導(dǎo)語：外匯儲備與通貨膨脹的實(shí)證解析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

理論模型

要考慮匯率、外匯儲備與國內(nèi)通貨膨脹三者之間的關(guān)系，必然涉及產(chǎn)品市場、貨幣市場以及國際市場。因此，本文借助于產(chǎn)品市場的IS曲線、貨幣市場的LM曲線以及國際收支的BP曲線將三者聯(lián)系起來，從而分析其中的具體關(guān)系。產(chǎn)品市場均衡時(shí)：IS曲線為Y=c(y)+i(r)+g+nx(y,e,p,pf)（1）將消費(fèi)函數(shù)、投資函數(shù)以及凈出口函數(shù)代入上式得y=α+e+g+q-βt+nEpfp1-β+γ-d1-β+γr（2）y=L1+L2r（3其中L1=α+e+g+q-βt+nEpfp1-β+γ；L2=-d1-β+γr式中d為投資對利率的敏感系數(shù)，e為自發(fā)投資，α為自發(fā)消費(fèi)，β為邊際消費(fèi)傾向，t為稅收，g為政府購買，E為匯率、Pf為國外價(jià)格，P為國內(nèi)價(jià)格，y為國民收入，r為利率，γ表示邊際進(jìn)口傾向。q，n為進(jìn)出口函數(shù)中的相關(guān)參數(shù)。貨幣市場均衡時(shí)：LM曲線為f(y,r)=M/p（4）進(jìn)一步的r=kyh+Mph（5）其中M/P指實(shí)際貨幣供應(yīng)量，k為貨幣需求對收入的敏感性，h為貨幣需求對利率的敏感性。國際資本市場:國際收支曲線：BP=nx-F（6）將凈出口函數(shù)以及資本流出函數(shù)代入上式得r=BP-q+γy-nEpfp+σrfσ（7）其中，BP指國際收支項(xiàng)，當(dāng)國際收支平衡時(shí)BP為零，pf為國外的價(jià)格，rf為國外的利率，σ為資本流出函數(shù)中的參數(shù)由（1）（2）（3）聯(lián)立得p=Mσ(Kσ-hγ)(L1-L2r)-h(BP-q-nER+σrf)（8）其中ER=Epfp表示實(shí)際匯率即可以簡寫成p=f(BP,ER,M,r,rf)（9）由于BP反映了國際收支的具體狀況，因此其反映了我國外匯儲備的增減，從而用外匯儲備的變動代表BP,（4）式變?yōu)镻=f(FER,ER,M,r,rf)（10）由上式可知，匯率、外匯儲備等變動均會對物價(jià)水平產(chǎn)生影響。具體而言當(dāng)外匯儲備增多時(shí)，物價(jià)水平會呈上升趨勢；當(dāng)匯率上升時(shí)，物價(jià)水平則會下降。

實(shí)證模型

（一）結(jié)構(gòu)變化單位根（ZA）檢驗(yàn)傳統(tǒng)的單位根檢驗(yàn)（ADF、DF-GLS以及PP檢驗(yàn)）并沒有考慮數(shù)據(jù)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的情形。Perron對在結(jié)構(gòu)突變是外生給定的情形下的單位根進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變將使常規(guī)的單位根檢驗(yàn)無效。而通常而言，結(jié)構(gòu)突變均被認(rèn)為是內(nèi)生的，因此，Zivot和An-drews避免了perron的結(jié)構(gòu)突變外生化的假定，利用數(shù)據(jù)的自身特征找出其結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)，從而實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變內(nèi)生化。本文則沿用Zivot和Andrews的內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變的方程檢驗(yàn)形式。這一檢驗(yàn)的具體模型如下：模型A：截距項(xiàng)發(fā)生突變的方程Δyt=c+αyt-1+βt+θDUt(λ)+kj=1ΣdjΔyt-j+εt（11）模型B:時(shí)間趨勢項(xiàng)均發(fā)生突變的方程Δyt=c+αyt-1+βt+γDTt(λ)+kj=1ΣdjΔyt-j+εt（12）模型c:截距項(xiàng)與時(shí)間趨勢項(xiàng)均發(fā)生突變的方程Δyt=c+αyt-1+βt+θDUt(λ)+θDUt(λ)+kj=1ΣdjΔyt-j+εt（13）以上三個(gè)模型的原假設(shè)均是α=0,即原序列是不含有結(jié)構(gòu)突變的單位根序列，備則假設(shè)則是α<0，即yt是結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)序列。其中，TB為結(jié)構(gòu)突變發(fā)生的時(shí)間，λ=TB/T,表示突變點(diǎn)發(fā)生的具體時(shí)點(diǎn)位置，DUt是一個(gè)表示其截距項(xiàng)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的虛擬變量，而DTt則是其斜率項(xiàng)發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的虛擬變量。DUt=1t>TB0otherwisτeDTt=t-TBt>TB0otherwisτeZA檢驗(yàn)把時(shí)間段內(nèi)的樣本點(diǎn)都看成潛在的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)ti（i=1,2…），并對每一個(gè)點(diǎn)逐次進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，從而計(jì)算t統(tǒng)計(jì)量，從中選取最小的t值，然后與相應(yīng)的臨界值比較，若大于臨界值則接受原假設(shè)，反之，則拒絕原假設(shè)。（二）結(jié)構(gòu)變化協(xié)整（GH）檢驗(yàn)在探討變量之間的長期關(guān)系時(shí)，通常采用的協(xié)整檢驗(yàn)常常會忽略結(jié)構(gòu)突變對此的影響，對此，GregoryandHansen將zivotandAndrews的方法推廣到協(xié)整領(lǐng)域，提出了內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整檢驗(yàn)，其備則模型具體形式如下：模型A：截距項(xiàng)存在結(jié)構(gòu)突變(C)y1t=u1+u2Dtτ+αTy2t+εtt=1.2….n（14）其中μ1表示改變前的截距，μ2表示結(jié)構(gòu)變化發(fā)生后截距項(xiàng)的偏移。模型B：含時(shí)間趨勢的截距項(xiàng)存在結(jié)構(gòu)突變(C/T)y1t=u1+βt+u2Dtτ+αTy2t+εtt=1.2…n（15）模型C：截距項(xiàng)與斜率均發(fā)生結(jié)構(gòu)突變(C/S)y1t=u1+u2Dtτ+αTy2t+αT2y2tDtτ+εtt=1.2…n（16）其中虛擬變量Dtτ定義為：Dtτ=1t≤[nτ]0t>[nττ]以上三個(gè)模型的原假設(shè)是序列不存在協(xié)整關(guān)系，備則假設(shè)則是序列存在協(xié)整關(guān)系且發(fā)生過結(jié)構(gòu)突變。式中,Dtτ為虛擬變量，刻畫模型的結(jié)構(gòu)變化，參數(shù)τ為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)在時(shí)間序列的相對位置，[]表示取整運(yùn)算。同樣，仍假定每一個(gè)樣本點(diǎn)均是潛在的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，然后對每一個(gè)點(diǎn)逐次回歸得到殘差序列，對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，進(jìn)而算出每一個(gè)點(diǎn)對應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量，從中選取最小的值，然后將統(tǒng)計(jì)量與臨界值進(jìn)行比較，最終作出判斷。

實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）數(shù)據(jù)來源本文以區(qū)間為1994年1月到2011年9月的共計(jì)213個(gè)數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。其中，人民幣實(shí)際匯率（RER），為了真實(shí)反映人民幣實(shí)際價(jià)值，采用國際清算銀行公布的人民幣實(shí)際有效匯率的月度數(shù)據(jù)；國內(nèi)市場物價(jià)水平采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）的月度數(shù)據(jù)來衡量。外匯儲備(FER)的數(shù)據(jù)則來源于外匯管理局網(wǎng)站的外匯儲備月度數(shù)據(jù)。對于月度數(shù)據(jù)，常常需要對此進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，以便消除季節(jié)變動對結(jié)果產(chǎn)生的影響，從而更好地反應(yīng)季度序列的特征和基本趨勢。本文采用X-11法對數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，調(diào)整后的數(shù)據(jù)標(biāo)以sa，然后對調(diào)整后的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，以消除時(shí)間序列的異方差，從而最終變量分別為：LFERsa、LR-ERsa、LCPIsa。（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)對于時(shí)間序列，需要分析數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,否則會出現(xiàn)偽回歸的問題，因此首先對各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn),如檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)是單位根序列，再對此進(jìn)行ZA單位根檢驗(yàn)，進(jìn)一步判定是否是結(jié)構(gòu)突變的趨勢穩(wěn)定序列，如果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)序列是平穩(wěn)序列，那么對此進(jìn)行ZA單位根檢驗(yàn)則純屬多余。因此，先對以上各位變量做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下。表1變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果注：其中C,T,N分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢項(xiàng)與滯后階數(shù)由ADF檢驗(yàn)可以看出，外匯儲備、真實(shí)有效匯率、物價(jià)水平均是單位根序列，且是一階單整序列，因此為了更精確地反應(yīng)數(shù)據(jù)之間的統(tǒng)計(jì)特征，以防把結(jié)構(gòu)突變的平穩(wěn)序列看成是單位根序列，下面對這些變量進(jìn)行ZA單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：表2LFERsa、LRERsa、LCPIsa的ZA單位根檢驗(yàn)結(jié)果注：za檢驗(yàn)在1%、5%、10%的臨界值分別為-5.34、-5.08、-4.82由表2的ZA檢驗(yàn)結(jié)果可知：外匯儲備、真實(shí)有效匯率以及物價(jià)水平均是不平穩(wěn)的，且是一階單整過程，這進(jìn)一步證明了上述三個(gè)變量的單位根過程。其中外匯儲備的變化時(shí)期是在2004年1月，真實(shí)有效匯率的結(jié)構(gòu)變化時(shí)期是在2002年3月，這可能是因?yàn)樽詮?001年12月中國正式加入世貿(mào)組織以后，對外貿(mào)易環(huán)境得到了變化，進(jìn)出口總額發(fā)生了很大的改變；同時(shí)，北京申奧成功也促使國內(nèi)出現(xiàn)了新一輪的投資熱潮，再者，在2003年，人民幣升值預(yù)期形成，大量游資開始涌入國內(nèi)，這些因素都會對匯率、外匯儲備產(chǎn)生影響。而物價(jià)水平的結(jié)構(gòu)變化時(shí)期則發(fā)生在1997年1月，這可能是因?yàn)楫?dāng)時(shí)實(shí)行的宏觀經(jīng)濟(jì)政策所致，經(jīng)濟(jì)增速自1993年起加快，物價(jià)水平曾一躍上升到1994年的24.1%，抑制通貨膨脹是當(dāng)局的首要任務(wù)，通過綜合治理，使得國民經(jīng)濟(jì)至1996年底成功實(shí)現(xiàn)軟著落，物價(jià)水平大幅度下降。（三）數(shù)據(jù)相關(guān)性檢驗(yàn)1、人民幣匯率與物價(jià)水平的關(guān)系。由于LRERsa、LCPIsa、LFERsa這些變量差分后都通過了單位根檢驗(yàn)，且都是一階單整變量，所以對此進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以考察兩者之間是否存在一種長期穩(wěn)定的關(guān)系。而由于傳統(tǒng)的協(xié)整檢驗(yàn)并沒有考慮結(jié)構(gòu)變化對變量間長期穩(wěn)定關(guān)系的影響，因此為了更全面地考察變量間的協(xié)整關(guān)系，我們對變量進(jìn)行了考慮結(jié)構(gòu)突變的GH協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。表3物價(jià)水平與匯率之間的GH檢驗(yàn)結(jié)果注:1.ADF*、Zt*、Zα*為GH協(xié)整檢驗(yàn)三個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,臨界值表參閱文獻(xiàn)[1];2.**分別表示在5%的顯著水平上拒絕零假設(shè),即變量間存在該形式的協(xié)整關(guān)系。下同表3分別給出了這兩變量間三種GH檢驗(yàn)備則模型的檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)，三種模型中，無論是ADF*統(tǒng)計(jì)量，還是Zt*或者Za*統(tǒng)計(jì)量均不能在10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，這說明匯率與物價(jià)水平間不存在任何形式的雙變量協(xié)整關(guān)系，即匯率與物價(jià)水平間不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，也表明匯率并不會引起物價(jià)水平的變動，物價(jià)水平的波動也不會帶來匯率的相應(yīng)變化。這與理論推導(dǎo)的結(jié)果不一樣，可能是因?yàn)槲覈F(xiàn)階段匯率仍缺乏足夠的彈性，且匯率與物價(jià)水平兩者之間的傳導(dǎo)機(jī)制仍沒有打通，從而導(dǎo)致兩者之間的互動不是很顯著。2、外匯儲備與物價(jià)水平的關(guān)系。表4物價(jià)水平與外匯儲備之間的GH協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果由表4可知，當(dāng)外匯儲備作為解釋變量，物價(jià)作為被解釋變量進(jìn)行GH檢驗(yàn)時(shí)，在5%的顯著水平上，C/S模型的ADF*統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)拒絕了其原假設(shè)，這說明物價(jià)水平與外匯儲備之間存在C/S形式的協(xié)整關(guān)系，且存在著結(jié)構(gòu)突變。而當(dāng)把物價(jià)作為解釋變量，外匯儲備作為被解釋變量做GH檢驗(yàn)時(shí)我們發(fā)現(xiàn)兩者間不存在任何形式的協(xié)整關(guān)系。這說明這兩變量間存在單向的協(xié)整關(guān)系，外匯儲備的變動引起了物價(jià)的變動，而物價(jià)的變動并沒有影響到外匯儲備的波動。為了考察外匯儲備的具體變動是如何對物價(jià)水平產(chǎn)生影響的，下面對C/S形式的協(xié)整方程進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)C/S結(jié)構(gòu)變化形態(tài)方程的形式設(shè)方程的具體形式如下：LCPIsat=γ1+γ2Dtτ+γ3LFERsat+γ4LFERsatDtτ+εtt=1.2…n…（17）其中γ1表示發(fā)生結(jié)構(gòu)變化前的截距，γ2表示結(jié)構(gòu)變化發(fā)生后截距的偏移，γ3表示結(jié)構(gòu)變化前斜率的系數(shù)，γ4表示結(jié)構(gòu)變化發(fā)生后斜率的偏移，Dtτ表示發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的虛擬變量，參數(shù)τ為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)在時(shí)間序列中的相對位置，由表5可知τ=0.211268，而本文的樣本容量為213個(gè)，因此結(jié)構(gòu)變化發(fā)生的時(shí)間點(diǎn)為1997年9月，虛擬變量Dtτ取值如下：Dtτ=1t≤1997.90t>1997.≤9因此，利用eviews對這一模型各變量的系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：LCPIsa=5.641-1.144D-0.139LFERsa+0.154LFER-sa.D（18）(119.49)(-23.23)(-19.29)(20.78)其中括號內(nèi)的數(shù)值表示t統(tǒng)計(jì)量，回歸結(jié)果表明，在1997年9月以前協(xié)整方程還未出現(xiàn)結(jié)構(gòu)變化，物價(jià)對外匯儲備的彈性為-0.139，外匯儲備與國內(nèi)物價(jià)水平之間是負(fù)相關(guān)的關(guān)系，外匯儲備每增加1%，不僅不會使物價(jià)上漲，反而會促使物價(jià)降低0.139%。這與理論推導(dǎo)兩者之間同向關(guān)系的結(jié)論相悖，可能因?yàn)?，一方面?997年7月源于泰國的亞洲金融危機(jī)中，中國堅(jiān)持人民幣匯率穩(wěn)定，不貶值，對進(jìn)出口貿(mào)易和引進(jìn)外資都受到了沖擊，外匯儲備也由前幾年的快速增加，變?yōu)橄陆担涣硪环矫?，中國前一段時(shí)間實(shí)行的宏觀經(jīng)濟(jì)政策也對物價(jià)的下降起著至關(guān)重要的作用。然而在1997年9月發(fā)生結(jié)構(gòu)突變后，這一突變使得協(xié)整變量間的關(guān)系發(fā)生了顯著的變化，物價(jià)對外匯儲備的彈性開始由負(fù)向的-0.139變?yōu)檎?.015（-0.139+0.154）。這一結(jié)論支持了理論推導(dǎo)的結(jié)果，但盡管外匯儲備對物價(jià)的影響為正，作用仍不是很明顯，1%的外匯儲備增加，物價(jià)將上升0.015%，究其原因可能是央行采取了沖銷政策，央行會通過提高存款準(zhǔn)備金率、發(fā)行央行票據(jù)、公開市場操作或者綜合使用這幾種工具去沖銷過多的基礎(chǔ)貨幣回收過多的流動性，這也說明央行采取的沖銷政策在現(xiàn)階段是有效可行的。3、人民幣匯率、外匯儲備與物價(jià)水平的關(guān)系。以上分別將匯率、外匯儲備與物價(jià)水平之間的長期關(guān)系進(jìn)行了分析發(fā)現(xiàn)，匯率與物價(jià)之間并不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，而外匯儲備對物價(jià)水平在長期內(nèi)則存在單向的穩(wěn)定關(guān)系。下面將匯率引入外匯儲備對物價(jià)影響的模型，進(jìn)一步考察兩者共同對物價(jià)水平的影響效果，以考察三者間的長期穩(wěn)定關(guān)系。三者GH檢驗(yàn)的結(jié)果如下：表5匯率、外匯儲備與物價(jià)水平之間的GH協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果由表5可知，當(dāng)將外匯儲備、匯率共同作為解釋變量時(shí)，GH檢驗(yàn)表明外匯儲備、匯率與物價(jià)水平三者之間不能存在任何形式的協(xié)整關(guān)系。這表明匯率與外匯儲備、物價(jià)均不存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，且匯率的引入使得外匯儲備與物價(jià)水平之間的長期穩(wěn)定關(guān)系消失，這說明匯率的引入使得外匯儲備與物價(jià)之間的關(guān)系變得更加復(fù)雜化。

結(jié)論與政策建議

本文在考慮了結(jié)構(gòu)突變的情形下，通過使用結(jié)構(gòu)變化的單位根（ZA）檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)（GH檢驗(yàn)），對人民幣匯率、外匯儲備與物價(jià)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：首先，匯率與物價(jià)之間并不存在任何意義上的協(xié)整關(guān)系，匯率的變動并不會引起物價(jià)的變動，當(dāng)然物價(jià)的變動對匯率也無影響。因此有人提出的利用人民幣升值來降低國內(nèi)通貨膨脹的建議有待商榷。其次，外匯儲備與物價(jià)之間存在C/S形式的協(xié)整關(guān)系，且結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)發(fā)生在1997年9月，在結(jié)構(gòu)突變前后，外匯儲備對物價(jià)的影響方向從負(fù)相關(guān)關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)檎嚓P(guān)關(guān)系。但是無論是正相關(guān)關(guān)系還是負(fù)相關(guān)關(guān)系，物價(jià)對外匯儲備的彈性較小，外匯儲備變動對物價(jià)的影響不是很明顯。再者，將匯率引入到外匯儲備對物價(jià)的影響模型中發(fā)現(xiàn)，匯率的引入使得外匯儲備與物價(jià)間的協(xié)整關(guān)系消失，這說明了匯率使外匯儲備與物價(jià)之間的關(guān)系更趨復(fù)雜。鑒于以上分析,提出以下建議:首先，我國貨幣政策的重點(diǎn)應(yīng)該是穩(wěn)定物價(jià)，貨幣當(dāng)局應(yīng)該通過制定正確的貨幣政策來控制國內(nèi)的通貨膨脹，而不能寄希望于通過人民幣升值來抑制通貨膨脹。這也說明我國的匯率制度可以變得更加富有彈性，進(jìn)一步增強(qiáng)貨幣政策的獨(dú)立性。其次，央行在對外匯占款進(jìn)行沖銷的時(shí)候要考慮沖銷的數(shù)量以及持續(xù)性，畢竟在現(xiàn)階段我國巨額外匯儲備沒有對物價(jià)產(chǎn)生明顯的影響，很大程度上得益于央行的沖銷政策，一旦沖銷成本過大以及長期沖銷不可持續(xù)，那么巨額外匯儲備勢必會對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不良影響。再者，加快人民幣國際化步伐。在央行沖銷政策的實(shí)施下，巨額外匯儲備對國內(nèi)物價(jià)水平的負(fù)面影響雖然還沒顯現(xiàn)出來，但是仍不能忽視外匯占款的巨額增加對通貨膨脹的潛在影響。加快人民幣國際化步伐，可以緩解我國現(xiàn)在國際收支雙順差的局面，減緩我國外匯儲備的巨額增加，從而減輕外匯占款導(dǎo)致的通貨膨脹問題。

本文作者：陶士貴陸苗苗工作單位：南京師范大學(xué)商學(xué)院