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1、我国外汇储备增长对通货膨胀的影响基于边界检验技术的实证分析2013年第4期经济经纬ECONOMIC SURVEY No.4 2013 我国外汇储备增长对通货膨胀的影晌一一基于边界检验技术的实证分析潘方卉(东北农业大学经济管理学院，黑龙江哈尔滨150030)JJJ巳(咒d摘要:笔者基于卢卡斯总供给模型，推导出外汇储备和通货膨胀之间的理论关系模型，并运用基于边界检验技术的ARDL模型方法，使用我国1997年-2010年的月度数据，对外汇储备和通货膨胀之间的关系进行了检验。结果表明，外汇储备增长率和通货膨胀率之间在长、短期内都具有显著的正相关关系，并且前者对后者的长期影响能力高于短期;平均来看，外汇
2、储备变化率可以解释通货膨胀周期性变化的21.3%。基于此，笔者提出了加强我国外汇储备管理、降低其对通货膨胀影响的政策建议。关键词:通货膨胀率;外汇储备;边界检验技术基金项目:教育部人文社会科学青年基金项目(12YJC790244);黑龙江省哲学社会科学基金项目(11日31)0作者简介:潘方卉(1982-) ，女，黑龙江克东人，东北农业大学经济管理学院讲师，主要从事宏观金融决策与风险管理研究。中图分类号:F820.5文献标识码:A文章编号:1006 -1096 (2013) 04 -0123 -05收稿日期:2011-12 -02 -*-;-、少、咒际收支状况的变化引致外汇储备变化，对以外汇占引
3、言款形式的基础货币投放产生影响，从而影响通货膨2009年以来，我国通货膨胀日益加剧。本轮通胀。高瞻(2010)的研究表明，外汇储备变动可以通货膨胀产生的原因可以说是纷繁复杂，一些学者认过货币供应量变动对通货膨胀产生影响。第二类观为外汇储备的变动可以通过影响货币供应量从而影点认为外汇储备的变动对物价水平没有影响。王珍响物价水平。那么，我国外汇储备对通货膨胀的影(2006)认为，中央银行的干预和不完全的市场机制响程度究竟有多大呢?这个问题直接关系到我国政使得我国外汇储备变动与物价变动之间在短期内不府在处理目前通胀问题时对待巨额外汇储备的存在动态均衡;从长期来看，外汇储备是通过影响货态度。币供给间接
4、对通货膨胀产生影响的。王永茂等关于外汇储备与通货膨胀的关系问题，国外学(2009)在考察外汇储备对通货膨胀的影响时引入者已经进行了大量的研究。Heller(1981 )通过实证了汇率因素，认为外汇储备的增长不产生通货膨胀检验证明了国际储备与通货膨胀之间存在相关关效应，因而汇率的变动不是通过外汇储备而是通过系oObstfeld (1996)以及Vitale(2003)的研究均认国内生产成本的变化来影响物价水平。为，由于央行使用外汇储备作为稳定汇率的主要工本文和以往研究不同，并不使用常用的VAR和具，所以外汇储备的变动将影响到通货膨胀的形成VECM方法来分析问题，而是使用Pesaran等(2001
5、)提出的ARDL模型来研究外汇储备对我国过程。国内学者的相关研究总体上可以分为两类。第通货膨胀的长、短期影响程度。ARDL模型的优点一类观点认为，外汇储备的变动与物价水平的变动是不用区别变量是否同为I(0)过程或同为1(1)过之间存在相关关系。赵振全等(2006)认为我国国程，都可以检验变量之间的长期关系，这是标准的协 123 . 整检验无法做到的O储备的变化率则会对通货膨胀产生影响。(二)计量模型和方法一、理论模型和计量方法这里，我们使用Pesaran等(2001)的全新协整(一)理论模型分析方法一一自回归分布滞后模型(ARDL)，它又Lin等(2009)对Barro等(1983a, 198
6、3b)的模型叫做边界检验技术(Boundstesting technique) 0 该进行了拓展，将开放经济引入卢卡斯总供给方程。方法与其他协整方法相比具有一定优势，主要表现模型形式如下在以下几个方面:(1)模型中变量的长、短期参数可y以同时进行估计;(2)边界检验技术的小样本性质, =(作，-1T;) +(.15， +1T; -1T,) +8;>0 要远远优于其他协整技术的小样本性质;(3) ARDL (1) 模型解决了文献中揭露的传统检验协整方法(例如其中，y，为产出增长率，饥为通货膨胀率，州为Johansen协整技术)存在的缺陷。传统检验协整的通货膨胀率预期，.15，为汇率变化率，
7、为国外通货方法必须预先对各个变量进行单位根检验，满足同膨胀率，8，为产出冲击，并且经济体中所有个体符阶单整的条件后才能检验变量之间的协整关系。而合理性预期假设。使用ARDL模型来检验变量之间的长期关系，不需在式(1)中，两个因素对产出增长有影响。第要考虑变量是否同为I(0)过程、1(1)过程或者分数一项为货币效应，描述的是非预期通货膨胀对总产维单整。出的影响关系;第二项为汇率效应，描述的是汇率对ARDL模型使用因变量的捕后项和自变量的当劳动力市场和产出的影响关系。期及滞后项构建，通过这种方法可以直接估计出变通常，中央银行对汇率的调节是通过在外汇市量间的长期效应和短期平衡关系。具体模型形式场进行
8、操作来实现的。我们参考Kohli( 2003 )的研究，将中央银行通过外汇储备的变动来影响汇率的如下nTL-mT干预策略记为A A A F R + + + mH + ; ; 纣川.15,=kx.1FR, (2) 2FRt_j + V(6) 其中，.1FR，是中央银行的外汇储备变化率。中t 其中，1T是通货膨胀率，FR，是外汇增长率，.1央银行通过购买外汇使外币升值，因此k>0。t是一阶差分运算，只是随机扰动性，n、m是变量的滞政府的日标是控制通货膨胀、减少产出增长的后阶数。不稳定性以及汇率波动。为此，我们将央行损失方ARDL模型的建立一般需要如下三个步骤:程写为(1)检验变量之间是否存在
9、长期关系L(吭，丸，.15，)=卡，+亏(y，_ y)2 +亏.15;, 原假设为:Ho:2= 0;备选假设为:Hj:lj >0，2>0 (3) 笋0或者2并0。其中，y是产出增长率目标，常数1和2分别Pesaran等(2001)使用F检验对变量之间的长用来测度产出和汇率变动受通货膨胀的影响程度。期关系进行验证，并给出了在每个显著水平下的两将式(1)和(2)带人式(3)后对方程求一阶导，得到组临界值。其中一组假设所有变量是I(0)过程，另在损失方程最小时机的方程一组假定所有变量是1(1)过程。如果计算出来的F统计量大于其中较大的临界值，那么原假设不成立，j (-)1T;+y一(k.
10、1FR，+) -8,J 1T. = 1 +j (-) 2 变量之间存在长期关系;如果F统计量小于较小的临界值，那么接受原假设，变量之间不存在长期关(4) 系;如果F统计量落在两个临界值之间，则说明变从式(4)可以看到，通货膨胀率和外汇储备的量之间是否存在长期协整关系是不确定的O变动是有一定关系的。为了简化这种关系，我们使(2)确定解释变量的滞后阶数用式(4)中1T，对.1FR，求偏导可得Pesaran等(2001)提供了多种方法进行滞后变 1T, (一)卢jk(5) dFR1一j(-) 量阶数的选择，包括RBS、AIC、SBC和HQC。每一t 从式(5)可以更清楚地看到通货膨胀率和外汇种方法确
11、定的最优滞后阶数可能不同，一般把备选储备变化率之间的关系。当=时，外汇储备的模型估计中标准误差最小的模型作为最优选择O变动是不会影响到通货膨胀率的;当并时，外汇(3)基于前面确定的ARDL模型形式，对变量. 124. 之间的长、短期关系进行估计。从图1，2可以看出，通货膨胀率和外汇储备增长率的波峰和波谷次数相同，尽管这些波峰和波谷二、通货膨胀和外汇储备之间关系的高低程度和发生时间有差异，但是基本走势具有的实证研究一定的相似度。(一)数据来源和处理方法说明在进行协整检验前，首先需要进行单位根检验。本文使用1997年1月-2010年12月的通货膨虽然ARDL边界检验并不需要预先验证各变量时间胀率和
12、外汇储备增长率(单位:%)数据。数据来源序列的一阶同整性，但有必要通过单位根检验考察于瑞思数据库。变量的时间序列是否存在二阶平稳。因为ARDL边1.通货膨胀率界检验所依赖的F统计量临界值都是基于时间序我们使用消费价格指数(CPI，)同比数据来度列具有I(0)或1(1)特性计算得出的，故若出现二阶量通货膨胀率(7T，)。同比数据可以剔除季节因素平稳的序列，则边界检验的F统计量可能会产生偏的影响，二者之间的关系为:7T, = CPI, -100。其走误。因此，本文采用ADF和PP单位根检验方法对势见图1。研究变量进行检验，结果发现序列水平值的检验都10 接受原假设，但一阶差分值都拒绝原假设。这说明
13、本文研究的两个时间序列都是阶平稳的，可以进8 行ARDL模型的估计。6 (二)实证结果分析4 1.模型形式的确定2 首先，检验变量之间是否存在长期关系。使用。Microfit4. 1软件计算得到的F统计量为F(钱IFR，)句，&=5.9560在原假设成立时，不管7T，和FR，是否同为1(0)过程或1(1)过程，F统计量服从一种非标准化的4 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 分布。Pesaran等(21)已经计算出了该检验的临界值范围(见表1)0查表可知，在959毛的置信水平下，F图l通货膨胀率统计量的值超出了临界值上界，因而我们拒绝原假2.外汇储备增
14、长率设，认为矶和FR，之间存在长期协整关系。外汇储备增长率(FR，)使用外汇储备(FER，)的其次，确定变量滞后阶数。我们使用Pesaran等同比增长率表示，即FR，= (lnFER, -lnFER，二12)x (2001)提供的4种方法分别选择模型并进行估计，100%0其走势见图2。最后得到模型估计的标准误差分别为O.61069 50 (RBS)、0.61227(AIC)、0.64738(SBC)和0.61894(HQC) 0从标准误差值可以看出，RBS方法选择的40 模型是最优的，其模型形式为ARDL(6，4)0 最后，基于ARDL(6，的模型形式对式(6)进行30 估计，得到通货膨胀率和
15、外汇储备增长率之间的长20 期和短期关系。2.通货膨胀和外汇储备之间的长期关系研究l 。u通货膨胀率和外汇储备增长率之间长期关系的估计结果如式(7)所示。1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 7T, = -0.639 +0. 099FR, +8, 圈2外汇储备增长率( -0.449)(1.842) (7) 表l边界检验的F统计量临界值OU OU J 0.1 0.025 0啕01显著水平( 白) ( ) I I l UI( 0) I( 1 ) 1(0) 1(1) 1(0) 1(1) 临界值4.04 4.78 4.94 5.73 5.77 6.68 6.84 7.8
16、4 . 125 从式(7)可以看出，外汇储备增长率在10%的汇储备增长率的具体数值(见表2)。从表2我们可显著水平下和通货膨胀率之间存在着显著的正相关以看出，第一、第三和第五个阶段是通货膨胀率从波关系。外汇储备增长率每增加10%，会使通货膨胀峰到波谷的下降阶段，第二、第四和第六个阶段是通率提高1%。货膨胀率从波谷到波峰的上升阶段。外汇储备增长为了进一步研究外汇储备增长率对通货膨胀率率的变化方向和通货膨胀率的变化方向大体一致。长期影响的周期性变化，我们根据通货膨胀率动态当通货膨胀率处于下降阶段时，外汇储备增长率也走势的周期波动情况，将研究期划分为6个阶段，同会相应降低;相反，当通货膨胀率处于上升
17、阶段时，时也给出了每个阶段期初和期末时通货膨胀率和外外汇储备增长率也相应提高。表2外汇储备增长率的变化对通货膨胀率的影晌阶段1997.1 1999.5 2004.8 2006.9 2008.4 2009.4 变量1999.5 2004.8 2006.9 2008.4 2009.4 2010.12 35.63% 4.06% 30.36% 25.05% 34.30% l3% FR, 4.06% 30.36)毛25.05% 34.30% l3% 17% 5.9% 一2.2%5.3% 1.5% 8.5% -1. 5% 71;, -2.2% 5.3% 1.5% 8.5% -1.5% 4.6% Q 38.
18、6% 34.7% l3.8% l3.1% 21.1% 6.49% 注:Q=0.099 x (FR, -FR,)/(71;, -71;，)。其中FR;FR，表示每个阶段期末和期初的外汇储备增长率;1T、巩表示每个阶段期未和期初的通e货膨胀率。表2中的Q值反应了外汇储备增长率对通货对通货膨胀率具有显著的影响能力，影响系数为膨胀率变化的平均影响。从计算结果可以看出，外0.056，和外汇储备增长率在滞后3期内的总影响水汇储备增长率的变化对通货膨胀率变化的平均影响平相当。可以说，短期内外汇储备增长率的变化对能力达到21.3%，但呈现出逐年下降的趋势。从通货膨胀率的影响在1个月后显现。2004年开始，下降
19、十分明显。在第六个阶段，尽管表37T，和FR，之间的短期关系我国通货膨胀率持续增高，表现出较大的通胀压力，变量系数标准差T统计量但外汇储备增长率变化相对比较平稳，最大增幅和C -0.052 0.120 -0.9435 减幅大约为10%，外汇储备增长率的变化对通货膨.171;, -1 0.093 0.081 1. 139 .171;, -2 0.142 0.082 1. 734 胀率变化的影响能力只有6.499毛。出现这种情况.171;, -3 O. 124 0.081 1. 527 可能是由于本阶段通货膨胀产生的原因比其他阶段.171;, -4 0.099 0.080 1. 231 更为复杂，
20、除了外汇储备增长率外，还存在着其他影.171;, -5 O. 155 0.078 1. 990申*.1FR, 0.001 0.027 响通胀的重要因素。0.053 .1FR_1 0.056 0.028 1. 987; 3.通货膨胀和外汇储备之间的短期关系研究.1FR_2 0.036 0.029 1. 256 通货膨胀率与外汇储备增长率之间的短期关系.1FR_3 -0.038 0.028 一1.376见表3，其中ecm(1)项为误差修正项，其系数(绝ecm( -1) -0.082 0.026 -3.104; 对值)越大，表明经济受到冲击后向均衡回复的速注.* * *、*、*分别表示变量在1%、5
21、%、10%的水平下显著。ecm(-1) =0.639 + 71;_1 -0. 099FR,_1 0 度越快。本文误差修正项的系数为-0.082，在统计上是显著的，表明短期经济系统相对于长期均衡的三、结论和政策启示偏离将会在下一月得到8.2%的纠正。这是一个向均衡收敛的合适速度。本文使用ARDL模型对我国1997年1月在短期内，通货膨胀率滞后5个月的数值对当2010年12月的外汇储备和通货膨胀之间的关系进期通货膨胀率具有正向的影响能力，总影响能力为行了检验，结果发现:0.613，其中滞后2期和5期的系数是显著的。第一，无论长期还是短期，外汇储备增长率对通外汇储备增长率当期和滞后2期值对通货膨胀货
22、膨胀率都存在着显著的正向影响能力，而且长期率具有正向影响能力，而滞后3期的影响是负的，总影响能力(0.099)要大于短期影响能力(0.055);短影响能力为0.055。其中，外汇储备增长率当期值期影响会在1个月后完全显现，短期经济系统相对对通货膨胀率的影响系数为0.001，影响能力小且于长期均衡的偏离将会在下一月得到8.2%的不显著;而滞后项中，只有滞后1期外汇储备增长率纠正。. 126 . 第二，从周期波动的角度来看，外汇储备变化率平均可以解释通货膨胀变化率的21.3%，但是影响参考文献:高瞻.2010.我国外汇储备、汇率变动对通货膨胀的影能力呈现逐步下降的趋势。2009年以来的这轮通日向一
23、一基于国际收支角度的分析1.国际金融研究货膨胀中，我国外汇增长率的波动不大，基本保持稳(11):4 -10. 定，外汇储备变化率对通货膨胀变化率的影响能力王永茂，宋金奇.2009.基于VAR模型的外汇储备对通为6.450毛。这说明我国此轮通货膨胀同时具有输货膨胀的影响研究-一一兼论汇率价格传递效应J.入型、需求拉动型、戚本推动型和预期型通货膨胀特工业技术经济(1):89 -93. 征，其形成原因更加复杂。虽然外汇储备对通货膨王珍.2006.我国外汇储备增长与物价波动的理论分析胀的影响已经呈现出下降趋势，但其影响能力还是与实证分析1.统计研究(7):41 -45 不容忽视的。赵振全，:x-1J柏
24、.2006我国国际收支对通货膨胀传导机外汇储备作为影响我国通货膨胀的重要因素，制的经济计量检验JJ.数量经济技术经济研究(5): 47 -54. 应该得到政府的密切关注。我们应将外汇储备增长BARRO R J, GORDON D. 1983a. A positive theorof mo?率的变化控制在一个比较稳定的范围内，以降低其netmpolicy in a natural rate model J. Journal of Po?对通货膨胀率的影响。具体可以从以下几个方面litical Economy, 91 ( 4) : 589 -610. 入手。BARRO R J, GORDON D.
25、 1983b. Rules，也scretionand 首先，经常账户顺差是外汇储备增长率不断提reputation in a model of monetarpolicy JJ . Journal of 高的原因，而要控制经常账户，就要改变出口政策。MonetarEconomics， 12 (1 ) : 10 1一122.中国直以来具有很高的外贸依存度，导致国内市HELLER H R. 1981. International reserves and worldwide 场缺乏活力，因此应该不断开拓国内市场，扩大inflation: further analysis Z J. IMF Staf
26、f Papers. 内需。KOHLI R. 2003. Real exchange rate stabilization and ma?naged f1oating: exchange rate policy in India, 1993 -其次，资本金融账户顺差也是外汇储备增长率2001 1. J ournal of Asian Economics, 14 ( 3 ) : 369 不断提高的原因，尤其是近年来人民币对美元的持-387. 续升值以及升值预期，导致大量的游资有涌入的动LIN Meiyin, WANG J S. 2009. Foreign exchange reserves 机。因
27、此，国家应该在不断开放资本金融市场的同and inflation: an empirical study of five East Asian eco?时，严格监管，防止热钱大量涌入给中国的金融安全nomics J J. Empirical Economics Letters, 8 ( 5 ) : 487 带来威胁;同时，应提供优惠政策，鼓励我国企业不-493. 断开拓国外市场，进行海外投资。OBSTFELD M. 1996. Models of cuency crises with self -最后，尽管2008年以后我国结束了强制结售汇fulfilling features J J. Eu
28、ropean Economic Review, 40 制度，改为实行意愿结售汇制度，但在目前人民币升(3): 1037 -1047. PESARAN M H, SHIN Y, SMITH J R. 200 l. Bounds tes?值预期强烈的情况下，企业和个人的结汇意愿十分ting approaches to the analysis of level relationships J . 强烈，而由于货币当局仍然不改变强制结售汇时代Journal of Applied Econometrics, 16 (3) : 289 -326 对外汇;无条件;照单全收的做法，结果就使得基础VIT AL
29、E P. 2003. F oreign exchange intervention: how to 货币发行量继续随着外汇储备的增长而提高，从而signal policy objectives and stabilise the economy J . 增加了通胀压力。因此，我国应该增设结汇条件，增J ournal of Monetary Economics, 50 ( 4) : 841 -870 强货币当局对外汇储备增长速度的控制能力，以降(编校:沈育)低外汇储备对通货膨胀的影响。The Relationship between Foreign Exchange Reserves and I
30、nf1ation in China 一一-EmpiricalAnalysis Based on Bounds Testing Technique PAN Fang-hui (School 0/ Economics and Management Northeast Agricultural University, H，rbin 150030, China) Abstract: With the help of Lucas aggregate supply model, the paper empirically studies the relationship between foreign e
31、xchange re?serves growth and inflation rate by sampling data from January 1997 to December 2010 with ARDL model. The empirical results show that foreign exchange reserves in long-term and short-term has significantly positive effects on inflation; Averagely ,21. 3% of inf1ation rate is caused by the foreign exchange reserves. Therefore we should strengthen the management of Chinese foreign exchange reserve to control the growth speed of foreign exchange rese凹esto reduce its impacts on inf1ation. Key words: Inflation; Foreign Exchange Reserves; Bounds Testing Technique 127