我國國際收支對通貨膨脹的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制實證分析

1、一、引言我國加入WTO以后,隨著資本管制的放松和金融自由化進(jìn)程的推進(jìn),我國對外開放程度進(jìn)一步加大,對外貿(mào)易高速增長,經(jīng)常項目持續(xù)保持著順差狀況。隨著2003年我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新一輪增長期,資本賬戶順差大幅增加,資本大量涌入,使我國的外匯儲備大規(guī)模增加。在現(xiàn)行銀行結(jié)售匯制度下,中央銀行通過公開市場操作成了外匯市場的凈買入者,以外匯占款的方式投入大量基礎(chǔ)貨幣,基礎(chǔ)貨幣以貨幣乘數(shù)形式對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響,致使貨幣供應(yīng)量增加,因此加大了通貨膨脹的壓力。袁征、周淼(2006從現(xiàn)有的理論角度歸納得出結(jié)論,外匯占款對物價影響的傳導(dǎo)過程無論是通過商品市場、貨幣市場還是資金市場,都是通過影響貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生的,也就是

2、先對貨幣政策產(chǎn)生影響再來影響物價,并運用協(xié)整理論以20002004年的相關(guān)數(shù)據(jù)對外匯占款與物價之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗,得出中國的物價與外匯占款之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,長期內(nèi)外匯占款的持續(xù)增加可能引發(fā)通貨膨脹。方先命、裴平(2006等基于貨幣數(shù)量論的理論分析框架,構(gòu)造了一個外匯儲備增加的通貨膨脹效應(yīng)的理論模型,同時用20012005年的季度數(shù)據(jù)對其進(jìn)行了實證檢驗,從而從理論和實證角度說明了中國外匯儲備增加會產(chǎn)生明顯的通貨膨脹效應(yīng)。趙振全、劉柏(2006對1998年1月到2005年6月的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗,認(rèn)為通貨膨脹的國際收支傳導(dǎo)正是借助于外匯儲備的增長導(dǎo)致外匯占款的增加最

3、終對貨幣供應(yīng)量的影響這種渠道而形成的。這些研究分別從定性和定量方面肯定了外匯儲備增加的通貨膨脹效應(yīng),也說明了在開放經(jīng)濟(jì)條件下,外匯儲備通過對貨幣政策的影響進(jìn)而引起物價水平的變動。同時也說明了以國際收支表現(xiàn)的國際經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)渠道是我國貨幣政策所面臨的外部傳導(dǎo)機(jī)制(劉柏,2005。但肖雯、周建中(2005的研究認(rèn)為,經(jīng)常項目順差和資本項目順差雖然都導(dǎo)致外匯占款以及基礎(chǔ)貨幣的投放增加,但二者對經(jīng)濟(jì)具有不同的貨幣政策效應(yīng)。前者由于有真實經(jīng)濟(jì)行為基礎(chǔ)而不會產(chǎn)生通貨膨脹壓力,后者除了國外直接投資外的部分由于只是短期套利資金而會產(chǎn)生通貨膨脹壓力。經(jīng)濟(jì)增長前沿課題(2005也認(rèn)為由非FDI所引起的資本流動導(dǎo)致的外

4、匯儲備的增加和貨幣供應(yīng)量的增加,最終會引起通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)過熱,當(dāng)局對此應(yīng)給予充分重視,并完善針對非FDI的監(jiān)控體系。上述研究雖然都肯定了國際收支對資本流入國的通貨膨脹會產(chǎn)生影響,但還存在一些問題。只對外匯儲備總體上從定性和定量方面研究了通貨膨脹的問題,但沒有從經(jīng)常項目和資本賬戶分別來討論;即使是有些文獻(xiàn)涉及到了這種分類影響,但也僅限于定性描述,缺少相應(yīng)的實證分析。因此,本文試圖在借鑒上述研究的基礎(chǔ)上,以通貨膨脹為研究主體,通過實證探討我國不同途徑的外匯儲備增加通過貨幣政策對通貨膨脹的影響。二、我國國際收支變動的特征通過國際收支平衡表,我們知道外匯儲備的變動額主要來源于經(jīng)常項目和資本與金融項目的

5、變動額,而且二者的變動主要是由于貿(mào)易差額和直接投資引起的。2.非FDI大量流入。對于非FDI的界定,我們采用經(jīng)濟(jì)增長前沿課題(2005中的定義。所謂“非FDI”資本是指在國際收支平衡表中,儲備變動額減去經(jīng)常項目差額,再減去直接投資差額后的余額,它反映了官方控制之外的資本流動。更一般地,我們?nèi)绻豢紤]具有真實交易性質(zhì)的進(jìn)出口貿(mào)易、直接投資形式進(jìn)入中國境內(nèi)的境外資本(即認(rèn)為經(jīng)常項目也有游資進(jìn)入,那么我們得到“非FDI”的一個更寬泛的概念,即非FDI=外匯儲備變動額-貿(mào)易贏余-直接投資變動額,這也正是下文我們將要討論的范圍。由下圖看出,非FDI從2003年開始發(fā)生大逆轉(zhuǎn),從流出變?yōu)榇罅苛魅胛覈?20

6、04年更是超過1000億美元,非FDI的規(guī)模我國國際收支對通貨膨脹的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制實證分析文/曾潔34經(jīng)濟(jì)論壇20088越來越大。它的強(qiáng)流動性使得流入國受沖擊的可能性增大(經(jīng)濟(jì)增長前沿課題,2005。雙順差和非FDI資本的大量流入,讓我們了解到我國宏觀經(jīng)濟(jì)的變化不僅僅來源于國內(nèi)經(jīng)濟(jì)因素,同時也受到外部經(jīng)濟(jì)因素的影響。由國際收支變動引致的外匯儲備的變化對宏觀經(jīng)濟(jì)運行的影響和作用不容忽視,應(yīng)對其給予充分重視。三、實證分析在對國際收支的通貨膨脹效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗之前,我們首先對實證部分所采用的變量和數(shù)據(jù)進(jìn)行說明。1.變量選擇及數(shù)據(jù)來源。(1變量選擇。本文將選取基礎(chǔ)貨幣(M B、貨幣供應(yīng)量(M1、貿(mào)易

7、盈余(NX、外商對華直接投資(FDI、居民消費價格指數(shù)(CPI這幾個指標(biāo),同時非FDI采用上文的定義,由于我國2005年開始執(zhí)行新的對外直接投資統(tǒng)計制度,考慮之前數(shù)據(jù)的可獲得性,再加上2003年全年我國對外直接投資約為100億美元,平均到每月時,相對于外商對華直接投資影響甚微,所以在計算非FDI時只考慮外商對華直接投資的數(shù)額。(2實證數(shù)據(jù)所屬時間的選擇。由于我國從1998到2005年7月21日采用的是相當(dāng)于盯住美元的固定匯率制度以及2003年我國開始進(jìn)入新一輪經(jīng)濟(jì)增長期,大量資本流入我國,因而考慮采用20032005年6月的月度數(shù)據(jù)作為樣本。同時為了有可比性,也采用20032007年3月的月度

8、數(shù)據(jù)。這樣的選擇跨越了匯率制度的變化,不但可以看出在實行固定匯率制之下國家為保持匯率不變而會被動地投放貨幣,而且可以從更長一段時期上研究政策變化的效果以及我國資本管制的進(jìn)程。(3數(shù)據(jù)來源。非FDI數(shù)據(jù)根據(jù)相關(guān)原始數(shù)據(jù)計算得到,其他月度數(shù)據(jù)分別來自中華人民共和國統(tǒng)計局網(wǎng)站、商務(wù)部網(wǎng)站和國家外匯管理局網(wǎng)站。(4數(shù)據(jù)的預(yù)處理。由于物價指數(shù)是具有季節(jié)變動的時間序列,首先使用X11方法對物價指數(shù)序列進(jìn)行調(diào)整,并記為RCISA。2.實證檢驗的理論基礎(chǔ)和結(jié)果分析。表1的數(shù)據(jù)表明,近年來我國持續(xù)保持雙順差,涌入我國的外匯大幅增加,一般說來,外匯不能替代本國貨幣在經(jīng)濟(jì)活動和貨幣流通中發(fā)揮作用,而只有通過與本幣的

9、兌換才能直接參與本國的各項經(jīng)濟(jì)活動。1994年1月1日我國實行人民幣匯率并軌,開始實行有管理的浮動匯率制度(實質(zhì)上相當(dāng)于固定匯率制,同時由于我國實行強(qiáng)制結(jié)匯制,央行為維持匯率穩(wěn)定,大量買進(jìn)外匯,使我國的外匯儲備連年大幅增加,進(jìn)而使人民幣的發(fā)放也增加,原因是官方儲備是由中央銀行購買并持有的,它在中央銀行賬目上的對應(yīng)反映就是外匯占款,而外匯占款是構(gòu)成我國基礎(chǔ)貨幣(M B的主體部分。這樣外匯儲備的增加致使我國基礎(chǔ)貨幣的投放增加,根據(jù)現(xiàn)代貨幣供應(yīng)理論,基礎(chǔ)貨幣與貨幣供應(yīng)的關(guān)系為M S=M BK,基礎(chǔ)貨幣的變動通過貨幣乘數(shù)的作用對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響,從而使得貨幣供應(yīng)量也相應(yīng)地增加。同時根據(jù)貨幣數(shù)量論,對

10、數(shù)量方程式M V=PY(貨幣流通速度被假定為不變進(jìn)行變換,寫成百分比形式P變動百分比=M變動百分比-Y變動百分比,這里P變動百分比是通貨膨脹率,產(chǎn)出Y變動的百分比取決于生產(chǎn)要素的增加和技術(shù)進(jìn)步,這種分析告訴我們貨幣數(shù)量論在解釋通貨膨脹方面的基本思想是,通貨膨脹取決于貨幣供給的變動和實際經(jīng)濟(jì)的變動,本文只考慮表1貿(mào)易差額和FDI差額注:統(tǒng)計至2006年第二季度;數(shù)據(jù)來源:中國商務(wù)部網(wǎng)站、外匯管理局網(wǎng)站。(單位:億美元表2單位根檢驗變量ADF檢驗值5%的臨界值平穩(wěn)性NX-3.530347-2.9750平穩(wěn)FDI-3.838203-2.9750平穩(wěn)NFDI-4.373539-2.9750平穩(wěn)M B-

11、5.251840-2.9750平穩(wěn)M1-5.295030-2.9750平穩(wěn)CPISA-3.675999-2.9750平穩(wěn)注:表示一階差分。 20088經(jīng)濟(jì)論壇35貨幣供給方面的影響,也就是說貨幣供給增長決定了通貨膨脹率,每一次通貨膨脹背后都有貨幣供給的迅速增長。根據(jù)已有的研究成果,歸納起來,國際收支的通貨膨脹效應(yīng)遵循這樣一條路徑,國際收支順差外匯儲備M B M 1CPISA ,下文所要做的就是檢驗各項國際收支順差的通貨膨脹效應(yīng)是否遵循這種傳導(dǎo)機(jī)制。具體采用協(xié)整檢驗來分析變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,以及采用Granger 因果關(guān)系檢驗來分析變量相互影響的方向問題,在這之前先要對各變量進(jìn)行

12、平穩(wěn)性檢驗。(1變量的ADF 單位根檢驗。首先對2003年1月到2005年6月的各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,得到表2的結(jié)果。從檢驗結(jié)果看,在5%的臨界水平下,經(jīng)過一階差分后的各變量都是平穩(wěn)的,這表明這六個時間序列都是一階單整過程。(1用同樣的方法,我們得到2003年到2007年3月的各時間序列也為一階單整變量,從而有了進(jìn)行協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗的前提。(2Granger 因果關(guān)系檢驗。因果關(guān)系檢驗考慮的是變量之間的反饋影響和雙向關(guān)系,首先對貿(mào)易贏余NX 、直接投資FDI 以及非FDI 和基礎(chǔ)貨幣M B 間的Granger 影響關(guān)系,檢驗結(jié)果見表3。表3中的檢驗結(jié)果表明,NX 、FDI

13、、非FDI 對基礎(chǔ)貨幣具有顯著的Granger 單向因果關(guān)系,三者的變動對基礎(chǔ)貨幣的變動具有解釋能力,同時也說明在我國貨幣政策實施過程中外匯占款對基礎(chǔ)貨幣發(fā)行具有重要影響,同樣,對樣本2的檢驗也得出了同樣的結(jié)果,從而可以得出如下結(jié)論,即各項國際收支變動引致外匯儲備的增加使我國基礎(chǔ)貨幣的投放方式發(fā)生了轉(zhuǎn)變(楚爾鳴、石華軍,2007,外匯占款成為基礎(chǔ)貨幣投放的主要渠道,中央銀行對這種投放渠道的依賴性增強(qiáng),這也從一個側(cè)面反映了中央銀行在制定貨幣政策時的主動性降低。當(dāng)基礎(chǔ)貨幣發(fā)行擴(kuò)大時,由于乘數(shù)作用,使得貨幣供應(yīng)量表5NX 、FDI 、NFDI 和CPISA 間的Granger 因果關(guān)系檢驗原假設(shè)F

14、統(tǒng)計量概率NX 不是CPISA1.129620.34044注:*表示在5%的顯著性水平下存在因果關(guān)系。表3NX 、FDI 、NFDI 和MB 間的Granger 因果關(guān)系檢驗(樣本1原假設(shè)F 統(tǒng)計量概率0.055950.94571注:*表示在5%的顯著性水平下存在因果關(guān)系。表4M1和CPISA 間的Granger 因果關(guān)系檢驗(樣本1原假設(shè)F 統(tǒng)計量概率1.648010.21436注:*表示在5%的顯著性水平下存在因果關(guān)系。36經(jīng)濟(jì)論壇20088M1被動擴(kuò)張,所以,我國的貨幣供應(yīng)隨著外資流入進(jìn)而外匯儲備的增加具有明顯的內(nèi)生性質(zhì),同時這也對我國貨幣政策的獨立性提出了挑戰(zhàn)。接下來討論貨幣供應(yīng)量M1

15、對物價的影響, Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表4。M1與居民消費價格指數(shù)的因果關(guān)系檢驗表明,M1對物價具有顯著的單向影響關(guān)系,M1的變動能解釋物價的變動,從而亦對通貨膨脹具有解釋能力,對其具有預(yù)測性。同樣,對樣本2的檢驗結(jié)果也說明了二者之間的單向影響關(guān)系,這與M cCand-less和Weber(1995認(rèn)為貨幣供給增長和通貨膨脹之間是一一對應(yīng)的關(guān)系相一致,即使是2005年7月21日前后我國使用不同的匯率制度。在研究了貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的關(guān)系以后,接下來我們將探討貿(mào)易盈余、直接投資及非FDI與通貨膨脹之間的因果關(guān)系,從而給出國際收支通過貨幣政策傳導(dǎo)的通貨膨脹效應(yīng)的完整路徑。它們之間的

16、Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表5。從表5結(jié)果得到伴隨概率值僅為0.886%,遠(yuǎn)小于5%的顯著性水平,這說明非FDI與居民消費價格指數(shù)間存在非常顯著的單向因果關(guān)系,在一定程度上說明了我國非FDI的大量流入確實對我國通貨膨脹的發(fā)生起到了一定的推動作用,同時也看到貿(mào)易盈余和直接投資與物價指數(shù)間的影響關(guān)系未能通過檢驗,即表明二者對通貨膨脹發(fā)生不具備顯著的解釋能力。更進(jìn)一步地,我們對樣本2的相應(yīng)檢驗,也得出了同樣的結(jié)論。貿(mào)易盈余的產(chǎn)生涉及實物產(chǎn)品和服務(wù)的生產(chǎn)以及交易行為,它們均對實體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響,因而不會對物價產(chǎn)生上漲壓力;外商直接投資在我國由于多以實物投資為主(即使是先期投入資金,也會因購買機(jī)器設(shè)

17、備等形成進(jìn)口,這會造成經(jīng)常賬戶下進(jìn)口相應(yīng)地增加,從而不對外匯儲備產(chǎn)生影響,也不會造成通貨膨脹;非FDI的檢驗結(jié)果表明它的變動導(dǎo)致了通貨膨脹的產(chǎn)生,相關(guān)的解釋可能是由于這些外資中相當(dāng)大一部分是投機(jī)和半投機(jī)性質(zhì)的熱錢,這些資金往往進(jìn)入我國的股票和房地產(chǎn)市場,用以套取資產(chǎn)升值的利,而不需要或只承擔(dān)小的市場風(fēng)險(經(jīng)濟(jì)增長前沿課題,2005。盡管與發(fā)達(dá)國家相比,中國境內(nèi)的資本賬戶似乎處于一種比較嚴(yán)格的管制狀態(tài),但在實踐中,資本管制遠(yuǎn)非滴水不漏,可以通過多種方式逃避資本管制,中國的資本賬戶實行的是一種“名緊而實松”的管制。中國對資本賬戶中的大多數(shù)子項都已有明顯的放松管制政策,其中資本項下的流出入,除按照國

18、際慣例進(jìn)行真實性審核外,沒有管制,這使得那些短期套利資金有機(jī)可乘,從而加大了資本流入國通貨膨脹產(chǎn)生的壓力。這些分析和實證檢驗結(jié)果也提醒管理當(dāng)局應(yīng)建立科學(xué)有效的非FDI監(jiān)控機(jī)制,中國境內(nèi)對資本賬戶中的一些子項繼續(xù)實行管制,以減輕游資對我國宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的不利影響。(3Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗。上面的分析表明,在我國,不管是短期內(nèi)還是相對較長的一段時期,不論是在固定匯率制度下還是在有管理的浮動匯率制度下,非FDI的變動都會引起物價指數(shù)的相應(yīng)變動。這個結(jié)論使我們懷疑是不是在非FDI與物價指數(shù)之間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,運用Johansen極大似然值協(xié)整檢驗法,我們得到表6的結(jié)果。由表6的結(jié)果分析得到,在5%的顯著性水平下,拒絕沒有協(xié)整方程的原假設(shè),從而接受非FDI與物價指數(shù)間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整方程,即二者之間存在著一