中國(guó)對(duì)外貿(mào)易、外匯儲(chǔ)備與物價(jià)水平關(guān)系的實(shí)證研究

于　珍，徐　玲(西安工程大學(xué) 管理學(xué)院，陜西　西安　710048)

一、引　言

加入WTO以后，我國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢(shì)頭強(qiáng)勁，對(duì)外貿(mào)易迅速擴(kuò)大，進(jìn)出口總額和貿(mào)易順差不斷增加，外匯儲(chǔ)備余額也快速上升。我國(guó)的進(jìn)出口總額從2002年的6 207.7億美元迅速增加到2010年的29 727.6億美元。同時(shí)，我國(guó)貿(mào)易差額整體呈現(xiàn)順差態(tài)勢(shì)，2004年貿(mào)易順差為320.9億美元，2005年則為1 018.8億美元，增長(zhǎng)了217.48%，2010年實(shí)現(xiàn)順差1 831億美元。此外，較高的貿(mào)易順差是我國(guó)外匯儲(chǔ)備增加的重要原因，2010年末我國(guó)外匯儲(chǔ)備已達(dá)到28 473億美元，比2006年增長(zhǎng)2.67倍。面對(duì)外匯儲(chǔ)備的增加，2008年我國(guó)CPI同比上漲5.9%，2010年為3.3%。因而，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的形勢(shì)下，研究我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)水平的影響意義重大。

二、文獻(xiàn)綜述

隨著經(jīng)濟(jì)全球化及各國(guó)對(duì)外貿(mào)易開放程度的不斷提高，對(duì)于對(duì)外貿(mào)易和CPI的關(guān)系國(guó)內(nèi)外已有大量研究，這對(duì)于我們的進(jìn)一步分析具有重要的借鑒意義。

國(guó)外學(xué)者Terra認(rèn)為只有在債務(wù)危機(jī)時(shí)嚴(yán)重負(fù)債的國(guó)家才會(huì)一致性顯示貿(mào)易開放度與通貨膨脹呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而高收入國(guó)家的貿(mào)易開放度與通貨膨脹呈正相關(guān)關(guān)系[1]。我國(guó)學(xué)者劉華和盧孔標(biāo)通過Granger因果檢驗(yàn)對(duì)進(jìn)出口與國(guó)內(nèi)物價(jià)波動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證，得出進(jìn)出口對(duì)國(guó)內(nèi)“總供給—總需求”的影響最顯著，是影響物價(jià)波動(dòng)的重要因素之一[2]。朱啟榮則從理論上分析了對(duì)外貿(mào)易影響我國(guó)物價(jià)水平的途徑，并通過實(shí)證分析得到出口、進(jìn)口和貿(mào)易順差增長(zhǎng)均推動(dòng)了我國(guó)CPI的上漲[3]。

不同的學(xué)者對(duì)于對(duì)外貿(mào)易和物價(jià)水平之間關(guān)系研究的側(cè)重點(diǎn)各有不同，因而本文在已有研究的基礎(chǔ)上，通過協(xié)整分析、脈沖響應(yīng)函數(shù)和Granger因果檢驗(yàn)來研究我國(guó)貿(mào)易差額、外匯儲(chǔ)備和CPI之間的關(guān)系。

三、實(shí)證分析

1.變量選擇和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)貿(mào)易差額→外匯儲(chǔ)備→外匯占款→貨幣供應(yīng)量→通貨膨脹的作用機(jī)理，本文選取貿(mào)易差額(BALANCE)、外匯儲(chǔ)備(FER)、廣義貨幣供應(yīng)量(M2)及居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)4個(gè)變量作為研究對(duì)象。其中，BALANCE反映我國(guó)貿(mào)易差額變動(dòng)情況；FER反映我國(guó)外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)情況；M2反映了與物價(jià)水平有著緊密聯(lián)系的廣義貨幣供應(yīng)量變動(dòng)情況；CPI則反映一國(guó)物價(jià)水平的波動(dòng)情況。

為全面地反映這四個(gè)變量間的長(zhǎng)期關(guān)系，并考慮到數(shù)據(jù)收集的難度，本文以中國(guó)加入WTO為界，采用2002年1月到2011年3月的月度數(shù)據(jù)共111個(gè)樣本進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)均來源于國(guó)家外匯管理局、中國(guó)人民銀行和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，且經(jīng)處理得出，分別用P、B、RE及M2代表物價(jià)水平、貿(mào)易差額、外匯儲(chǔ)備、廣義貨幣供應(yīng)量的同比增長(zhǎng)率，而D(P)、D(B)、D(RE)、D(M2)則表示一階差分序列。

本文的數(shù)據(jù)借助于Eviews6.0計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件進(jìn)行處理。

2.檢驗(yàn)步驟

首先，分別對(duì)四個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確定它們是否都是一階單整序列I(1)；

其次，由于本文變量大于2，則采用基于多變量VAR系統(tǒng)的Johansen極大似然估計(jì)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；

第三，建立VAR模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并在模型框架內(nèi)運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析P對(duì)B、RE和M2沖擊的響應(yīng)；

最后，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法分析變量間是否存在因果關(guān)系。

3.單位根檢驗(yàn)和模型滯后階數(shù)選擇

為了保證模型的適用性及Granger因果檢驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)，首先應(yīng)對(duì)變量P、B、RE及M2進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1　P、B、RE、M2的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注：***(**)[*]表示1%(5%)[10%]的顯著水平上拒絕單位根假設(shè)，D(.)表示一階差分項(xiàng)，(C，T，L)中，C表示帶常數(shù)項(xiàng)，T表示帶有趨勢(shì)項(xiàng)，L表示采用的滯后階數(shù)，根據(jù)AIC、SC最優(yōu)信息準(zhǔn)則確定.

ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示：變量P、M2的ADF值均高于10%的臨界值，所以這兩個(gè)序列在1%的顯著性水平上都不能拒絕單位根，說明它們皆為非平穩(wěn)序列；B、RE的ADF值均低于1%的臨界值，說明這兩個(gè)序列在1%的顯著性水平上拒絕單位根，是平穩(wěn)序列。但序列具有相同單整階數(shù)是序列之間具有協(xié)整性的必要條件，所以對(duì)經(jīng)過一階差分后的序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，所得ADF值在1%的顯著性水平上皆為平穩(wěn)的，故均為一階單整I(1)序列。

4.VAR模型建立和協(xié)整檢驗(yàn)

通過單位根檢驗(yàn)，確定四個(gè)序列都是I(1)序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。根據(jù)AIC、LR準(zhǔn)則，經(jīng)檢驗(yàn)最優(yōu)滯后階數(shù)為1，模型滯后期的選擇檢驗(yàn)詳見表2，從表2可看到由于在滯后期為1的條件下，所加*最多，所以符合相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)，故選擇滯后期為1，因而建立P、B、RE、M2四個(gè)變量的VAR(1)模型。從輸出結(jié)果看，模型的擬合效果較好，其中R1和R4分別達(dá)到0.940817、0.896854。

表2　模型滯后階數(shù)的選擇檢驗(yàn)

注：Lag為滯后階數(shù)；LogL為最大似然估計(jì)函數(shù)的對(duì)數(shù)值；LR為序列調(diào)整的LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(5%顯著性水平)；FPE為最后預(yù)測(cè)誤差；AIC為赤池信息準(zhǔn)則；SC為施瓦茨信息準(zhǔn)則；HQ為漢南—奎因信息準(zhǔn)則.

由于本文采用的變量數(shù)為4(>2)，為了避免偏差的產(chǎn)生，本文基于VAR(1)模型，采用Johansen極大似然法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3　Johansen極大似然法檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即在相應(yīng)的顯著性水平下認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系.

從表3可以看出，跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及最大特征值統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果均顯示，第一、二、四個(gè)似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值都大于5%顯著性水平下的臨界值，因而拒絕這三個(gè)原假設(shè)，即表明上述變量之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。這表明外匯儲(chǔ)備、貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)之間存在某種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

5.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)描述了一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差沖擊的反應(yīng)，描述了在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的信息沖擊后對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響[4]。

基于上述分析，根據(jù)4個(gè)變量的VAR(1)模型，得到它們的脈沖響應(yīng)函數(shù)，以反映任意一個(gè)變量的波動(dòng)如何經(jīng)由模型影響其他變量。

從圖1可以看出，當(dāng)貿(mào)易差額變化率上調(diào)一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)誤差時(shí)，物價(jià)水平變化率在其沖擊下，快速下降，但隨著時(shí)間的推移呈緩慢上升態(tài)勢(shì)。

圖1　物價(jià)水平對(duì)貿(mào)易差額沖擊的響應(yīng)

從圖2可以看出，物價(jià)水平對(duì)外匯儲(chǔ)備沖擊的響應(yīng)為正，當(dāng)外匯儲(chǔ)備上調(diào)一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)誤差時(shí)，物價(jià)水平在前兩期呈現(xiàn)快速上升的態(tài)勢(shì)并于第2期迅速達(dá)到最高點(diǎn)，但此后各期基本保持水平變動(dòng)。這說明短期內(nèi)外匯儲(chǔ)備的增加，加劇了物價(jià)水平的波動(dòng)，但長(zhǎng)期來看外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)將對(duì)物價(jià)水平產(chǎn)生持續(xù)穩(wěn)定的拉動(dòng)作用。

圖2　物價(jià)水平對(duì)外匯儲(chǔ)備沖擊的響應(yīng)

從圖3我們可以看到，貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)物價(jià)水平影響的正效應(yīng)呈遞增趨勢(shì)，即當(dāng)在基期給貨幣供應(yīng)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)信息的正沖擊后，物價(jià)水平在第1期沒有響應(yīng)，而隨著時(shí)間的推移響應(yīng)逐步加強(qiáng)，這說明，貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)CPI影響的正向推動(dòng)作用強(qiáng)度較大且持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)。

圖3　物價(jià)水平對(duì)貨幣供應(yīng)量沖擊的響應(yīng)

上述分析表明，自2002年以來，我國(guó)貿(mào)易差額、外匯儲(chǔ)備以及貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)水平具有持續(xù)穩(wěn)定的推動(dòng)作用，而從長(zhǎng)期來看，推動(dòng)作用強(qiáng)度并不明顯。但整體而言，上述變量間存在一定的相關(guān)關(guān)系。

6.Granger因果檢驗(yàn)

上述分析表明，貿(mào)易差額、外匯儲(chǔ)備、貨幣供應(yīng)量和CPI之間存在協(xié)整關(guān)系，因而本文采用Granger因果檢驗(yàn)判斷這四個(gè)變量之間短期內(nèi)是否存在因果關(guān)系及其影響方向如何，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4　Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

注：統(tǒng)計(jì)量的P值為檢驗(yàn)的概率值，若P<0.01表示因果關(guān)系在1%的顯著性水平下成立，若P值<0.05,表示因果關(guān)系在5%的顯著性水平下成立，若P值<0.1，表示因果關(guān)系在10%的顯著性水平下成立，反之，因果關(guān)系不成立.

首先，從表4可以看出，在2002年至2011年間，貿(mào)易差額變化率的變動(dòng)與物價(jià)指數(shù)的波動(dòng)存在明顯關(guān)系，B不是P的Granger原因的概率僅為8.E-05，說明貿(mào)易差額的變動(dòng)是引起物價(jià)水平變動(dòng)的Granger原因，且存在單向因果關(guān)系。反之，物價(jià)水平變動(dòng)并不是貿(mào)易差額變動(dòng)的Granger原因；其次，存在外匯儲(chǔ)備到物價(jià)水平波動(dòng)的單向因果關(guān)系，即外匯儲(chǔ)備增加是引起物價(jià)水平變動(dòng)的Granger原因；第三，存在P到M2的單向Granger因果關(guān)系，表明擴(kuò)張的貨幣政策效應(yīng)會(huì)更多地體現(xiàn)在高通貨膨脹率上；此外，在10%的顯著性水平下拒絕外匯儲(chǔ)備不是引起貿(mào)易差額的Granger原因這一假設(shè)。

四、結(jié)論及啟示

(1)從協(xié)整分析可以看出，我國(guó)貿(mào)易差額、外匯儲(chǔ)備、貨幣供應(yīng)量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。且格蘭杰因果檢驗(yàn)也表明貿(mào)易差額、外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)是物價(jià)水平變動(dòng)的Granger原因。而脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，自2002年以來，我國(guó)貿(mào)易差額、外匯儲(chǔ)備以及貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)水平具有持續(xù)穩(wěn)定的推動(dòng)作用。

(2)分析表明對(duì)外貿(mào)易和外匯儲(chǔ)備是影響我國(guó)物價(jià)水平變動(dòng)的重要因素，主要是由于我國(guó)長(zhǎng)期以出口導(dǎo)向?yàn)橹鳎瑥亩鴮?dǎo)致國(guó)際收支長(zhǎng)期順差。此外，較高的對(duì)外貿(mào)易年增長(zhǎng)率加大了人民幣升值壓力，使得熱錢大量涌入，加之我國(guó)實(shí)行現(xiàn)結(jié)售匯制度，使得外匯儲(chǔ)備不斷增加。同時(shí)大量的外匯儲(chǔ)備造成外匯占款增加，進(jìn)而增加央行基礎(chǔ)貨幣的投放，由于貨幣的乘數(shù)作用造成市場(chǎng)流動(dòng)性增加，從而對(duì)資產(chǎn)價(jià)格和商品價(jià)格上漲形成較大推動(dòng)作用。

(3)通過實(shí)證分析可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)的物價(jià)水平會(huì)產(chǎn)生較大的影響。因此，要根本改變我國(guó)長(zhǎng)期的國(guó)際收支順差，首先應(yīng)提高企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大內(nèi)需，通過減少企業(yè)出口來改善我國(guó)國(guó)際收支狀況；其次，應(yīng)加快對(duì)外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，實(shí)現(xiàn)出口商品向高技術(shù)高附加值轉(zhuǎn)變；最后，應(yīng)建立重要進(jìn)出口商品如石油的物資儲(chǔ)備和價(jià)格調(diào)節(jié)基金制度以控制國(guó)內(nèi)市場(chǎng)價(jià)格，從而減輕國(guó)際市場(chǎng)突變對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的影響等。

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