外匯占款、貨幣發(fā)行和貨幣供應(yīng)對(duì)通貨膨脹的影響分析

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(duì)我國(guó)通貨膨脹的影響。實(shí)證分析表明通貨膨脹受貨幣供應(yīng)量影響的程度相對(duì)外匯占款和貨幣發(fā)行量更為明顯。通貨膨脹波動(dòng)受自身的影響最大，貨幣發(fā)行量的波動(dòng)是引發(fā)通貨膨脹波動(dòng)的另一個(gè)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(lái)，我國(guó)外匯占款一直處于上升的通道中。自從我國(guó)加入WTO以來(lái)，我國(guó)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(duì)外貿(mào)易成為支撐我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要支柱。由于我國(guó)多年以來(lái)主要呈現(xiàn)貿(mào)易順差局面，并且由于我國(guó)實(shí)施強(qiáng)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(gòu)進(jìn)外匯，造成我國(guó)外匯占款逐年增長(zhǎng)，由此也對(duì)我國(guó)通貨膨脹的上升帶來(lái)了不小的壓力。

由圖1可以看出，截至2014年12月末，中國(guó)金融機(jī)構(gòu)外匯占款總計(jì)人民幣27.07萬(wàn)億元，而2001年末這一數(shù)據(jù)僅為1.88萬(wàn)億元，增長(zhǎng)了大約14倍，同時(shí)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(guó)外匯占款一直保持著一種迅猛的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，2006年末外匯占款超過(guò)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(zhǎng)速度放緩，央行通過(guò)逆回購(gòu)央票的方式來(lái)發(fā)行貨幣，我國(guó)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(guó)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(lái)分析外匯占款對(duì)我國(guó)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(jià)指數(shù)均使用同比增長(zhǎng)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(jià)指數(shù)，此次分析的數(shù)據(jù)均來(lái)源于人民銀行的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。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(yàn)。通過(guò)對(duì)模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示四個(gè)變量中存在單位根序列，并非都是平穩(wěn)序列，然而經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)這四個(gè)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(lái)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(jià)指數(shù)這些變量一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果。

從表1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，采用ADF檢驗(yàn)得到t統(tǒng)計(jì)量都小于顯著水平5%的臨界值，說(shuō)明外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量、和物價(jià)指數(shù)這四個(gè)變量的一階差分序列均不存在單位根，說(shuō)明這四個(gè)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(jià)指數(shù)這四個(gè)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(hào)的次數(shù)達(dá)到2次，多于其它滯后期下出現(xiàn)“*”號(hào)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(yàn)。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(duì)VAR模型進(jìn)一步分析前，還需對(duì)VAR模型進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)圖2所示。從圖2中可以看出，VAR模型共有8個(gè)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(jì)結(jié)果。表3為所建立VAR模型的估計(jì)結(jié)果，從中可以看出，上月貨幣供應(yīng)量每變化一個(gè)單位會(huì)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(huì)引起本月外匯占款相反方向變動(dòng)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(jià)指數(shù)的影響較大。上月外匯占款每變化一單位會(huì)引起本月貨幣發(fā)行量按相反方向變動(dòng)0.179單位，前兩個(gè)月外匯占款每變動(dòng)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(shí)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(dòng)0.046單位，并且上月外匯占款每變動(dòng)一單位導(dǎo)致本月貨幣供應(yīng)量按相同方向變動(dòng)0.012單位，相對(duì)來(lái)說(shuō)貨幣發(fā)行量比外匯占款對(duì)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(duì)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(shí)間，對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的結(jié)構(gòu)沖擊，分析結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期和未來(lái)各期取值所帶來(lái)的影響。圖3表示通貨膨脹對(duì)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(gè)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(gè)月達(dá)到最大，隨后各期的影響逐漸減弱。由此可以說(shuō)明外匯占款增長(zhǎng)會(huì)促使通貨膨脹的上升，其影響程度在第三個(gè)月達(dá)到最大。如果在本月對(duì)貨幣發(fā)行量施加一個(gè)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(gè)月達(dá)到最大，隨后各期影響逐漸減弱?？梢哉f(shuō)明貨幣發(fā)行量的上漲會(huì)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(gè)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(shuō)明我國(guó)政府對(duì)通貨膨脹的控制比較嚴(yán)謹(jǐn)，當(dāng)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)較快時(shí)，政府通常會(huì)采取一系列措施來(lái)預(yù)防通貨膨脹的加劇。

3. 方差分解。對(duì)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(duì)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(duì)通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率，可以看出外匯占款最初2個(gè)月對(duì)物價(jià)指數(shù)的方差貢獻(xiàn)率非常小，僅有0.5%，從第3個(gè)月就迅速上升到2.97%，隨后幾個(gè)月呈現(xiàn)出一種上升的態(tài)勢(shì)，從第7個(gè)月以后外匯占款對(duì)物價(jià)指數(shù)的方差貢獻(xiàn)率方差就穩(wěn)定在4.7%到5%這個(gè)水平之間。

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

圖4（左下）表示貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率，可以發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率相對(duì)較小，最初六個(gè)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(duì)自身的方差貢獻(xiàn)率，一開(kāi)始就達(dá)到了88%左右，從此之后物價(jià)指數(shù)對(duì)自身的影響就不斷減少，在7個(gè)月后達(dá)到了78%左右，此后就一直穩(wěn)定在這個(gè)水平上下。

通過(guò)以上分析得知，通貨膨脹的波動(dòng)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(gè)維度對(duì)這些因素進(jìn)行綜合治理。其次，貨幣發(fā)行量對(duì)通貨膨脹波動(dòng)的影響也很大，最高達(dá)到15.4%，外匯占款對(duì)通貨膨脹波動(dòng)的影響稍弱，最高可達(dá)到5%，而貨幣供應(yīng)量對(duì)通貨膨脹波動(dòng)的影響相對(duì)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(dòng)的一個(gè)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(duì)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(duì)比較明顯。

2. 從脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，外匯占款增長(zhǎng)會(huì)促使通貨膨脹的上升，其影響程度在第三個(gè)月達(dá)到最大；貨幣發(fā)行量的上漲會(huì)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(guó)在管制通貨膨脹時(shí)非常謹(jǐn)慎，一旦貨幣供應(yīng)量出現(xiàn)明顯增長(zhǎng)，央行通常會(huì)采取一系列措施來(lái)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(dòng)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(gè)維度對(duì)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(dòng)的一個(gè)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。

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基金項(xiàng)目：安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)重點(diǎn)項(xiàng)目（項(xiàng)目號(hào)：ACKY1404ZD）。

作者簡(jiǎn)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?yàn)樨泿耪撸恢芟瑁?980-），男，漢族，安徽省天長(zhǎng)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(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院講師，研究方向?yàn)樨泿耪摺?/p>

收稿日期：2015-10-17。