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摘要:1994年以来,我国外汇储备出现了持续上涨的迹象,尤其是2000年开始进入迅速增长阶段。直至2010年9月,我国的外汇储备额达到26483多亿美元。与此同时,我国各类物价指数自2002年开始呈现上涨的趋势,膨胀压力日趋显著,那么外汇储备对我国的物价波动是否有影响,有什么样的影响,本文将这个问题进行理论与实证的探讨我国物价波动的影响因素,特别是我国外汇储备在对物价波动的作用机制。
关键词:外汇储备;居民消费价格指数;国民收入
一、物价上涨机制的理论回顾
关于外汇储备的增长对物价的影响,国内侧重于短期分析,而国外学者侧重于从长期考察外汇储备与物价波动之间的关系。
短期分析,在分析外汇储备与货币供给之间的关系,从一国货币创造的角度来看有:M=K€譈
其中,M是货币供应量,K是货币乘数,B是基础货币。
从中央银行的资产负债表可知B=C+D+F+O
C代表银行对金融机构的再贷款,D代表国家财政的透支和贷款以及一些财政性质的贷款;F表示中央银行国外净资产,及国家外汇储备;O表示中央银行其他以放款,证券等形式进行货币投放的项目。于是,
M=K€祝–+D+F+O)
因此,K€祝–+D+O)为国内货币供应量,K€譌为有外汇储备波动引起的货币供应量。
在上式中明显表明,随着对外经济开放程度的提高,外汇储备对货币供应量的影响会不断加强。外汇储备的增加,导致外汇占款的增加,进而引起基础货币的增加。但是,外汇储备的波动更多的是由对外经济活动和国际收支状况所决定;对外开放程度越高,与对外经济活动相关的货币供应量的比重越大,货币供应的内生性越强,中央银行控制货币供应量的主动性就越低,货币政策在控制货币供应方面的有效性也就越低。
上述分析表明,外汇储备直接构成一国外汇储备的一部分,因此,在其他条件不变的情况下,外汇储备不变的情况下,外汇储备增加会导致货币供给增加。
长期分析,特别是西方的孟德尔和约翰等人在货币数量学说的框架下,对通货膨胀的成因进行了分析,他们承认休谟的货币-价格调剂机制,肯定世界性的货币总量的过快增长会导致通货膨胀,国际收支和外汇储备会直接引起物价上涨的现象,称为国际货币主义。外汇储备与经济运行就是在这种负反馈波动机制中波动与调整,在动态中,这种关系简单的概述为:
国际收支顺差--外汇储备增加--基础货币增加--货币供应量增加--物价上升,利率下降--经常账户和资本与金融粘乎外汇储备下降--货币供应量下降--物价下降,利率上升--经常账户和资本与金融账户使外汇储备上升,如此循环往复。货币学派的基本理论是:
MS=Md
设Md为货币需求,P为本国的物价水平,Y表示国民收入,i代表利率,货币需求函数可以简写为:
M d =P€譮 (Y,i )
设D为国内提供地方货币供应基数;R是来自国外的货币供应基数,以国际储备作为代表;m为货币乘数,指银行体系通过辗转存贷创造货币,使货币供应基数多扩大的系数。则货币供给函数为:
Ms=m€?D+R)
所以有:P€譮 (Y,i)=m€?D+R)
则:P=F(D,R,Y,i )
从以上公式可以看出:由此可见物价的变化会受国内生产总值,外汇储备,国内信贷以及利率的影响,把这四个因素作为我们分析的因子;而其中外汇储备的传导是物价上涨的因素之一。他们的结论是:外汇储备和通货膨胀之间存在正相关的关系。
二、我国外汇储备与物价指数关系的短期实证分析
我们对外汇储备与以居民消费价格指数为代表的通货膨胀程度进行一下线性回归。从数据上看,是两者有同步增长的迹象,但是同步增长并不意味着两者就有强烈的相关性,只要通过实证检验才能说明两者之间是否有因果关系(数据来自中国人民银行和国家统计局网站)。
下面就1992年至2009年外汇储备和物价指数的年度数据进行一元线性回归,为消除异方差是数据相对平稳,采取对各变量的对数法来进行回归分析:
经计量软件Eviews6.0检验,统计数据检验存在异方差和自相关的问题后,分别用加权最小二乘法和杜宾两步法来进行模型的修正,但是他T检验仍然是没有通过,说明外汇储备和通货膨胀之间的关联度很小。
由于在短期内,中央银行的干预以及不完全的市场机制,使得上述外汇储备与宏观经济的动态机制在我国不明显。主要表现在我国外汇储备近年来持续,大幅增长,但我国物价却没有出现暴涨。这主要的原因是:中央银行采取的通过缩减对金融机构,政府以及非金融机构的债权来抵消这种由于外乎储备的大量增加而带来的货币供应大幅度上涨的措施在短期是很有效的,并且通过发行中央银行票据来回笼货币,目前我过外汇占款年增长量占基础货币增量的比重已经超过70%,由于中央银行的干预,并没有是外汇增长对物价上涨造成太大的压力。因为我国实行的有管理的浮动汇率制度,资本项目也没有完全开放,因而资本项目与利率之间的传导机制是受到阻碍的,因此短期内不存在上述的联动机制。
三、通货膨胀形成机制的长期传导联动分析
从长期传导联动机制来看,各因素之间有着密切的作用机制,由于我国利率弹性是呈现若弹性的,是以市场为基础的管理单一浮动汇率政策。所以在这里就简化为P=F(D,R,Y),即物价水平是由国内信贷,外汇储备和国民收入的函数。同时对各变量采取对数经行数据的相对平稳,其中D是指国内信贷,R是我国的外汇储备,Y是以国内生产总值来作为解释变量,CPI作为被解释变量,根据货币学派的观点来支持这一模型,而分别利用计量软件Eviews6.0采取最小二乘法消除数据的异方差,用杜宾两步法修正模型的自相关问题,而国内生产总值因T检验没通过,因此把国内生产总值因素消除后,分析进行回归:
1.时间序列的平稳性检验
在格兰杰检验之前要对数据的平稳性进行检验,如果数据时不平稳的会产生违回归的现象,所以进行数据的对时间序列的平稳性检验,即单位根检验。如果所检验结果是非平稳的,则进行对数据进行差分或者取对数,直至使其平稳的时间数据,然后再进行格兰杰检验。
为了准确的判断随机变量序列的平稳性,我们利用Eviews6.0序列进行单位根检验,检验结果见表3。当随机变量序列的ADF值小于临界值时,即认为存在拒绝单位根的零假设。因此认为序列不是含有时间趋势的单位根过程,则该序列为平稳序列。从表3中可以看出,序列CPI的ADF值是大于临界值水平的,因此不能拒绝原假设,因此为非平稳序列,而对上述数列的进一步的做差分序列,在5%的显著性水平下均能拒绝存在单位根的原假设,因此外汇储备增长率序列,居民价格指数序列和外汇储备增长额的一阶差分都是平稳的。以下各变量依次进行,则得下表:
3. 协整检验
有上述可知,可以对其进行协整分析,采用EG两步法进行协整回归分析并检验变量之间是否存在协整关系。该回归方程
Incpi=c+€%ZInfe+€%[Ingdp+€%\Indc+€%ei
方程中,如果模型残差序列是平稳的,则回归方程存在协整关系。利用计量软件按中最小二乘法,则:
Incpi=3.4547+0.023896Infe-1.643267Ingdp+1.126534Indc
(3.374)(3.561) (2.254)(-3.614)
R2 =0.9902DW=1.4709
从物价水平形成的长期协整方程过程来看,在所选的变量中各自的自变量的增长是非平稳的,但是各自变量之间是存在长期稳定的均衡关系的,即消费价格指数与外汇储备,国内信贷,国内生产总值以及国内信贷之间存在着长期的稳定均衡关系。
外汇储备水平的推动作用不是很明显,在其他条件不变时,外汇储备每变动1%,物价指数同向变动0.023896单位,物价水平的变动与国内信贷呈正相关关系。其他条件不变时,国内信贷每变动1%,消费物价指数同向变动1.126534单位。物价水平的变动与国内实际GDP的变动呈负相关关系,其他条件不变时,实际GDP每变动1%,消费物价指数反向变动1.643267个单位。因此从影响程度角度来讲,在物价指数模型中,对当期CPI变动解释变量来看,物价指数模型中,对当期CPI变动解释变量的重要性由高到低分别是国内生产总值、国内信贷,然后是外汇储备。
回归方程的各项系数显示模型拟合的效果表明,物价水平的变动和外汇储备呈正相关关系,但影响力很弱。
外汇储备与物价消费指数之间不存在明显的因果关系,这与我国外汇储备的迅速增长的同时,中央银行实施提高利率、改变其资产负债结构,发行中央银行票据等有很大关系,也与我国改革开放后经济的高速增长吸纳了大量因储备增长而投放的货币量有关,还与金融危机这一突发性事件对经济的负面影响有关,同时缺乏足够的统计数据。另一方面,物价变动对外汇储备影响很小,主要是因为我国出口品是以劳动密集型产品为主,劳动力成本低廉,即使物价上涨也不会影响物价指数之间不存在直接的因果关系。但外汇储备可以通过影响货币发行而直接影响物价指数,从而增加物价上涨的压力。
参考文献:
[1]萨克斯等.全球视角的宏观经济学[M].上海:上海人民出版社,2006.
[2]多恩布什等.宏观经济学[M].北京:人民大学出版社,2004.
[3]古扎拉蒂.计量经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2000.
[4]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国统计出版社,2002.
[5]刘钢.Excel在统计分析中的应用[M].北京:人民卫生出版社,2002.
[6]国家统计局编.中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社,1981~2009.
[7]蒲艳萍.外汇储备对我国货币供应量的影响[J].统计与决策,2006,(8).
作者简介:王海燕,女,广西大学商学院2009级硕士研究生;谢翠 ,女,广西大学商学院2009级硕士研究生;付丽历(1985-),女,云南财经大学2009 级经济思想史专业硕士研究生,研究方向:西方经济思想史。
关键词:外汇储备;居民消费价格指数;国民收入
一、物价上涨机制的理论回顾
关于外汇储备的增长对物价的影响,国内侧重于短期分析,而国外学者侧重于从长期考察外汇储备与物价波动之间的关系。
短期分析,在分析外汇储备与货币供给之间的关系,从一国货币创造的角度来看有:M=K€譈
其中,M是货币供应量,K是货币乘数,B是基础货币。
从中央银行的资产负债表可知B=C+D+F+O
C代表银行对金融机构的再贷款,D代表国家财政的透支和贷款以及一些财政性质的贷款;F表示中央银行国外净资产,及国家外汇储备;O表示中央银行其他以放款,证券等形式进行货币投放的项目。于是,
M=K€祝–+D+F+O)
因此,K€祝–+D+O)为国内货币供应量,K€譌为有外汇储备波动引起的货币供应量。
在上式中明显表明,随着对外经济开放程度的提高,外汇储备对货币供应量的影响会不断加强。外汇储备的增加,导致外汇占款的增加,进而引起基础货币的增加。但是,外汇储备的波动更多的是由对外经济活动和国际收支状况所决定;对外开放程度越高,与对外经济活动相关的货币供应量的比重越大,货币供应的内生性越强,中央银行控制货币供应量的主动性就越低,货币政策在控制货币供应方面的有效性也就越低。
上述分析表明,外汇储备直接构成一国外汇储备的一部分,因此,在其他条件不变的情况下,外汇储备不变的情况下,外汇储备增加会导致货币供给增加。
长期分析,特别是西方的孟德尔和约翰等人在货币数量学说的框架下,对通货膨胀的成因进行了分析,他们承认休谟的货币-价格调剂机制,肯定世界性的货币总量的过快增长会导致通货膨胀,国际收支和外汇储备会直接引起物价上涨的现象,称为国际货币主义。外汇储备与经济运行就是在这种负反馈波动机制中波动与调整,在动态中,这种关系简单的概述为:
国际收支顺差--外汇储备增加--基础货币增加--货币供应量增加--物价上升,利率下降--经常账户和资本与金融粘乎外汇储备下降--货币供应量下降--物价下降,利率上升--经常账户和资本与金融账户使外汇储备上升,如此循环往复。货币学派的基本理论是:
MS=Md
设Md为货币需求,P为本国的物价水平,Y表示国民收入,i代表利率,货币需求函数可以简写为:
M d =P€譮 (Y,i )
设D为国内提供地方货币供应基数;R是来自国外的货币供应基数,以国际储备作为代表;m为货币乘数,指银行体系通过辗转存贷创造货币,使货币供应基数多扩大的系数。则货币供给函数为:
Ms=m€?D+R)
所以有:P€譮 (Y,i)=m€?D+R)
则:P=F(D,R,Y,i )
从以上公式可以看出:由此可见物价的变化会受国内生产总值,外汇储备,国内信贷以及利率的影响,把这四个因素作为我们分析的因子;而其中外汇储备的传导是物价上涨的因素之一。他们的结论是:外汇储备和通货膨胀之间存在正相关的关系。
二、我国外汇储备与物价指数关系的短期实证分析
我们对外汇储备与以居民消费价格指数为代表的通货膨胀程度进行一下线性回归。从数据上看,是两者有同步增长的迹象,但是同步增长并不意味着两者就有强烈的相关性,只要通过实证检验才能说明两者之间是否有因果关系(数据来自中国人民银行和国家统计局网站)。
下面就1992年至2009年外汇储备和物价指数的年度数据进行一元线性回归,为消除异方差是数据相对平稳,采取对各变量的对数法来进行回归分析:
经计量软件Eviews6.0检验,统计数据检验存在异方差和自相关的问题后,分别用加权最小二乘法和杜宾两步法来进行模型的修正,但是他T检验仍然是没有通过,说明外汇储备和通货膨胀之间的关联度很小。
由于在短期内,中央银行的干预以及不完全的市场机制,使得上述外汇储备与宏观经济的动态机制在我国不明显。主要表现在我国外汇储备近年来持续,大幅增长,但我国物价却没有出现暴涨。这主要的原因是:中央银行采取的通过缩减对金融机构,政府以及非金融机构的债权来抵消这种由于外乎储备的大量增加而带来的货币供应大幅度上涨的措施在短期是很有效的,并且通过发行中央银行票据来回笼货币,目前我过外汇占款年增长量占基础货币增量的比重已经超过70%,由于中央银行的干预,并没有是外汇增长对物价上涨造成太大的压力。因为我国实行的有管理的浮动汇率制度,资本项目也没有完全开放,因而资本项目与利率之间的传导机制是受到阻碍的,因此短期内不存在上述的联动机制。
三、通货膨胀形成机制的长期传导联动分析
从长期传导联动机制来看,各因素之间有着密切的作用机制,由于我国利率弹性是呈现若弹性的,是以市场为基础的管理单一浮动汇率政策。所以在这里就简化为P=F(D,R,Y),即物价水平是由国内信贷,外汇储备和国民收入的函数。同时对各变量采取对数经行数据的相对平稳,其中D是指国内信贷,R是我国的外汇储备,Y是以国内生产总值来作为解释变量,CPI作为被解释变量,根据货币学派的观点来支持这一模型,而分别利用计量软件Eviews6.0采取最小二乘法消除数据的异方差,用杜宾两步法修正模型的自相关问题,而国内生产总值因T检验没通过,因此把国内生产总值因素消除后,分析进行回归:
1.时间序列的平稳性检验
在格兰杰检验之前要对数据的平稳性进行检验,如果数据时不平稳的会产生违回归的现象,所以进行数据的对时间序列的平稳性检验,即单位根检验。如果所检验结果是非平稳的,则进行对数据进行差分或者取对数,直至使其平稳的时间数据,然后再进行格兰杰检验。
为了准确的判断随机变量序列的平稳性,我们利用Eviews6.0序列进行单位根检验,检验结果见表3。当随机变量序列的ADF值小于临界值时,即认为存在拒绝单位根的零假设。因此认为序列不是含有时间趋势的单位根过程,则该序列为平稳序列。从表3中可以看出,序列CPI的ADF值是大于临界值水平的,因此不能拒绝原假设,因此为非平稳序列,而对上述数列的进一步的做差分序列,在5%的显著性水平下均能拒绝存在单位根的原假设,因此外汇储备增长率序列,居民价格指数序列和外汇储备增长额的一阶差分都是平稳的。以下各变量依次进行,则得下表:
3. 协整检验
有上述可知,可以对其进行协整分析,采用EG两步法进行协整回归分析并检验变量之间是否存在协整关系。该回归方程
Incpi=c+€%ZInfe+€%[Ingdp+€%\Indc+€%ei
方程中,如果模型残差序列是平稳的,则回归方程存在协整关系。利用计量软件按中最小二乘法,则:
Incpi=3.4547+0.023896Infe-1.643267Ingdp+1.126534Indc
(3.374)(3.561) (2.254)(-3.614)
R2 =0.9902DW=1.4709
从物价水平形成的长期协整方程过程来看,在所选的变量中各自的自变量的增长是非平稳的,但是各自变量之间是存在长期稳定的均衡关系的,即消费价格指数与外汇储备,国内信贷,国内生产总值以及国内信贷之间存在着长期的稳定均衡关系。
外汇储备水平的推动作用不是很明显,在其他条件不变时,外汇储备每变动1%,物价指数同向变动0.023896单位,物价水平的变动与国内信贷呈正相关关系。其他条件不变时,国内信贷每变动1%,消费物价指数同向变动1.126534单位。物价水平的变动与国内实际GDP的变动呈负相关关系,其他条件不变时,实际GDP每变动1%,消费物价指数反向变动1.643267个单位。因此从影响程度角度来讲,在物价指数模型中,对当期CPI变动解释变量来看,物价指数模型中,对当期CPI变动解释变量的重要性由高到低分别是国内生产总值、国内信贷,然后是外汇储备。
回归方程的各项系数显示模型拟合的效果表明,物价水平的变动和外汇储备呈正相关关系,但影响力很弱。
外汇储备与物价消费指数之间不存在明显的因果关系,这与我国外汇储备的迅速增长的同时,中央银行实施提高利率、改变其资产负债结构,发行中央银行票据等有很大关系,也与我国改革开放后经济的高速增长吸纳了大量因储备增长而投放的货币量有关,还与金融危机这一突发性事件对经济的负面影响有关,同时缺乏足够的统计数据。另一方面,物价变动对外汇储备影响很小,主要是因为我国出口品是以劳动密集型产品为主,劳动力成本低廉,即使物价上涨也不会影响物价指数之间不存在直接的因果关系。但外汇储备可以通过影响货币发行而直接影响物价指数,从而增加物价上涨的压力。
参考文献:
[1]萨克斯等.全球视角的宏观经济学[M].上海:上海人民出版社,2006.
[2]多恩布什等.宏观经济学[M].北京:人民大学出版社,2004.
[3]古扎拉蒂.计量经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2000.
[4]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国统计出版社,2002.
[5]刘钢.Excel在统计分析中的应用[M].北京:人民卫生出版社,2002.
[6]国家统计局编.中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社,1981~2009.
[7]蒲艳萍.外汇储备对我国货币供应量的影响[J].统计与决策,2006,(8).
作者简介:王海燕,女,广西大学商学院2009级硕士研究生;谢翠 ,女,广西大学商学院2009级硕士研究生;付丽历(1985-),女,云南财经大学2009 级经济思想史专业硕士研究生,研究方向:西方经济思想史。