外匯儲備與通貨膨脹的實證解析

1、外匯儲備與通貨膨脹的實證解析 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：IS曲線為Y=c(y)+i(r)+g+nx(y,e,p,pf)（1）將消費函數(shù)、投資函數(shù)以及凈出口函數(shù)代入上式得y=+e+g+q-t+nEpfp1-+-d1-+r（2）y=L1+L2r（3其中L1=+e+g+q-t+nEpfp1-+；L2=-d1-+r式中d為投資對利率的敏感系數(shù)，e為自發(fā)投資，為自發(fā)消費，為邊際消費傾向，t為稅收，g為

2、政府購買，E為匯率、Pf為國外價格，P為國內(nèi)價格，y為國民收入，r為利率，表示邊際進口傾向。q，n為進出口函數(shù)中的相關(guān)參數(shù)。貨幣市場均衡時：LM曲線為f(y,r)=M/p（4）進一步的r=kyh+Mph（5）其中M/P指實際貨幣供應量，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+y-nEpfp+rf（7）其中，BP指國際收支項，當國際收支平衡時BP為零，pf為國外的價格，rf為國外的利率，為資本流出函數(shù)中的參數(shù)由（1）（2）（3）聯(lián)立得p=M(K-h)(L1-L2r)-h(BP-q-

3、nER+rf)（8）其中ER=Epfp表示實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水平產(chǎn)生影響。具體而言當外匯儲備增多時，物價水平會呈上升趨勢；當匯率上升時，物價水平則會下降。 實證模型 （一）結(jié)構(gòu)變化單位根（ZA）檢驗傳統(tǒng)的單位根檢驗（ADF、DF-GLS以及PP檢驗）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行了研究，發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變將使常

4、規(guī)的單位根檢驗無效。而通常而言，結(jié)構(gòu)突變均被認為是內(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，從而實現(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)突變的方程檢驗形式。這一檢驗的具體模型如下：模型A：截距項發(fā)生突變的方程yt=c+yt-1+t+DUt()+kj=1djyt-j+t（11）模型B:時間趨勢項均發(fā)生突變的方程yt=c+yt-1+t+DTt()+kj=1djyt-j+t（12）模型c:截距項與時間趨勢項均發(fā)生突變的方程yt=c+yt-1+t+DUt()+DUt()+kj=1djyt-j+t（1

5、3）以上三個模型的原假設(shè)均是=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TB0otherwiseDTt=t-TBtTB0otherwiseZA檢驗把時間段內(nèi)的樣本點都看成潛在的結(jié)構(gòu)突變點ti（i=1,2），并對每一個點逐次進行單位根檢驗，從而計算t統(tǒng)計量，從中選取最小的t值，然后與相應的臨界值比較，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）檢驗在探討變量之間的長期關(guān)系時，通常采用的協(xié)整檢驗常常會忽略結(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，其備則模型具體

6、形式如下：模型A：截距項存在結(jié)構(gòu)突變(C)y1t=u1+u2Dt+Ty2t+tt=1.2.n（14）其中1表示改變前的截距，2表示結(jié)構(gòu)變化發(fā)生后截距項的偏移。模型B：含時間趨勢的截距項存在結(jié)構(gòu)突變(C/T)y1t=u1+t+u2Dt+Ty2t+tt=1.2n（15）模型C：截距項與斜率均發(fā)生結(jié)構(gòu)突變(C/S)y1t=u1+u2Dt+Ty2t+T2y2tDt+tt=1.2n（16）其中虛擬變量Dt定義為：Dt=1tn0tn以上三個模型的原假設(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,Dt為虛擬變量，刻畫模型的結(jié)構(gòu)變化，參數(shù)為結(jié)構(gòu)突變點在時間序列的相對位置，表示取整

7、運算。同樣，仍假定每一個樣本點均是潛在的結(jié)構(gòu)突變點，然后對每一個點逐次回歸得到殘差序列，對殘差序列進行單位根檢驗，進而算出每一個點對應的統(tǒng)計量，從中選取最小的值，然后將統(tǒng)計量與臨界值進行比較，最終作出判斷。 實證檢驗與分析 （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213個數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。其中，人民幣實際匯率（RER），為了真實反映人民幣實際價值，采用國際清算銀行公布的人民幣實際有效匯率的月度數(shù)據(jù)；國內(nèi)市場物價水平采用居民消費價格指數(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)，常常需要對此進行季節(jié)調(diào)整，以便消

8、除季節(jié)變動對結(jié)果產(chǎn)生的影響，從而更好地反應季度序列的特征和基本趨勢。本文采用X-11法對數(shù)據(jù)進行調(diào)整，調(diào)整后的數(shù)據(jù)標以sa，然后對調(diào)整后的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，以消除時間序列的異方差，從而最終變量分別為：LFERsa、LR-ERsa、LCPIsa。（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗對于時間序列，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行ADF檢驗,如檢驗發(fā)現(xiàn)是單位根序列，再對此進行ZA單位根檢驗，進一步判定是否是結(jié)構(gòu)突變的趨勢穩(wěn)定序列，如果檢驗發(fā)現(xiàn)序列是平穩(wěn)序列，那么對此進行ZA單位根檢驗則純屬多余。因此，先對以上各位變量做ADF檢驗，結(jié)果如下。表1變量的ADF檢驗結(jié)果注：其中C,T,N分

9、別表示常數(shù)項、趨勢項與滯后階數(shù)由ADF檢驗可以看出，外匯儲備、真實有效匯率、物價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數(shù)據(jù)之間的統(tǒng)計特征，以防把結(jié)構(gòu)突變的平穩(wěn)序列看成是單位根序列，下面對這些變量進行ZA單位根檢驗，檢驗結(jié)果如下：表2LFERsa、LRERsa、LCPIsa的ZA單位根檢驗結(jié)果注：za檢驗在1%、5%、10%的臨界值分別為-5.34、-5.08、-4.82由表2的ZA檢驗結(jié)果可知：外匯儲備、真實有效匯率以及物價水平均是不平穩(wěn)的，且是一階單整過程，這進一步證明了上述三個變量的單位根過程。其中外匯儲備的變化時期是在2004年1月，真實有效匯率的結(jié)構(gòu)變化時期是在20

10、02年3月，這可能是因為自從2001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，進出口總額發(fā)生了很大的改變；同時，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。而物價水平的結(jié)構(gòu)變化時期則發(fā)生在1997年1月，這可能是因為當時實行的宏觀經(jīng)濟政策所致，經(jīng)濟增速自1993年起加快，物價水平曾一躍上升到1994年的24.1%，抑制通貨膨脹是當局的首要任務(wù)，通過綜合治理，使得國民經(jīng)濟至1996年底成功實現(xiàn)軟著落，物價水平大幅度下降。（三）數(shù)據(jù)相關(guān)性檢驗1、人民幣匯率與物價水平的關(guān)系。由于LR

11、ERsa、LCPIsa、LFERsa這些變量差分后都通過了單位根檢驗，且都是一階單整變量，所以對此進行協(xié)整檢驗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，我們對變量進行了考慮結(jié)構(gòu)突變的GH協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表3。表3物價水平與匯率之間的GH檢驗結(jié)果注:1.ADF*、Zt*、Z*為GH協(xié)整檢驗三個檢驗統(tǒng)計量,臨界值表參閱文獻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檢驗備則模型的檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)，三種模型中，無論是ADF*統(tǒng)

12、計量，還是Zt*或者Za*統(tǒng)計量均不能在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水平的變動，物價水平的波動也不會帶來匯率的相應變化。這與理論推導的結(jié)果不一樣，可能是因為我國現(xiàn)階段匯率仍缺乏足夠的彈性，且匯率與物價水平兩者之間的傳導機制仍沒有打通，從而導致兩者之間的互動不是很顯著。2、外匯儲備與物價水平的關(guān)系。表4物價水平與外匯儲備之間的GH協(xié)整檢驗結(jié)果由表4可知，當外匯儲備作為解釋變量，物價作為被解釋變量進行GH檢驗時，在5%的顯著水平上，C/S模型的ADF*統(tǒng)計量檢驗拒絕了其原假設(shè)，

13、這說明物價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。而當把物價作為解釋變量，外匯儲備作為被解釋變量做GH檢驗時我們發(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的變動，而物價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水平產(chǎn)生影響的，下面對C/S形式的協(xié)整方程進行估計。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=1+2Dt+3LFERsat+4LFERsatDt+tt=1.2n（17）其中1表示發(fā)生結(jié)構(gòu)變化前的截距，2表示結(jié)構(gòu)變化發(fā)生后截距的偏移，3表示結(jié)構(gòu)變化前斜率的系

14、數(shù)，4表示結(jié)構(gòu)變化發(fā)生后斜率的偏移，Dt表示發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的虛擬變量，參數(shù)為結(jié)構(gòu)突變點在時間序列中的相對位置，由表5可知=0.211268，而本文的樣本容量為213個，因此結(jié)構(gòu)變化發(fā)生的時間點為1997年9月，虛擬變量Dt取值如下：Dt=1t1997.90t1997.9因此，利用eviews對這一模型各變量的系數(shù)進行估計，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，物價對外匯儲備的

15、彈性為-0.139，外匯儲備與國內(nèi)物價水平之間是負相關(guān)的關(guān)系，外匯儲備每增加1%，不僅不會使物價上漲，反而會促使物價降低0.139%。這與理論推導兩者之間同向關(guān)系的結(jié)論相悖，可能因為，一方面是1997年7月源于泰國的亞洲金融危機中，中國堅持人民幣匯率穩(wěn)定，不貶值，對進出口貿(mào)易和引進外資都受到了沖擊，外匯儲備也由前幾年的快速增加，變?yōu)橄陆?；另一方面，中國前一段時間實行的宏觀經(jīng)濟政策也對物價的下降起著至關(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，物價對外匯儲備的彈性開始由負向的-0.139變?yōu)檎?.015（-0.139+0.154）。這一結(jié)論支

16、持了理論推導的結(jié)果，但盡管外匯儲備對物價的影響為正，作用仍不是很明顯，1%的外匯儲備增加，物價將上升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、外匯儲備與物價水平的關(guān)系。以上分別將匯率、外匯儲備與物價水平之間的長期關(guān)系進行了分析發(fā)現(xiàn)，匯率與物價之間并不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，而外匯儲備對物價水平在長期內(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影響的模型，進一步考察兩者共同對物價水平的影響效果，以考察三者間的長

17、期穩(wěn)定關(guān)系。三者GH檢驗的結(jié)果如下：表5匯率、外匯儲備與物價水平之間的GH協(xié)整檢驗結(jié)果由表5可知，當將外匯儲備、匯率共同作為解釋變量時，GH檢驗表明外匯儲備、匯率與物價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之間的關(guān)系變得更加復雜化。 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）檢驗和協(xié)整檢驗（GH檢驗），對人民幣匯率、外匯儲備與物價之間的關(guān)系進行實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：首先，匯率與物價之間并不存在任何意義上的協(xié)整關(guān)系，匯率

18、的變動并不會引起物價的變動，當然物價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，外匯儲備與物價之間存在C/S形式的協(xié)整關(guān)系，且結(jié)構(gòu)突變點發(fā)生在1997年9月，在結(jié)構(gòu)突變前后，外匯儲備對物價的影響方向從負相關(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)系還是負相關(guān)關(guān)系，物價對外匯儲備的彈性較小，外匯儲備變動對物價的影響不是很明顯。再者，將匯率引入到外匯儲備對物價的影響模型中發(fā)現(xiàn)，匯率的引入使得外匯儲備與物價間的協(xié)整關(guān)系消失，這說明了匯率使外匯儲備與物價之間的關(guān)系更趨復雜。鑒于以上分析,提出以下建議:首先，我國貨幣政策的重點應該是穩(wěn)定物價，貨幣當局應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，進一步增強貨幣政策的獨立性。其次，央行在對外匯占款進行沖銷的時候要考慮沖銷的數(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