王凯+庞震

[摘 要]当前我国已经积累了高额的外汇储备，这意味着我国有充裕的对外清偿能力和汇率稳定能力，为维护金融安全提供了资产保障。然而外汇储备规模并不是越多越好，我国为持有高额外汇储备付出了巨大的显性成本及隐性成本，使得价格信号失真增加了通货膨胀的不确定性，造成经济系统信号紊乱致使社会经济资源错配和社会福利损失。文章分析了外汇储备对通货膨胀不确定性的动态影响并提出对策建议，以期对政府和经济决策层提供参考。

[关键词]外汇储备；通货膨胀；货币供应量；通货膨胀不确定性

[中图分类号]F832.6；F822.5 [文献标识码] A [文章编号]1673-0461（2016）12-0079-05

一、引 言

外汇储备是应对国际收支冲击的“缓冲器”，反映了本国的经济实力和金融实力。我国外汇储备在2000年仅为1 655.74亿美元，由于经济高速增长与经常项目、资本项目持续的“双顺差”，到2006年末已经突破1万亿美元成为全球第一大外汇储备国；2009年末突破2万亿美元，达到了23 992亿美元；2011年末突破3万亿美元，达到了31 811亿美元；2014年6月达到3.99万亿的历史最高点；2015年末我国外汇储备33 304亿美元，同比下降13%（见表1）。高额的外汇储备有效保障我国的对外清偿能力和汇率稳定能力，有助于加快人民币国际化的进程，为维护金融安全提供了资产保障。然而，外汇储备是把双刃剑，使得我国付出了巨大的显性成本及隐性成本，其显性成本主要表现在外汇储备资产单一，大约70%是美元债券，随着人民币兑美元的持续升值，外汇储备资产的收益率较低甚至为负值。

巨额外汇储备的隐性成本主要表现为货币政策失效和通货膨胀不确定风险凸显，央行银行不得不在外汇市场上回购人民币并形成大量外汇占款，截止到2015年底我国金融机构外汇占款为26.6万亿元，大量外汇占款通过基础货币的乘数效应放大后并利用商业银行渠道投放到货币流通市场中，导致货币供给和需求关系的严重失衡：货币的供给量远远超过货币的需求量，股票市场和房地产市场资产出现泡沫，通货膨胀的压力增大。通货膨胀危害性的真正来源其预期的不确定性，因为完全预期到的通货膨胀使得工资、名义利率等变量会提前做出调整，所以并不会扭曲社会经济资源配置，也不会影响社会福利；然而没有完全预期到的通货膨胀会产生不确定性，导致了社会经济资源错配和社会福利损失（陈泊昊、陈菁泉，2013[1]；苏梽芳，2010[2]），所以说通货膨胀的不确定性相对于通货膨胀水平更值得关注。

二、文献述评

国外部分学者认为外汇储备增长的动机在于预防性货币需求和“重商主义”，然而当货币当局积累较多的外汇储备时，就会面临着“三元悖论”难题（Aizenman & Lee（2007）[3]，Carpenter & Demiralp， 2012[4]）。特别是在新兴市场国家，经常性的央行货币政策冲销干预并不能抵消外汇储备带来的通货膨胀压力，也并不能阻止国内金融资产泡沫和房地产的价格泡沫与短期国际资本的投机性流动，推动了通货膨胀不确定性风险的上升，甚至影响到本国的金融稳定（Shrestha & Semmler， 2011[5]； Bonatti & Fracasso， 2013[6]）。

国内学者关于外汇储备与我国通货膨胀关系的研究结论并不一致，部分学者认为我国巨额外汇储备与物价上升并没有直接的正相关关系（赵振全、刘柏，2006[7]；何启志、范从来，2011[8]），主要原因在于中国人民银行可以通过货币政策来消除货币供应量增加的压力。但另外部分学者研究发现我国外汇储备资产额和通货膨胀不确定性存在明显正相关的关系，外汇储备使得中央银行的资产负债表结构失衡，增加了央行的货币政策冲销政策难度，进而产生了通货膨胀预期的不确定性。同时中国人民银行是外汇储备在外汇市场上的唯一的接盘方，实际上替代了市场中的微观经济主体按照各自的风险偏好对外汇资产进行分散化的市场操作，所以成为了外汇储备的主要风险承担者（曲强、张良扬，2009[9]；唐斯，2011[10]；田苗，2015[11]）。

三、外汇储备对通货膨胀传导的数理模型分析

根据我国学者惠晓峰，王馨润（2013）[12]建立的外汇储备对物价水平传导的模型可知， 货币供应量可以表示为如下方程式：Ms=K×FA+K×DL=K（λ×FR）+K×DL，其中，FR为外汇储备资产额，Ms为我国的货币供应量，K为我国货币乘数，FA为国外净资产额，DL为国内贷款额，λ为人民币的名义汇率。

假设人民币名义汇率在短时间内变动幅度不大，对方程式两边差分：ΔMs=K（λ×FR）+K×ΔDL，说明货币供应量的变动是由外汇储备资产额的变动与国内贷款量的变动两方面共同决定的，假定短期内我国国内的贷款规模变化不大，此时如果外汇储备余额增加，货币供应量就会增加。

根据费雪效应方程可知价格P0=M0V0/Y0，其中，P0为t0时刻的物价水平，M0为t1时刻的货币供应量，V0为t1时刻市场中的货币流通速度，Y0为t1时刻的社会总产出。t1在时刻，价格水平为P1=P0+ΔP1，此时假设新增外汇储备资产为ΔX1，则外汇储备总额为FR1=FR0+ΔX1。

假设当期由于外汇储备增加导致的新增外汇占款以比率投入到商品流通市场中，外汇占款总额可以表示为r×K×λ×ΔX1，此时物价的变动可以表示为ΔP1=（r×K×λΔX1）V1/Y1+M0（V1/Y1-V0/Y0）。

其中，V1为变动后的广义货币流通速度，Y1为变动后的社会总产出。假设短期内我国货币流通速度不变（即V0=V1）、社会总供给不变（即Y0=Y1），则物价水平变化量为ΔP1=（r×K×λΔX1）V0/Y0。由于r×K×λ>0，V0/Y0>0，所以当ΔX1增加时，ΔP1增加，说明外汇储备资产增加额和物价水平存在正相关的关系（惠晓峰、王馨润，2013）[12]。

四、我国外汇储备对通货膨胀不确定性影响的实证检验

（一）我国通货膨胀不确定性的衡量

通货膨胀预期的不确定性是宏观经济的重要指标之一，当物价上涨时微观经济主体会根据自身的判断观察做出对通货膨胀走势的预期，然而由于预期水平与实际水平往往有较大的差距，导致了通货膨胀的不确定性的产生。如何准确测度通货膨胀不确定性是国内外学者们长期密切关注的问题，由于通货膨胀预期是无法是直接观测的，所以学者们在实证研究过程中往往寻求某种可替代变量（苏梽芳，2010[2]）。为了尽可能提高实证分析的准确度，本文采用条件异方差模型来测算我国通货膨胀的不确定性，因为GARCH模型能够较好的描述通货膨胀水平在不可预测冲击下时变的条件方差。

本文所采用的样本数据为2000～2015年CPI的月度时间序列数据，由于月度消费者价格有明显季节性变动趋势，使用Census X12乘法模型对其进行季节调整，然后估计通货膨胀率的自回归模型：

lncpit=1.0001lncpit-1+μt （1）

其中，S.e.=0.006246，t=100077.83。

对方程（1）进行条件异方差的检验可知相伴概率为0.0000，说明其存在条件异方差效应。然后利用条件异方差模型GARCH（1，1）对方程（1）重新进行估计可得均值方程（2）和方差方程（3），对方程（3）进行条件异方差的检验可知相伴概率等于0.6608（见表2），说明其不存在条件异方差效应，通过计算可得我国通货膨胀不确定性的具体值（见图1）。

均值方程：lncpit=1.00013lncpit-1+μt （2）

S.e.=0.006267 t=8603.843。

方差方程：σ=1.21E+0.30μ+0.62σ （3）

对数似然值=681.87，AIC= -7.33， SC= -7.2

（二）变量和数据说明

通货膨胀不确定性：cpivol，来源于我国消费者价格指数的条件异方差方程（见图1）。

外汇储备：re，我国外汇储备资产额的月度增加值。

货币供应量：m2，我国广义货币供应量的月度增加值。

本文的统计数据为2000～2015年月度时间序列数据，主要来源于国家外汇管理局网站、中国人民银行网站、CCER经济金融数据库和国家统计局网站。为了消除季节变动趋势和异方差，首先Census X12乘法模型对lncpivol、lnre、lnm2三个变量进行季节调整。为了避免不平稳时间序列数据的“伪回归”现象，使用ADF法检验三个变量的平稳性（见表3），结果表明这三个变量均为非平稳变量，由于它们一阶差分Δlncpivol、Δlnre、Δlnm2为平稳时间序列数据，因此这三个变量均为一阶单整时间序列变量。

（三）协整分析

因为通货膨胀不确定性（lncpivol）、外汇储备（lnre）和广义货币供应量（lnm2）都是非平稳的一阶单整时间序列变量，可以利用协整检验来判断这三个变量间是否具有长期的均衡稳定关系（见表4），得到协整方程式：lncpivol=0.202lnm2+0.316lnre-8.078。

协整分析结果表明我国外汇储备资产额与通胀不确定性存在正相关关系，外汇储备资产额增长1%，通胀不确定性增加0.316%；外汇储备资产额与广义货币供应量也存在正相关关系，广义货币供应量增长1%，通胀不确定性增加0.202%。协整检验分析证实了弗里德曼的观点：“通货膨胀总是而且永远是一个货币现象”（Friedman， 1963）[13]，其传导机制为：贸易收支双顺差外汇储备增加外汇占款增加基础货币增多货币供应量扩张物价水平上升通货膨胀预期不确定性增加。

（四）格兰杰因果检验分析

为了确定外汇储备、通货膨胀不确定性和广义货币供应量是否具备统计意义上的因果关系，进一步使用Granger 因果检验分析法，由于格兰杰外汇储备因果检验要求时间序列统计变量必须是平稳的，为了避免“伪回归”现象需要对三个变量的一阶差分进行检验（见表5），可得出如下结论。

第一，我国外汇储备资产额变动和通货膨胀不确定性变动存在Granger意义上的单向因果关系，说明外汇储备资产额的变动会导致通货膨胀不确定性的变动，反之则不成立。

第二，货币供应量的变动和外汇储备资产额的变动存在Granger意义上的双向因果关系，说明一方面我国广义货币供应量变动会导致外汇储备资产额的变动，另一方面外汇储备资产额变动也会导致货币供应量的变动。

第三，我国货币供应量变动和通货膨胀不确定性变动存在Granger意义上的单向因果关系，说明货币供应量变动会导致通货膨胀不确定性的变动，反之则不成立。

（五）脉冲响应函数分析

为了进一步验证外汇储备、通货膨胀不确定性和货币供应量三者的短期动态关系及长期均衡关系，对三个变量进行脉冲响应函数检验并得出如下的结论。

第一，短期内外汇储备变动对通货膨胀不确定性的冲击在为负值，长期内为正值并趋于平稳，说明从长期来看外汇储备的变动与通货膨胀不确定性存在正相关的关系（见图2）。

第二，无论是短期内还是长期内外汇储备资产额的变动对广义货币供应量的冲击一直为正值，进一步证明了两者的正相关关系（见图3）。

第三，短期内货币供应量变动对通货膨胀不确定性的冲击在为负值，长期内为正值（见图4），主要是因为短期内货币供应量的总供给超过总需求时，只是形成潜在的通货膨胀预期，并不立刻引起商品市场中公众对社会总产品需求的扩张，然而在长期内当利率降低刺激了经济增长，企业和消费者等微观经济主体的支出增加使得社会总需求进入主动扩张期，这时先前潜在的通货膨胀压力逐渐释放出来，加剧了通货膨胀的不确定性风险（王凯、庞震，2008）[14]。

五、结论及对策建议

我国的巨额外汇储备积累了潜在的金融风险，削弱了宏观经济调控的效果，对外汇储备的有效管理是影响经济可持续发展的重要问题。在实证分析的基础上得出以下结论：第一，我国高额外汇储备扭曲了宏观经济的价格机制和资源分配机制，增加了通货膨胀预期不确定性使得价格信号失真，造成经济系统信号紊乱致使产出降低，弗里德曼假说成立。第二，货币供应量的扩张加剧了我国通货膨胀的不确定性，虽然短期内货币超量供应只是形成潜在的通胀压力，消费者价格指数也并不会立即上涨；然而长期内货币供应量的扩张和利率的降低引起社会总需求的“主动增加”，由于信息不对称通货膨胀率水平的变动会加大通货膨胀不确定性的压力。针对上述结论，引申以下政策建议。

第一，完善外汇占款冲销政策。虽然短期内输入型通货膨胀压力可以通过货币冲销政策暂时得以缓解，然而随着外汇储备资产的积累，央行的票据发行量势必持续增长，通货膨胀不确定性的风险加剧，到期票据的偿付也给央行带来巨大的压力，票据对冲的难度将越来越大，对冲成本也越来越高，尽管我国央行不以盈利为目的，但是资产损失风险仍不容忽视（高瞻，2011）[15]。所以说央行需要尽快完善货币政策，可以制定有效的政策组合以增强货币冲销的有效性和前瞻性。

第二，实施人民币汇率目标区制度。目前人民币汇率制度的缺陷导致我国外汇市场机制很不健全，汇率过分波动对宏观经济资源的配置作用产生严重的扭曲。人民币汇率目标区制度是一种典型的中间汇率制度，它综合了固定汇率制度的稳定性和浮动汇率制度的灵活性，可以作为目前人民币汇率制度改革的过渡选择策略，可以有效降低债权型货币错配金融风险，有效降低了输入型的通货膨胀压力。

第三，建立我国通货膨胀目标制度（Inflation Targeting）。通货膨胀目标制度早已经成为发达国家矫正本国通货膨胀不确定性的优选管理策略，货币当局关于维持目标通货膨胀率的承诺纠正了“市场失灵”，并降低了公众与央行货币当局之间的信息不对称，有效发挥了其“名义锚”的作用，提高了本国央行货币干预政策的透明度和可行度，有助于引导微观经济主体的合理通货膨胀预期。