外汇储备增加对通货膨胀的影响分析 《淮工学报社会科学版2011).doc

外汇储备增加对通货膨胀的影响分析

陈兆利
（江苏联合职业技术学院连云港财经分院，江苏连云港 222000）
摘 要:本文以国家统计局发布的1981-2009年统计数据为基础,利用格兰杰因果检验法对中国高额外汇与通货膨胀之间的关系进行了实证研究,结果表明:中国外汇储备变动与通过膨胀之间不存在直接的因果关系。
关键词:外汇储备 通货膨胀 格兰杰因果检验法
中图分类号：F015 文献标识：A

An analysis about the impact on the inflation while the foreign exchange reserves increases
Zhaoli Chen
(Jiangsu Union Technical Institute Lianyungang Finance Branch, Jiangsu Lianyungang 222000)
Abstract: With the 1981-2009 National Bureau of Statistics Statistical data三, and using Granger causality test, this article made a research on the relationship between the high foreign exchange reserves and the inflation. The empirical results showed that: there is no direct causal relationship between the changes of China's foreign exchange reserves and the inflation.
Key words: foreign exchange reserves, inflation, Granger causality test

自1994年以来,我国外汇储备出现了持续上涨,尤其是2000年后开始进入迅速增长阶段。2005年底,我国外汇储备达8189亿美元,同比增长34.26%。同时。居民消费价格指数自2002年开始上升,进入2004年第一季度后,我国各类价格指数均呈现上涨趋势,通胀压力日趋显现。但在2005年物价指数又出现回落。那么,我国外汇储备增长对物价波动是否有影响,两者之间是否存在因果关系?本文将以Eviews软件为分析工具,结合国家统计局发布的1981-2009的统计数据,从计量经济学的角度,运用格兰杰因果检验法验证我国高额外汇储备与通货膨胀之间的因果关系。
一．数据来源和处理
（一）数据来源
本文选取的数据是居民消费价格定基指数和外汇储备余额数,由于无法获得月度、季度数据,所以均采用年度数据,时间范围从1981-2009年,共29个样本。
（二）数据处理
本文在进行相关检验时,将根据外汇储备余额原始数据计算其增长率,结合居民消费定基指数进行相关分析。（如下表1）
表1居民消费价格指数和外汇余额表
居民消费价格指数和外汇余额（亿美元）
年份
价格指数
外汇余额
外汇储备增长率
年份
价格指数
外汇余额
外汇储备增长率
1981
21.3
27.08

1982
21.7
69.86
0.612368
1996
62.8
1,050.29
0.29927
1983
23.4
89.01
0.215144
1997
78.5
1,398.90
0.24920
1984
23.9
82.20
-0.082847
1998
91.7
1,449.59
0.03497
1985
24.4
26.44
-2.108926
1999
99.3
1,546.75
0.06282
1986
24.9
20.72
-0.276062
2000
102.1
1,655.74
0.06583
1987
25.6
29.23
0.291139
2001
101.3
2,121.65
021960
1988
28.6
33.72
0.133155
2002
99.9
2,864.07
0.25922
1989
30.7
55.50
0.392432
2003
100
4,032.51
0.28976
1990
33.3
110.93
0.499684
2004
100.7
6,099.32
0.33886
1991
40.2
217.12
0.489084
2005
99.9
8,188.72
0.25516
1992
46.8
194.43
-0.116700
2006
101.1
10,663.40
0.23207
1993
47.4
211.99
0.082834
2007
105
15,282.49
0.30225
1994
49.8
516.20
0.589326
2008
106.9
19,460.30
0.21468
1995
53.7
735.97
0.298613
2009
101.9
23,991.52
0.18887
数据来源：国家统计局网站
注：居民消费价格指数设定2003年=100.
二．时间序列的平稳性检验
进行格兰杰因果检验要求所检验的随机变量序列必须是平稳的,如果随机变量是非平稳的,在进行格兰杰因果检验时有可能出现伪回归现象,从而可能导致错误的结论。因此,进行格兰杰因果检验之前应当先对时间序列的平稳性进行检验,即进行单位根检验。如果变量是平稳序列,则可以进行因果性检验;如果变量是非平稳序列,则需对变量进行差分或取自然对数,如果仍为非平稳序列,则对取过差分或自然对数的随机变量序列再取差分,直到变量变成平稳序列为止。
首先，对居民消费定基指数序列（P）和外汇储备增长指数（FER）进行单位根检验，运用Eviews软件得到表2所示的检验结果。
表2 P、FER的平稳性检验结果
P、FER的平稳性检验结果
变量
ADF值
1%的临界值
5%的临界值
10%的临界值
P
-1.082916
-3.7076
-2.9798
-2.629
FER
-4.636812
-3.7076
-2.9798
-2.629
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2中可以看出,序列P的ADF值大于临界值水平,不能拒绝单位根假设,为非平稳序列,序列FER的ADF值小于各临界值水平,拒绝单位根假设,为平稳序列。
对序列P和FER取一阶差分,分别记为dP和dFER，对其继续进行单位根检验，结果如表3示。在5%的显著性水平下均能拒绝存在单位根的零假设,故居民价格定基指数序列和外汇储备余额增长率序列的一阶差分均是平稳的。
表3 dP和dFER的平稳性检验结果
dP和dFER的平稳性检验结果
变量
ADF值
1%的临界值
5%的临界值
10%的临界值
dP
-3.069195
-3.7204
-2.985
-2.6318
dFER
-7.358378
-3.7204
-2.985
-2.6318
通过上述分析,可以发现居民价格定基指数序列和外汇储备余额增长率序列是一阶平稳的,具有同阶平稳性,满足格兰杰因果检验的条件,我们可以进一步验证两序列的因果关系。
三．格兰杰因果检验
格兰杰检验法的基本思想是:如果外汇储备增长引起居民消费指数(反映通货膨胀)的变化,则外汇储备增长率应该有助于预测居民消费定基指数,即在居民消费定基指数关于居民消费定基指数过去值的回归中,增加外汇储备增长率的过去值作为独立变量应当显著的增加回归模型的方差解释能力;同理,如果居民消费定基指数的变化引起外汇储备增长率的变化,则居民消费定基指数应该有助于预测外汇储备增长率,即在外汇储备增长率关于外汇储备增长率过去值的回归中,增加居民消费定基指数的过去值作为独立变量应当显著的增加回归模型的方差解释能力。
因果检验的基本过程如下:
作出原假设“外汇储备余额的增长不是引起通货膨胀(居民消费定基指数)的原因”和“通货膨胀不是引起外汇储备余额的增长的原因”。
格兰杰因果检验一般做法为用回归模型的残差平方和计算F统计值,进行F检验。如果在选定的显著性水平上计算的F值超过临界F值,则拒绝虚拟假设,则存在因果关系。居民消费定基指数与外汇储备余额增长率的格兰杰因果检验结果如表4：
表4格兰杰因果检验结果
格兰杰因果检验结果
Null Hypothesis
lags
Obs
F-Statistic
Probability
P does not Granger Cause FER
2
26
0.47156
0.63048
FER does not Granger Cause P
1.96526
0.16505
在5%的显著性水平,由表4中检验结果可以看出,所计算的F值均小于临界值,不拒绝原假设“外汇储备余额的增长不是引起通货膨胀(居民消费定基指数)的原因”以及“通货膨胀不是引起外汇储备余额的增长的原因”。 通过上述分析,可以得出:在实践中由于不完全的市场机制和央行的干预等多方面的原因,中国的外汇储备余额增长率(变动)与物价变动(居民消费价格定基指数)之间不存在直接的双向格兰杰因果关系。
四．模型分析
（一）建立dP和dFER之间的回归方程
dP = α + βdFER+ εt
由OLS 估计我们得到下面的方程: (方程下面小括号内为t 统计量,n 为观测次数,R2 为相关系数的平方,下同)
dP = 3.217110 + 0.815483dFER
(3.948468) (0.546976)
N=27 R2=0.011826
DW=0.543750，模型残差具有自相关性。
（二）广义差分法重新估计模型
dP = 3.259042 + 0.072166dFER ＋0.741827 AR(1)
　　 (1.445094)　　(0.092319)　　　（5.287282）
N=26 R2= 0.550664　　 F= 14.09333
DW=1.226988
模型已消除自相关性，方程右侧㏒GDP系数的符号同我们的预期一致，并且T、F统计量显著，通过T检验,F检验。
（三）Chow检验
为了检验时间序列数据的结构稳定性，进行Chow分割点检验，基于比较利用整个样本估计方程获得的残差平方和及利用每一子区间样本估计方程获得的残差平方和之间的差别。检验结构如表5：　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　
F=1.383490<5.72，该结果不拒绝假设，则不存在结构变化。
表5 Chow Breakpoint Test结果
　　　　　Chow Breakpoint Test: 1992
F-statistic
1.38349
Probability
0.27672
Log likelihood ratio
4.902862
Probability
0.17905
以上模型分析说明外汇储备增加导致货币供应大量增加，但货币供应增加导致物价上涨的幅度不大，即通货膨胀压力不大。这是因为影响物价上涨的因素很多，各因素对物价的作用可能相互抵消，尤其是近些年来大多数商品供过于求，其价格虽受货币供应增加的扰动，却一直蛰伏不动少有抬头。但是外汇储备增加货币供应增加——物价水平上涨——通货膨胀的传导机制具有时滞效应是明显的，外汇储备增加对通货膨胀的压力不可小觑。
五．结论
我们有理由认为,虽然宏观经济理论中可以推导出高额外汇储备——大量外汇占款——基础货币增加——货币供给增加——物价水平上涨(通货膨胀)的传导机制,但根据统计年鉴数据推导的结果显示,中国外汇储备余额增长与通货膨胀(居民消费价格定基指数)之间不存在直接的因果关系。
外汇储备余额增长于居民消费价格指数之间不存在直接的因果关系的原因是多方面的,本人认为其最主要的原因为以下几个方面:
(1)自1978年改革开放以来,在我国由半封闭国家逐步走向开放、由计划经济转变为市场经济的过程中,世界经济对我国内部经济的影响(包括外汇储备增长的影响)是一个渐进甚至在开始阶段是一个非常徐缓的过程,而且由于计划经济时代建立的经济结构、模式以及资本市场不健全等原因,使得国家宏观经济调控政策特别是货币政策对经济的影响效果并不显著(特别是改革开放初期阶段),类似的虽然理论上存在高额外汇储备——大量外汇占款———基础货币增加———货币供给增加———物价水平上涨(通货膨胀)的传导机制,但在我国由于经济结构、资本市场不完善等原因,使得传导机制中从货币供给增加到物价水平上涨这一段存在很长的时滞,影响效果并不是非常明显;
(2)随着我国经济结构的调整、资本市场的不断完善,近年来在外汇储备迅速增长的同时,央行实施提高利率、改变其资产负债结构、发行央行票据等措施;
(3)改革开放后,我国GDP保持了近30年的高速增长,年平均增长率为9%,而经济的高速增长也吸纳了大量因储备增长而投放的货币量;
(4)金融危机这一突发性事件对经济的负面影响;缺乏足够的统计数据。虽然本文结合了1981-2009年的数据进行分析,但由于无法获得月度、季度数据,而采用年度数据,所涉及的统计数据偏少,由此可能会造成结果上的偏差。

【参考文献】：
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作者简介：
陈兆利（1980-），女，江苏连云港人，江苏联合职业技术学院连云港财经分院 ，高校讲师，在职硕士，主要研究方向：拓扑学、数理金融学.
联系方式：
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