我国外汇储备规模与消费物价指数关系的实证分析

■ 张永刚（太原大学经贸系 太原 030032）

引言

外汇储备（Foreign Exchange Reserve），又称外汇存底，是一个国家货币当局持有并可以随时兑换外国货币的资产，包括外币现钞、国外银行存款、国外有价证券等。进入21世纪以来，我国外汇储备规模突飞猛进增长，根据2012年1月13日中国人民银行公布的《2011年四季度金融统计数据表》显示，截至2011年底我国外汇储备规模已达3.181万亿美元，远远高于位居第二位的日本1.3万亿美元，继续稳居世界第一外汇储备大国。外汇储备的快速增长，一方面稳定了我国的汇率，提升了我国的经济金融实力，加强了我国经济抵御金融风险的能力。

但另一方面，也对我国的经济发展产生了许多负面影响。从1997年到2011年CPI指数的变动情况可以看出。大量的外汇储备对我国货币政策和货币供给产生了巨大影响，这导致近年来我国出现了一定程度上的通货膨胀。

文献回顾

关于外汇储备与物价水平之间关系的研究，很多学者都做出了相关的分析和探索，也积累了一定的研究成果。在国外，早在上个世纪70年代，Mundell（1971）和Johnson（1972）等外国学者运用货币数量理论对全球性的物价上涨做了全面研究，他们认为全球性的通货膨胀是通过外汇储备的增长这一传导机制来实现的。之后，Hezler（1976）和Khan（1979）的研究也认为一国外汇储备的变动会影响该国货币供应量的变化，进而引发其物价水平的波动。后来，MouSen和Janardhanan（1997）运用大量的统计数据对外汇储备变动与物价水平的关系进行了实证分析，同样得出外汇储备增长与通货膨胀之间存在长期均衡关系的结论，且二者间还存在双向影响的Granger因果关系。

在国内，20世纪80年代以来，我国外汇储备在逐年增长的同时也伴随着物价水平的频繁波动。这个现象的出现，引发了不少国内学者的关注。与此同时，国内很多学者也开始对外汇储备与通货膨胀之间的关系进行研究。他们的研究结论大致分为两类：

一类是认为外汇储备与物价水平之间存在正相关关系。如：谢平、张晓朴（2002）认为，我国外汇储备的变动和物价水平之间存在显著的相关关系。他们认为在1994-1996年我国外汇储备高速增长的同时，出现了物价水平的持续上升，而在1998年外汇储备增长速度下降时，物价水平也出现了持续下降。张克中、代裴裴（2005）的研究也得出同样的结论，认为近年来我国外汇储备的持续增长会导致国内货币供应量的随之增加，进而给国内的物价水平带来很大上升压力。方先明、裴平、张谊浩（2006）对我国外汇储备增长的通货膨胀效应进行了实证分析，认为我国外汇储备的快速增长带来了不可避免的通货膨胀效应。张鹏、柳欣（2009）通过对外汇储备与货币供给之间关系的实证研究，认为我国外汇储备的快速增加，导致了货币供给量超过了国内经济系统所需的货币量，进而产生了通货膨胀。

另一类是认为外汇储备与物价水平之间相关性很小。如：王传纶、阎先东（1998）通过对1979-1995年外汇储备与物价指数的统计数据进行实证分析，得出外汇储备与通货膨胀之间不存在相关关系的结论。邵学言、郝雁（2004）运用蒙代尔模型，从货币供求的角度对我国1981-2002年的经济数据进行实证分析，结果认为外汇储备与物价水平之间存在相关关系，但相关性很弱。

以上学者的研究成果为我国研究外汇储备与通货膨胀之间的关系提供了有益的参考。从国内外研究的情况来看，运用计量经济学的模型进行实证分析得到了广大学者的认可。

表1 l n F E R(x)和l n C P I(y)的A D F检验结果注：表中C、T、K分别代表常数项、时间趋势项和滞后期数表2 J o h a n s e n协整检验结果

因此，本文在借鉴前人研究成果的基础上，利用计量经济学的方法对近20年来的统计数据再次进行实证分析，以期能发现外汇储备与物价水平之间的关系，为政府实施政策提供理论支持。

表3 Granger因果检验结果

表4 回归方程残差序列单位根（ADF）检验

数据与模型

（一）数据的选取与介绍

在研究外汇储备对通货膨胀之间关系这一问题时，一般选取的两个变量作为研究对象，即外汇储备规模和物价指数，本文也不例外，其中外汇储备规模，表示为FER(x)，物价指数用消费物价指数来代替，表示为CPI(y)。

本文样本数据均来自《中国金融统计年鉴》、巨灵金融数据终端和Wind数据库。数据区间为1997-2011年度数据。本文所有实证分析均在Excel 2003和EViews6.0中完成。

通过观察，我们发现自从1997年以来，我国外汇储备规模和消费物价指数呈现稳定上升态势，特别是最近几年来，外汇储备规模与消费物价指数增长速度迅速加快，两者关系越发紧密（见图1）。但外汇储备增长在引发物价水平上涨过程中究竟起到多大的作用，还有待通过后面的实证分析来解答。

（二）模型的构建

本文用FER表示外汇储备规模，用CPI代表消费物价指数。由于外汇储备规模数据较大，而消费物价指数数据相对较小，同时为了削弱异方差因素影响，在进行回归模型分析中，本文假定农村贷款与农民收入之间的曲线是对数函数。

回归方程假定为：

其中，α为常数项，β为自变量系数，ê为随机误差项。

（三）模型检验

1.两变量Engel-Granger检验。为了检验两个变量Xt和Yt之间是否协整，我们运用的是Engel和Granger于1987年提出的两步检验法，即Engel-Granger检验具体如下：

第一步，用回归分析法估计回归方程：Yt=α0+α01Xt+t，并计算随机误差，进而得到：，称为协整回归或者静态回归。

2.Granger因果关系检验。Granger因果关系检验法是2003年诺贝尔经济学奖得主克莱夫·格兰杰（Clive W. J.Granger）开创的，主要用于分析经济变量之间的因果关系。

如果变量X引起变量Y变化，则变量X的变化要先于变量Y的变化。当Xt和Yt在统计上被检验为平稳序列时，也就是利用过去的X和Y预测要比单用Y预测要准确的多，即产生的预测性误差更小，进而认为变量X的变化是变量Y变化的Granger原因。

实证分析

（一）单位根（ADF）检验

在计量经济分析中，如果将一个变量对另一个变量进行回归可能导致“伪回归”现象。为避免这种情况的发生，在进行实证分析前，需要对时间序列进行平稳性检验，常用的方法就是ADF检验。

变量LnFER和变量LnCPI都是时间序列，为防止发生伪回归，因此要对其进行平稳性检验。通过观察变量LnFER和变量LnCPI的变化趋势图（见图2），对其进行ADF检验，检验结果见表1。

从表1可以看出，时间序列LnFER和时间序列LnCPI在10%的临界值水平上依然不平稳，但是经过一阶差分之后，时间序列LnFER和时间序列LnCPI在1%的临界值水平下都表现出明显平稳。因此，原时间序列一阶单整，满足了开展协整检验的条件。

（二）Johansen协整检验

经济理论认为，某些经济变量之间确实存在着长期均衡关系，这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制。如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点，则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态，这种均衡关系可以通过Johansen协整检验。结果如表2所示。

从表2中我们可以看到：第一行原假设中，迹统计量在5%显著性水平下拒绝原假设r≤0，说明lnFER与LnCPI之间存在协整关系；在第二行中，迹统计量约为0.29008<4.12906，说明原假设“至少1个协整向量”被接受，即外汇储备与消费物价指数之间存在长期稳定关系，即长期均衡关系。

（三）Granger因果关系检验

ADF检验和Johansen协整检验表明了LnFER与LnCPI之间存在一种长期的均衡关系，但这种均衡关系是由LnFER引起LnCPI发生变动，还是LnCPI引发LnFER增加，或者两者间是否存在双向引致关系呢，这一点我们还需要进行Granger因果关系检验。检验结果见表3。

根据表3数据，可以清楚看出，在5%显著性水平下，在任何滞后期，LnFER都是引起LnCPI变动的原因；相反，在任何滞后期，LnCPI都不是引起LnFER变动的原因。因此可以得出外汇储备增长是引致物价水平上升的重要原因，其影响时滞可以达到2个年份。

回归方程残差序列单位根（ADF）检验

经Johansen协整检验，得出外汇储备与消费物价指数之间存在协整关系；经Granger因果关系检验，表明，LnFER是引起LnCPI变动的原因。本文在EViews6.0软件下，利用OLS方法对1997-2011年中国外汇储备规模与CPI指数的关系进行量化分析，推出如下回归方程：

其中：R2=0.621948，DW值=2.153915，t-1是上一期误差纠正项，α和β的T 的检验值分别是246.5205和2.811059。且在5%的水平下显著。然后，对回归得到的回归方程的残差项进行ADF检验，结果见表4。

从表4和图3中可以看出，在1%的临界值水平下，残差序列为平稳序列，表明lnFER与LnCPI之间存在协整关系。

因此，我们可以推出以下结论：该回归方程的拟合优度系数R2=0.621948，表示经过对数变换后的外汇储备能以60%以上的程度解释物价水平的上升；回归方程的 F 检验值为79.02055，这就意味着经过对数变换后的外汇储备与消费物价水平之间总体上具有较为显著线形关系；回归方程系数和常数项t检验值分别是246.5205和2.811059，其绝对值分别都远远大于2.3，表明其伴随概率也几乎为0，所以方程的自变量和常数项在统计意义上也是显著的。

结论与建议

根据上文的实证分析结果，可以看出：我国外汇储备规模与消费物价指数之间确实存在一定的相关关系，其相关系数r为0.563619051，经查相关系数表分析：6>r值>临界值=0.514>4，说明两者之间具有中等强度的相关性，即我国外汇储备增长的确给物价水平的上升带来了压力，外汇储备的增长已成为当前我国通货膨胀压力增大的重要原因之一。实证分析结果表明，外汇储备增长对消费物价指数的长期弹性是0.012312，且t统计量是显著，同时还存在一定的滞后性，这进一步说明当前外汇储备增长的通胀效应，不仅在短期内存在，而在长期来看也是确实存在的。因此，要缓解我国当前的通货膨胀压力，完善我国国际收支体系、深化外汇储备体系改革和优化外汇储备结构等举措是势在必行的。具体建议如下：

第一，平衡国际收支，缓解外汇储备增长带来的通胀的压力。2000年以来，经常账户与资本金融账户不断扩大的双顺差，是我国外汇储备不断增长的重要原因。为了解决这个问题，我国应该及时调节国际收支以缓解外汇储备快速增加的趋势。具体而言，一方面我们要加快产业结构调整、优化经济结构，扩大国内需求，使我国的经济增长方式由外需主导转为内需主导。另一方面要解除居民和企业在对外投资上的各种限制，鼓励居民和企业进行恰当的对外投资，进一步减轻中央银行外汇储备增长的压力。

第二，改革结售汇制度，缓解中央银行外汇储备增长的压力。从强制性结售汇制度逐渐向自愿性结售汇制度转变，改“藏汇于国”为“藏汇于民”，也是缓解我国中央银行外汇储备增加和减轻通胀压力的重要举措。放宽外汇账户管理，允许企业和居民个人开立外汇账户，保留一定规模的外币资产，一方面不仅可以降低企业的经营成本，有利于充分调动企业创汇的积极性，另一方面还可以减少中央银行的外汇占款，降低中央银行外汇储备被动地增长的压力，从而使央行在投放基础货币方面的被动性被大大降低。

第三，完善金融市场，加强公开市场业务操作。中央银行外汇储备增加必然导致基础货币投放扩大，进而导致货币供给增大，从而导致通胀压力增强。为了缓解这一压力，中央银行可以加强在金融市场上货币政策操作，通过公开市场业务及时回笼基础货币供给，从而达到抵消外汇储备增加导致的通胀压力。为了抵消外汇储备增长导致的货币供应量的上涨，央行可以采用多种措施，一是采用发行央票的负债方式以影响基础货币供给，二是通过公开市场卖出国债的方式影响货币供给。

第四，完善进出口政策和外商投资政策，防范“热钱”流入。众所周知，我国外汇储备的增长很大一部分是来自经常项目的顺差。因此，控制一些低技术、高污染出口企业，加大力度扶持高新技术企业，改变我国的出口政策，有选择地补贴高新技术企业，这不仅有利于调整我国出口产品结构，而且能从根本上缓解我国经常项目盈余的压力。同时，我国还应取消外商投资的特殊待遇，加大力度监督和控制资本账户的资金流动，防范“热钱”流入。

1.Robert A. Mundell(1971),“Monetary Theory: interest, inflation and growth in the World economy”,1971

2.Robert H. Heller(1972),“International Reserves and World-wide Inflation”,IMF Staff Papers,(23),61-87

3.Mohsin S. Khan(1979),“Inflation and International Reserves: A Time Series Analysis”,IMF Staff Papers,(26),699-724

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5.谢平，张晓朴.货币政策与汇率政策的三次冲突-1994～2000年中国的实证分析[J].国际经济评论，2002(3)

6.张克中，代裴裴.我国外汇储备变动以及货币政策安排[J].武汉金融，2005(5)

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9.王传纶，阎先东.外汇储备与通货膨胀:中央银行的对冲可行性[J].财贸经济，1998(3)

10.邵学言，郝雁.对中国外汇储备与物价指数之间数量关系的研究—基于货币供求角度的实证研究[J].经济学动态，2004(6)