外匯儲備、貨幣供給量與通貨膨脹：SSM分析*

王三興 陳 帥 呂效能

（1.安徽大學經濟學院，合肥 230601；2.南開大學經濟學院，天津 300071）

一、引 言

近20年來，我國外匯儲備保持著持續單向的快速增長，截至2014年6月，我國外匯儲備已達到近4萬億美元，占據了世界外匯儲備總額的三分之一。學者普遍認為，一國保有高外匯儲備存量具有正反兩方面效應，高外匯儲備會提高本國發展信心、增強央行穩定匯率、抵御國際金融風險感染的能力，但高外匯儲備也會帶來一些負面影響，如美元的貶值會導致外匯儲備中以美元計價的資產縮水，削弱了宏觀調控政策尤其是貨幣政策的有效性和獨立性，增加了人民幣升值和通貨膨脹壓力等。

在外匯儲備不斷累積的同時，我國貨幣供給量M2也在2013年2月達到歷史新高，突破百萬億大關。在此背景下，剖析高外匯儲備，貨幣供給量與通貨膨脹的關系，對我國貨幣政策作出合理的選擇，具有重要的現實意義。

關于通貨膨脹的影響因素，國內外有許多學者對此進行了研究分析，得出的結論也不盡相同。從學者文獻中看，一部分學者從外匯儲備與通貨膨脹之間的作用作出分析，有部分學者從匯率與通貨膨脹兩者著手分析。除了從外匯儲備和匯率兩因素來分析通貨膨脹，還有學者從貨幣數量以及制度性因素分析。

從以往文獻中看，學者基本上采用傳統的回歸模型進行分析，這對于日益復雜的干擾因素，建立在傳統模型基礎上的分析顯然不足。隨著時間的推移，經濟條件的變化使得關于通脹的問題越發復雜，也越發值得探討。本文從我國經濟實際狀況出發并結合當前政策的形式，構建狀態空間SSM模型，重點分析外匯儲備、貨幣供給量、人民幣實際有效匯率及匯率制度變動對以物價水平表示的通貨膨脹的影響。

二、實證研究

（一）模型分析

實證回歸分析主要是建立固定參數模型，通常的回歸模型形式是：

其中：yt是因變量，表示消費物價指數CPI；xt是自變量，表示影響因子的外匯儲備、貨幣供給量、人民幣匯率、匯報制度等；C是待估常數；β是待估參數；μt是隨機擾動項。如果采用OLS、工具變量法等計量經濟模型常用的估計方法對方程進行回歸，那么意味著估計參數在樣本期間內固定不變。但是隨著改革開放在逐步擴大廣度和深度，我國融入國際市場程度在加深，經濟結構逐漸發生變化，對物價指數產生影響的變量也會隨之擴展，固定參數模型已經無法表現經濟結構和外部環境變化所帶來的影響，為此本文構造可變參數的狀態空間模型為：

xt是具有隨機系數βt的解釋變量的集合，隨機系數向量βt是狀態向量，稱為可變參數；可變參數βt是不可觀測變量，必須利用可觀察變量yt和xt來估計，并且假定βt的變動服從一階自回歸模型AR （1）；Ct是具有固定系數的解釋變量的集合。擾動向量μt，εt是相互獨立，且服從均值為0，方差為σ2和協方差矩陣為Q的正態分布。

（二）數據來源、選擇與處理

本文實證研究采用的數據是從1996年1月到2012年12月的月度數據，共有204組樣本數據。通貨膨脹指標選取消費物價指數，本文采用以1995年1月為基期，運用官方公布的同比數據計算得到的數據，消費物價指數的同比數據來源于中國統計局網站。

外匯儲備、貨幣供給量均來自中國人民銀行網站，其中外匯儲備是以億美元為計價單位，貨幣供給量是以億元為計價單位，且在本文中貨幣供應量是采用廣義貨幣量M2的數據。

匯率指標采用的是人民幣實際有效匯率（REER），因為實際有效匯率是以貿易份額為權重的加權匯率，相比官方公布的雙邊匯率能更有效顯示出匯率的真實變動對物價水平的影響，而且官方的雙邊匯率更多是其他非經濟因素綜合的結果。該指標采用間接標價法，數值增加表示人民幣升值，數值減少則表示貶值。匯率數據來源于國際清算銀行。

對于匯率制度，可基本分為兩種類型：固定匯率制和浮動匯率制。1994—2004年，這一時期我國實行的是有管理的浮動匯率制，但實際是盯住美元制，人民幣匯率波動幅度較小，因此該時期應屬于固定匯率制度；從2005年7月匯率制度改革開始至今，我國實行的是以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，可將這一時期歸為浮動匯率制度。由于匯率制度難以量化，我們將其設為虛擬變量，對固定匯率制度賦值0，對浮動匯率制度賦值1。根據剛才的分析，1996年1月至2005年7月的匯率制度可以認定為固定匯率制度，賦值0；2005年7月至2012年12月的匯率制度屬于浮動匯率制度，賦值1。

（三）數據檢驗

在對數據序列進行具體分析前，使用X12方法進行了季節調整，為了消除異方差對模型的影響，對通貨膨脹、外匯儲備、貨幣供給量、匯率這四個變量取對數。文中使用的經濟變量名稱及對應代碼如下：通貨膨脹（CPI），廣義貨幣量（M2），外匯儲備量 （FER），人民幣實際有效匯率（REER），匯率制度（EX）。

1．平穩性檢驗

采用ADF檢驗方法，對每個時間序列的平穩性進行檢驗，參照施瓦茨準則（SIC）來確定滯后期數。結果如表1。

從表1中的數值，可以看出各個變量原序列在10%的顯著性水平下是接受原假設，都是不平穩的；而一階差分后的各個序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，說明一階差分序列是平穩的，因此它們都是一階單整I（1）序列。

2．協整檢驗

對于同階單整的時間序列，建立的狀態空間模型只有當這些序列存在協整關系時才有意義。協整檢驗存在兩種方法：一種是Engel和Granger提出給予協整回歸方程的兩步法，這種方法在檢驗兩個變量之間關系時較為常用；另一種是Johansen檢驗，可以判斷變量間存在幾個協整向量?，F基于平穩性檢驗基礎，使用Johansen方法對變量進行協整檢驗，檢驗結果用來確定各變量之間是否存在長期穩定的關系。Johansen協整檢驗主要有兩種方法，跡檢驗（Trace檢驗）和最大特征根檢驗，本文采用的是Trace檢驗，結果見表2。

表1 ADF檢驗結果

表2 Johansen協整檢驗結果

從表2可以看出，在5%的顯著性水平下存在兩個協整向量，在1%的顯著性水平下檢驗結果拒絕了None的原假設，而接受其他的原假設，表明有且僅存在一個協整向量，序列之間是協整的，變量之間存在長期穩定關系。

3.Granger因果關系檢驗

經過平穩性檢驗和協整檢驗可知，消費物價指數與外匯儲備、貨幣供給量、人民幣實際有效匯率和匯率制度之間存在長期的協整關系，但是這種協整關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。本文對變量進行了格蘭杰因果檢驗，并根據LR、FPE和AIC準則，來確定最佳滯后期，避免自相關導致參數的非一致性估計，最后選擇的滯后期為2。結果見表3。

表3 格蘭杰因果檢驗結果

從檢驗的結果可以看出，在1%的顯著性水平下，M2不是引起CPI指數的格蘭杰原因的原假設被拒絕，廣義貨幣量與消費物價指數存在單項因果關系，而外匯儲備與消費物價指數互為格蘭杰原因。此外，匯率制度及匯率分別在5%、10%的顯著性水平下是消費物價指數的格蘭杰原因。

4.時變參數模型估計結果及分析

狀態空間模型表示動態系統有兩點好處：一是它可以將不可觀測的狀態變量并入可觀測模型并與其一起得到估計結果，二是利用卡爾曼濾波可估計由被解釋變量過去的信息得到狀態變量的最佳近似結果。依據前文對模型的分析，利用狀態空間模型構建的時變參數模型如下：

狀態方程：

在上述時變參數模型中αt、 βt、γt、 δt均是可變參數，且全部服從AR（1）過程。運用卡爾曼濾波對每個時點的參數進行估計，得到可變參數狀態空間模型結果如下：

量測方程：

狀態方程：

模型回歸的統計值：極大似然值為476.2592，AIC值為-4.639796，各參數估計的P值均小于1%，四個狀態方程的P值均小于1%，說明量測方程中的狀態變量是顯著的。并且對該模型的殘差進行單位根檢驗，所得t統計值為-14.11147，P值為0.0000，在1%顯著性水平下模型的殘差是平穩的，證明該模型回歸的結果是有效的。

根據時變參數狀態空間模型的估計結果，可以生成狀態序列，從而得到相關變量的時變參數變動的具體情況（見圖 1、2、3、4），具體分析如下。

第一，分析貨幣供給量對消費物價指數彈性的變化，從圖1中可以看出，該彈性系數的變化范圍在［-0.04，0.126］之間，并不像理論分析那樣，貨幣供給量與物價指數必然的正相關。1996—1998年這幾年，彈性系數不斷上升，表明這幾年貨幣供給量對消費物價指數的影響在不斷增強，但1997年亞洲金融危機以后，我國面臨通貨緊縮壓力，開始實行穩健的貨幣政策并增加貨幣供應量，這在一定程度上解決了當時的通貨緊縮的狀況。這一時期，可能受到金融危機的影響以及維護人民幣匯率穩定等因素，使得貨幣供給量對消費物價指數的影響沒有持續增強。從2002年開始，中國開始實現“高增長、低通脹”的宏觀經濟政策，彈性系數的波動幅度非常小，僅在［0.02，0.03］之間。而近幾年，彈性系數幾乎是處于一個非常平穩的狀態，即使遭遇2008年國際金融危機的影響，貨幣供給量與消費物價指數之間的關系也基本沒有發生變化，彈性系數只有少許增加而后下降，這與1997年亞洲金融危機具有類似之處，只不過這次的變動幅度要比1997年小得多，這在另一角度佐證了我國市場經濟體系自身及宏觀調控政策的逐步完善，使得貨幣供給量與消費物價指數之間的關系對外部沖擊的抵抗力不斷增強。

第二，分析外匯儲備對消費物價指數彈性的變化（圖2）。從外匯政策傳導機制角度分析，我國外匯儲備的快速累積會促使大量基礎貨幣通過商業銀行投放進入市場，極容易引發通貨膨脹。方先明、裴平、張誼浩（2006）曾經從貨幣數量論的角度并利用2001—2005年的季度數據進行過實證研究，結果顯示我國外匯儲備的快速累積對通貨膨脹具有顯著效應。從圖2中可以看出只是在1996—2001年之間外匯儲備對消費物價指數彈性較大，說明這種傳導機制的效果較為明顯，但是從2002年至今，彈性系數一直在0.004左右，也就是說外匯儲備變動1%的時候只會引起物價指數上升0.004%，這是一個相對微弱的影響。仔細觀察2002—2012年這一時期，彈性系數也是有變化的，特別是2008—2009年之間變化較大，其中一個重要的原因就是2008年金融危機的影響。自2007年5月通貨膨脹同比增長5.6%，就一直維持高通脹，到2008年4月甚至一度達到8.5%的近十年的新高，這也表現為彈性系數在2007—2008年上升，但金融危機開始后物價指數持續走弱，在2009年甚至出現輕微的通貨緊縮的狀況，最低曾處于-1.8%的水平，在外匯儲備對消費物價指數彈性的圖中就表現為下降。但總體而言，這10年來外匯儲備對消費物價指數的影響并不像以前那么顯著，并且逐漸處于平穩。

第三，分析人民幣實際有效匯率對消費物價指數的影響（圖3）。分析人民幣匯率對CPI影響的時候，結合匯率制度一起分析更為適合（圖4），主要基于人民幣匯率的變動基本是由于我國匯率制度所決定的；并且從圖3、4中也可以清晰看出兩個變量彈性系數的共性，都是先上升，然后下降再上升最終處于穩定的波動狀況，只是兩者對價格指數的影響的速度存在不一致。如前文所指，1994—2005這一時期被看作為固定匯率制度，從圖3、4中可以看出，人民幣匯率對物價指數的彈性系數在［-0.39，-0.04］之間，對物價波動造成比較大的影響，特別是在1998年左右，系數一度接近-0.4，1997年亞洲金融危機后我國政府堅持人民幣不貶值，出口產生波動，經濟增長減緩，甚至出現通貨緊縮。但在2005年匯率波動范圍進一步擴大后，如圖3、4所示，人民幣實際有效匯率對物價指數的彈性指數基本上處于-0.14左右，匯率制度對物價指數的彈性系數基本上處于0上下，即使遭受2008金融危機的沖擊，匯率對我國物價指數的影響也沒有太大變化。這也正是我國制度改革所期望收到的效果，即通過匯率制度的完善來緩沖人民幣匯率的波動對國內物價的沖擊，在外匯儲備積累的基礎上減少匯率與金融風險。

三、總結和政策建議

本文通過構建時變參數模型，采用1996年1月到2012年12月的月度數據，分析了外匯儲備、貨幣供給量、匯率和匯率制度對通貨膨脹的效應，結果表明外匯儲備、貨幣供給量對通貨膨脹均存在正向作用，但是與以前學者研究結果相比，并沒有那么的明顯，特別是在2005以后，這可能與我國政府所采取的多種沖銷手段以及改革措施執行力度的加強存在關系。而人民幣實際有效匯率和匯率制度改革對通貨膨脹均存在反向作用，其中人民幣實際有效匯率對CPI的彈性系數絕對值也最大，表明匯率的變動會導致CPI指數的較大變動。這可能是由于我國經濟高速增長對國外大宗原材料進口依賴增加，并且國外大宗原材料價格的上漲會帶來輸入性的通貨膨脹。郭其友、陳銀忠 （2011）通過建立遞歸SVAR模型，分析了人民幣匯率升值背景下的輸入型通貨膨脹對我國通貨膨脹的影響，認為輸入型通貨膨脹不僅是我國通貨膨脹的主要影響因素之一，而且其影響具有持久性。

鑒于我國當前經濟發展面臨的國內外環境，如何有效地降低各因素對我國通貨膨脹的影響以及如何妥善處理它們之間的關系，提出以下建議。

1.提高貨幣政策透明度，準確把握貨幣供應量。政策實施的效果在很大程度上受政策透明度影響，對于提高政策透明度可以從以下方面著手：第一，提高信息披露的質量，就是要及時、有效、準確地發布有關宏觀政策的數據；第二，要充分利用當前信息技術平臺，采用多種方式將政策實質向公眾披露，這不僅可以降低信息的傳播成本，還提高信息傳播的效率和深度。只有做到信息高度透明，并充分掌握和分析信息，才能準確把握貨幣供應量。

2.外匯儲備相關的制度可以從多方面加以改進。其中重點在于對我國外匯儲備管理體制的改革，應向持有主體多元化的方向發展，這可以有效地隔斷外匯資產過快增長對我國貨幣供應的單方面壓力并據以減少過剩的流動性，并且可以實現由“藏匯于國”到“藏匯于民”的轉變。

3.進一步擴大人民幣匯率波動范圍。自2005年7月匯率制度改革起至今，我國一直實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度，為保持匯率在指定的區域內浮動，央行就需要在外匯市場上購買外匯，投放本幣，引發通脹。但從上面的結論可以看出，當匯率制度逐步從固定走向浮動時，彈性系數會漸漸減弱；因此，我國職能部門應該在確保金融市場和經濟增長穩定的前提下，進一步擴大人民幣匯率浮動幅度，同時要與其他宏觀政策協調配合，比如利率市場化改革，貿易和外資改革，逐步減少央行干預外匯市場的必要性。

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