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外汇储备与通货膨胀的实证解析

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理论模型

要考虑汇率、外汇储备与国内通货膨胀三者之间的关系,必然涉及产品市场、货币市场以及国际市场。因此,本文借助于产品市场的IS曲线、货币市场的LM曲线以及国际收支的BP曲线将三者联系起来,从而分析其中的具体关系。产品市场均衡时:IS曲线为Y=c(y)+i(r)+g+nx(y,e,p,pf)(1)将消费函数、投资函数以及净出口函数代入上式得y=α+e+g+q-βt+nEpfp1-β+γ-d1-β+γr(2)y=L1+L2r(3其中L1=α+e+g+q-βt+nEpfp1-β+γ;L2=-d1-β+γr式中d为投资对利率的敏感系数,e为自发投资,α为自发消费,β为边际消费倾向,t为税收,g为政府购买,E为汇率、Pf为国外价格,P为国内价格,y为国民收入,r为利率,γ表示边际进口倾向。q,n为进出口函数中的相关参数。货币市场均衡时:LM曲线为f(y,r)=M/p(4)进一步的r=kyh+Mph(5)其中M/P指实际货币供应量,k为货币需求对收入的敏感性,h为货币需求对利率的敏感性。国际资本市场:国际收支曲线:BP=nx-F(6)将净出口函数以及资本流出函数代入上式得r=BP-q+γy-nEpfp+σrfσ(7)其中,BP指国际收支项,当国际收支平衡时BP为零,pf为国外的价格,rf为国外的利率,σ为资本流出函数中的参数由(1)(2)(3)联立得p=Mσ(Kσ-hγ)(L1-L2r)-h(BP-q-nER+σrf)(8)其中ER=Epfp表示实际汇率即可以简写成p=f(BP,ER,M,r,rf)(9)由于BP反映了国际收支的具体状况,因此其反映了我国外汇储备的增减,从而用外汇储备的变动代表BP,(4)式变为P=f(FER,ER,M,r,rf)(10)由上式可知,汇率、外汇储备等变动均会对物价水平产生影响。具体而言当外汇储备增多时,物价水平会呈上升趋势;当汇率上升时,物价水平则会下降。

实证模型

(一)结构变化单位根(ZA)检验传统的单位根检验(ADF、DF-GLS以及PP检验)并没有考虑数据发生结构突变的情形。Perron对在结构突变是外生给定的情形下的单位根进行了研究,发现结构突变将使常规的单位根检验无效。而通常而言,结构突变均被认为是内生的,因此,Zivot和An-drews避免了perron的结构突变外生化的假定,利用数据的自身特征找出其结构变化点,从而实现结构突变内生化。本文则沿用Zivot和Andrews的内生结构突变的方程检验形式。这一检验的具体模型如下:模型A:截距项发生突变的方程Δyt=c+αyt-1+βt+θDUt(λ)+kj=1ΣdjΔyt-j+εt(11)模型B:时间趋势项均发生突变的方程Δyt=c+αyt-1+βt+γDTt(λ)+kj=1ΣdjΔyt-j+εt(12)模型c:截距项与时间趋势项均发生突变的方程Δyt=c+αyt-1+βt+θDUt(λ)+θDUt(λ)+kj=1ΣdjΔyt-j+εt(13)以上三个模型的原假设均是α=0,即原序列是不含有结构突变的单位根序列,备则假设则是α<0,即yt是结构突变的趋势平稳序列。其中,TB为结构突变发生的时间,λ=TB/T,表示突变点发生的具体时点位置,DUt是一个表示其截距项发生结构突变的虚拟变量,而DTt则是其斜率项发生结构突变的虚拟变量。DUt=1t>TB0otherwisτeDTt=t-TBt>TB0otherwisτeZA检验把时间段内的样本点都看成潜在的结构突变点ti(i=1,2…),并对每一个点逐次进行单位根检验,从而计算t统计量,从中选取最小的t值,然后与相应的临界值比较,若大于临界值则接受原假设,反之,则拒绝原假设。(二)结构变化协整(GH)检验在探讨变量之间的长期关系时,通常采用的协整检验常常会忽略结构突变对此的影响,对此,GregoryandHansen将zivotandAndrews的方法推广到协整领域,提出了内生结构突变的协整检验,其备则模型具体形式如下:模型A:截距项存在结构突变(C)y1t=u1+u2Dtτ+αTy2t+εtt=1.2….n(14)其中μ1表示改变前的截距,μ2表示结构变化发生后截距项的偏移。模型B:含时间趋势的截距项存在结构突变(C/T)y1t=u1+βt+u2Dtτ+αTy2t+εtt=1.2…n(15)模型C:截距项与斜率均发生结构突变(C/S)y1t=u1+u2Dtτ+αTy2t+αT2y2tDtτ+εtt=1.2…n(16)其中虚拟变量Dtτ定义为:Dtτ=1t≤[nτ]0t>[nττ]以上三个模型的原假设是序列不存在协整关系,备则假设则是序列存在协整关系且发生过结构突变。式中,Dtτ为虚拟变量,刻画模型的结构变化,参数τ为结构突变点在时间序列的相对位置,[]表示取整运算。同样,仍假定每一个样本点均是潜在的结构突变点,然后对每一个点逐次回归得到残差序列,对残差序列进行单位根检验,进而算出每一个点对应的统计量,从中选取最小的值,然后将统计量与临界值进行比较,最终作出判断。

实证检验与分析

(一)数据来源本文以区间为1994年1月到2011年9月的共计213个数据作为样本数据。其中,人民币实际汇率(RER),为了真实反映人民币实际价值,采用国际清算银行公布的人民币实际有效汇率的月度数据;国内市场物价水平采用居民消费价格指数(CPI)的月度数据来衡量。外汇储备(FER)的数据则来源于外汇管理局网站的外汇储备月度数据。对于月度数据,常常需要对此进行季节调整,以便消除季节变动对结果产生的影响,从而更好地反应季度序列的特征和基本趋势。本文采用X-11法对数据进行调整,调整后的数据标以sa,然后对调整后的数据取自然对数,以消除时间序列的异方差,从而最终变量分别为:LFERsa、LR-ERsa、LCPIsa。(二)数据平稳性检验对于时间序列,需要分析数据的平稳性,否则会出现伪回归的问题,因此首先对各变量进行ADF检验,如检验发现是单位根序列,再对此进行ZA单位根检验,进一步判定是否是结构突变的趋势稳定序列,如果检验发现序列是平稳序列,那么对此进行ZA单位根检验则纯属多余。因此,先对以上各位变量做ADF检验,结果如下。表1变量的ADF检验结果注:其中C,T,N分别表示常数项、趋势项与滞后阶数由ADF检验可以看出,外汇储备、真实有效汇率、物价水平均是单位根序列,且是一阶单整序列,因此为了更精确地反应数据之间的统计特征,以防把结构突变的平稳序列看成是单位根序列,下面对这些变量进行ZA单位根检验,检验结果如下:表2LFERsa、LRERsa、LCPIsa的ZA单位根检验结果注:za检验在1%、5%、10%的临界值分别为-5.34、-5.08、-4.82由表2的ZA检验结果可知:外汇储备、真实有效汇率以及物价水平均是不平稳的,且是一阶单整过程,这进一步证明了上述三个变量的单位根过程。其中外汇储备的变化时期是在2004年1月,真实有效汇率的结构变化时期是在2002年3月,这可能是因为自从2001年12月中国正式加入世贸组织以后,对外贸易环境得到了变化,进出口总额发生了很大的改变;同时,北京申奥成功也促使国内出现了新一轮的投资热潮,再者,在2003年,人民币升值预期形成,大量游资开始涌入国内,这些因素都会对汇率、外汇储备产生影响。而物价水平的结构变化时期则发生在1997年1月,这可能是因为当时实行的宏观经济政策所致,经济增速自1993年起加快,物价水平曾一跃上升到1994年的24.1%,抑制通货膨胀是当局的首要任务,通过综合治理,使得国民经济至1996年底成功实现软着落,物价水平大幅度下降。(三)数据相关性检验1、人民币汇率与物价水平的关系。由于LRERsa、LCPIsa、LFERsa这些变量差分后都通过了单位根检验,且都是一阶单整变量,所以对此进行协整检验以考察两者之间是否存在一种长期稳定的关系。而由于传统的协整检验并没有考虑结构变化对变量间长期稳定关系的影响,因此为了更全面地考察变量间的协整关系,我们对变量进行了考虑结构突变的GH协整检验,检验结果如表3。表3物价水平与汇率之间的GH检验结果注:1.ADF*、Zt*、Zα*为GH协整检验三个检验统计量,临界值表参阅文献[1];2.**分别表示在5%的显著水平上拒绝零假设,即变量间存在该形式的协整关系。下同表3分别给出了这两变量间三种GH检验备则模型的检验结果,发现,三种模型中,无论是ADF*统计量,还是Zt*或者Za*统计量均不能在10%的显著性水平上拒绝原假设,这说明汇率与物价水平间不存在任何形式的双变量协整关系,即汇率与物价水平间不存在长期稳定的关系,也表明汇率并不会引起物价水平的变动,物价水平的波动也不会带来汇率的相应变化。这与理论推导的结果不一样,可能是因为我国现阶段汇率仍缺乏足够的弹性,且汇率与物价水平两者之间的传导机制仍没有打通,从而导致两者之间的互动不是很显著。2、外汇储备与物价水平的关系。表4物价水平与外汇储备之间的GH协整检验结果由表4可知,当外汇储备作为解释变量,物价作为被解释变量进行GH检验时,在5%的显著水平上,C/S模型的ADF*统计量检验拒绝了其原假设,这说明物价水平与外汇储备之间存在C/S形式的协整关系,且存在着结构突变。而当把物价作为解释变量,外汇储备作为被解释变量做GH检验时我们发现两者间不存在任何形式的协整关系。这说明这两变量间存在单向的协整关系,外汇储备的变动引起了物价的变动,而物价的变动并没有影响到外汇储备的波动。为了考察外汇储备的具体变动是如何对物价水平产生影响的,下面对C/S形式的协整方程进行估计。根据C/S结构变化形态方程的形式设方程的具体形式如下:LCPIsat=γ1+γ2Dtτ+γ3LFERsat+γ4LFERsatDtτ+εtt=1.2…n…(17)其中γ1表示发生结构变化前的截距,γ2表示结构变化发生后截距的偏移,γ3表示结构变化前斜率的系数,γ4表示结构变化发生后斜率的偏移,Dtτ表示发生结构变化的虚拟变量,参数τ为结构突变点在时间序列中的相对位置,由表5可知τ=0.211268,而本文的样本容量为213个,因此结构变化发生的时间点为1997年9月,虚拟变量Dtτ取值如下:Dtτ=1t≤1997.90t>1997.≤9因此,利用eviews对这一模型各变量的系数进行估计,结果如下:LCPIsa=5.641-1.144D-0.139LFERsa+0.154LFER-sa.D(18)(119.49)(-23.23)(-19.29)(20.78)其中括号内的数值表示t统计量,回归结果表明,在1997年9月以前协整方程还未出现结构变化,物价对外汇储备的弹性为-0.139,外汇储备与国内物价水平之间是负相关的关系,外汇储备每增加1%,不仅不会使物价上涨,反而会促使物价降低0.139%。这与理论推导两者之间同向关系的结论相悖,可能因为,一方面是1997年7月源于泰国的亚洲金融危机中,中国坚持人民币汇率稳定,不贬值,对进出口贸易和引进外资都受到了冲击,外汇储备也由前几年的快速增加,变为下降;另一方面,中国前一段时间实行的宏观经济政策也对物价的下降起着至关重要的作用。然而在1997年9月发生结构突变后,这一突变使得协整变量间的关系发生了显著的变化,物价对外汇储备的弹性开始由负向的-0.139变为正向0.015(-0.139+0.154)。这一结论支持了理论推导的结果,但尽管外汇储备对物价的影响为正,作用仍不是很明显,1%的外汇储备增加,物价将上升0.015%,究其原因可能是央行采取了冲销政策,央行会通过提高存款准备金率、发行央行票据、公开市场操作或者综合使用这几种工具去冲销过多的基础货币回收过多的流动性,这也说明央行采取的冲销政策在现阶段是有效可行的。3、人民币汇率、外汇储备与物价水平的关系。以上分别将汇率、外汇储备与物价水平之间的长期关系进行了分析发现,汇率与物价之间并不存在长期稳定的关系,而外汇储备对物价水平在长期内则存在单向的稳定关系。下面将汇率引入外汇储备对物价影响的模型,进一步考察两者共同对物价水平的影响效果,以考察三者间的长期稳定关系。三者GH检验的结果如下:表5汇率、外汇储备与物价水平之间的GH协整检验结果由表5可知,当将外汇储备、汇率共同作为解释变量时,GH检验表明外汇储备、汇率与物价水平三者之间不能存在任何形式的协整关系。这表明汇率与外汇储备、物价均不存在长期的稳定关系,且汇率的引入使得外汇储备与物价水平之间的长期稳定关系消失,这说明汇率的引入使得外汇储备与物价之间的关系变得更加复杂化。

结论与政策建议

本文在考虑了结构突变的情形下,通过使用结构变化的单位根(ZA)检验和协整检验(GH检验),对人民币汇率、外汇储备与物价之间的关系进行实证分析,结果发现:首先,汇率与物价之间并不存在任何意义上的协整关系,汇率的变动并不会引起物价的变动,当然物价的变动对汇率也无影响。因此有人提出的利用人民币升值来降低国内通货膨胀的建议有待商榷。其次,外汇储备与物价之间存在C/S形式的协整关系,且结构突变点发生在1997年9月,在结构突变前后,外汇储备对物价的影响方向从负相关关系转变为正相关关系。但是无论是正相关关系还是负相关关系,物价对外汇储备的弹性较小,外汇储备变动对物价的影响不是很明显。再者,将汇率引入到外汇储备对物价的影响模型中发现,汇率的引入使得外汇储备与物价间的协整关系消失,这说明了汇率使外汇储备与物价之间的关系更趋复杂。鉴于以上分析,提出以下建议:首先,我国货币政策的重点应该是稳定物价,货币当局应该通过制定正确的货币政策来控制国内的通货膨胀,而不能寄希望于通过人民币升值来抑制通货膨胀。这也说明我国的汇率制度可以变得更加富有弹性,进一步增强货币政策的独立性。其次,央行在对外汇占款进行冲销的时候要考虑冲销的数量以及持续性,毕竟在现阶段我国巨额外汇储备没有对物价产生明显的影响,很大程度上得益于央行的冲销政策,一旦冲销成本过大以及长期冲销不可持续,那么巨额外汇储备势必会对国内经济产生不良影响。再者,加快人民币国际化步伐。在央行冲销政策的实施下,巨额外汇储备对国内物价水平的负面影响虽然还没显现出来,但是仍不能忽视外汇占款的巨额增加对通货膨胀的潜在影响。加快人民币国际化步伐,可以缓解我国现在国际收支双顺差的局面,减缓我国外汇储备的巨额增加,从而减轻外汇占款导致的通货膨胀问题。

本文作者:陶士贵 陆苗苗 工作单位:南京师范大学商学院

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