我國外匯儲備增長對通貨膨脹影響的實證研究

一、問題的提出

2000年后，隨著改革開放的不斷推進和深入，我國國際收支連年出現雙順差，外匯儲備迅速增長。2006年2月底超過日本成為世界第一大外匯儲備國，截至2007年9月末，我國外匯儲備余額為14336億美元，同比增長45.11%。甚至有專家預測2010年我國外匯儲備將突破2萬億美元。與此同時，我國消費物價指數自2002年開始溫和上升，進入2004年1月份，我國各類價格指數均繼續呈現上漲趨勢，2004年9月份CPI指數同比上漲了5.2%，盡管在2005年通貨膨脹得到了抑制，但從2006年開始CPI指數再次上升，到2007年8月份消費物價指數同比上漲了6.5%，2008年4月我國居民消費物價指數更是同比上漲了8.5%，創下了近年來的最高值。

外匯儲備增加導致基礎貨幣投放增加后，通過乘數的作用直接增加了貨幣供給總量，使社會總需求增加，在該國不存在閑置資源的情況下，社會總供給不能相應增加，只能通過物價上漲來實現商品市場供求均衡。即外匯儲備增長產生通貨膨脹效應。

二、外匯儲備對通貨膨脹影響的理論分析

近年來，孟德爾和約翰遜等人運用貨幣數量說，對世界性通貨膨脹做了全面的分析，強調世界性通貨膨脹的根源不外是世界貨幣總量的過度增長，而國際收支和外匯儲備的增長則是物價上漲的傳遞機制。所以，此說又被稱為“國際貨幣主義”。在該學派內部，各位經濟學家的理論也不是完全一致的。本文采用孟德爾的模型進行分析。

設Md為貨幣需求，P為物價，Y為實際收入或實際產量。眾所周知，貨幣學派認為貨幣需求函數是一階奇次的，且貨幣需求的利率彈性又相當小，因此貨幣需求函數可以簡寫成為：

Md=F(PY)=PF(Y)（1）

貨幣供給為國外凈資產及國內信貸或銀行體系國內資產的總和。均衡條件是在世界商品與資本市場處于完全競爭的假設下，隨時可以實現。可用式（2）和式（3）來表達：

MS=DF+DC（2）

Md=MS（3）

其中DF為國外凈資產，DC為國內信貸。有理論分析可知，貨幣供給量MS與國外凈資產和國內信貸正相關。

對式（1）取對數微分可得：

lnMd=lnP+YF(Y)dF(Y)dYlnY（4）

將式（2）取對數微分可得：

lnMs=DFDF+DClnDF+DCDF+DClnDC(5)

式（5）中的lnMs為貨幣供給的變動率，lnDF為國外凈資產的變動率，lnDC為國內信貸的變動率。DFDF+DC為國外凈資產在貨幣供給中所占的比重，DCDF+DC為國內信貸在貨幣供給中所占的比重，

有式（3）、（4）、（5）可得：

lnP+YF(Y)dF(Y)dYlnY=DFDF+DClnDF+DCDF+DClnDC（6）

即：lnP=DFD+DClnDF+DcDF+DClnDC-YF(Y)dF(Y)dYlnY(7)

從式（7）可得出以下結論：

通貨膨脹率主要取決于國外凈資產、國內信貸、實際社會總產出。根據理論可知，國外凈資產和國內信貸的增加將引起貨幣供給量的增加，使整個社會的總需求增加，從而帶來通貨膨脹壓力。實際社會總產出的增加會降低通貨膨脹率。

三、外匯儲備對通貨膨脹影響的實證檢驗

（1）數據的選取和模型設定

本文擬選取2003年1月——2008年3月的月度數據，樣本容量為63個。選取居民消費物價指數（CPI）度量價格水平，以2003年1月的價格水平為基期100，將各月環比得到各月的定基CPI指數；用外匯儲備度量國外資產凈額(DF)；用對政府凈債權、對非金融部門債權、對其他金融部門債權之和度量國內信貸(DC)；用實際工業總產值度量實際社會總產出。由于我國沒有公布GDP的月度數據，因此用工業總產值月度數據度量社會總產出（Y），為了消除通貨膨脹的影響，我們將名義工業總產值轉化為實際工業總產出，方法為實際月度工業總產出=[名義工業總產出/CPI]×100，CPI為我國以2003年1月為基期的定基比CPI。所有的數據均來自中國人民銀行網站、《中國經濟景氣月報》和《中國經濟統計快報》各期。其中，對于明顯具有季節性的變量采用X12方法進行季節調整。

為了檢驗外匯儲備的通貨膨脹效應，由公式（7）我們可以建立如下計量經濟模型：

lnP=β0+β₁lnDF+β₂lnDC+β3lnY+μ（8）

其中P為物價指數，DF為國外凈資產，DC為國內信貸，Y為實際社會總產出。為簡化起見，假定其他因素對通貨膨脹的影響包含在誤差項μ內。

我們取以上變量各自的自然對數。取自然對數的優勢在于，不僅可以忽略以對數形式出現的變量的度量單位，而且可以縮小變量的取值范圍，減少某些年份異常值的影響。同時，由于嚴格為正的變量條件分布常常具有異方差或偏態性，取自然對數后，即使不能消除這兩個方面的問題，也可以使之有所緩和。

（2）協整檢驗

由于只有相同單整階數的變量之間才有可能存在協整關系，因此在協整檢驗之前我們必先對各變量進行平穩性檢驗。運用Eviews5.1計量分析軟件。采用ADF檢驗方法，結果顯示lnCPI，lnDF，lnDC，lnY的ADF統計值均大于對應的5%的臨界值，表明各變量都是非平穩序列，存在單位根。經過一階差分后，dlnCPI，dlnDF，dlnDC，dlnY的ADF統計量均小于對應的1%的臨界值，拒絕原假設，不存在單位根，各變量的一階差分都是平穩序列。所有各變量都為一階非平穩單整序列，即I(1)過程。可以利用Johansen協整檢驗來考察這些變量的協整關系。

對lnCPI，lnDF，lnDC，lnY之間的協整關系進行檢驗，根據無約束水平VAR模型確定最佳滯后階數的方法是從一般到特殊，從較大的滯后階數開始，利用AIC最小的原則確定最佳滯后階數為3。同時使用LM統計量檢驗殘差為有無自相關，JB(Jarque-Bera)檢驗殘差的正態性，White檢驗是否存在異方差。利用Eviews5.1軟件檢驗得出，LM(3)=26.69，相伴概率p=0.37，接受殘差序列無自相關的原假設。JB=2.45，相伴概率p=0.29，接受殘差序列符合正態分布的原假設。H=789.38，相伴概率p=0.26，接受殘差序列為異方差的原假設。可知在5%的顯著水平上各方程回歸的殘差序列均滿足正態性，不存在自相關和異方差。通過對數據初始形態的分析，確定數據空間中沒有線性確定趨勢，協整方程中有截距項，但沒有趨勢項，結果見表1

表1 Johansen協整檢驗結果

原假設特征根跡檢驗量5%的臨界值P值

不存在協整關系*0.45592152.3624447.856130.0178

至多存在一個協整0.19537015.8427729.797070.7233

至多存在兩個協整0.0455992.80037615.494710.9752

至多存在三個協整0.17394412.6156715.494710.1297

至多存在四個協整2.03E-060.0001223.8414660.9926

Johansen協整檢驗結果顯示，在5%的顯著性水平上，通貨膨脹與外匯儲備、國內信貸、實際工業總產值之間存在一個協整關系。標準化后的協整方程為：

lnCPI=0.26lnDF+0.415lnDC-0.451lnY+1.685+ecm

[4.97] [5.55] [-7.02]（9）

對進行單位根檢驗，其檢驗形式為有常數項，無趨勢項，并利用AIC準則由Eviews5.1自動確定滯后階數為8，得到ADF統計量為-4.05，在5%的置信水平下，其臨界值為-2.92，說明殘差項為平穩，不存在單位根。

協整方程中各系數都通過顯著性為5%的t檢驗。從長期趨勢考察，外匯儲備的系數為0.26，表明我國外匯儲備每增加1%將導致我國通貨膨脹率上升0.26%。國內信貸的系數為0.415，表明國內信貸增加1%將導致我國通貨膨脹率上升0.415%。實際工業總產值系數為-0.45，表明我國工業總產值每增加1%將導致我國通貨膨脹下降0.45%。與前文的理論分析相符。

（3）VEC模型檢驗

根據Granger定理，一組具有協整關系的變量具有誤差修正模型的形式，因此在協整檢驗的基礎上進一步建立誤差修正模型，研究外匯儲備、沖銷干預等因素與通貨膨脹的短期動態關系，VEC模型為：

ΔlnCPI=-0.12ECMt-1+0.43ΔlnCPIt-1+0.08ΔlnCPIt-2+

[-2.29][2.98] [0.16]

0.07ΔlnDFt-1+0.07ΔlnDFt-2-0.03ΔlnDCt-1-0.05ΔlnDCt-2+

[-1.69] [1.54][-0.34][-0.48]

0.11ΔlnYt-1+0.06ΔlnYt-2-0.01（10）

[5.32][2.65] [-0.26]

誤差修正項的系數為-0.116，對應的t統計量為-2.29，符合反向修正原則，表明短期的非均衡狀態逐漸向長期的均衡狀態趨近。從VEC模型來看，由t統計量可知，滯后一期的通貨膨脹率對其自身有顯著的影響，相關系數為0.427，系數通過顯著性為5%的t檢驗，說明我國當前的通貨膨脹仍然是慣性爬升的通貨膨脹。外匯儲備對通貨膨脹沒有明顯的正向作用，相關系數沒有通過顯著性為5%的t檢驗。滯后兩期的工業總產值系數為分別為0.112，0.057，通過顯著性為5%的t檢驗，說明工業總產值短期內與通貨膨脹成正相關。這與前面的理論分析相悖。原因是短期內在技術水平不變的情況下，產出的增加對通貨膨脹的抑制作用要根據產出增長的具體方式來分析。如果以增加要素的投入為代價，在大量追加要素投入下，達到產出的增加，這必然會使各種要素市場的供求關系發生變化，引起要素價格的上漲；而投入要素的價格上漲使企業的成本增加，企業為了達到一定的利潤，就必須提高產品的銷售價格，結果這種依靠要素投入增加的產出增長帶來兩方面的影響；一方面增加了商品市場的供給，有助于改善商品供求狀況；另一方面它又造成要素市場供求關系緊張，進而帶動商品價格上漲。在各種商品及要素供求狀況已經很緊張的高通貨膨脹期，這種產出增長方式很可能會造成通貨膨脹問題更加惡化，所以使得工業總產值短期內與通貨膨脹有正相關關系。

四、結論

本文基于國際貨幣主義的理論，運用協整和VEC模型分析發現我國外匯儲備的增加產生了明顯的通貨膨脹效應，從長期來看外匯儲備對通貨膨脹的拉動效應為0.26，但是短期來看，這種效應并不明顯，滯后期外匯儲備對通貨膨脹影響的系數都沒有通過顯著性為5%的t檢驗。

長期來看，外匯儲備增加導致基礎貨幣投放增加后，通過乘數的作用直接增加了貨幣供給總量，使社會總需求增加，在該國不存在閑置資源的情況下，社會總供給不能相應增加，只能通過物價上漲來實現商品市場供求均衡即外匯儲備增長產生通貨膨脹效應。但是短期內，中央銀行可以通過減少對金融、政府、非金融機構等部門的凈債權，通過發行中央銀行票據，可以暫時消除外匯儲備增長對貨幣投放增加的壓力，進而緩解外匯儲備增加對通貨膨脹的影響。所以外匯儲備增長短期內對通貨膨脹的影響不明顯。

但是，有實證分析可知，短期內滯后期的外匯儲備對通貨膨脹系數雖然沒有通過顯著性5%的t檢驗，但是卻通過了顯著性10%的t檢驗，因此短期內也不能忽視外匯儲備增加對通貨膨脹的影響。另一方面隨著我國資本賬戶逐漸開放以及我國中央銀行沖銷干預政策存在的諸多負效應，使得中央銀行沖銷干預在長期內不具有可持續性，甚至可能會進一步加劇通貨膨脹。因此我們必須進一步加強對外匯儲備的管理和運用從根本上緩解外匯儲備增長對通貨膨脹的壓力。

（作者單位：湖南大學金融學院）

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