外汇储备增加对中国通货膨胀的影响
第８卷第６期
２００９年１２月
大连海事大学学报（社会科学版）
ＪｏｕｒｎａｌｏｆＤａｌｉａｎＭａｒｉｔｉｍｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅｓＥｄｉｔｉｏｎ）
Ｖ０１．８。Ｎｏ．６Ｄｅｃ．２００９
文章编号：１６７１—７０４１（２００９）０６—００３１－０４
外汇储备增加对中国通货膨胀的影响
李
冰
（大连商务职业学院经贸管理学院，辽宁大连１１６０３９）
摘要：中国施行的外汇结售汇制度以及高额的国际收支顺差，造成外汇储备近１０年高速增长，也导致大量基础货币被投放。基础货币又通过乘数效应成倍地放大货币供应ｔ，使得货币供给相对需求过多，其结果是通货膨胀水平上升。通过理论和实际数据的检验过程，分析中国外汇储备增加产生的通货膨胀效应，结果证明这种效应确实存在，并推算出这种效应的反应时间和作用的大小，为货币政策的制定提供参
考。
关键词：外汇储备；基础货币；通货膨胀中图分类号：Ｆ８２２．５
文献标识码：Ａ
Ｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｆｏｒｅｉｇｎｅｘｃｈａｎｇｅ
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ＢｕｓｉｎｅｓｓＩｎ５ｔｉｔｕｔｅ，Ｄａｌｉａｎ
１１６０３９，Ｃｈｉｎａ）
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｂｅｃａｕｓｅｏｆｔｈｅｉｍｐｌｅｍｅｎｔａｔｉｏｎｏｆｔｈｅｅｘｃｈａｎｇｅｓｅｔｔｌｅ・ｍｅｎｔａｎｄｓａｌｅｓｓｙｓｔｅｍａｎｄｔｈｅｈｉｇｈｌｅｖｅｌｏｆｔｈｅｂａｌａｎｃｅｏｆｐａｙ—
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ｂａｓｅ；ｉｎｆｌａｔｉｏｎ
作为我国拉动经济增长的三驾马车之一的出口，在２００８年我国ＧＤＰ总量中占到５８％之多。而之前的２００６年第三季度曾接近７０％，２００８年国际收支中资本账户的顺差也达到１２９．６２亿元之多。在没有外汇管制的情况下，如果这些顺差被商业银行、企业、居民等微观主体所持有，就可以起到蓄水池的作用，可以保持基础货币供应量的稳定。无论经济繁荣或是萧条，外汇数量都是根据微观主体的
万
方数据意愿增加或减少，中央银行不必存有或存有很少外汇占款，基础货币的投放可以保持一定的惯性，货币供给量能够得到有效控制，通货膨胀水平也不会因为过多的货币供给而上升。但由于我国施行的企业外汇结售汇制度和资本账户的管制，对工商企业的创汇自留数额有一定的限制，使得巨额的国际收支顺差在银行被兑换成人民币，中央银行外汇储备急剧增加。２００６年２月末，我国已成为外汇储备最多的国家，到２００８年１２月３１日达到１．９万亿美元。外汇储备的增加使得中央银行投放的基础货币增加，银行可贷资金随之增加，通过放贷使得流通中的货币量增加。过多的货币供应量相对增长较慢的货币需求量之间的不平衡，给通货膨胀提供了温床。
一、中国外汇储备和通货膨胀的变动及现状
１．外汇储备的变化
我国自２０００年以来，国际收支一直处于较高的顺差水平。中央银行被动地买进外汇，使得我国的外汇储备增长异乎寻常地迅速。从２０００年到２００８年，每年的增长速度都在２０％以上，其中２００４年的增长速度达到３４％之多，如图１所示。绝对数额也从２００１年初的１６８６亿美元增加到２００６年２月末的８５３７亿美元，一举成为外汇储备最多的国家，２００８年末绝对数额已达到１．９万亿美元。
２．中国通货膨胀的变化
我国的整体经济在２０００年进入了新一轮的增长周期，特别是２００３年以后经济增速明显，２００３年
至２００６年，ＧＤＰ年均增长率保持在１０％以上。与此相对应，这一时期物价水平较低，除２００４年的通胀率达到３．９％外，其他年度都维持在３％以下，中国经济度过了一段“高增长、低通胀”的幸福时光。
・收稿日期：２００９．０６—２９
作者简介：李冰（１９７１一），男，辽宁大连人，讲师；
Ｅ－ｍａｉｌ：ｌｂｕｆｏ＠１６３．ｅｏｍ
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年份
围２外汇储备■与ＣＰＩ的关系
３．外汇储备对银行信贷的影响
中央银行投放的基础货币很大一部分是以银行信贷的形式流人微观主体中的。外汇储备大规模的增加迫使中央银行出售票据来进行冲销。商业银行购买的央行票据可以抵消部分准备金，这就使商业银行的可贷资金增加。放贷能力加强，刺激了投资的快速增长，进一步导致物价的上升。从图３中也可看出外汇储备量（折算成人民币）与金融机构贷款额之间存在一致性。
二、实证分析过程
从货币数量论的角度来看，通货膨胀是因为流
万
方数据ｌＲ８＼晨籁
图３外汇储备与金融机构贷款颈走势
以基础货币为支撑的。基础货币可以用流通中的现国际收支顺差一外汇储备增加一外汇占款增加根据费雪方程式：Ｐ。＝Ｍ。Ｖ。／Ｙ。
（１）
设在零时刻物价水平、流通中的货币量、货币流由货币乘数（ｋ）作用，增加的货币供给为ｋＥＸ，ｘｆ，并ｙ。），这时式（１）变为
Ｐｌ＝（Ｍｏ＋ＥｋａＡｆ）Ｖｏ／Ｙｏ（２）ＡＰ＝Ｐ１一Ｐｏ＝Ｅｋ２△门厂ｏ／Ｙｏ
（３）
由Ａｆ＞０可得△Ｐ＞０，即外汇储备增加提高从上文中的分析可以看出，外汇储备的增加通５．０处理。
１．序列平稳性与Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验首先对各数据的平稳性进行检验。对所取的数通中的货币供给大于货币需求造成的。货币供给是金加银行准备金来表示，再通过乘数作用，成倍地放大货币供给。这种关系可表示为
一基础货币增加一货币供应量增加
通速度、总需求分别为Ｐ。，Ｍ。，Ｖ。，Ｙｏ。若本期国际收支顺差为△，，由于我国的结售汇制度，设有ａＡｆ在银行被兑换成人民币，数额为ＥＡＡｆ，Ｅ为汇率。再假定货币流通速度不变，不存在外部冲击（Ｙｏ＝物价水平，产生通货膨胀。［２１
过影响基础货币，进而影响到货币供应量，再对通货膨胀产生影响。投放的基础货币有一部分是通过商
业银行的贷款流入经济中的，因此，金融机构各项贷款也是影响通货膨胀不可或缺的一个因素。本文所
选取的变量涉及ＣＰＩ、金融机构贷款额（ｃｒｅ）、外汇储备（ｒｅｓ）、基础货币量（ｂａｓｅ，用货币管理部门储备货币来代替），所选用的数据是我国２０００年１月到２００８年１２月的１０８个月度数据，数据用计量软件
Ｅｖｉｅｗｓ
据进行对数处理，以消除异方差性，并对各数据及数据的一阶差分进行ＡＤＦ检验（过程略）。经过一阶差分后的变量具有平稳性。进而可以推测这些变量之间可能存在一种稳定的长期均衡关系，它们的变化受到这种关系的制约，因此它们的某种线性组合
第６期李冰：外汇储备增加对中国通货膨胀的影响
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可能是平稳的，即存在协整关系。对变量进行Ｊｏ．ｈａｎｓｅｎ协整检验，结果如表１所示。
表１协整关系检验
注：ｒ表示两变量之间协整关系至少有ｒ种，＊表示拒绝该假设。
由表１可以看出，外汇储备量与通货膨胀水平、基础货币量与通货膨胀水平、基础货币量与外汇储备量都存在至少一种协整关系。而基础货币量与外汇储备量还存在不止一种协整关系。再对变量进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验，如表２所示。
裹２
阵。
ＶＡＲ模型的检验结果用以说明模型中的哪些变量的变化对系统内的每一个变量的未来值有显著性影响。但从结构性上看，ＶＡＲ模型的Ｆ检验不能揭示某个给定变量的变化对系统内其他变量产生的影响是正向的还是负向的，以及这个变量的变化在系统内会产生多长时间的影响。这些信息可以通过考察ＶＡＲ模型中的脉冲响应和方差分解得到。本文分别建立ｌｃｐｉ、Ｉｂａｓｅ与Ｉｒｅｓ的２阶ＶＡＲ方程（经信息准则检验的最优阶数），并考察变量之间的脉冲响应函数，判断变量之间影响的时间长短。通过Ｅｖｉｅｗｓ中的ＶＡＲ对象操作，得到的ＶＡＲ方程可表
Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果
从表２中可以看出在外汇储备（Ｉｒｅｓ）和消费者价格指数（１ｃｐｉ）之间存在明显的单向因果关系，外汇储备的变动会引起价格指数的变动。外汇储备量的变动还会引起基础货币的变动，进而引起明显的价格指数的变动。由此可见，外汇储备与通货膨胀之间的关系正如前文所述，外汇储备的增加引起基础货币的大量投放，基础货币通过乘数作用放大了货币供应量。流通中的货币大于需求时，就会引起消费者价格指数的上升。但令人奇怪的是，金融机构贷款与价格指数之间并没有明显的Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系（表中省略）。这可能是由于中央银行对金融机构各项贷款进行了严格的控制。
２．ＶＡＲ模型、脉冲响应及方差分解分析如果事先并不知道哪些变量为被解释变量，哪些为解释变量，则这些变量之间可能是相互影响，或者互为解释变量。这种情况下，就可以采用Ｓｉｍｓ提出的ＶＡＲ模型。在一个含有，１个方程（即被解释变量）的ＶＡＲ模型中，每个被解释变量都对自身以及其他被解释变量的若干滞后值进行回归。令滞后阶数为矗，则ＶＡＲ模型的一般形式可表示为［３１
ｔ
示为
ＬＣＰＩ＝０．９２３＊ＬＣＰＩ（一１）＋０．００３２＊ＬＣＰＩ（一２）＋０．０３８１＊ＬＢＡＳＥ（一１）一０．０３３５＊ＬＢＡＳＥ（一２）一０．０８０８
＊ＬＲＥＳ（一１）＋０．０８０３＊ＬＲＥＳ（一２）＋０．２９８
（５）
ＬＢＡＳＥ＝一０．７４４＊ＬＣＰＩ（一１）＋０．８５０＊ＬＣＰＩ（一２）＋０．９８２＊ＬＢＡＳＥ（一１）一０．０３２３＊ＬＢＡＳＥ（一２）一
０．０２７４＊ＬＲＥＳ（一１）＋０．０５７０＊ＬＲＥＳ（一２）一０．２４２（６）
ＬＲＥＳ＝一０．１４８＊ＬＣＰＩ（一１）十０．１６６＊ＬＣＰＩ（一２）＋０．０３７２＊ＬＢＡＳＥ（一１）一０．０５９９＊ＬＢＡＳＥ（一２）＋１．３２３
＊ＥＲＥＳ（一１）一０．３１３＊ＬＲＥＳ（一２）＋０．０６８２
（７）
上述结果中每个变量都是显著的。从式（５）中可以看出外汇储备和基础货币对物价指数的影响。
脉冲响应函数刻画的是在误差项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当前值和未来值产生的影响。从脉冲响应函数的分析可以得出，基础货币量的增长在１～２个月内对消费者物价指数的影响呈快速增加趋势，在两个月时达到最大，以后这种影响趋于平稳。而外汇储备对基础货币的影响在３个月内比较小，在３个月以后这种影响逐渐显现。这说明直接的外汇储备通过银行体系注入实体经济，或者微观主体应用这笔外汇对应的基础货币需要一定的时间。如此推算，外汇储备量直接对消费者物价指数的影响要到四五个月以后才能显现。
通过方差分解能够给出随机信息的相对重要
Ｌ＝＞：Ⅱｉｙｌ一；＋阢
石了
（４）
式中：ｙ。表示由ｔ期观测值构成的，ｚ维列向量；Ⅱ；为扎＊７ｌ系数矩阵；Ｕ。是由随机误差项构成的，ｚ＊１矩
万方数据
３４
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第８卷
性。对每一个内生变量都计算一个独立的方差分解，可以得到其他变量对该内生变量影响的大小。对消费者价格指数的方差分解如表３所示（只列出５期的结果）。
表３消费者价格指数的方差分解
在方差分解表中，标准差所对应的列是相对于不同预测期的变量的预测误差。这种预测误差来源于信息的当前值和未来值。其他几栏给出关于源于某个特定的信息所引起的方差占总方差的百分比。在第一时期，一个变量的所有变动均来自其本身的信息，因此第一个数字总是１００％。其他时期，物价指数自身的惯性解释了大部分的方差，占７３％～９１％。基础货币的影响占５．３７％～１５．５４％。外汇储备的影响占４％～１２％。这种影响在滞后４期后变得显著，能占到１０％以上。
三、政策建议
本文通过传统理论分析和历史数据的实证检验，说明了我国急剧增加的外汇储备导致基础货币的大量投放，以至于流通中的货币量超过需求，在一定程度上产生了通货膨胀效应。这种效应的产生并不是随着外汇储备的增加而立刻反应的，通常要滞后４～５个月，这就为货币管理部门采取措施控制通胀效应提供了时间。外汇储备量与基础货币量、基础货币量与物价指数，以及外汇储备量与物价指数之间都存在明显的因果关系，但由于我国对商业银行尤其是五大国有控股银行信贷的强大控制作用，金融机构贷款与物价指数之间的因果关系并不明显。为此本文提出以下政策建议。
第一，货币管理部门冲销政策的合理选择。这种选择不但包括冲销工具的应用，还包括冲销时机和冲销规模的选择。当前我国中央银行的冲销工具最主要的是央行票据，产品的单一性为冲销规模和效果打了不小的折扣。应该大力发展我国的债券市场，使所有债券都能在交易所上市流通，增加投资者数量，提高回收货币数量。由于外汇储备对物价指数的影响有一定的时滞，货币管理部门采取措施时
万
方数据需要有预判能力。提前预测外汇储备增加的规模与时间，无疑给冲销政策的有效性增加了砝码。
第二，改变当前我国外汇储备主要来源的现状。我国外汇储备的增加大部分是由经常项目贸易账户的贸易顺差引起的。而其中相当一部分贸易顺差是由低技术含量、低附加值的初级产品产生的，高新技术产品所占比重较少。应继续对出口退税政策进行改革，有选择地对出口产品差别化退税，限制初级产品规模的继续扩大，扶植高新产业出口创汇。而对于资本项目顺差，管理部门应加大外资通过非正常
渠道进入我国的监管力度，对外资进入股市、房地产等投资色彩浓重的行业进行有效跟踪，使这部分“热钱”彻底冷却下来。
第三，放宽经常项目微观主体持有外汇数额，改变当前资本项目下外汇业务审批流程。尽管我国已出台措施增加微观主体的外币持有额，但相对庞大的外汇增加还只是杯水车薪。改变资本项目外汇业务审批制度，扩大内资走出去的步伐，鼓励居民和企业的海外投资，不但能减小中央银行冲销政策的压力，还能分散外汇储备的风险。从长期来看，还能增强我国企业的竞争力，提高国际声誉。参考文献：
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外汇储备增加对中国通货膨胀的影响
作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：被引用次数：
李冰， LI Bing
大连商务职业学院,经贸管理学院,辽宁,大连,116039
大连海事大学学报（社会科学版）
JOURNAL OF DALIAN MARITIME UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCE EDITION)2009,8(6)3次
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