我國的外匯儲備與物價水平之間關(guān)系----基于傳導(dǎo)路徑的研究

1、我國的外匯儲備與物價水平之間的關(guān)系-基于傳導(dǎo)路徑的研究肖曉軍肖曉軍（1973-），男，副教授 經(jīng)濟學(xué)博士 贛南師范學(xué)院商學(xué)院 研究方向: 國際經(jīng)濟與貿(mào)易區(qū)域經(jīng)濟，E-mail：。電話：（贛南師范學(xué)院商學(xué)院 江西贛州 341000）摘要：本文分兩個渠道貨幣渠道與非貨幣渠道分析了外匯儲備對物價的影響，結(jié)果表明與我們預(yù)想的不同，外匯儲備主要是通過非貨幣渠道對我國物價產(chǎn)生影響的，而通過貨幣渠道的影響要小的多。外匯儲備已經(jīng)成為了物價水平上漲的重要原因，近期的物價上漲約有一半可以從外匯儲備增加得到解釋，其中貨幣渠道只能解釋不到10%，非貨幣渠道能解釋40%左右。關(guān)鍵詞：外匯儲備 物價上漲 2011年6月，

2、我國CPI同比增長6.4%，創(chuàng)35個月來新高，當前這一輪物價上漲，雖然既有總量原因，也有結(jié)構(gòu)性原因；既有國內(nèi)的因素（如為了應(yīng)對金融危機所采取的4萬億刺激計劃），也有國際性的因素和影響；既有需求拉動的因素，也有成本推動的影響，是多種因素綜合影響的結(jié)果，但是近幾年我國外匯儲備屢創(chuàng)新高，截至2011年6月底我國外匯儲備余額達到了31975億美元，這再次引發(fā)了人們對外匯儲備增長與物價上漲之間關(guān)系的關(guān)注，雖然已有較多這方面的研究，但是本文力求從新的角度來進一步對這些問題進行研究。一、外匯儲備增長對價格水平影晌的機理分析一般認為外匯儲備影響價格水平的機制是外匯儲備的增加，導(dǎo)致外匯占款的增加，進而引起基礎(chǔ)貨

3、幣的增加，而基礎(chǔ)貨幣的增加又通過貨幣乘數(shù)引起貨幣供應(yīng)量的成倍增加，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(yīng)增加，只能通過物價上漲來實現(xiàn)商品市場供求均衡，本文把這種機制稱為貨幣供應(yīng)機制或渠道。事實上我們外匯儲備的變化還能通過其它多種渠道對一國物價產(chǎn)生影響，如通過影響匯率、利率等重要的經(jīng)濟變量，從而影響一國資源的流動和供求，從而影響一國的物價水平，本文把這些機制或渠道統(tǒng)稱為其它非貨幣渠道，這條渠道既有推動物價上漲的效應(yīng)也有抑制物價上漲的效應(yīng)，其凈效應(yīng)依靠實證分析來確定。二、文獻回顧有關(guān)外匯儲備增加與物價水平之間關(guān)系的實證研究，國外的有如Heller(1976)、Khan(

4、1979)等。他們的結(jié)論是：外匯儲備與通貨膨脹存在正相關(guān)關(guān)系。我國如今是世界外匯儲備第一大國，外匯儲備增加所導(dǎo)致的貨幣供應(yīng)量增加問題表現(xiàn)十分突出，因而國內(nèi)學(xué)者對于我國的實證研究文獻較多，不同學(xué)者也得出不同的結(jié)論。早期的研究如戴根有(1995)不認為外匯儲備增加是推動我國20世紀90年代通貨膨脹的主要原因；王傳綸、閻先東(1998)研究認為，外匯儲備和物價指數(shù)不存在相關(guān)關(guān)系，封建強、袁林(2000)認為短期內(nèi)外匯儲備增長與物價變動不存在相關(guān)關(guān)系，但長期內(nèi)，外匯儲備增加會擴大貨幣投入，從而引起物價上漲。近期的有劉榮茂等（2005）利用不同時段的樣本數(shù)據(jù)分析表明，1981-1996年的外匯儲備變動不

5、是通貨膨脹的原因；2003年1月-2004年6月間外匯儲備變動與通貨膨脹弱相關(guān)；周浩等（2006）根據(jù)1985-2004年的年度數(shù)據(jù)，運用VAR協(xié)整分析方法與向量誤差修正模型檢驗了外匯儲備、貨幣供應(yīng)量和物價指數(shù)三者之間的關(guān)系；孔立平，朱志國（2008）通過分析認為，由于央行的干預(yù)，外匯儲備在短期內(nèi)不會對物價產(chǎn)生影響，但是在長期外匯儲備的增加確實會造成物價水平上升的局面；宋曉玲（2010）運用VAR協(xié)整分析方法，分析了外匯儲備與價格水平之間的傳遞效應(yīng)。結(jié)果表明外匯儲備持續(xù)增長，將影響廣義貨幣供給量和價格水平變化，從而制約央行的貨幣政策調(diào)控空間。本研究認為以上的實證研究主要還是只關(guān)注到了外匯儲備通

6、過貨幣供應(yīng)渠道對一國物價的影響，而非貨幣渠道的影響被忽略了，因而本研究將嘗試彌補以前研究的這個不足之處。三、實證分析（1）模型、變量與數(shù)據(jù) 要定量研究外匯儲備影響我國物價水平的這兩個傳導(dǎo)機制，為此我們需要估計以下三個方程：LnCPI =1+2LnREER +3LnGDP+4LnCRB+5 LnM2(LnM1)+ （1）LnM1(LnM2) =1+2LnGDP+3LnFR + （2）LnCPI =1+2LnREER +3LnGDP+4LnCRB+5 LnFR+ （3）其中，被解釋變量CPI表示居民消費者價格指數(shù)，利用環(huán)比數(shù)據(jù)推算出定基數(shù)據(jù)，自變量GDP、REER、CRB是方程的控制變量，而 M2

7、（M1）、FR才是方程的研究變量。研究變量M2、M1表示貨幣供應(yīng)量，F(xiàn)R是外匯儲備，它們都為各月末余額，數(shù)據(jù)都來源于中經(jīng)網(wǎng)。以前的研究有的采用M2、有的采用M1，我們這里將分別采用這兩個變量來進行回歸。方程（1）LnM2或LnM1變量的回歸系數(shù)5反映了貨幣總供應(yīng)量（包括由于外部儲備增加和由于其它因素引起的貨幣供應(yīng)的增加）的變化對物價影響的大小，而方程（2）LnFR回歸系數(shù)3反映了由于外匯儲備變化所引起的貨幣供應(yīng)量的變化，如果我們把回歸系數(shù)5乘以3那么就可以得到外匯儲備通過貨幣供應(yīng)機制影響物價變化的彈性。方程（3）LnFR回歸系數(shù)5反映了由于外匯儲備變化通過各種渠道（貨幣與非貨幣）對物價影響的總

8、彈性?？刂谱兞繀R率采用實際有效匯率REER，數(shù)據(jù)直接來源于國際清算銀行（BIS）公布的數(shù)據(jù)，采用間接標價法，指數(shù)上升意味人民幣升值?？刂谱兞縂DP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，作為產(chǎn)出缺口的代理變量，由于沒有公布GDP的月度數(shù)據(jù)，這里利用月度工業(yè)增加值數(shù)據(jù)來代替，公開公布的只有到2006的數(shù)據(jù)，以后的數(shù)據(jù)根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的工業(yè)增加值月度增長率推算，數(shù)據(jù)都來源于中經(jīng)網(wǎng)。先采用X12法進行季節(jié)調(diào)整，然后使用HP過濾方法生產(chǎn)工業(yè)增加值循環(huán)因素。國際商品價格我們采用國際市場初級產(chǎn)品價格指數(shù)CRB，該指數(shù)包括石油在內(nèi)19種初級產(chǎn)品和原料的價格信息，比僅僅采用國際市場石油價格相比更能準確的反應(yīng)國際市場初級產(chǎn)品價格的

9、變化。由于CRB指數(shù)最近一次修訂是在2005年6月，為了數(shù)據(jù)前后的可比性，我們所有數(shù)據(jù)的時間段也選為2005年7月至2011年3月的月度數(shù)據(jù)，共69個樣本。為減少異方差性，對所有數(shù)據(jù)均進行了對數(shù)化處理。所有數(shù)據(jù)都采用Census X12方法進行了季度調(diào)整。（2）回歸結(jié)果分析為了避免偽回歸，在回歸分析之前，我們進行變量的穩(wěn)定性檢驗，采用的方法是ADF方法，其結(jié)果如表2表1ADF單位根檢驗結(jié)果變量檢驗類型（C T P）ADF統(tǒng)計量ADF臨界值1% 5% 10%整合階數(shù)LnCPIC T 2-1.704-4.103 -3.479 -3.167I（1）DLnCPIC T 0-6.415*-4.101 -

10、3.478 -3.167LnREERC T 2-1.304-4.103 -3.479 -3.167I（1）DLnREERC T 2-5.293*-4.106 -3.481 -3.168LnGDPC T 3-3.624*-4.106 -3.481 -3.168I（0）LnCRBC 0 2-2.205-3.533 -2.906 -2.591I（1）D LnCRBC 0 23.126*-3.535 -2.907 -2.591LnM2C T 3-2.219-4.106 -3.681 -3.168I（1）D LnM2C 0 3-3.384*-3.537 -2.908 -2.591LnM1C T 4-2.

11、360-4.108 -3.482 -3.169I（1）D LnM1C 0 3-3.129*-3.537 -2.907 -2.591LnFRC T 4-1.755-4.108 -3.482 -3.169I（1）DLnFRC 0 2-2.893*-3.535 -2.907 -2.591注：檢驗?zāi)Ｐ皖愋褪侵阜匠蹋?）的具體形式，即是否包括常數(shù)項（C）和趨勢項（t），以及最優(yōu)滯后期（p），*，*，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。由于變量LnGDP是平穩(wěn)的而其余變量是一階單整，不是同階單整，故不可能存在協(xié)整關(guān)系，我們把除LnGDP以外的變量差分得到平穩(wěn)數(shù)列，采用最小二乘法（OLS）進行回歸，

12、其結(jié)果見表2:表2 方程（1）的回歸結(jié)果LnREERLnREER(-3)LnCRBLnCRB(-1)LnCRB(-2)LnM2LnM1R2-adjFD.W.10.018(0.38)-0.031(-1.09)0.017*(1.79)0.025*(2.64)0.019*(1.98)0.164*(3.87)0.254.56*1.6920.018*(2.04)0.024*(2.65)0.020*(2.21)0.172*(4.59)0.276.92*1.7230.025(0.81)-0.022(-0.72)0.022*(2.24)0.023*(2.37)0.010(0.98)0.052(1.60)0.2

13、03.67*1.8840.022*(2.29)0.021*(2.22)0.012(1.32)0.054(1.54)0.214.76*1.93注：*，*，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。常數(shù)項、LnGDP 的回歸結(jié)果為了節(jié)省篇幅沒有給出。方程（2）是在方程（1）的基礎(chǔ)上，刪除LnREER 、LnREER(-3)、LnGDP不顯著的項后回歸結(jié)果；方程（4）是在方程（3）的基礎(chǔ)上，刪除LnREER 、LnREER(-3)、LnGDP不顯著的項后回歸結(jié)果；表3 方程（2）的回歸結(jié)果被解釋變量CLnGDPLnFRAR(1)R2-adjFD.W.LnM1-0.049(-0.67)0.090(1

14、.97)0.242*(1.80) 0.242.821.84LnM2-0.037(-0.51)0.006(0.78)0.116*(1.20)0.253*(2.39)0.253.591.93 注：*，*，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。從方程(1)回歸結(jié)果我們可以看到我們所關(guān)注的研究變量M2、 M1能對CPI產(chǎn)生正向影響，貨幣供應(yīng)量的增加會推動物價上漲，但M2對物價影響比M1大且在1%置信水平上顯著。從方程（2）回歸結(jié)果我們可以看到我們所關(guān)注的研究變量LnFR與M1、M2貨幣供應(yīng)量有著顯著的正相關(guān)性，外匯儲備的增加會導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量增加，但其對M1的影響要遠大于對M2的影響。人民幣匯率L

15、nREER對物價CPI具有不顯著的抑制作用，且存在一定的滯后期。LnGDP的影響并不顯著，一個可能的原因是GDP數(shù)據(jù)的質(zhì)量問題，一是由于我國沒有公布GDP的月度數(shù)據(jù)，本文使用工業(yè)增加值來近似替代，二是2007年以后的數(shù)據(jù)是根據(jù)增長率推算出來的，而增長率是按可比價格計算出來的，而以前的數(shù)據(jù)是名義值。國際初級商品價格LnCRB對CPI的影響顯著為正，符合預(yù)期，表明國外物價上漲會顯著地帶動國內(nèi)物價上升，通過對其滯后一、二期的回歸，我們還發(fā)現(xiàn)滯后一期對當期的CPI的影響最大。有了方程（1）、（2）的回歸結(jié)果，我們可以計算出外匯儲備通過貨幣供應(yīng)渠道對物價水平影響的彈性，等于用回歸系數(shù)5乘以3，如果按M2

16、計算則為0.019，如果按M1計算則為0.012。即通過貨幣渠道外匯儲備增加一個百分點，僅會帶動我國物價上升0.019至0.012個百分點。我們再對方程（3）進行回歸，其回歸結(jié)果為：表4 方程（3）回歸結(jié)果LnNEERLnNEER(-3)LnCRBLnCRB(-1)LnCRB(-2)LnFRR2-adjFD.W.10.198*(7.32)-0.045(-1.28)0.060*(4.34)0.016*(3.64)0.013(1.82)0.092*(3.87)0.356.86*1.7920.198*(7.32)0.064*(3.03)0.018*(4.75)0.108*(6.59)0.437.82

17、*1.78注：*，*，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。常數(shù)項、LnGDP 的回歸結(jié)果為了節(jié)省篇幅沒有給出。方程（2）是在方程（1）的基礎(chǔ)上，刪除不顯著的項后回歸結(jié)果.方程（3）的回歸結(jié)果顯示，外匯儲備通過各種渠道對我國物價總的影響彈性為0.100（平均值），即外匯儲備增加一個百分點，總效應(yīng)會帶動我國物價上升0.1個百分點。要遠遠大于僅通過貨幣渠道計算的效應(yīng)，表明外匯儲備還能通過其它非貨幣渠道對國內(nèi)物價產(chǎn)生很大的影響。四、外匯儲備對我國物價水平上漲（CPI）的影響程度有了以上的計算結(jié)果，我們可以以2011年1-6月物價（CPI）上漲為例，來定量計算外匯儲備增加對我國物價水平上漲的貢獻

18、大小，我們只計算了通過M2作為中間變量的情況，見表5。表5 外匯儲備對我國2011年1-6月物價（CPI）上漲的影響程度123456同比物價上漲（%）（1）4.94.95.45.35.56.4貨幣渠道（2）*（%）0.41 0.44 0.46 0.50 0.57 0.58 （2）/（1）（%）8.29 9.06 8.59 9.43 10.29 8.99 其它非貨幣渠道（3）*（%）1.73 1.89 1.98 2.13 2.41 2.45 （3）/（1）（%）35.35 38.64 36.63 40.21 43.86 38.33 總影響（2）+（3）（%）43.64 47.71 45.22 4

19、9.65 54.15 47.32 注：*計算方法是用回歸系數(shù)5乘以3得到外匯儲備通過貨幣M2渠道對物價影響的彈性，為0.019，再乘以外匯儲備的同比增長率。*計算方法是用外匯儲備對物價影響的總彈性0.100減去0.019，再乘以外匯儲備的同比增長率。從表5中的數(shù)據(jù)首先我們可以看到，我國2011年1-6月份同比物價上漲中，有4454%左右是由外匯儲備增加引起的（見最后一行），外匯儲備已是我國物價上漲的一個重要推動力量。與我們認識不同的是，其通過貨幣供應(yīng)機制推動我國物價上漲的作用十分有限，約占不到810%（見第四行），這與我國央行持續(xù)采取大規(guī)模的外匯對沖措施有關(guān)，而外匯儲備通過其它非貨幣渠道卻對我

20、國物價水平能產(chǎn)生大的多的影響，能解釋總物價上漲的3544%左右（見第六行）。四、結(jié)論與建議本文通過對外匯儲備影響我國物價水平的兩個渠道-貨幣渠道與非貨幣渠道的研究可以得出以下結(jié)論：當前外匯儲備已經(jīng)成了推動我國物價水平上漲的顯著原因，在近期的物價上漲中有4454%左右是由外匯儲備增加引起的。但與我們一般的認識不同是，外匯儲備不但會通過影響我國的貨幣供應(yīng)來影響物價，而且還會通過其它非貨幣渠道對經(jīng)濟產(chǎn)生廣泛而復(fù)雜的影響而來推動我國物價上漲。以近期物價上漲為例的計算表明，外匯儲備通過貨幣供應(yīng)機制只能解釋當前物價上漲的不到810%，通過其它非貨幣渠道能解釋總物價上漲的3544%左右。為此我們提出如下建議

21、：1、應(yīng)進行人民幣匯率市場化改革，擴大人民幣匯率的浮動區(qū)間，讓匯率真正能起到調(diào)節(jié)外貿(mào)進出口、資金流入流出的作用，從而能合理調(diào)節(jié)外匯儲備規(guī)模，保證我國貨幣政策的獨立性。2、應(yīng)控制外匯儲備保持在一個合理的規(guī)模，為此一方面應(yīng)加快外匯管理體制改革，在現(xiàn)有體制下，國民所有的外匯都向國家集中，成為國家的外匯儲備，考慮放寬私人企業(yè)和居民出國消費、旅游、留學(xué)、投資的用匯限制，變“藏匯于國”和“藏匯于企”、“藏匯于民”并舉。另一方面應(yīng)推動企業(yè)加快走出去的步伐，便利化企業(yè)走出去用匯審批程序，多元化外匯投資主體，變當前主要由國家使用外匯儲備購買美國國債向居民用匯與企業(yè)用匯轉(zhuǎn)變。參考文獻1、Robert H.Hell

22、er. International Reserves and World-Wide inflationJIMF Staff Papers，1976，23:61-87.2、Mohsin S.Khan. Inflation and International Reserves: A time Series AnalysisJIMF Staff Papers，1979,26:199-221.3、Robert H.Heller. International Reserves and World-Wide inflation: Further AnalysisJIMF Staff Papers，1981，28：230-233.4、王