C/S)y1t=u1+u2Dtτ+αTy2t+αT2y2tDtτ+εtt=1.2…n（16）其中虛擬變量Dtτ定義為：Dtτ=1t≤[nτ]0t>[nττ]以上三個模型的原假設是序列不存在協整關系，備則假設則是序列存在協整關系且發生過結構突變。式中,Dtτ為虛擬變量，刻畫模型的結構變化，參數τ為結構突變點在時間序列的相對位置，[]表示取整運算。同樣，仍假定每一個樣本點均是潛在的結構突變點，然后對每一個點逐次回歸得到殘差序列，對殘差序列進行單位根檢驗，進而算出每一個點對應的統計量，從中選取最小的值，然后將統計量與臨界值進行比較，最終作出判斷。

實證檢驗與分析

（一）數據來源本文以區間為1994年1月到2011年9月的共計213個數據作為樣本數據。其中，人民幣實際匯率（RER），為了真實反映人民幣實際價值，采用國際清算銀行公布的人民幣實際有效匯率的月度數據；國內市場物價水平采用居民消費價格指數（CPI）的月度數據來衡量。外匯儲備(FER)的數據則來源于外匯管理局網站的外匯儲備月度數據。對于月度數據，常常需要對此進行季節調整，以便消除季節變動對結果產生的影響，從而更好地反應季度序列的特征和基本趨勢。本文采用X-11法對數據進行調整，調整后的數據標以sa，然后對調整后的數據取自然對數，以消除時間序列的異方差，從而最終變量分別為：LFERsa、LR-ERsa、LCPIsa。（二）數據平穩性檢驗對于時間序列，需要分析數據的平穩性,否則會出現偽回歸的問題，因此首先對各變量進行ADF檢驗,如檢驗發現是單位根序列，再對此進行ZA單位根檢驗，進一步判定是否是結構突變的趨勢穩定序列，如果檢驗發現序列是平穩序列，那么對此進行ZA單位根檢驗則純屬多余。因此，先對以上各位變量做ADF檢驗，結果如下。表1變量的ADF檢驗結果注：其中C,T,N分別表示常數項、趨勢項與滯后階數由ADF檢驗可以看出，外匯儲備、真實有效匯率、物價水平均是單位根序列，且是一階單整序列，因此為了更精確地反應數據之間的統計特征，以防把結構突變的平穩序列看成是單位根序列，下面對這些變量進行ZA單位根檢驗，檢驗結果如下：表2LFERsa、LRERsa、LCPIsa的ZA單位根檢驗結果注：za檢驗在1%、5%、10%的臨界值分別為-5.34、-5.08、-4.82由表2的ZA檢驗結果可知：外匯儲備、真實有效匯率以及物價水平均是不平穩的，且是一階單整過程，這進一步證明了上述三個變量的單位根過程。其中外匯儲備的變化時期是在2004年1月，真實有效匯率的結構變化時期是在2002年3月，這可能是因為自從2001年12月中國正式加入世貿組織以后，對外貿易環境得到了變化，進出口總額發生了很大的改變；同時，北京申奧成功也促使國內出現了新一輪的投資熱潮，再者，在2003年，人民幣升值預期形成，大量游資開始涌入國內，這些因素都會對匯率、外匯儲備產生影響。而物價水平的結構變化時期則發生在1997年1月，這可能是因為當時實行的宏觀經濟政策所致，經濟增速自1993年起加快，物價水平曾一躍上升到1994年的24.1%，抑制通貨膨脹是當局的首要任務，通過綜合治理，使得國民經濟至1996年底成功實現軟著落，物價水平大幅度下降。（三）數據相關性檢驗1、人民幣匯率與物價水平的關系。由于LRERsa、LCPIsa、LFERsa這些變量差分后都通過了單位根檢驗，且都是一階單整變量，所以對此進行協整檢驗以考察兩者之間是否存在一種長期穩定的關系。而由于傳統的協整檢驗并沒有考慮結構變化對變量間長期穩定關系的影響，因此為了更全面地考察變量間的協整關系，我們對變量進行了考慮結構突變的GH協整檢驗，檢驗結果如表3。表3物價水平與匯率之間的GH檢驗結果注:1.ADF*、Zt*、Zα*為GH協整檢驗三個檢驗統計量,臨界值表參閱文獻[1];2.**分別表示在5%的顯著水平上拒絕零假設,即變量間存在該形式的協整關系。下同表3分別給出了這兩變量間三種GH檢驗備則模型的檢驗結果，發現，三種模型中，無論是ADF*統計量，還是Zt*或者Za*統計量均不能在10%的顯著性水平上拒絕原假設，這說明匯率與物價水平間不存在任何形式的雙變量協整關系，即匯率與物價水平間不存在長期穩定的關系，也表明匯率并不會引起物價水平的變動，物價水平的波動也不會帶來匯率的相應變化。這與理論推導的結果不一樣，可能是因為我國現階段匯率仍缺乏足夠的彈性，且匯率與物價水平兩者之間的傳導機制仍沒有打通，從而導致兩者之間的互動不是很顯著。2、外匯儲備與物價水平的關系。表4物價水平與外匯儲備之間的GH協整檢驗結果由表4可知，當外匯儲備作為解釋變量，物價作為被解釋變量進行GH檢驗時，在5%的顯著水平上，C/S模型的ADF*統計量檢驗拒絕了其原假設，這說明物價水平與外匯儲備之間存在C/S形式的協整關系，且存在著結構突變。而當把物價作為解釋變量，外匯儲備作為被解釋變量做GH檢驗時我們發現兩者間不存在任何形式的協整關系。這說明這兩變量間存在單向的協整關系，外匯儲備的變動引起了物價的變動，而物價的變動并沒有影響到外匯儲備的波動。為了考察外匯儲備的具體變動是如何對物價水平產生影響的，下面對C/S形式的協整方程進行估計。根據C/S結構變化形態方程的形式設方程的具體形式如下：LCPIsat=γ1+γ2Dtτ+γ3LFERsat+γ4LFERsatDtτ+εtt=1.2…n…（17）其中γ1表示發生結構變化前的截距，γ2表示結構變化發生后截距的偏移，γ3表示結構變化前斜率的系數，γ4表示結構變化發生后斜率的偏移，Dtτ表示發生結構變化的虛擬變量，參數τ為結構突變點在時間序列中的相對位置，由表5可知τ=0.211268，而本文的樣本容量為213個，因此結構變化發生的時間點為1997年9月，虛擬變量Dtτ取值如下：Dtτ=1t≤1997.90t>1997.≤9因此，利用eviews對這一模型各變量的系數進行估計，結果如下：LCPIsa=5.641-1.144D-0.139LFERsa+0.154LFER-sa.D（18）(119.49)(-23.23)(-19.29)(20.78)其中括號內的數值表示t統計量，回歸結果表明，在1997年9月以前協整方程還未出現結構變化，物價對外匯儲備的彈性為-0.139，外匯儲備與國內物價水平之間是負相關的關系，外匯儲備每增加1%，不僅不會使物價上漲，反而會促使物價降低0.139%。這與理論推導兩者之間同向關系的結論相悖，可能因為，一方面是1997年7月源于泰國的亞洲金融危機中，中國堅持人民幣匯率穩定，不貶值，對進出口貿易和引進外資都受到了沖擊，外匯儲備也由前幾年的快速增加，變為下降；另一方面，中國前一段時間實行的宏觀經濟政策也對物價的下降起著至關重要的作用。然而在1997年9月發生結構突變后，這一突變使得協整變量間的關系發生了顯著的變化，物價對外匯儲備的彈性開始由負向的-0.139變為正向0.015（-0.139+0.154）。這一結論支持了理論推導的結果，但盡管外匯儲備對物價的影響為正，作用仍不是很明顯，1%的外匯儲備增加，物價將上升0.015%，究其原因可能是央行采取了沖銷政策，央行會通過提高存款準備金率、發行央行票據、公開市場操作或者綜合使用這幾種工具去沖銷過多的基礎貨幣回收過多的流動性，這也說明央行采取的沖銷政策在現階段是有效可行的。3、人民幣匯率、外匯儲備與物價水平的關系。以上分別將匯率、外匯儲備與物價水平之間的長期關系進行了分析發現，匯率與物價之間并不存在長期穩定的關系，而外匯儲備對物價水平在長期內則存在單向的穩定關系。下面將匯率引入外匯儲備對物價影響的模型，進一步考察兩者共同對物價水平的影響效果，以考察三者間的長期穩定關系。三者GH檢驗的結果如下：表5匯率、外匯儲備與物價水平之間的GH協整檢驗結果由表5可知，當將外匯儲備、匯率共同作為解釋變量時，GH檢驗表明外匯儲備、匯率與物價水平三者之間不能存在任何形式的協整關系。這表明匯率與外匯儲備、物價均不存在長期的穩定關系，且匯率的引入使得外匯儲備與物價水平之間的長期穩定關系消失，這說明匯率的引入使得外匯儲備與物價之間的關系變得更加復雜化。

結論與政策建議

本文在考慮了結構突變的情形下，通過使用結構變化的單位根（ZA）檢驗和協整檢驗（GH檢驗），對人民幣匯率、外匯儲備與物價之間的關系進行實證分析，結果發現：首先，匯率與物價之間并不存在任何意義上的協整關系，匯率的變動并不會引起物價的變動，當然物價的變動對匯率也無影響。因此有人提出的利用人民幣升值來降低國內通貨膨脹的建議有待商榷。其次，外匯儲備與物價之間存在C/S形式的協整關系，且結構突變點發生在1997年9月，在結構突變前后，外匯儲備對物價的影響方向從負相關關系轉變為正相關關系。但是無論是正相關關系還是負相關關系，物價對外匯儲備的彈性較小，外匯儲備變動對物價的影響不是很明顯。再者，將匯率引入到外匯儲備對物價的影響模型中發現，匯率的引入使得外匯儲備與物價間的協整關系消失，這說明了匯率使外匯儲備與物價之間的關系更趨復雜。鑒于以上分析,提出以下建議:首先，我國貨幣政策的重點應該是穩定物價，貨幣當局應該通過制定正確的貨幣政策來控制國內的通貨膨脹，而不能寄希望于通過人民幣升值來抑制通貨膨脹。這也說明我國的匯率制度可以變得更加富有彈性，進一步增強貨幣政策的獨立性。其次，央行在對外匯占款進行沖銷的時候要考慮沖銷的數量以及持續性，畢竟在現階段我國巨額外匯儲備沒有對物價產生明顯的影響，很大程度上得益于央行的沖銷政策，一旦沖銷成本過大以及長期沖銷不可持續，那么巨額外匯儲備勢必會對國內經濟產生不良影響。再者，加快人民幣國際化步伐。在央行沖銷政策的實施下，巨額外匯儲備對國內物價水平的負面影響雖然還沒顯現出來，但是仍不能忽視外匯占款的巨額增加對通貨膨脹的潛在影響。加快人民幣國際化步伐，可以緩解我國現在國際收支雙順差的局面，減緩我國外匯儲備的巨額增加，從而減輕外匯占款導致的通貨膨脹問題。

本文作者：陶士貴陸苗苗工作單位：南京師范大學商學院