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

1、我國的外匯儲(chǔ)備與物價(jià)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(jì)學(xué)博士 贛南師范學(xué)院商學(xué)院 研究方向: 國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易區(qū)域經(jīng)濟(jì)，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(gè)渠道貨幣渠道與非貨幣渠道分析了外匯儲(chǔ)備對(duì)物價(jià)的影響，結(jié)果表明與我們預(yù)想的不同，外匯儲(chǔ)備主要是通過非貨幣渠道對(duì)我國物價(jià)產(chǎn)生影響的，而通過貨幣渠道的影響要小的多。外匯儲(chǔ)備已經(jīng)成為了物價(jià)水平上漲的重要原因，近期的物價(jià)上漲約有一半可以從外匯儲(chǔ)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(chǔ)備 物價(jià)上漲 2011年6月，

2、我國CPI同比增長6.4%，創(chuàng)35個(gè)月來新高，當(dāng)前這一輪物價(jià)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(duì)金融危機(jī)所采取的4萬億刺激計(jì)劃），也有國際性的因素和影響；既有需求拉動(dòng)的因素，也有成本推動(dòng)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(chǔ)備屢創(chuàng)新高，截至2011年6月底我國外匯儲(chǔ)備余額達(dá)到了31975億美元，這再次引發(fā)了人們對(duì)外匯儲(chǔ)備增長與物價(jià)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(jìn)一步對(duì)這些問題進(jìn)行研究。一、外匯儲(chǔ)備增長對(duì)價(jià)格水平影晌的機(jī)理分析一般認(rèn)為外匯儲(chǔ)備影響價(jià)格水平的機(jī)制是外匯儲(chǔ)備的增加，導(dǎo)致外匯占款的增加，進(jìn)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(huì)總需求增加，在該國不存在閑置資源的情況下，社會(huì)總供給不能相應(yīng)增加，只能通過物價(jià)上漲來實(shí)現(xiàn)商品市場供求均衡，本文把這種機(jī)制稱為貨幣供應(yīng)機(jī)制或渠道。事實(shí)上我們外匯儲(chǔ)備的變化還能通過其它多種渠道對(duì)一國物價(jià)產(chǎn)生影響，如通過影響匯率、利率等重要的經(jīng)濟(jì)變量，從而影響一國資源的流動(dòng)和供求，從而影響一國的物價(jià)水平，本文把這些機(jī)制或渠道統(tǒng)稱為其它非貨幣渠道，這條渠道既有推動(dòng)物價(jià)上漲的效應(yīng)也有抑制物價(jià)上漲的效應(yīng)，其凈效應(yīng)依靠實(shí)證分析來確定。二、文獻(xiàn)回顧有關(guān)外匯儲(chǔ)備增加與物價(jià)水平之間關(guān)系的實(shí)證研究，國外的有如Heller(1976)、Khan(

4、1979)等。他們的結(jié)論是：外匯儲(chǔ)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(chǔ)備第一大國，外匯儲(chǔ)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(duì)于我國的實(shí)證研究文獻(xiàn)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(rèn)為外匯儲(chǔ)備增加是推動(dòng)我國20世紀(jì)90年代通貨膨脹的主要原因；王傳綸、閻先東(1998)研究認(rèn)為，外匯儲(chǔ)備和物價(jià)指數(shù)不存在相關(guān)關(guān)系，封建強(qiáng)、袁林(2000)認(rèn)為短期內(nèi)外匯儲(chǔ)備增長與物價(jià)變動(dòng)不存在相關(guān)關(guān)系，但長期內(nèi)，外匯儲(chǔ)備增加會(huì)擴(kuò)大貨幣投入，從而引起物價(jià)上漲。近期的有劉榮茂等（2005）利用不同時(shí)段的樣本數(shù)據(jù)分析表明，1981-1996年的外匯儲(chǔ)備變動(dòng)不

5、是通貨膨脹的原因；2003年1月-2004年6月間外匯儲(chǔ)備變動(dòng)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(yùn)用VAR協(xié)整分析方法與向量誤差修正模型檢驗(yàn)了外匯儲(chǔ)備、貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)三者之間的關(guān)系；孔立平，朱志國（2008）通過分析認(rèn)為，由于央行的干預(yù)，外匯儲(chǔ)備在短期內(nèi)不會(huì)對(duì)物價(jià)產(chǎn)生影響，但是在長期外匯儲(chǔ)備的增加確實(shí)會(huì)造成物價(jià)水平上升的局面；宋曉玲（2010）運(yùn)用VAR協(xié)整分析方法，分析了外匯儲(chǔ)備與價(jià)格水平之間的傳遞效應(yīng)。結(jié)果表明外匯儲(chǔ)備持續(xù)增長，將影響廣義貨幣供給量和價(jià)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(rèn)為以上的實(shí)證研究主要還是只關(guān)注到了外匯儲(chǔ)備通

6、過貨幣供應(yīng)渠道對(duì)一國物價(jià)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(bǔ)以前研究的這個(gè)不足之處。三、實(shí)證分析（1）模型、變量與數(shù)據(jù) 要定量研究外匯儲(chǔ)備影響我國物價(jià)水平的這兩個(gè)傳導(dǎo)機(jī)制，為此我們需要估計(jì)以下三個(gè)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(fèi)者價(jià)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(chǔ)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(gè)變量來進(jìn)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(chǔ)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(duì)物價(jià)影響的大小，而方程（2）LnFR回歸系數(shù)3反映了由于外匯儲(chǔ)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(chǔ)備通過貨幣供應(yīng)機(jī)制影響物價(jià)變化的彈性。方程（3）LnFR回歸系數(shù)5反映了由于外匯儲(chǔ)備變化通過各種渠道（貨幣與非貨幣）對(duì)物價(jià)影響的總

8、彈性?？刂谱兞繀R率采用實(shí)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(biāo)價(jià)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(jì)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(jìn)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(jià)格我們采用國際市場初級(jí)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)CRB，該指數(shù)包括石油在內(nèi)19種初級(jí)產(chǎn)品和原料的價(jià)格信息，比僅僅采用國際市場石油價(jià)格相比更能準(zhǔn)確的反應(yīng)國際市場初級(jí)產(chǎn)品價(jià)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(shí)間段也選為2005年7月至2011年3月的月度數(shù)據(jù)，共69個(gè)樣本。為減少異方差性，對(duì)所有數(shù)據(jù)均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。所有數(shù)據(jù)都采用Census X12方法進(jìn)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(jìn)行變量的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，采用的方法是ADF方法，其結(jié)果如表2表1ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量檢驗(yàn)類型（C T P）ADF統(tǒng)計(jì)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(yàn)?zāi)Ｐ皖愋褪侵阜匠蹋?）的具體形式，即是否包括常數(shù)項(xiàng)（C）和趨勢(shì)項(xiàng)（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(jìn)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(xiàng)、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(xiàng)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(xiàng)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(duì)CPI產(chǎn)生正向影響，貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)推動(dòng)物價(jià)上漲，但M2對(duì)物價(jià)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(chǔ)備的增加會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量增加，但其對(duì)M1的影響要遠(yuǎn)大于對(duì)M2的影響。人民幣匯率L

15、nREER對(duì)物價(jià)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(gè)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(jià)格計(jì)算出來的，而以前的數(shù)據(jù)是名義值。國際初級(jí)商品價(jià)格LnCRB對(duì)CPI的影響顯著為正，符合預(yù)期，表明國外物價(jià)上漲會(huì)顯著地帶動(dòng)國內(nèi)物價(jià)上升，通過對(duì)其滯后一、二期的回歸，我們還發(fā)現(xiàn)滯后一期對(duì)當(dāng)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(jì)算出外匯儲(chǔ)備通過貨幣供應(yīng)渠道對(duì)物價(jià)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(jì)算則為0.019，如果按M1計(jì)算則為0.012。即通過貨幣渠道外匯儲(chǔ)備增加一個(gè)百分點(diǎn)，僅會(huì)帶動(dòng)我國物價(jià)上升0.019至0.012個(gè)百分點(diǎn)。我們?cè)賹?duì)方程（3）進(jìn)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(xiàng)、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(xiàng)后回歸結(jié)果.方程（3）的回歸結(jié)果顯示，外匯儲(chǔ)備通過各種渠道對(duì)我國物價(jià)總的影響彈性為0.100（平均值），即外匯儲(chǔ)備增加一個(gè)百分點(diǎn)，總效應(yīng)會(huì)帶動(dòng)我國物價(jià)上升0.1個(gè)百分點(diǎn)。要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于僅通過貨幣渠道計(jì)算的效應(yīng)，表明外匯儲(chǔ)備還能通過其它非貨幣渠道對(duì)國內(nèi)物價(jià)產(chǎn)生很大的影響。四、外匯儲(chǔ)備對(duì)我國物價(jià)水平上漲（CPI）的影響程度有了以上的計(jì)算結(jié)果，我們可以以2011年1-6月物價(jià)（CPI）上漲為例，來定量計(jì)算外匯儲(chǔ)備增加對(duì)我國物價(jià)水平上漲的貢獻(xiàn)

18、大小，我們只計(jì)算了通過M2作為中間變量的情況，見表5。表5 外匯儲(chǔ)備對(duì)我國2011年1-6月物價(jià)（CPI）上漲的影響程度123456同比物價(jià)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(jì)算方法是用回歸系數(shù)5乘以3得到外匯儲(chǔ)備通過貨幣M2渠道對(duì)物價(jià)影響的彈性，為0.019，再乘以外匯儲(chǔ)備的同比增長率。*計(jì)算方法是用外匯儲(chǔ)備對(duì)物價(jià)影響的總彈性0.100減去0.019，再乘以外匯儲(chǔ)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(jià)上漲中，有4454%左右是由外匯儲(chǔ)備增加引起的（見最后一行），外匯儲(chǔ)備已是我國物價(jià)上漲的一個(gè)重要推動(dòng)力量。與我們認(rèn)識(shí)不同的是，其通過貨幣供應(yīng)機(jī)制推動(dòng)我國物價(jià)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(duì)沖措施有關(guān)，而外匯儲(chǔ)備通過其它非貨幣渠道卻對(duì)我

20、國物價(jià)水平能產(chǎn)生大的多的影響，能解釋總物價(jià)上漲的3544%左右（見第六行）。四、結(jié)論與建議本文通過對(duì)外匯儲(chǔ)備影響我國物價(jià)水平的兩個(gè)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(dāng)前外匯儲(chǔ)備已經(jīng)成了推動(dòng)我國物價(jià)水平上漲的顯著原因，在近期的物價(jià)上漲中有4454%左右是由外匯儲(chǔ)備增加引起的。但與我們一般的認(rèn)識(shí)不同是，外匯儲(chǔ)備不但會(huì)通過影響我國的貨幣供應(yīng)來影響物價(jià)，而且還會(huì)通過其它非貨幣渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生廣泛而復(fù)雜的影響而來推動(dòng)我國物價(jià)上漲。以近期物價(jià)上漲為例的計(jì)算表明，外匯儲(chǔ)備通過貨幣供應(yīng)機(jī)制只能解釋當(dāng)前物價(jià)上漲的不到810%，通過其它非貨幣渠道能解釋總物價(jià)上漲的3544%左右。為此我們提出如下建議

21、：1、應(yīng)進(jìn)行人民幣匯率市場化改革，擴(kuò)大人民幣匯率的浮動(dòng)區(qū)間，讓匯率真正能起到調(diào)節(jié)外貿(mào)進(jìn)出口、資金流入流出的作用，從而能合理調(diào)節(jié)外匯儲(chǔ)備規(guī)模，保證我國貨幣政策的獨(dú)立性。2、應(yīng)控制外匯儲(chǔ)備保持在一個(gè)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(chǔ)備，考慮放寬私人企業(yè)和居民出國消費(fèi)、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(dòng)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(dāng)前主要由國家使用外匯儲(chǔ)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(xiàn)1、Robert H.Hell

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