周翔　胡海鷗

摘要：文章選取2001年1月至2014年12月的月度相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型，分析外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應(yīng)量對我國通貨膨脹的影響。實證分析表明通貨膨脹受貨幣供應(yīng)量影響的程度相對外匯占款和貨幣發(fā)行量更為明顯。通貨膨脹波動受自身的影響最大，貨幣發(fā)行量的波動是引發(fā)通貨膨脹波動的另一個重要因素。

關(guān)鍵詞：外匯占款；貨幣發(fā)行；貨幣供應(yīng)；通貨膨脹；VAR模型

一、 引言

近十幾年來，我國外匯占款一直處于上升的通道中。自從我國加入WTO以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展非常迅猛，已經(jīng)很好地融入到全球經(jīng)濟(jì)格局中，對外貿(mào)易成為支撐我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要支柱。由于我國多年以來主要呈現(xiàn)貿(mào)易順差局面，并且由于我國實施強制結(jié)售匯制，所以央行必須不斷發(fā)行貨幣，用新發(fā)行的貨幣購進(jìn)外匯，造成我國外匯占款逐年增長，由此也對我國通貨膨脹的上升帶來了不小的壓力。

由圖1可以看出，截至2014年12月末，中國金融機構(gòu)外匯占款總計人民幣27.07萬億元，而2001年末這一數(shù)據(jù)僅為1.88萬億元，增長了大約14倍，同時外匯占款與基礎(chǔ)貨幣的比值也由2001年末的0.473提升到了2013年末的0.92。從圖1還可以發(fā)現(xiàn)，我國外匯占款一直保持著一種迅猛的增長態(tài)勢，2006年末外匯占款超過了基礎(chǔ)貨幣，這種情況一直持續(xù)到2011年，此后由于人民幣升值的壓力導(dǎo)致外匯占款增長速度放緩，央行通過逆回購央票的方式來發(fā)行貨幣，我國的外匯占款才降到了基礎(chǔ)貨幣之下，而到了2013年后，外匯占款又重新回到上升渠道，繼續(xù)支撐起我國基礎(chǔ)貨幣發(fā)行的職能。

二、 數(shù)據(jù)選取與模型構(gòu)建

本文將建立向量自回歸模型（VAR），以此來分析外匯占款對我國通貨膨脹的影響及其傳導(dǎo)路徑。

1. 數(shù)據(jù)選取。本文選取了2001年1月～2014年12月期間的月度相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，其中，外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量和物價指數(shù)均使用同比增長率數(shù)據(jù)，在分析中FX 表示外匯占款，CI代表貨幣發(fā)行量，M2代表廣義貨幣供應(yīng)量，CPI表示物價指數(shù)，此次分析的數(shù)據(jù)均來源于人民銀行的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。論文采用工具軟件 EVIEWS8.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

2. 序列平穩(wěn)性檢驗。通過對模型的平穩(wěn)性檢驗顯示四個變量中存在單位根序列，并非都是平穩(wěn)序列，然而經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)這四個變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的。因此使用這些變量的一階差分序列來構(gòu)建VAR模型。表1所示即為外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量和物價指數(shù)這些變量一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果。

從表1的單位根檢驗結(jié)果可以看出，采用ADF檢驗得到t統(tǒng)計量都小于顯著水平5%的臨界值，說明外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量、和物價指數(shù)這四個變量的一階差分序列均不存在單位根，說明這四個變量的一階差分序列是平穩(wěn)的，因此可以用外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量、和物價指數(shù)這四個變量的一階差分序列建立VAR模型。

3. 模型滯后期選擇。VAR模型滯后階數(shù)選擇范圍設(shè)為滯后0-8期，表2為VAR模型滯后階數(shù)選擇的輔助判定表，其中“*”表示不同的準(zhǔn)則下應(yīng)該選取的最優(yōu)滯后階數(shù)，可以看出，模型在滯后階數(shù)為2的情況下出現(xiàn)“*”號的次數(shù)達(dá)到2次，多于其它滯后期下出現(xiàn)“*”號的次數(shù)，因此設(shè)置模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

4. 單位根檢驗。根據(jù)表2的分析結(jié)果得知構(gòu)建VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，因此可以構(gòu)建2階滯后的VAR模型。在對VAR模型進(jìn)一步分析前，還需對VAR模型進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見圖2所示。從圖2中可以看出，VAR模型共有8個特征根，這些特征根都落在了單位圓內(nèi)，因此能夠判定構(gòu)建的VAR模型是比較穩(wěn)定的。

三、 VAR模型分析

1. VAR模型估計結(jié)果。表3為所建立VAR模型的估計結(jié)果，從中可以看出，上月貨幣供應(yīng)量每變化一個單位會引起本月外匯占款按相反方向變化0.344單位，上月通貨膨脹每變化一單位則會引起本月外匯占款相反方向變動0.652單位，由此可以斷定外匯占款受前期的貨幣供應(yīng)量和物價指數(shù)的影響較大。上月外匯占款每變化一單位會引起本月貨幣發(fā)行量按相反方向變動0.179單位，前兩個月外匯占款每變動一單位導(dǎo)致本月貨幣發(fā)行量同方向變化0.519單位，同時貨幣發(fā)行量也受到了貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹的前一、二期影響。上月貨幣發(fā)行量每變化一單位導(dǎo)致本期貨幣供應(yīng)量反方向變動0.046單位，并且上月外匯占款每變動一單位導(dǎo)致本月貨幣供應(yīng)量按相同方向變動0.012單位，相對來說貨幣發(fā)行量比外匯占款對貨幣供應(yīng)量的影響較大。通貨膨脹受到了前兩期外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應(yīng)量的影響，其中受貨幣供應(yīng)量影響的程度相對比較明顯。

2. 脈沖響應(yīng)分析。本研究選取脈沖響應(yīng)函數(shù)滯后期為24期，即兩年時間，對隨機擾動項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差的結(jié)構(gòu)沖擊，分析結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)期和未來各期取值所帶來的影響。圖3表示通貨膨脹對外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量和本身的脈沖響應(yīng)圖。

從圖3中可以發(fā)現(xiàn)，如果在本月給外匯占款施加一個正向沖擊，通貨膨脹因此所受的影響也始終是正向的，影響程度在第3個月達(dá)到最大，隨后各期的影響逐漸減弱。由此可以說明外匯占款增長會促使通貨膨脹的上升，其影響程度在第三個月達(dá)到最大。如果在本月對貨幣發(fā)行量施加一個正向沖擊，通貨膨脹所受的影響也始終是正向的，其影響程度在第一個月達(dá)到最大，隨后各期影響逐漸減弱?？梢哉f明貨幣發(fā)行量的上漲會促使通貨膨脹的加劇，這種影響在初期表現(xiàn)最為明顯，隨后逐漸減弱。如果在本期給貨幣供應(yīng)量施加一個正的沖擊后，通貨膨脹在第一期受到影響是反向的，第二期變?yōu)檎蝽憫?yīng)，但此后各期的響應(yīng)均為負(fù)的。由此可以說明我國政府對通貨膨脹的控制比較嚴(yán)謹(jǐn)，當(dāng)貨幣供應(yīng)增長較快時，政府通常會采取一系列措施來預(yù)防通貨膨脹的加劇。

3. 方差分解。對VAR模型進(jìn)行方差分解，分析外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應(yīng)量這些變量對通貨膨脹的影響程度和貢獻(xiàn)率，圖4為方差分解的結(jié)果。

圖4（左上）表示外匯占款對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率，可以看出外匯占款最初2個月對物價指數(shù)的方差貢獻(xiàn)率非常小，僅有0.5%，從第3個月就迅速上升到2.97%，隨后幾個月呈現(xiàn)出一種上升的態(tài)勢，從第7個月以后外匯占款對物價指數(shù)的方差貢獻(xiàn)率方差就穩(wěn)定在4.7%到5%這個水平之間。

圖4（右上）表示貨幣發(fā)行量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率，可以看出貨幣發(fā)行量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率相對較大，從第一個月開始，方差貢獻(xiàn)率就達(dá)到了10.7%，在第二個月達(dá)到最大值15.4%，隨后貨幣發(fā)行量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率便開始回落，從第7個月開始就基本穩(wěn)定在14.5%左右這個水平。

圖4（左下）表示貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率，可以發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率相對較小，最初六個月方差貢獻(xiàn)率一直處于上升通道中，然后就穩(wěn)定在2.2%～2.5%之間。

圖4（右下）表示通貨膨脹對自身的方差貢獻(xiàn)率，一開始就達(dá)到了88%左右，從此之后物價指數(shù)對自身的影響就不斷減少，在7個月后達(dá)到了78%左右，此后就一直穩(wěn)定在這個水平上下。

通過以上分析得知，通貨膨脹的波動受自身影響的最大，要想抑制通貨膨脹首先要從通貨膨脹本身出發(fā)，全方位分析通貨膨脹被誘發(fā)的各類因素，并從各個維度對這些因素進(jìn)行綜合治理。其次，貨幣發(fā)行量對通貨膨脹波動的影響也很大，最高達(dá)到15.4%，外匯占款對通貨膨脹波動的影響稍弱，最高可達(dá)到5%，而貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹波動的影響相對最弱，最高只有2.5%，由此可知貨幣發(fā)行量是引發(fā)通貨膨脹波動的一個重要因素，要想有效抑制通貨膨脹還應(yīng)從源頭上合理控制貨幣發(fā)行量的規(guī)模。

四、 研究結(jié)論

本文根據(jù)以上研究結(jié)論得出以下結(jié)論：

1. 從VAR模型中得知，外匯占款受到前期的貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹的影響較大；貨幣發(fā)行量比外匯占款對貨幣供應(yīng)量的影響要大；通貨膨脹受到了前兩期外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應(yīng)量的影響，其中受貨幣供應(yīng)量影響的程度相對比較明顯。

2. 從脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，外匯占款增長會促使通貨膨脹的上升，其影響程度在第三個月達(dá)到最大；貨幣發(fā)行量的上漲會促使通貨膨脹的加劇，這種影響在初期表現(xiàn)最為明顯，隨后逐漸減弱；我國在管制通貨膨脹時非常謹(jǐn)慎，一旦貨幣供應(yīng)量出現(xiàn)明顯增長，央行通常會采取一系列措施來預(yù)防通貨膨脹的加劇。

3. 從方差分解可以得知，通貨膨脹的波動受自身影響的最大，要想抑制通貨膨脹還是要從自身出發(fā)，全方位分析通貨膨脹被誘發(fā)的各類因素，并從各個維度對這些因素進(jìn)行綜合治理；貨幣發(fā)行量是引發(fā)通貨膨脹波動的一個重要因素，要想有效抑制通貨膨脹還應(yīng)從源頭上合理控制貨幣發(fā)行量的規(guī)模。

參考文獻(xiàn)：

[1] Dibooglu S， Kibritcioglu A. Inflation，Output，Growth and Stablization in Turkey，1980-2002[J].Joumal of Eeonomies Business，2004，（56）.

[2] Simpson M W， Ramchander S， Chaudhry M.The Impact of Macroeconomic Surprises on Spot and Forward Foreign Exchange Markets[J].Journal of International Money and Finance，2005，（24）.

[3] 周鐵軍，劉傳哲.中國國際收支與貨幣供給關(guān)聯(lián)性的實證分析：1996-2007[J].國際金融研究，2009，（3）.

[4] 黃武俊，陳漓高.外匯資產(chǎn)、基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)與貨幣內(nèi)生性——基于央行資產(chǎn)負(fù)債表的分析[J].財經(jīng)研究，2010，（1）.

[5] 溫紅梅，常晶.外匯占款對我國通貨膨脹影響的實證分析[J].哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報，2014，（1）.

[6] 冷瑞華.外匯占款與通貨膨脹率關(guān)系研究[J].財經(jīng)問題研究，2012，（4）.

基金項目：安徽財經(jīng)大學(xué)重點項目（項目號：ACKY1404ZD）。

作者簡介：胡海鷗（1952-），男，漢族，上海市人，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)教授、博士生導(dǎo)師，研究方向為貨幣政策；周翔（1980-），男，漢族，安徽省天長市人，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)博士生，安徽財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院講師，研究方向為貨幣政策。

收稿日期：2015-10-17。