外匯儲(chǔ)備對(duì)我國(guó)通貨膨脹不確定性影響的實(shí)證分析

王凱+龐震

[摘 要]當(dāng)前我國(guó)已經(jīng)積累了高額的外匯儲(chǔ)備，這意味著我國(guó)有充裕的對(duì)外清償能力和匯率穩(wěn)定能力，為維護(hù)金融安全提供了資產(chǎn)保障。然而外匯儲(chǔ)備規(guī)模并不是越多越好，我國(guó)為持有高額外匯儲(chǔ)備付出了巨大的顯性成本及隱性成本，使得價(jià)格信號(hào)失真增加了通貨膨脹的不確定性，造成經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)信號(hào)紊亂致使社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源錯(cuò)配和社會(huì)福利損失。文章分析了外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹不確定性的動(dòng)態(tài)影響并提出對(duì)策建議，以期對(duì)政府和經(jīng)濟(jì)決策層提供參考。

[關(guān)鍵詞]外匯儲(chǔ)備；通貨膨脹；貨幣供應(yīng)量；通貨膨脹不確定性

[中圖分類號(hào)]F832.6；F822.5 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)]1673-0461（2016）12-0079-05

一、引 言

外匯儲(chǔ)備是應(yīng)對(duì)國(guó)際收支沖擊的“緩沖器”，反映了本國(guó)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力和金融實(shí)力。我國(guó)外匯儲(chǔ)備在2000年僅為1 655.74億美元，由于經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)與經(jīng)常項(xiàng)目、資本項(xiàng)目持續(xù)的“雙順差”，到2006年末已經(jīng)突破1萬(wàn)億美元成為全球第一大外匯儲(chǔ)備國(guó)；2009年末突破2萬(wàn)億美元，達(dá)到了23 992億美元；2011年末突破3萬(wàn)億美元，達(dá)到了31 811億美元；2014年6月達(dá)到3.99萬(wàn)億的歷史最高點(diǎn)；2015年末我國(guó)外匯儲(chǔ)備33 304億美元，同比下降13%（見表1）。高額的外匯儲(chǔ)備有效保障我國(guó)的對(duì)外清償能力和匯率穩(wěn)定能力，有助于加快人民幣國(guó)際化的進(jìn)程，為維護(hù)金融安全提供了資產(chǎn)保障。然而，外匯儲(chǔ)備是把雙刃劍，使得我國(guó)付出了巨大的顯性成本及隱性成本，其顯性成本主要表現(xiàn)在外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)單一，大約70%是美元債券，隨著人民幣兌美元的持續(xù)升值，外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)的收益率較低甚至為負(fù)值。

巨額外匯儲(chǔ)備的隱性成本主要表現(xiàn)為貨幣政策失效和通貨膨脹不確定風(fēng)險(xiǎn)凸顯，央行銀行不得不在外匯市場(chǎng)上回購(gòu)人民幣并形成大量外匯占款，截止到2015年底我國(guó)金融機(jī)構(gòu)外匯占款為26.6萬(wàn)億元，大量外匯占款通過(guò)基礎(chǔ)貨幣的乘數(shù)效應(yīng)放大后并利用商業(yè)銀行渠道投放到貨幣流通市場(chǎng)中，導(dǎo)致貨幣供給和需求關(guān)系的嚴(yán)重失衡：貨幣的供給量遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)貨幣的需求量，股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)資產(chǎn)出現(xiàn)泡沫，通貨膨脹的壓力增大。通貨膨脹危害性的真正來(lái)源其預(yù)期的不確定性，因?yàn)橥耆A(yù)期到的通貨膨脹使得工資、名義利率等變量會(huì)提前做出調(diào)整，所以并不會(huì)扭曲社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源配置，也不會(huì)影響社會(huì)福利；然而沒(méi)有完全預(yù)期到的通貨膨脹會(huì)產(chǎn)生不確定性，導(dǎo)致了社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源錯(cuò)配和社會(huì)福利損失（陳泊昊、陳菁泉，2013[1]；蘇梽芳，2010[2]），所以說(shuō)通貨膨脹的不確定性相對(duì)于通貨膨脹水平更值得關(guān)注。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

國(guó)外部分學(xué)者認(rèn)為外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的動(dòng)機(jī)在于預(yù)防性貨幣需求和“重商主義”，然而當(dāng)貨幣當(dāng)局積累較多的外匯儲(chǔ)備時(shí)，就會(huì)面臨著“三元悖論”難題（Aizenman & Lee（2007）[3]，Carpenter & Demiralp， 2012[4]）。特別是在新興市場(chǎng)國(guó)家，經(jīng)常性的央行貨幣政策沖銷干預(yù)并不能抵消外匯儲(chǔ)備帶來(lái)的通貨膨脹壓力，也并不能阻止國(guó)內(nèi)金融資產(chǎn)泡沫和房地產(chǎn)的價(jià)格泡沫與短期國(guó)際資本的投機(jī)性流動(dòng)，推動(dòng)了通貨膨脹不確定性風(fēng)險(xiǎn)的上升，甚至影響到本國(guó)的金融穩(wěn)定（Shrestha & Semmler， 2011[5]； Bonatti & Fracasso， 2013[6]）。

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于外匯儲(chǔ)備與我國(guó)通貨膨脹關(guān)系的研究結(jié)論并不一致，部分學(xué)者認(rèn)為我國(guó)巨額外匯儲(chǔ)備與物價(jià)上升并沒(méi)有直接的正相關(guān)關(guān)系（趙振全、劉柏，2006[7]；何啟志、范從來(lái)，2011[8]），主要原因在于中國(guó)人民銀行可以通過(guò)貨幣政策來(lái)消除貨幣供應(yīng)量增加的壓力。但另外部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額和通貨膨脹不確定性存在明顯正相關(guān)的關(guān)系，外匯儲(chǔ)備使得中央銀行的資產(chǎn)負(fù)債表結(jié)構(gòu)失衡，增加了央行的貨幣政策沖銷政策難度，進(jìn)而產(chǎn)生了通貨膨脹預(yù)期的不確定性。同時(shí)中國(guó)人民銀行是外匯儲(chǔ)備在外匯市場(chǎng)上的唯一的接盤方，實(shí)際上替代了市場(chǎng)中的微觀經(jīng)濟(jì)主體按照各自的風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)外匯資產(chǎn)進(jìn)行分散化的市場(chǎng)操作，所以成為了外匯儲(chǔ)備的主要風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)者（曲強(qiáng)、張良揚(yáng)，2009[9]；唐斯，2011[10]；田苗，2015[11]）。

三、外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹傳導(dǎo)的數(shù)理模型分析

根據(jù)我國(guó)學(xué)者惠曉峰，王馨潤(rùn)（2013）[12]建立的外匯儲(chǔ)備對(duì)物價(jià)水平傳導(dǎo)的模型可知， 貨幣供應(yīng)量可以表示為如下方程式：Ms=K×FA+K×DL=K（λ×FR）+K×DL，其中，F(xiàn)R為外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額，Ms為我國(guó)的貨幣供應(yīng)量，K為我國(guó)貨幣乘數(shù)，F(xiàn)A為國(guó)外凈資產(chǎn)額，DL為國(guó)內(nèi)貸款額，λ為人民幣的名義匯率。

假設(shè)人民幣名義匯率在短時(shí)間內(nèi)變動(dòng)幅度不大，對(duì)方程式兩邊差分：ΔMs=K（λ×FR）+K×ΔDL，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)是由外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額的變動(dòng)與國(guó)內(nèi)貸款量的變動(dòng)兩方面共同決定的，假定短期內(nèi)我國(guó)國(guó)內(nèi)的貸款規(guī)模變化不大，此時(shí)如果外匯儲(chǔ)備余額增加，貨幣供應(yīng)量就會(huì)增加。

根據(jù)費(fèi)雪效應(yīng)方程可知價(jià)格P0=M0V0/Y0，其中，P0為t0時(shí)刻的物價(jià)水平，M0為t1時(shí)刻的貨幣供應(yīng)量，V0為t1時(shí)刻市場(chǎng)中的貨幣流通速度，Y0為t1時(shí)刻的社會(huì)總產(chǎn)出。t1在時(shí)刻，價(jià)格水平為P1=P0+ΔP1，此時(shí)假設(shè)新增外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)為ΔX1，則外匯儲(chǔ)備總額為FR1=FR0+ΔX1。

假設(shè)當(dāng)期由于外匯儲(chǔ)備增加導(dǎo)致的新增外匯占款以比率投入到商品流通市場(chǎng)中，外匯占款總額可以表示為r×K×λ×ΔX1，此時(shí)物價(jià)的變動(dòng)可以表示為ΔP1=（r×K×λΔX1）V1/Y1+M0（V1/Y1-V0/Y0）。

其中，V1為變動(dòng)后的廣義貨幣流通速度，Y1為變動(dòng)后的社會(huì)總產(chǎn)出。假設(shè)短期內(nèi)我國(guó)貨幣流通速度不變（即V0=V1）、社會(huì)總供給不變（即Y0=Y1），則物價(jià)水平變化量為ΔP1=（r×K×λΔX1）V0/Y0。由于r×K×λ>0，V0/Y0>0，所以當(dāng)ΔX1增加時(shí)，ΔP1增加，說(shuō)明外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)增加額和物價(jià)水平存在正相關(guān)的關(guān)系（惠曉峰、王馨潤(rùn)，2013）[12]。

四、我國(guó)外匯儲(chǔ)備對(duì)通貨膨脹不確定性影響的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）我國(guó)通貨膨脹不確定性的衡量

通貨膨脹預(yù)期的不確定性是宏觀經(jīng)濟(jì)的重要指標(biāo)之一，當(dāng)物價(jià)上漲時(shí)微觀經(jīng)濟(jì)主體會(huì)根據(jù)自身的判斷觀察做出對(duì)通貨膨脹走勢(shì)的預(yù)期，然而由于預(yù)期水平與實(shí)際水平往往有較大的差距，導(dǎo)致了通貨膨脹的不確定性的產(chǎn)生。如何準(zhǔn)確測(cè)度通貨膨脹不確定性是國(guó)內(nèi)外學(xué)者們長(zhǎng)期密切關(guān)注的問(wèn)題，由于通貨膨脹預(yù)期是無(wú)法是直接觀測(cè)的，所以學(xué)者們?cè)趯?shí)證研究過(guò)程中往往尋求某種可替代變量（蘇梽芳，2010[2]）。為了盡可能提高實(shí)證分析的準(zhǔn)確度，本文采用條件異方差模型來(lái)測(cè)算我國(guó)通貨膨脹的不確定性，因?yàn)镚ARCH模型能夠較好的描述通貨膨脹水平在不可預(yù)測(cè)沖擊下時(shí)變的條件方差。

本文所采用的樣本數(shù)據(jù)為2000～2015年CPI的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，由于月度消費(fèi)者價(jià)格有明顯季節(jié)性變動(dòng)趨勢(shì)，使用Census X12乘法模型對(duì)其進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，然后估計(jì)通貨膨脹率的自回歸模型：

lncpit=1.0001lncpit-1+μt （1）

其中，S.e.=0.006246，t=100077.83。

對(duì)方程（1）進(jìn)行條件異方差的檢驗(yàn)可知相伴概率為0.0000，說(shuō)明其存在條件異方差效應(yīng)。然后利用條件異方差模型GARCH（1，1）對(duì)方程（1）重新進(jìn)行估計(jì)可得均值方程（2）和方差方程（3），對(duì)方程（3）進(jìn)行條件異方差的檢驗(yàn)可知相伴概率等于0.6608（見表2），說(shuō)明其不存在條件異方差效應(yīng)，通過(guò)計(jì)算可得我國(guó)通貨膨脹不確定性的具體值（見圖1）。

均值方程：lncpit=1.00013lncpit-1+μt （2）

S.e.=0.006267 t=8603.843。

方差方程：σ=1.21E+0.30μ+0.62σ （3）

對(duì)數(shù)似然值=681.87，AIC= -7.33， SC= -7.2

（二）變量和數(shù)據(jù)說(shuō)明

通貨膨脹不確定性：cpivol，來(lái)源于我國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的條件異方差方程（見圖1）。

外匯儲(chǔ)備：re，我國(guó)外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額的月度增加值。

貨幣供應(yīng)量：m2，我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量的月度增加值。

本文的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為2000～2015年月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，主要來(lái)源于國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。為了消除季節(jié)變動(dòng)趨勢(shì)和異方差，首先Census X12乘法模型對(duì)lncpivol、lnre、lnm2三個(gè)變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。為了避免不平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的“偽回歸”現(xiàn)象，使用ADF法檢驗(yàn)三個(gè)變量的平穩(wěn)性（見表3），結(jié)果表明這三個(gè)變量均為非平穩(wěn)變量，由于它們一階差分Δlncpivol、Δlnre、Δlnm2為平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此這三個(gè)變量均為一階單整時(shí)間序列變量。

（三）協(xié)整分析

因?yàn)橥ㄘ浥蛎洸淮_定性（lncpivol）、外匯儲(chǔ)備（lnre）和廣義貨幣供應(yīng)量（lnm2）都是非平穩(wěn)的一階單整時(shí)間序列變量，可以利用協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷這三個(gè)變量間是否具有長(zhǎng)期的均衡穩(wěn)定關(guān)系（見表4），得到協(xié)整方程式：lncpivol=0.202lnm2+0.316lnre-8.078。

協(xié)整分析結(jié)果表明我國(guó)外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額與通脹不確定性存在正相關(guān)關(guān)系，外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額增長(zhǎng)1%，通脹不確定性增加0.316%；外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額與廣義貨幣供應(yīng)量也存在正相關(guān)關(guān)系，廣義貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)1%，通脹不確定性增加0.202%。協(xié)整檢驗(yàn)分析證實(shí)了弗里德曼的觀點(diǎn)：“通貨膨脹總是而且永遠(yuǎn)是一個(gè)貨幣現(xiàn)象”（Friedman， 1963）[13]，其傳導(dǎo)機(jī)制為：貿(mào)易收支雙順差外匯儲(chǔ)備增加外匯占款增加基礎(chǔ)貨幣增多貨幣供應(yīng)量擴(kuò)張物價(jià)水平上升通貨膨脹預(yù)期不確定性增加。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)分析

為了確定外匯儲(chǔ)備、通貨膨脹不確定性和廣義貨幣供應(yīng)量是否具備統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系，進(jìn)一步使用Granger 因果檢驗(yàn)分析法，由于格蘭杰外匯儲(chǔ)備因果檢驗(yàn)要求時(shí)間序列統(tǒng)計(jì)變量必須是平穩(wěn)的，為了避免“偽回歸”現(xiàn)象需要對(duì)三個(gè)變量的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)（見表5），可得出如下結(jié)論。

第一，我國(guó)外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額變動(dòng)和通貨膨脹不確定性變動(dòng)存在Granger意義上的單向因果關(guān)系，說(shuō)明外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額的變動(dòng)會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹不確定性的變動(dòng)，反之則不成立。

第二，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)和外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額的變動(dòng)存在Granger意義上的雙向因果關(guān)系，說(shuō)明一方面我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量變動(dòng)會(huì)導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額的變動(dòng)，另一方面外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額變動(dòng)也會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)。

第三，我國(guó)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)和通貨膨脹不確定性變動(dòng)存在Granger意義上的單向因果關(guān)系，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量變動(dòng)會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹不確定性的變動(dòng)，反之則不成立。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為了進(jìn)一步驗(yàn)證外匯儲(chǔ)備、通貨膨脹不確定性和貨幣供應(yīng)量三者的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系及長(zhǎng)期均衡關(guān)系，對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)并得出如下的結(jié)論。

第一，短期內(nèi)外匯儲(chǔ)備變動(dòng)對(duì)通貨膨脹不確定性的沖擊在為負(fù)值，長(zhǎng)期內(nèi)為正值并趨于平穩(wěn)，說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)與通貨膨脹不確定性存在正相關(guān)的關(guān)系（見圖2）。

第二，無(wú)論是短期內(nèi)還是長(zhǎng)期內(nèi)外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)額的變動(dòng)對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量的沖擊一直為正值，進(jìn)一步證明了兩者的正相關(guān)關(guān)系（見圖3）。

第三，短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)對(duì)通貨膨脹不確定性的沖擊在為負(fù)值，長(zhǎng)期內(nèi)為正值（見圖4），主要是因?yàn)槎唐趦?nèi)貨幣供應(yīng)量的總供給超過(guò)總需求時(shí)，只是形成潛在的通貨膨脹預(yù)期，并不立刻引起商品市場(chǎng)中公眾對(duì)社會(huì)總產(chǎn)品需求的擴(kuò)張，然而在長(zhǎng)期內(nèi)當(dāng)利率降低刺激了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，企業(yè)和消費(fèi)者等微觀經(jīng)濟(jì)主體的支出增加使得社會(huì)總需求進(jìn)入主動(dòng)擴(kuò)張期，這時(shí)先前潛在的通貨膨脹壓力逐漸釋放出來(lái)，加劇了通貨膨脹的不確定性風(fēng)險(xiǎn)（王凱、龐震，2008）[14]。

五、結(jié)論及對(duì)策建議

我國(guó)的巨額外匯儲(chǔ)備積累了潛在的金融風(fēng)險(xiǎn)，削弱了宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的效果，對(duì)外匯儲(chǔ)備的有效管理是影響經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要問(wèn)題。在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上得出以下結(jié)論：第一，我國(guó)高額外匯儲(chǔ)備扭曲了宏觀經(jīng)濟(jì)的價(jià)格機(jī)制和資源分配機(jī)制，增加了通貨膨脹預(yù)期不確定性使得價(jià)格信號(hào)失真，造成經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)信號(hào)紊亂致使產(chǎn)出降低，弗里德曼假說(shuō)成立。第二，貨幣供應(yīng)量的擴(kuò)張加劇了我國(guó)通貨膨脹的不確定性，雖然短期內(nèi)貨幣超量供應(yīng)只是形成潛在的通脹壓力，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)也并不會(huì)立即上漲；然而長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的擴(kuò)張和利率的降低引起社會(huì)總需求的“主動(dòng)增加”，由于信息不對(duì)稱通貨膨脹率水平的變動(dòng)會(huì)加大通貨膨脹不確定性的壓力。針對(duì)上述結(jié)論，引申以下政策建議。

第一，完善外匯占款沖銷政策。雖然短期內(nèi)輸入型通貨膨脹壓力可以通過(guò)貨幣沖銷政策暫時(shí)得以緩解，然而隨著外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)的積累，央行的票據(jù)發(fā)行量勢(shì)必持續(xù)增長(zhǎng)，通貨膨脹不確定性的風(fēng)險(xiǎn)加劇，到期票據(jù)的償付也給央行帶來(lái)巨大的壓力，票據(jù)對(duì)沖的難度將越來(lái)越大，對(duì)沖成本也越來(lái)越高，盡管我國(guó)央行不以盈利為目的，但是資產(chǎn)損失風(fēng)險(xiǎn)仍不容忽視（高瞻，2011）[15]。所以說(shuō)央行需要盡快完善貨幣政策，可以制定有效的政策組合以增強(qiáng)貨幣沖銷的有效性和前瞻性。

第二，實(shí)施人民幣匯率目標(biāo)區(qū)制度。目前人民幣匯率制度的缺陷導(dǎo)致我國(guó)外匯市場(chǎng)機(jī)制很不健全，匯率過(guò)分波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)資源的配置作用產(chǎn)生嚴(yán)重的扭曲。人民幣匯率目標(biāo)區(qū)制度是一種典型的中間匯率制度，它綜合了固定匯率制度的穩(wěn)定性和浮動(dòng)匯率制度的靈活性，可以作為目前人民幣匯率制度改革的過(guò)渡選擇策略，可以有效降低債權(quán)型貨幣錯(cuò)配金融風(fēng)險(xiǎn)，有效降低了輸入型的通貨膨脹壓力。

第三，建立我國(guó)通貨膨脹目標(biāo)制度（Inflation Targeting）。通貨膨脹目標(biāo)制度早已經(jīng)成為發(fā)達(dá)國(guó)家矯正本國(guó)通貨膨脹不確定性的優(yōu)選管理策略，貨幣當(dāng)局關(guān)于維持目標(biāo)通貨膨脹率的承諾糾正了“市場(chǎng)失靈”，并降低了公眾與央行貨幣當(dāng)局之間的信息不對(duì)稱，有效發(fā)揮了其“名義錨”的作用，提高了本國(guó)央行貨幣干預(yù)政策的透明度和可行度，有助于引導(dǎo)微觀經(jīng)濟(jì)主體的合理通貨膨脹預(yù)期。