我国的外汇储备与物价水平之间关系基于传导路径的研究

1我国的外汇储备与物价水平之间的关系----基于传导路径的研究肖晓军①（赣南师范学院商学院江西赣州341000）摘要：本文分两个渠道货币渠道与非货币渠道分析了外汇储备对物价的影响，结果表明与我们预想的不同，外汇储备主要是通过非货币渠道对我国物价产生影响的，而通过货币渠道的影响要小的多。外汇储备已经成为了物价水平上涨的重要原因，近期的物价上涨约有一半可以从外汇储备增加得到解释，其中货币渠道只能解释不到10%，非货币渠道能解释40%左右。关键词：外汇储备物价上涨2011年6月，我国CPI同比增长6.4%，创35个月来新高，当前这一轮物价上涨，虽然既有总量原因，也有结构性原因；既有国内的因素（如为了应对金融危机所采取的4万亿刺激计划），也有国际性的因素和影响；既有需求拉动的因素，也有成本推动的影响，是多种因素综合影响的结果，但是近几年我国外汇储备屡创新高，截至2011年6月底我国外汇储备余额达到了31975亿美元，这再次引发了人们对外汇储备增长与物价上涨之间关系的关注，虽然已有较多这方面的研究，但是本文力求从新的角度来进一步对这些问题进行研究。一、外汇储备增长对价格水平影晌的机理分析一般认为外汇储备影响价格水平的机制是外汇储备的增加，导致外汇占款的增加，进而引起基础货币的增加，而基础货币的增加又通过货币乘数引起货币供应量的成倍增加，使社会总需求增加，在该国不存在闲置资源的情况下，社会总供给不能相应增加，只能通过物价上涨来实现商品市场供求均衡，本文把这种机制称为货币供应机制或渠道。事实上我们外汇储备的变化还能通过其它多种渠道对一国物价产生影响，如通过影响汇率、利率等重要的经济变量，从而影响一国资源的流动和供求，从而影响一国的物价水平，本文把这些机制或渠道统称为其它非货币渠道，这条渠道既有推动物价上涨的效应也有抑制物价上涨的效应，其净效应依靠实证分析来确定。二、文献回顾有关外汇储备增加与物价水平之间关系的实证研究，国外的有如Heller(1976)、Khan(1979)等。他们的结论是：外汇储备与通货膨胀存在正相关关系。我国如今是世界外汇储备第一大国，外汇储备增加所导致的货币供应量增加问题表现十分突出，因而国内学者对于我国的实证研究文献较多，不同学者也得出不同的结论。早期的研究如戴根有(1995)不认为外汇储备增加是推动我国20世纪90年代通货膨胀的主要原因；王传纶、阎先东(1998)研究认为，外汇储备和物价指数不存在相关关系，封建强、袁林(2000)认为短期内外汇储备增长与物价变动不存在相关关系，但长期内，外汇储备增加会扩大货币投入，从而引起物价上涨。近期的有刘荣茂等（2005）利用不同时段的样本数据分析表明，1981-1996年的外汇储备变动不是通货膨胀的原因；2003年1月-2004年6月间外汇储备变动与通货膨胀弱相关；周浩等（2006）根据1985-2004年的年度数据，运用VAR协整分析方法与向量误差修正模型检验了外汇储备、货币供应量和物价指数三者之间的关系；孔立平，朱志国（2008）通过分析认为，由于央行的干预，外汇储备在短期内不会对物价产生影响，但是在长期外汇储备的增加确实会造成物价水平上升的局面；宋晓玲（2010）运用VAR协整分析方法，分析了外汇储备与价格水平之间的传递效应。结果表明外汇储备持续增长，将影响广义货币供给量和价格水平变化，从而制约央行的货币政策调控空间。①肖晓军（1973-），男，副教授经济学博士赣南师范学院商学院研究方向:国际经济与贸易\区域经济，E-mail：[e-mail]。电话：137070740542本研究认为以上的实证研究主要还是只关注到了外汇储备通过货币供应渠道对一国物价的影响，而非货币渠道的影响被忽略了，因而本研究将尝试弥补以前研究的这个不足之处。三、实证分析（1）模型、变量与数据要定量研究外汇储备影响我国物价水平的这两个传导机制，为此我们需要估计以下三个方程：LnCPI=α1+α2LnREER+α3LnGDP+α4LnCRB+α5LnM2(LnM1)+μ（1）LnM1(LnM2)=β1+β2LnGDP+β3LnFR+μ（2）LnCPI=λ1+λ2LnREER+λ3LnGDP+λ4LnCRB+λ5LnFR+μ（3）其中，被解释变量CPI表示居民消费者价格指数，利用环比数据推算出定基数据，自变量GDP、REER、CRB是方程的控制变量，而M2（M1）、FR才是方程的研究变量。研究变量M2、M1表示货币供应量，FR是外汇储备，它们都为各月末余额，数据都来源于中经网。以前的研究有的采用M2、有的采用M1，我们这里将分别采用这两个变量来进行回归。方程（1）LnM2或LnM1变量的回归系数α5反映了货币总供应量（包括由于外部储备增加和由于其它因素引起的货币供应的增加）的变化对物价影响的大小，而方程（2）LnFR回归系数β3反映了由于外汇储备变化所引起的货币供应量的变化，如果我们把回归系数α5乘以β3那么就可以得到外汇储备通过货币供应机制影响物价变化的弹性。方程（3）LnFR回归系数λ5反映了由于外汇储备变化通过各种渠道（货币与非货币）对物价影响的总弹性。控制变量汇率采用实际有效汇率REER，数据直接来源于国际清算银行（BIS）公布的数据，采用间接标价法，指数上升意味人民币升值。控制变量GDP表示国内生产总值，作为产出缺口的代理变量，由于没有公布GDP的月度数据，这里利用月度工业增加值数据来代替，公开公布的只有到2006的数据，以后的数据根据国家统计局公布的工业增加值月度增长率推算，数据都来源于中经网。先采用X12法进行季节调整，然后使用HP过滤方法生产工业增加值循环因素。国际商品价格我们采用国际市场初级产品价格指数CRB，该指数包括石油在内19种初级产品和原料的价格信息，比仅仅采用国际市场石油价格相比更能准确的反应国际市场初级产品价格的变化。由于CRB指数最近一次修订是在2005年6月，为了数据前后的可比性，我们所有数据的时间段也选为2005年7月至2011年3月的月度数据，共69个样本。为减少异方差性，对所有数据均进行了对数化处理。所有数据都采用CensusX12方法进行了季度调整。（2）回归结果分析为了避免伪回归，在回归分析之前，我们进行变量的稳定性检验，采用的方法是ADF方法，其结果如表2表1ADF单位根检验结果变量检验类型（CTP）ADF统计量ADF临界值1%5%10%整合阶数LnCPICT2-1.704-4.103-3.479-3.167I（1）DLnCPICT0-6.415***-4.101-3.478-3.167LnREERCT2-1.304-4.103-3.479-3.167I（1）3DLnREERCT2-5.293***-4.106-3.481-3.168LnGDPCT3-3.624**-4.106-3.481-3.168I（0）LnCRBC02-2.205-3.533-2.906-2.591I（1）DLnCRBC023.126**-3.535-2.907-2.591LnM2CT3-2.219-4.106-3.681-3.168I（1）DLnM2C03-3.384**-3.537-2.908-2.591LnM1CT4-2.360-4.108-3.482-3.169I（1）DLnM1C03-3.129**-3.537-2.907-2.591LnFRCT4-1.755-4.108-3.482-3.169I（1）DLnFRC02-2.893***-3.535-2.907-2.591注：检验模型类型是指方程（1）的具体形式，即是否包括常数项（C）和趋势项（t），以及最优滞后期（p），***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。由于变量LnGDP是平稳的而其余变量是一阶单整，不是同阶单整，故不可能存在协整关系，我们把除LnGDP以外的变量差分得到平稳数列，采用最小二乘法（OLS）进行回归，其结果见表2:表2方程（1）的回归结果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：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。常数项、LnGDP的回归结果为了节省篇幅没有给出。方程（2）是在方程（1）的基础上，删除LnREER、LnREER(-3)、LnGDP不显著的项后回归结果；方程（4）是在方程（3）的基础上，删除LnREER、LnREER(-3)、LnGDP不显著的项后回归结果；表3方程（2）的回归结果被解释变量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：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。从方程(1)回归结果我们可以看到我们所关注的研究变量M2、M1能对CPI产生正向影响，货币供应量的增加会推动物价上涨，但M2对物价影响比M1大且在1%置信水平上显著。从方程（2）回归结果我们可以看到我们所关注的研究变量LnFR与M1、M2货币供应量有着显著的正相关性，外汇储备的增加会导致货币供应量增加，但其对M1的影响要远大于对M2的影响。人民币汇率LnREER对物价CPI具有不显著的抑制作用，且存在一定的滞后期。LnGDP的影响并不显著，一个可能的原因是GDP数据的质量问题，一是由于我国没有公布GDP的月度数据，本文使用工业增加值来近似替代，二是2007年以后的数据是根据增长率推算出来的，而增长率是按可比价格计算出来的，而以前的数据是名义值。国际初级商品价格LnCRB对CPI的影响显著为正，符合预期，表明国外物价上涨会显著地带动国内物价上升，通过对其滞后一、二期的回归，我们还发现4滞后一期对当期的CPI的影响最大。有了方程（1）、（2）的回归结果，我们可以计算出外汇储备通过货币供应渠道对物价水平影响的弹性，等于用回归系数α5乘以β3，如果按M2计算则为0.019，如果按M1计算则为0.012。即通过货币渠道外汇储备增加一个百分点，仅会带动我国物价上升0.019至0.012个百分点。我们再对方程（3）进行回归，其回归结果为：表4方程（3）回归结果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：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。常数项、LnGDP的回归结果为了节省篇幅没有给出。方程（2）是在方程（1）的基础上，删除不显著的项后回归结果.方程（3）的回归结果显示，外汇储备通过各种渠道对我国物价总的影响弹性为0.100（平均值），即外汇储备增加一个百分点，总效应会带动我国物价上升0.1个百分点。要远远大于仅通过