王三興 陳 帥 呂效能

（1.安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，合肥 230601；2.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071）

一、引 言

近20年來，我國外匯儲備保持著持續(xù)單向的快速增長，截至2014年6月，我國外匯儲備已達(dá)到近4萬億美元，占據(jù)了世界外匯儲備總額的三分之一。學(xué)者普遍認(rèn)為，一國保有高外匯儲備存量具有正反兩方面效應(yīng)，高外匯儲備會提高本國發(fā)展信心、增強(qiáng)央行穩(wěn)定匯率、抵御國際金融風(fēng)險感染的能力，但高外匯儲備也會帶來一些負(fù)面影響，如美元的貶值會導(dǎo)致外匯儲備中以美元計價的資產(chǎn)縮水，削弱了宏觀調(diào)控政策尤其是貨幣政策的有效性和獨(dú)立性，增加了人民幣升值和通貨膨脹壓力等。

在外匯儲備不斷累積的同時，我國貨幣供給量M2也在2013年2月達(dá)到歷史新高，突破百萬億大關(guān)。在此背景下，剖析高外匯儲備，貨幣供給量與通貨膨脹的關(guān)系，對我國貨幣政策作出合理的選擇，具有重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)于通貨膨脹的影響因素，國內(nèi)外有許多學(xué)者對此進(jìn)行了研究分析，得出的結(jié)論也不盡相同。從學(xué)者文獻(xiàn)中看，一部分學(xué)者從外匯儲備與通貨膨脹之間的作用作出分析，有部分學(xué)者從匯率與通貨膨脹兩者著手分析。除了從外匯儲備和匯率兩因素來分析通貨膨脹，還有學(xué)者從貨幣數(shù)量以及制度性因素分析。

從以往文獻(xiàn)中看，學(xué)者基本上采用傳統(tǒng)的回歸模型進(jìn)行分析，這對于日益復(fù)雜的干擾因素，建立在傳統(tǒng)模型基礎(chǔ)上的分析顯然不足。隨著時間的推移，經(jīng)濟(jì)條件的變化使得關(guān)于通脹的問題越發(fā)復(fù)雜，也越發(fā)值得探討。本文從我國經(jīng)濟(jì)實際狀況出發(fā)并結(jié)合當(dāng)前政策的形式，構(gòu)建狀態(tài)空間SSM模型，重點(diǎn)分析外匯儲備、貨幣供給量、人民幣實際有效匯率及匯率制度變動對以物價水平表示的通貨膨脹的影響。

二、實證研究

（一）模型分析

實證回歸分析主要是建立固定參數(shù)模型，通常的回歸模型形式是：

其中：yt是因變量，表示消費(fèi)物價指數(shù)CPI；xt是自變量，表示影響因子的外匯儲備、貨幣供給量、人民幣匯率、匯報制度等；C是待估常數(shù)；β是待估參數(shù)；μt是隨機(jī)擾動項。如果采用OLS、工具變量法等計量經(jīng)濟(jì)模型常用的估計方法對方程進(jìn)行回歸，那么意味著估計參數(shù)在樣本期間內(nèi)固定不變。但是隨著改革開放在逐步擴(kuò)大廣度和深度，我國融入國際市場程度在加深，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)逐漸發(fā)生變化，對物價指數(shù)產(chǎn)生影響的變量也會隨之?dāng)U展，固定參數(shù)模型已經(jīng)無法表現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和外部環(huán)境變化所帶來的影響，為此本文構(gòu)造可變參數(shù)的狀態(tài)空間模型為：

xt是具有隨機(jī)系數(shù)βt的解釋變量的集合，隨機(jī)系數(shù)向量βt是狀態(tài)向量，稱為可變參數(shù)；可變參數(shù)βt是不可觀測變量，必須利用可觀察變量yt和xt來估計，并且假定βt的變動服從一階自回歸模型AR （1）；Ct是具有固定系數(shù)的解釋變量的集合。擾動向量μt，εt是相互獨(dú)立，且服從均值為0，方差為σ2和協(xié)方差矩陣為Q的正態(tài)分布。

（二）數(shù)據(jù)來源、選擇與處理

本文實證研究采用的數(shù)據(jù)是從1996年1月到2012年12月的月度數(shù)據(jù)，共有204組樣本數(shù)據(jù)。通貨膨脹指標(biāo)選取消費(fèi)物價指數(shù)，本文采用以1995年1月為基期，運(yùn)用官方公布的同比數(shù)據(jù)計算得到的數(shù)據(jù)，消費(fèi)物價指數(shù)的同比數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計局網(wǎng)站。

外匯儲備、貨幣供給量均來自中國人民銀行網(wǎng)站，其中外匯儲備是以億美元為計價單位，貨幣供給量是以億元為計價單位，且在本文中貨幣供應(yīng)量是采用廣義貨幣量M2的數(shù)據(jù)。

匯率指標(biāo)采用的是人民幣實際有效匯率（REER），因為實際有效匯率是以貿(mào)易份額為權(quán)重的加權(quán)匯率，相比官方公布的雙邊匯率能更有效顯示出匯率的真實變動對物價水平的影響，而且官方的雙邊匯率更多是其他非經(jīng)濟(jì)因素綜合的結(jié)果。該指標(biāo)采用間接標(biāo)價法，數(shù)值增加表示人民幣升值，數(shù)值減少則表示貶值。匯率數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行。

對于匯率制度，可基本分為兩種類型：固定匯率制和浮動匯率制。1994—2004年，這一時期我國實行的是有管理的浮動匯率制，但實際是盯住美元制，人民幣匯率波動幅度較小，因此該時期應(yīng)屬于固定匯率制度；從2005年7月匯率制度改革開始至今，我國實行的是以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，可將這一時期歸為浮動匯率制度。由于匯率制度難以量化，我們將其設(shè)為虛擬變量，對固定匯率制度賦值0，對浮動匯率制度賦值1。根據(jù)剛才的分析，1996年1月至2005年7月的匯率制度可以認(rèn)定為固定匯率制度，賦值0；2005年7月至2012年12月的匯率制度屬于浮動匯率制度，賦值1。

（三）數(shù)據(jù)檢驗

在對數(shù)據(jù)序列進(jìn)行具體分析前，使用X12方法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，為了消除異方差對模型的影響，對通貨膨脹、外匯儲備、貨幣供給量、匯率這四個變量取對數(shù)。文中使用的經(jīng)濟(jì)變量名稱及對應(yīng)代碼如下：通貨膨脹（CPI），廣義貨幣量（M2），外匯儲備量 （FER），人民幣實際有效匯率（REER），匯率制度（EX）。

1．平穩(wěn)性檢驗

采用ADF檢驗方法，對每個時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，參照施瓦茨準(zhǔn)則（SIC）來確定滯后期數(shù)。結(jié)果如表1。

從表1中的數(shù)值，可以看出各個變量原序列在10%的顯著性水平下是接受原假設(shè)，都是不平穩(wěn)的；而一階差分后的各個序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明一階差分序列是平穩(wěn)的，因此它們都是一階單整I（1）序列。

2．協(xié)整檢驗

對于同階單整的時間序列，建立的狀態(tài)空間模型只有當(dāng)這些序列存在協(xié)整關(guān)系時才有意義。協(xié)整檢驗存在兩種方法：一種是Engel和Granger提出給予協(xié)整回歸方程的兩步法，這種方法在檢驗兩個變量之間關(guān)系時較為常用；另一種是Johansen檢驗，可以判斷變量間存在幾個協(xié)整向量?，F(xiàn)基于平穩(wěn)性檢驗基礎(chǔ)，使用Johansen方法對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果用來確定各變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗主要有兩種方法，跡檢驗（Trace檢驗）和最大特征根檢驗，本文采用的是Trace檢驗，結(jié)果見表2。

表1 ADF檢驗結(jié)果

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

從表2可以看出，在5%的顯著性水平下存在兩個協(xié)整向量，在1%的顯著性水平下檢驗結(jié)果拒絕了None的原假設(shè)，而接受其他的原假設(shè)，表明有且僅存在一個協(xié)整向量，序列之間是協(xié)整的，變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

3.Granger因果關(guān)系檢驗

經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗可知，消費(fèi)物價指數(shù)與外匯儲備、貨幣供給量、人民幣實際有效匯率和匯率制度之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，但是這種協(xié)整關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗證。本文對變量進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗，并根據(jù)LR、FPE和AIC準(zhǔn)則，來確定最佳滯后期，避免自相關(guān)導(dǎo)致參數(shù)的非一致性估計，最后選擇的滯后期為2。結(jié)果見表3。

表3 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

從檢驗的結(jié)果可以看出，在1%的顯著性水平下，M2不是引起CPI指數(shù)的格蘭杰原因的原假設(shè)被拒絕，廣義貨幣量與消費(fèi)物價指數(shù)存在單項因果關(guān)系，而外匯儲備與消費(fèi)物價指數(shù)互為格蘭杰原因。此外，匯率制度及匯率分別在5%、10%的顯著性水平下是消費(fèi)物價指數(shù)的格蘭杰原因。

4.時變參數(shù)模型估計結(jié)果及分析

狀態(tài)空間模型表示動態(tài)系統(tǒng)有兩點(diǎn)好處：一是它可以將不可觀測的狀態(tài)變量并入可觀測模型并與其一起得到估計結(jié)果，二是利用卡爾曼濾波可估計由被解釋變量過去的信息得到狀態(tài)變量的最佳近似結(jié)果。依據(jù)前文對模型的分析，利用狀態(tài)空間模型構(gòu)建的時變參數(shù)模型如下：

狀態(tài)方程：

在上述時變參數(shù)模型中αt、 βt、γt、 δt均是可變參數(shù)，且全部服從AR（1）過程。運(yùn)用卡爾曼濾波對每個時點(diǎn)的參數(shù)進(jìn)行估計，得到可變參數(shù)狀態(tài)空間模型結(jié)果如下：

量測方程：

狀態(tài)方程：

模型回歸的統(tǒng)計值：極大似然值為476.2592，AIC值為-4.639796，各參數(shù)估計的P值均小于1%，四個狀態(tài)方程的P值均小于1%，說明量測方程中的狀態(tài)變量是顯著的。并且對該模型的殘差進(jìn)行單位根檢驗，所得t統(tǒng)計值為-14.11147，P值為0.0000，在1%顯著性水平下模型的殘差是平穩(wěn)的，證明該模型回歸的結(jié)果是有效的。

根據(jù)時變參數(shù)狀態(tài)空間模型的估計結(jié)果，可以生成狀態(tài)序列，從而得到相關(guān)變量的時變參數(shù)變動的具體情況（見圖 1、2、3、4），具體分析如下。

第一，分析貨幣供給量對消費(fèi)物價指數(shù)彈性的變化，從圖1中可以看出，該彈性系數(shù)的變化范圍在［-0.04，0.126］之間，并不像理論分析那樣，貨幣供給量與物價指數(shù)必然的正相關(guān)。1996—1998年這幾年，彈性系數(shù)不斷上升，表明這幾年貨幣供給量對消費(fèi)物價指數(shù)的影響在不斷增強(qiáng)，但1997年亞洲金融危機(jī)以后，我國面臨通貨緊縮壓力，開始實行穩(wěn)健的貨幣政策并增加貨幣供應(yīng)量，這在一定程度上解決了當(dāng)時的通貨緊縮的狀況。這一時期，可能受到金融危機(jī)的影響以及維護(hù)人民幣匯率穩(wěn)定等因素，使得貨幣供給量對消費(fèi)物價指數(shù)的影響沒有持續(xù)增強(qiáng)。從2002年開始，中國開始實現(xiàn)“高增長、低通脹”的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，彈性系數(shù)的波動幅度非常小，僅在［0.02，0.03］之間。而近幾年，彈性系數(shù)幾乎是處于一個非常平穩(wěn)的狀態(tài)，即使遭遇2008年國際金融危機(jī)的影響，貨幣供給量與消費(fèi)物價指數(shù)之間的關(guān)系也基本沒有發(fā)生變化，彈性系數(shù)只有少許增加而后下降，這與1997年亞洲金融危機(jī)具有類似之處，只不過這次的變動幅度要比1997年小得多，這在另一角度佐證了我國市場經(jīng)濟(jì)體系自身及宏觀調(diào)控政策的逐步完善，使得貨幣供給量與消費(fèi)物價指數(shù)之間的關(guān)系對外部沖擊的抵抗力不斷增強(qiáng)。

第二，分析外匯儲備對消費(fèi)物價指數(shù)彈性的變化（圖2）。從外匯政策傳導(dǎo)機(jī)制角度分析，我國外匯儲備的快速累積會促使大量基礎(chǔ)貨幣通過商業(yè)銀行投放進(jìn)入市場，極容易引發(fā)通貨膨脹。方先明、裴平、張誼浩（2006）曾經(jīng)從貨幣數(shù)量論的角度并利用2001—2005年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行過實證研究，結(jié)果顯示我國外匯儲備的快速累積對通貨膨脹具有顯著效應(yīng)。從圖2中可以看出只是在1996—2001年之間外匯儲備對消費(fèi)物價指數(shù)彈性較大，說明這種傳導(dǎo)機(jī)制的效果較為明顯，但是從2002年至今，彈性系數(shù)一直在0.004左右，也就是說外匯儲備變動1%的時候只會引起物價指數(shù)上升0.004%，這是一個相對微弱的影響。仔細(xì)觀察2002—2012年這一時期，彈性系數(shù)也是有變化的，特別是2008—2009年之間變化較大，其中一個重要的原因就是2008年金融危機(jī)的影響。自2007年5月通貨膨脹同比增長5.6%，就一直維持高通脹，到2008年4月甚至一度達(dá)到8.5%的近十年的新高，這也表現(xiàn)為彈性系數(shù)在2007—2008年上升，但金融危機(jī)開始后物價指數(shù)持續(xù)走弱，在2009年甚至出現(xiàn)輕微的通貨緊縮的狀況，最低曾處于-1.8%的水平，在外匯儲備對消費(fèi)物價指數(shù)彈性的圖中就表現(xiàn)為下降。但總體而言，這10年來外匯儲備對消費(fèi)物價指數(shù)的影響并不像以前那么顯著，并且逐漸處于平穩(wěn)。

第三，分析人民幣實際有效匯率對消費(fèi)物價指數(shù)的影響（圖3）。分析人民幣匯率對CPI影響的時候，結(jié)合匯率制度一起分析更為適合（圖4），主要基于人民幣匯率的變動基本是由于我國匯率制度所決定的；并且從圖3、4中也可以清晰看出兩個變量彈性系數(shù)的共性，都是先上升，然后下降再上升最終處于穩(wěn)定的波動狀況，只是兩者對價格指數(shù)的影響的速度存在不一致。如前文所指，1994—2005這一時期被看作為固定匯率制度，從圖3、4中可以看出，人民幣匯率對物價指數(shù)的彈性系數(shù)在［-0.39，-0.04］之間，對物價波動造成比較大的影響，特別是在1998年左右，系數(shù)一度接近-0.4，1997年亞洲金融危機(jī)后我國政府堅持人民幣不貶值，出口產(chǎn)生波動，經(jīng)濟(jì)增長減緩，甚至出現(xiàn)通貨緊縮。但在2005年匯率波動范圍進(jìn)一步擴(kuò)大后，如圖3、4所示，人民幣實際有效匯率對物價指數(shù)的彈性指數(shù)基本上處于-0.14左右，匯率制度對物價指數(shù)的彈性系數(shù)基本上處于0上下，即使遭受2008金融危機(jī)的沖擊，匯率對我國物價指數(shù)的影響也沒有太大變化。這也正是我國制度改革所期望收到的效果，即通過匯率制度的完善來緩沖人民幣匯率的波動對國內(nèi)物價的沖擊，在外匯儲備積累的基礎(chǔ)上減少匯率與金融風(fēng)險。

三、總結(jié)和政策建議

本文通過構(gòu)建時變參數(shù)模型，采用1996年1月到2012年12月的月度數(shù)據(jù)，分析了外匯儲備、貨幣供給量、匯率和匯率制度對通貨膨脹的效應(yīng)，結(jié)果表明外匯儲備、貨幣供給量對通貨膨脹均存在正向作用，但是與以前學(xué)者研究結(jié)果相比，并沒有那么的明顯，特別是在2005以后，這可能與我國政府所采取的多種沖銷手段以及改革措施執(zhí)行力度的加強(qiáng)存在關(guān)系。而人民幣實際有效匯率和匯率制度改革對通貨膨脹均存在反向作用，其中人民幣實際有效匯率對CPI的彈性系數(shù)絕對值也最大，表明匯率的變動會導(dǎo)致CPI指數(shù)的較大變動。這可能是由于我國經(jīng)濟(jì)高速增長對國外大宗原材料進(jìn)口依賴增加，并且國外大宗原材料價格的上漲會帶來輸入性的通貨膨脹。郭其友、陳銀忠 （2011）通過建立遞歸SVAR模型，分析了人民幣匯率升值背景下的輸入型通貨膨脹對我國通貨膨脹的影響，認(rèn)為輸入型通貨膨脹不僅是我國通貨膨脹的主要影響因素之一，而且其影響具有持久性。

鑒于我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的國內(nèi)外環(huán)境，如何有效地降低各因素對我國通貨膨脹的影響以及如何妥善處理它們之間的關(guān)系，提出以下建議。

1.提高貨幣政策透明度，準(zhǔn)確把握貨幣供應(yīng)量。政策實施的效果在很大程度上受政策透明度影響，對于提高政策透明度可以從以下方面著手：第一，提高信息披露的質(zhì)量，就是要及時、有效、準(zhǔn)確地發(fā)布有關(guān)宏觀政策的數(shù)據(jù)；第二，要充分利用當(dāng)前信息技術(shù)平臺，采用多種方式將政策實質(zhì)向公眾披露，這不僅可以降低信息的傳播成本，還提高信息傳播的效率和深度。只有做到信息高度透明，并充分掌握和分析信息，才能準(zhǔn)確把握貨幣供應(yīng)量。

2.外匯儲備相關(guān)的制度可以從多方面加以改進(jìn)。其中重點(diǎn)在于對我國外匯儲備管理體制的改革，應(yīng)向持有主體多元化的方向發(fā)展，這可以有效地隔斷外匯資產(chǎn)過快增長對我國貨幣供應(yīng)的單方面壓力并據(jù)以減少過剩的流動性，并且可以實現(xiàn)由“藏匯于國”到“藏匯于民”的轉(zhuǎn)變。

3.進(jìn)一步擴(kuò)大人民幣匯率波動范圍。自2005年7月匯率制度改革起至今，我國一直實行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，為保持匯率在指定的區(qū)域內(nèi)浮動，央行就需要在外匯市場上購買外匯，投放本幣，引發(fā)通脹。但從上面的結(jié)論可以看出，當(dāng)匯率制度逐步從固定走向浮動時，彈性系數(shù)會漸漸減弱；因此，我國職能部門應(yīng)該在確保金融市場和經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定的前提下，進(jìn)一步擴(kuò)大人民幣匯率浮動幅度，同時要與其他宏觀政策協(xié)調(diào)配合，比如利率市場化改革，貿(mào)易和外資改革，逐步減少央行干預(yù)外匯市場的必要性。

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