我國(guó)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

我國(guó)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(guó)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(guó)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，我國(guó)CPI同比增長(zhǎng)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(guó)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(guó)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(guó)外匯儲(chǔ)備屢創(chuàng)新高，截至2011年6月底我國(guó)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(zhǎng)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(zhǎng)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(guó)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(chǎng)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(guó)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(guó)資源的流動(dòng)和供求，從而影響一國(guó)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(guó)外的有如Heller(1976)、Khan(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(guó)如今是世界外匯儲(chǔ)備第一大國(guó)，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(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于我國(guó)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(guó)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(zhǎng)與物價(jià)變動(dòng)不存在相關(guān)關(guān)系，但長(zhǎng)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(guó)（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(zhǎng)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(zhǎng)，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)備通過貨幣供應(yīng)渠道對(duì)一國(guó)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(guó)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（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?jī)?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(guó)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(guó)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(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的工業(yè)增加值月度增長(zhǎng)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(guó)際商品價(jià)格我們采用國(guó)際市場(chǎng)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(guó)際市場(chǎng)石油價(jià)格相比更能準(zhǔn)確的反應(yīng)國(guó)際市場(chǎng)初級(jí)產(chǎn)品價(jià)格的變化。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 -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 4-2.360-4.108 -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，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)0.203.67*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(1.97)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LnREER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(guó)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(zhǎng)率推算出來的，而增長(zhǎng)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(guó)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(guó)外物價(jià)上漲會(huì)顯著地帶動(dòng)國(guó)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(guó)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*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(guó)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(guó)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(guó)內(nèi)物價(jià)產(chǎn)生很大的影響。四、外匯儲(chǔ)備對(duì)我國(guó)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(guó)物價(jià)水平上漲的貢獻(xiàn)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(guó)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 49.65 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(zhǎng)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(zhǎng)率。從表5中的數(shù)據(jù)首先我們可以看到，我國(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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)我國(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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：1、應(yīng)進(jìn)行人民幣匯率市場(chǎng)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(guó)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(guó)民所有的外匯都向國(guó)家集中，成為國(guó)家的外匯儲(chǔ)備，考慮放寬私人企業(yè)和居民出國(guó)消費(fèi)、旅游、留學(xué)、投資的用匯限制，變“藏匯于國(guó)”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(guó)家使用外匯儲(chǔ)備購(gòu)買美國(guó)國(guó)債向居民用匯與企業(yè)用匯轉(zhuǎn)變。參考文獻(xiàn)1、Robert H.Heller. 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、王傳綸，閻先東，外匯儲(chǔ)備與通貨膨脹:中央銀行的對(duì)沖可行性分析J，財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，1998(3)。5、戴根有，我國(guó)的外匯儲(chǔ)各與通貨膨脹J，戰(zhàn)略與管理，1995(5)。6、封建強(qiáng)，袁林，我國(guó)外匯儲(chǔ)備與價(jià)格波動(dòng)研究J，經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2006(6)。7、劉榮茂，黎開顏，我國(guó)外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹的實(shí)證分析J，中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2005(1)。8、孔立平等，外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)對(duì)貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平影響的研究J，上海金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2008（2）。the Influence of Chinas Foreign Exchange Reserve on Price LevelXiao xiaojun(Gannan Normal University, Business School, GanZhou 341000)Abstract：This paper analyzes the Influence of Chinas Foreign Exchange Reserve on price level on base of two channels-monetary and no-monetary mechanism. The results indicate Foreign Exchange Reserve has a positive significant effect on Price Level. And Foreign Exchange Reserve Influences price level majorly through no-monetary mechanism.Keywords: Foreign Exchange Reserve Price Level