外汇储备、货币供给量与通货膨胀:SSM分析

摘要：文章从我国经济实际状况出发并结合当前政策形势，利用1996―2012年的月度数据，重点分析了货币供给量、外汇储备、人民币汇率及汇率制度变动对物价水平的影响。通过协整分析并构建状态空间模型，实证结果表明：外汇储备、货币供给量、汇率及汇率制度是通货膨胀的格兰杰原因，各变量之间存在稳定协整关系;人民币实际有效汇率对通货膨胀的影响最为显著;不同的汇率制度与通货膨胀的弹性系数存在较大的反差，浮动汇率制度的弹性系数明显较小。

关键词：外汇储备;人民币汇率;通货膨胀;状态空间模型（SSM）

中图分类号：F82 文献标志码：A 文章编号：1001-862X（2015）05-0067-006

一、引 言

近20年来，我国外汇储备保持着持续单向的快速增长，截至2014年6月，我国外汇储备已达到近4万亿美元，占据了世界外汇储备总额的三分之一。学者普遍认为，一国保有高外汇储备存量具有正反两方面效应，高外汇储备会提高本国发展信心、增强央行稳定汇率、抵御国际金融风险感染的能力，但高外汇储备也会带来一些负面影响，如美元的贬值会导致外汇储备中以美元计价的资产缩水，削弱了宏观调控政策尤其是货币政策的有效性和独立性，增加了人民币升值和通货膨胀压力等。

在外汇储备不断累积的同时，我国货币供给量M2也在2013年2月达到历史新高，突破百万亿大关。在此背景下，剖析高外汇储备，货币供给量与通货膨胀的关系，对我国货币政策作出合理的选择，具有重要的现实意义。

关于通货膨胀的影响因素，国内外有许多学者对此进行了研究分析，得出的结论也不尽相同。从学者文献中看，一部分学者从外汇储备与通货膨胀之间的作用作出分析，有部分学者从汇率与通货膨胀两者着手分析。除了从外汇储备和汇率两因素来分析通货膨胀，还有学者从货币数量以及制度性因素分析。

从以往文献中看，学者基本上采用传统的回归模型进行分析，这对于日益复杂的干扰因素，建立在传统模型基础上的分析显然不足。随着时间的推移，经济条件的变化使得关于通胀的问题越发复杂，也越发值得探讨。本文从我国经济实际状况出发并结合当前政策的形式，构建状态空间SSM模型，重点分析外汇储备、货币供给量、人民币实际有效汇率及汇率制度变动对以物价水平表示的通货膨胀的影响。

二、实证研究

（一）模型分析

实证回归分析主要是建立固定参数模型，通常的回归模型形式是：

yt=C+βxt+μt t=1，2，・・・，T （1）

其中：yt是因变量，表示消费物价指数CPI; xt是自变量，表示影响因子的外汇储备、货币供给量、人民币汇率、汇报制度等;C是待估常数;β是待估参数;μt是随机扰动项。如果采用OLS、工具变量法等计量经济模型常用的估计方法对方程进行回归，那么意味着估计参数在样本期间内固定不变。但是随着改革开放在逐步扩大广度和深度，我国融入国际市场程度在加深，经济结构逐渐发生变化，对物价指数产生影响的变量也会随之扩展，固定参数模型已经无法表现经济结构和外部环境变化所带来的影响，为此本文构造可变参数的状态空间模型为：

量测方程：yt=c+xT

tβt+μ （2）

状态方程：βt=φβt-1+εt （3）

假定：（μt，εt）T～N0

0σ2 0

0 Q，t=1，2，・・・，T （4）

xt是具有随机系数βt的解释变量的集合，随机系数向量βt是状态向量，称为可变参数;可变参数βt是不可观测变量，必须利用可观察变量yt和xt来估计，并且假定βt的变动服从一阶自回归模型AR（1）;Ct是具有固定系数的解释变量的集合。扰动向量μt，εt是相互独立，且服从均值为0，方差为σ2和协方差矩阵为Q的正态分布。

（二）数据来源、选择与处理

本文实证研究采用的数据是从1996年1月到2012年12月的月度数据，共有204组样本数据。通货膨胀指标选取消费物价指数，本文采用以1995年1月为基期，运用官方公布的同比数据计算得到的数据，消费物价指数的同比数据来源于中国统计局网站。

外汇储备、货币供给量均来自中国人民银行网站，其中外汇储备是以亿美元为计价单位，货币供给量是以亿元为计价单位，且在本文中货币供应量是采用广义货币量M2的数据。

汇率指标采用的是人民币实际有效汇率（REER），因为实际有效汇率是以贸易份额为权重的加权汇率，相比官方公布的双边汇率能更有效显示出汇率的真实变动对物价水平的影响，而且官方的双边汇率更多是其他非经济因素综合的结果。该指标采用间接标价法，数值增加表示人民币升值，数值减少则表示贬值。汇率数据来源于国际清算银行。

对于汇率制度，可基本分为两种类型：固定汇率制和浮动汇率制。1994―2004年，这一时期我国实行的是有管理的浮动汇率制，但实际是盯住美元制，人民币汇率波动幅度较小，因此该时期应属于固定汇率制度;从2005年7月汇率制度改革开始至今，我国实行的是以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，可将这一时期归为浮动汇率制度。由于汇率制度难以量化，我们将其设为虚拟变量，对固定汇率制度赋值0，对浮动汇率制度赋值1。根据刚才的分析，1996年1月至2005年7月的汇率制度可以认定为固定汇率制度，赋值0;2005年7月至2012年12月的汇率制度属于浮动汇率制度，赋值1。

（三）数据检验

在对数据序列进行具体分析前，使用X12方法进行了季节调整，为了消除异方差对模型的影响，对通货膨胀、外汇储备、货币供给量、汇率这四个变量取对数。文中使用的经济变量名称及对应代码如下：通货膨胀（CPI），广义货币量（M2），外汇储备量（FER），人民币实际有效汇率（REER），汇率制度（EX）。

1.平稳性检验

采用ADF检验方法，对每个时间序列的平稳性进行检验，参照施瓦茨准则（SIC）来确定滞后期数。结果如表1。

从表1中的数值，可以看出各个变量原序列在10%的显著性水平下是接受原假设，都是不平稳的;而一阶差分后的各个序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，说明一阶差分序列是平稳的，因此它们都是一阶单整I（1）序列。

2.协整检验

对于同阶单整的时间序列，建立的状态空间模型只有当这些序列存在协整关系时才有意义。协整检验存在两种方法：一种是Engel和Granger提出给予协整回归方程的两步法，这种方法在检验两个变量之间关系时较为常用;另一种是Johansen检验，可以判断变量间存在几个协整向量。现基于平稳性检验基础，使用Johansen方法对变量进行协整检验，检验结果用来确定各变量之间是否存在长期稳定的关系。Johansen协整检验主要有两种方法，迹检验（Trace检验）和最大特征根检验，本文采用的是Trace检验，结果见表2。

从表2可以看出，在5%的显著性水平下存在两个协整向量，在1%的显著性水平下检验结果拒绝了None的原假设，而接受其他的原假设，表明有且仅存在一个协整向量，序列之间是协整的，变量之间存在长期稳定关系。

3.Granger因果关系检验

经过平稳性检验和协整检验可知，消费物价指数与外汇储备、货币供给量、人民币实际有效汇率和汇率制度之间存在长期的协整关系，但是这种协整关系是否构成因果关系还需要进一步验证。本文对变量进行了格兰杰因果检验，并根据LR、FPE和AIC准则，来确定最佳滞后期，避免自相关导致参数的非一致性估计，最后选择的滞后期为2。结果见表3。

从检验的结果可以看出，在1%的显著性水平下，M2不是引起CPI指数的格兰杰原因的原假设被拒绝，广义货币量与消费物价指数存在单项因果关系，而外汇储备与消费物价指数互为格兰杰原因。此外，汇率制度及汇率分别在5%、10% 的显著性水平下是消费物价指数的格兰杰原因。

4.时变参数模型估计结果及分析

状态空间模型表示动态系统有两点好处：一是它可以将不可观测的状态变量并入可观测模型并与其一起得到估计结果，二是利用卡尔曼滤波可估计由被解释变量过去的信息得到状态变量的最佳近似结果。依据前文对模型的分析，利用状态空间模型构建的时变参数模型如下：

量测方程：lnCPIt=c+αtlnM2t+βtlnFERt+γtlnREERt+δtEX+μt （5）

状态方程：

αt=φ1

αt-1+εt βt=φ2

βt-1+εt

γt=φ3γt-1+εt δt=φ4 δt-1+εt （6）

在上述时变参数模型中αt、 βt、γt、 δt均是可变参数，且全部服从AR（1）过程。运用卡尔曼滤波对每个时点的参数进行估计，得到可变参数状态空间模型结果如下：

量测方程：

lnCPIt=4.814+αtlnM2t+βtlnFERt+γtlnREERt+δtEXt+[var=exp（-8.024）] （7）

状态方程：

αt=0.0357αt-1+εt βt=0.0357βt-1+εt

γt=-0.1404γt-1+εt δt=-0.0037δt-1+εt （8）

模型回归的统计值：极大似然值为476.2592，AIC值为-4.639796，各参数估计的P值均小于1%，四个状态方程的P值均小于1%，说明量测方程中的状态变量是显著的。并且对该模型的残差进行单位根检验，所得t统计值为-14.11147，P值为0.0000，在1%显著性水平下模型的残差是平稳的，证明该模型回归的结果是有效的。

根据时变参数状态空间模型的估计结果，可以生成状态序列，从而得到相关变量的时变参数变动的具体情况（见图1、2、3、4），具体分析如下。

第一，分析货币供给量对消费物价指数弹性的变化，从图1中可以看出，该弹性系数的变化范围在[-0.04，0.126]之间，并不像理论分析那样，货币供给量与物价指数必然的正相关。1996―1998年这几年，弹性系数不断上升，表明这几年货币供给量对消费物价指数的影响在不断增强，但1997年亚洲金融危机以后，我国面临通货紧缩压力，开始实行稳健的货币政策并增加货币供应量，这在一定程度上解决了当时的通货紧缩的状况。这一时期，可能受到金融危机的影响以及维护人民币汇率稳定等因素，使得货币供给量对消费物价指数的影响没有持续增强。从2002年开始，中国开始实现“高增长、低通胀”的宏观经济政策，弹性系数的波动幅度非常小，仅在[0.02，0.03]之间。而近几年，弹性系数几乎是处于一个非常平稳的状态，即使遭遇2008年国际金融危机的影响，货币供给量与消费物价指数之间的关系也基本没有发生变化，弹性系数只有少许增加而后下降，这与1997年亚洲金融危机具有类似之处，只不过这次的变动幅度要比1997年小得多，这在另一角度佐证了我国市场经济体系自身及宏观调控政策的逐步完善，使得货币供给量与消费物价指数之间的关系对外部冲击的抵抗力不断增强。

第二，分析外汇储备对消费物价指数弹性的变化（图2）。从外汇政策传导机制角度分析，我国外汇储备的快速累积会促使大量基础货币通过商业银行投放进入市场，极容易引发通货膨胀。方先明、裴平、张谊浩（2006）曾经从货币数量论的角度并利用2001―2005年的季度数据进行过实证研究，结果显示我国外汇储备的快速累积对通货膨胀具有显著效应。从图2中可以看出只是在1996―2001年之间外汇储备对消费物价指数弹性较大，说明这种传导机制的效果较为明显，但是从2002年至今，弹性系数一直在0.004左右，也就是说外汇储备变动1%的时候只会引起物价指数上升0.004%，这是一个相对微弱的影响。仔细观察2002―2012年这一时期，弹性系数也是有变化的，特别是2008―2009年之间变化较大，其中一个重要的原因就是2008年金融危机的影响。自2007年5月通货膨胀同比增长5.6%，就一直维持高通胀，到2008年4月甚至一度达到8.5%的近十年的新高，这也表现为弹性系数在2007―2008年上升，但金融危机开始后物价指数持续走弱，在2009年甚至出现轻微的通货紧缩的状况，最低曾处于-1.8%的水平，在外汇储备对消费物价指数弹性的图中就表现为下降。但总体而言，这10年来外汇储备对消费物价指数的影响并不像以前那么显著，并且逐渐处于平稳。

第三，分析人民币实际有效汇率对消费物价指数的影响（图3）。分析人民币汇率对CPI影响的时候，结合汇率制度一起分析更为适合（图4），主要基于人民币汇率的变动基本是由于我国汇率制度所决定的;并且从图3、4中也可以清晰看出两个变量弹性系数的共性，都是先上升，然后下降再上升最终处于稳定的波动状况，只是两者对价格指数的影响的速度存在不一致。如前文所指，1994―2005这一时期被看作为固定汇率制度，从图3、4中可以看出，人民币汇率对物价指数的弹性系数在[-0.39，-0.04]之间，对物价波动造成比较大的影响，特别是在1998年左右，系数一度接近-0.4，1997年亚洲金融危机后我国政府坚持人民币不贬值，出口产生波动，经济增长减缓，甚至出现通货紧缩。但在2005年汇率波动范围进一步扩大后，如图3、4所示，人民币实际有效汇率对物价指数的弹性指数基本上处于-0.14左右，汇率制度对物价指数的弹性系数基本上处于0上下，即使遭受2008金融危机的冲击，汇率对我国物价指数的影响也没有太大变化。这也正是我国制度改革所期望收到的效果，即通过汇率制度的完善来缓冲人民币汇率的波动对国内物价的冲击，在外汇储备积累的基础上减少汇率与金融风险。

三、总结和政策建议

本文通过构建时变参数模型，采用1996年1月到2012 年12月的月度数据，分析了外汇储备、货币供给量、汇率和汇率制度对通货膨胀的效应，结果表明外汇储备、货币供给量对通货膨胀均存在正向作用，但是与以前学者研究结果相比，并没有那么的明显，特别是在2005以后，这可能与我国政府所采取的多种冲销手段以及改革措施执行力度的加强存在关系。而人民币实际有效汇率和汇率制度改革对通货膨胀均存在反向作用，其中人民币实际有效汇率对CPI的弹性系数绝对值也最大，表明汇率的变动会导致CPI指数的较大变动。这可能是由于我国经济高速增长对国外大宗原材料进口依赖增加，并且国外大宗原材料价格的上涨会带来输入性的通货膨胀。郭其友、陈银忠（2011） 通过建立递归SVAR 模型，分析了人民币汇率升值背景下的输入型通货膨胀对我国通货膨胀的影响，认为输入型通货膨胀不仅是我国通货膨胀的主要影响因素之一，而且其影响具有持久性。

鉴于我国当前经济发展面临的国内外环境，如何有效地降低各因素对我国通货膨胀的影响以及如何妥善处理它们之间的关系，提出以下建议。

1.提高货币政策透明度，准确把握货币供应量。政策实施的效果在很大程度上受政策透明度影响，对于提高政策透明度可以从以下方面着手：第一，提高信息披露的质量，就是要及时、有效、准确地有关宏观政策的数据;第二，要充分利用当前信息技术平台，采用多种方式将政策实质向公众披露，这不仅可以降低信息的传播成本，还提高信息传播的效率和深度。只有做到信息高度透明，并充分掌握和分析信息，才能准确把握货币供应量。

2.外汇储备相关的制度可以从多方面加以改进。其中重点在于对我国外汇储备管理体制的改革，应向持有主体多元化的方向发展，这可以有效地隔断外汇资产过快增长对我国货币供应的单方面压力并据以减少过剩的流动性，并且可以实现由“藏汇于国”到“藏汇于民”的转变。

3.进一步扩大人民币汇率波动范围。自2005年7月汇率制度改革起至今，我国一直实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，为保持汇率在指定的区域内浮动，央行就需要在外汇市场上购买外汇，投放本币，引发通胀。但从上面的结论可以看出，当汇率制度逐步从固定走向浮动时，弹性系数会渐渐减弱;因此，我国职能部门应该在确保金融市场和经济增长稳定的前提下，进一步扩大人民币汇率浮动幅度，同时要与其他宏观政策协调配合，比如利率市场化改革，贸易和外资改革，逐步减少央行干预外汇市场的必要性。

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