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1、第9 卷第1 9 期淮海工学院学报(社会科学版人文纵横)V 0 1 9N o 1 92 0 11 年1 0 月J o u r n a lo fH u a i h a iI n s t i t u t eo fT e c h n o l o g y(H u m a n i t i e sF o r u m，S o c i a lS d e n c eE d i t i o n)O c t 2 0 11D O I：I O 3 9 6 9 j i s s r L1 0 0 8 3 4 9 9 2 0 11 1 9 0 0 3外汇储备增加对通货膨胀的影响5 9 析陈兆利(江苏联合职业技术学院连云港财经
2、分院，江苏连云港2 2 2 0 0 0)摘要：以国家统计局发布的1 9 8 1 2 0 0 9 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：F 8 3 2 6文献标识码：A文章编号：1 0 0 8 3 4 9 9(2 0 1 1)1 9 0 0 0 6 0 4自1 9 9 4 年以来我国外汇储备出现了持续上涨，尤其是2 0 0 0 年后开始进入迅速增长阶段。2 0 0 5 年底，我国外汇储备达81 8 9 亿美元。同比增长3 4 2
3、6。同时，居民消费价格指数自2 0 0 2 年开始上升，进入2 0 0 4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2 0 0 5 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E v i e w s 软件为分析工具结合国家统计局发布的1 9 8 1 2 0 0 9 年的统计数据，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1 9
4、8 1 2 0 0 9 年，共2 9 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(如表1 所示)。表l 居民消费价格指数和外汇余额表T a b l e1C o n s u m e rp r i c ei n d e xa n df o r e i g nc u r r e n c yb a l a n c e年份价格指数外汇余额，亿美元外汇储备增长率年份价格指数外汇余额，亿美元外汇储备增长率1 9 8 12 1 32 7 0 81 9 9 66 2 8l0 5 0 2 9O 2 9 9 2 71 9 8 22 1 76
5、9 8 6o 6 1 23 6 81 9 9 1 77 8 5l3 9 8 9 0o 2 4 92 01 9 8 32 3 48 9 0 1o-2 1 51 4 41 9 9 89 1 714 4 9 5 9o 0 3 49 71 9 8 42 3 98 2 2 0-o 0 8 28 4 71 9 9 1 99 9 315 4 6 7 5O J D 6 2 8 21 9 8 52 4 42 6 4 4-2 1 0 89 2 62 0 0 01 0 2 1l6 5 5 7 40 0 6 58 31 9 跖2 4 92 0 7 2-o 2 7 6 0 6 22 0 0 l1 0 1 321 2 1
6、 6 50 也1 9 1 9 8 72 5 62 9 2 30 2 9 11 3 92 0()29 9 928 6 4 0 70 2 5 92 21 9 8 82 8 63 3 7 2o-1 3 31 5 52 0 0 3l o o4 0 3 2 5 lo 2 8 9 7 61 9 8 93 0 75 5 5 0o 3 9 24 3 22 0 0 41 0 0 760 9 9 3 2o 3 3 8 8 61 9 9 03 3 31 l O 9 30 4 9 96 8 42 0 0 59 9 98 1 8 8 7 2o 2 5 5 1 61 9 9 l4 0-22 1 7 1 20 4 8 90
7、 8 42 0 0 61 0 1 11 0 酯3 4 0o 2 3 2 0 71 9 9 1 24 6 81 9 4 4 3 0 1 1 67 0 02 0 0 71 0 51 52 8 2 4 9o 3 0 2 2 51 9 9 34 7 42 11 9 9o 0 8 28 3 42 0 0 81 0 6 91 94 3 00 2 1 4 醯1 9 9 44 9 85 1 6 2 00 5 8 93 2 62 0 0 91 0 1 92 39 9 1 5 2o 1 8 88 71 9 9 55 3 77 3 5 9 7o 2 9 86 1 3注：居民消费价格指数设定2 0 0 3 年=1 0
8、 0；数据来源：国家统计局网站w w w s t a t s g o v 佃。收稿日期：2 0 1 1-一1 2：修订日期：2 0 1 1 一一2 6作者简介：陈兆利(1 9 8 0 一)，女，江苏连云港人，江苏联合职业技术学院连云港财经分院讲师，硕士，主要从事拓扑学、数理金融学方面的研究，(E-m a i l)t e r i a l 1 6 3 咖o万方数据第1 9 期陈兆利：外汇储备增加对通货膨胀的影响分析7二、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
9、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(F E R)进行单位根检验，运用E v i e w s 软件得到如表2 所示的检验结果。表2P 和F E R 的平稳性检验结果T a b l e2T e s tr e s u l t o ft h es t a b i l i t yo fPa n dF E R当随机变量序列的A D F 值
10、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A D F 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F E B 的A D F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F E R 取一阶差分，分别记为d P 和d F E R，对其继续进行单位根检验，结果如表3 所示。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。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，具有同阶表3d P 和
11、d F E R 的平稳性检验结果T a b l e3 T e s tr e s u l to ft h es t a b i l i t yo fd Pa n dd F E R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地提高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
12、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地提高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，统计值，进行F 检验。如果在选定的显著性水平上计算的，值超过临界F 值。则拒绝虚拟假设，即存在因果关系。居民消费定基指数与#i-汇储备余额增长率的格兰杰因果检验结果如表4 所示。表4 格兰杰因果检验结果T a b l e4G r a n g e
13、 rc a u s a l i t yt e s tr e s u l t在5 的显著性水平下由表4 中检验结果可以看出。所计算的，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增长的厕因o 通过匕圭盎分析。可以得出：在多哦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d P 和d F E R 之间的回归方程d P=a+0 d F E R+岛万方数据8淮海工学院学报(社会科学版人文纵横)2
14、 0 1 1 年l O 月由O L S 估计我们得到下面的方程：(方程下面小括号内为t 统计量，为观测次数，群为相关系数的平方，下同)d P=3 2 1 71 1 0+0 8 1 54 8 3 d F E R(3 9 4 84 6 8)(0 5 4 69 7 6)J v=2 7R 2=0 0 118 2 6D W=O 5 4 37 5 0。模型残差具有自相关性。(二)广义差分法重新估计模型d P=3 2 5 90 4 2+0 1 3 7 21 6 6 d F E R+Q 7 4 18 2 7A R(1)(1 4 4 50 9 4)(0 0 9 23 1 9)(5 2 8 72 8 2)，-2
15、6足2-0 5 5 06 6 4，-1 4 0 9 33 3D W=1 2 2 69 8 8模型已消除自相关性。方程右侧l o gG D P 系数的符号同我们的预期一致，并且r，统计量显著，通过T 检验，F 检验。(三)C h o w 检验为了检验时间序列数据的结构稳定性进行C h o w 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 所示，F=I 3 8 34 9 0 、中国学术期刊综合评价数据库、“万方数据网”和“万方数据数字化期刊群”，以及中文科技期刊数据库、C E P S 中文电子期刊数据库、教育阅读网全
16、文收录期刊序列的实际情况，决定从2 0 1 1 年6 月3 0 日起，正式签约并执行“中国学术期刊网络出版总库删除学术不端文献暂行办法”(简称暂行办法)，同时在此郑重声明，本刊根据暂行办法的规定，要求凡投稿本刊的所有作者应自觉查阅和遵守相关规定要求，并按照文责自负的原则，对所投稿件承担相应学术责任，一经“学术不端文献检测系统”(简称A M L C)检测发现有严重抄袭、一稿多投，或不当署名、伪造、篡改等学术不端行为者，均在本刊所加入的文献收录数据库和文献资料信息存储单位中自动删除该文献，并在此基础上承担因学术不端行为所造成的其它后果。特此声明，望所有投稿本刊的作者充分理解和自觉遵守，同时知会其他
17、同行和好友悉知。淮海工学院学术期刊社万方数据外汇储备增加对通货膨胀的影响分析外汇储备增加对通货膨胀的影响分析作者：陈兆利，CHEN Zhao-li作者单位：江苏联合职业技术学院连云港财经分院,江苏连云港,222000刊名：淮海工学院学报（社会科学版）英文刊名：Journal of Huaihai Institute of Technology(Social Science Edition)年，卷(期)：2011,09(19)参考文献(6条)参考文献(6条)1.Kevin s Nell The structuralist theory of imported inflation:an appli
18、cation to South Africa 2004(13)2.Marc-Andre Gosselin;Nicolas Parent An Empirical Analysis of Foreign Exchange Reserves in Emerging Asia 20053.于文涛 我国高额外汇储备探析期刊论文-宏观经济管理 2007(01)4.张曙光;张弛 应全面动态地看待外汇储备问题期刊论文-金融管理与研究 2006(06)5.陈国辉;段鹏 我国的外汇储备与通货膨胀期刊论文-经济管理 2007(01)6.卢孔标 开放背景下国际因素对我国通货膨胀形成的影响期刊论文-海南金融 2008(01)本文链接：http:/