冷瑞華*

(北京科技大學 東凌經濟管理學院，北京 100083)

在關于外匯對通貨膨脹影響問題的研究上，有很多學者也進行了相關的研究。袁征和周淼通過對2000年以來外匯占款與物價因果關系的實證研究，認為中國的物價與外匯占款之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，長期內外匯占款的增加可能引發(fā)通貨膨脹[1]。黃萍等研究認為外匯儲備是通貨膨脹的原因[2]。從短期來看，外匯儲備的增加會對通貨膨脹產生一定的壓力，但是從長期來看，政府貨幣沖銷政策的有效性使得外匯儲備的增加對物價的影響并不明顯。齊楊和柳欣從理論和實證方面對2000年第1季度到2008年第1季度的樣本進行論證得到外匯儲備通過貨幣供應的傳導機制導致了通貨膨脹的發(fā)生[3]。武劍研究貨幣沖銷的理論分析和政策選擇，實證研究后認為在短期內，貨幣沖銷政策對沖消貨幣量的過度投放是有效的，但是從長期來看，沖銷政策不但會制約貨幣政策的操作空間，還可能導致利率上升、經濟結構扭曲和“熱錢”套利動機增加進而有可能引發(fā)系統(tǒng)性金融風險[4]。

一、理論基礎

在理論方面，外匯占款對通貨膨脹的影響可以從貨幣供給這個傳導渠道來進行論證。即外匯占款的增加將直接導致基礎貨幣的增加，根據(jù)貨幣乘數(shù)效應從而引起國內貨幣供應量的提高;在經濟技術水平穩(wěn)定的一定時期內，貨幣供應量的增加將引起國內物價水平上漲，從而形成通貨膨脹現(xiàn)象。

1.外匯占款引起貨幣供應量提高

基礎貨幣(MB)等于在非銀行部門中的增加流通的通貨(C)加上銀行體系中的存款準備金總額(R)?；A貨幣變動影響因素可以通過中央銀行資產負債表中的各個項目變動處理得到。根據(jù)借貸平衡原理可得:

L1+L2+L3+L4=A1+A2+A3+A4

又有 MB=L1+L2 因此:

MB=(A1+A2+A3+A4)－(L3+L4)

所謂外匯占款是指中央銀行為收購外匯形成的人民幣資金占用。所以外匯占款的增減變化與外匯資產(A3)的增減變化基本一致。即當外匯占款增加(或減少)時，A3將相應地增加(或減少)，由上述等式可知，MB也將相應地增加(或減少)。又有:M=MB×m

M表示貨幣供應量，m表示貨幣乘數(shù)。由于貨幣乘數(shù)效應，基礎貨幣與貨幣供應量呈現(xiàn)同方向變動。

2.貨幣供應量增加引發(fā)通貨膨脹

20世紀90年代以來，對我國貨幣政策實踐有較大影響力的貨幣需求公式是:

M'=Y'+P'

其中，M'表示貨幣供給增長率，Y'表示經濟增長率，P'表示預期的物價上漲率。在經濟技術水平穩(wěn)定的一定時期內，Y'保持不變，那么當M'增加(或減少)時，P'也會隨著增加(或減少)。

綜上所述，我們可以從理論模型方面得出以下結論:外匯占款的增加將通過貨幣供給傳導機制引發(fā)通貨膨脹率的提高。

二、外匯占款、貨幣供應量與通貨膨脹率關系實證檢驗

下面通過實證研究的方法分析外匯占款、貨幣供應量與通貨膨脹之間的關系。

1.數(shù)據(jù)預處理

選取外匯占款(WHZK)、流通中現(xiàn)金(M0)、居民消費價格指數(shù)(CPI)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)(PPI)，分為兩個數(shù)據(jù)處理組:WHZK－M0－CPI數(shù)據(jù)組和WHZK－M0－PPI數(shù)據(jù)組。首先，對原始數(shù)據(jù)進行口徑統(tǒng)一。其次，由于時間序列數(shù)據(jù)一般都具有季節(jié)周期性，因此對統(tǒng)一處理后的數(shù)據(jù)進行季節(jié)調整，最后，對季節(jié)調整后的數(shù)據(jù)求對數(shù)化得到 LNGWHZKSA、LNGM0SA、LNCPISA、LNGPPISA四組數(shù)據(jù)。這樣有利于消除時間序列中的異方差現(xiàn)象。

平穩(wěn)性檢驗顯示外匯占款一階單整;貨幣供應量在95%的置信度下是平穩(wěn)的;消費者物價指數(shù)一階單整;工業(yè)品出廠價格指數(shù)至少在99%的置信度下是平穩(wěn)的。WHZK－M0－CPI數(shù)據(jù)組和WHZK－M0－PPI數(shù)據(jù)組的單整階數(shù)均不相同，均不滿足協(xié)整性前提。故考慮用平穩(wěn)化的差分數(shù)據(jù)組構建VAR模型。

2.WHZK－M0－CPI數(shù)據(jù)實證檢驗

建立滯后1—10階的VAR模型，根據(jù)多數(shù)原則可以確定最優(yōu)滯后階數(shù)為3階，故構建滯后3階的VAR(3)模型。VAR(3)模型的平穩(wěn)性檢驗結果表明沒有特征根在單位圓外，VAR(3)序列是平穩(wěn)的。根據(jù)模型的參數(shù)得知，通貨膨脹受到其本身前一、二、三期和外匯占款前三期的影響。貨幣供應量受到通貨膨脹、貨幣供應量和外匯占款三個變量前一、二、三期全部的影響。外匯占款受到其本身和通貨膨脹前一、二、三期及貨幣供應量前兩期的影響。

由于VAR模型是一個非理性模型，它無需對變量進行任何先驗性約束，我們通常分析一個變量受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，因此對構建的VAR(3)模型進行脈沖響應分析。研究分析結果發(fā)現(xiàn)，CPI、貨幣供應量和外匯占款對自身沖擊的脈沖響應要強于另外兩者;受到沖擊后，三個變量自身第一期有最大的正向響應。

然后使用方差分解模型通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。研究結果發(fā)現(xiàn)通貨膨脹率的波動90.2%是由自身波動引起的;1.75%是由貨幣供應量的波動引起的;8.04%是由外匯占款的波動引起的。貨幣供應量的波動83.06%是由自身波動引起的;9.75%是由通貨膨脹率的波動引起的;7.19%是由外匯占款的波動引起的。外匯占款的波動89.99%是由自身波動引起的;3.72%是由通貨膨脹的波動引起的;6.29%是由貨幣供應量的波動引起的。

格蘭杰因果關系檢驗的結果發(fā)現(xiàn):在滯后3階的情況下，外匯占款的增長是貨幣供應量增長的原因，貨幣供應量的增長是通貨膨脹率增長的原因，但外匯占款的增長不是通貨膨脹增長的原因。

3.WHZK－M0－PPI數(shù)據(jù)實證檢驗

建立不同滯后1—10階的VAR模型，根據(jù)多數(shù)原則可以確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，故構建滯后2階的VAR(2)模型。VAR(2)模型的平穩(wěn)性檢驗結果顯示，沒有特征根在單位圓外，因此VAR(2)序列是平穩(wěn)的。根據(jù)模型的參數(shù)得知，在95%的置信度下，工業(yè)品出廠價格指數(shù)受到其本身前一、二期的影響，貨幣供應量受到工業(yè)品出廠價格指數(shù)、貨幣供應量和外匯占款前一、二期全部的影響，外匯占款受到其自身和工業(yè)品出廠價格指數(shù)前一、二期的影響。

對構建的VAR(2)模型進行脈沖響應分析發(fā)現(xiàn):工業(yè)品出廠價格指數(shù)、貨幣供應量和外匯占款分別給這三個指標一個單位的正沖擊后，每個指標對自身沖擊的脈沖響應要強于另外兩個指標受到沖擊后的脈沖響應。

方差分析的結果顯示上述三個指標每一個指標的波動大部分受自身波動的影響，第一期為100%，第十期基本穩(wěn)定在90%以上的水平，另外兩個指標的波動對本指標的波動僅占較小的比例。實證檢驗表明工業(yè)品出廠價格指數(shù)的波動大約94.25%是由自身波動引起的;大約4.91%是由貨幣供應量的波動引起的;大約0.84%是由外匯占款的波動引起的。貨幣供應量的波動大約78.48%是由自身波動引起的;大約19.15%是由工業(yè)品出廠價格指數(shù)的波動引起的;大約2.37%是由外匯占款的波動引起的。外匯占款的波動大約91.46%是由自身波動引起的;大約6.38%是由工業(yè)品出廠價格指數(shù)的波動引起的;大約2.16%是由貨幣供應量的波動引起的。

格蘭杰因果關系檢驗結果顯示:在5%的顯著性水平下，拒絕“貨幣供應量不是工業(yè)品出廠價格指數(shù)的格蘭杰原因”和“外匯占款不是貨幣供應量的格蘭杰原因”的假設，但不拒絕“外匯占款不是工業(yè)品出廠價格指數(shù)的Granger原因”的假設。即在滯后2階的情況下，外匯占款的增長是貨幣供應量增長的原因，貨幣供應量的增長是工業(yè)品出廠價格指數(shù)增長的原因，但外匯占款的增長不是工業(yè)品出廠價格指數(shù)增長的原因。

通過上述模型對外匯占款、貨幣供應量和工業(yè)品出廠價格指數(shù)之間的關系進行研究得出與消費者物價指數(shù)類似的結論:外匯占款的增長是貨幣供應量增長的原因，貨幣供應量的增長是通貨膨脹率(PPI)增長的原因，但外匯占款的增長不是通貨膨脹率(PPI)增長的原因。

三、貨幣沖銷措施有效性檢驗

1.貨幣沖銷模型

在當前的匯率制度和結售匯制下，國際收支順差表現(xiàn)為央行的國外資產的變動，央行的沖銷政策(國內信貸政策)主要是通過調整國內資產進行的。高能貨幣H(貨幣基礎)對應于國內資產和國外資產兩部分，ΔHt也就是這兩部分的變動之和，當ΔH=0時，央行國內外資產的變動表示為:△DAt=xt－△FAt，ΔFAt是央行國外資產的變動，ΔDAt是央行國內資產的變動。結合經濟體中的其他變量和國際收支余額，我們得到央行的反應函數(shù)是:

△DAt=Xt－α(CAt+Kt)=Xt－α△FAt

其中，Xt是影響△DAt的一些國內經濟因素，包括國民生產總值、政府赤字、通貨膨脹率、利率等，CAt表示經常項目余額，Kt表示資本項目余額，CAt+Kt是一國國際收支余額，等于國際儲備F的變動(不考慮國際收支平衡表的誤差項)，體現(xiàn)在央行資產負債中，用△FAt來表示。α是沖銷系數(shù)，因為要沖銷國際收支順差，央行改變國內資產(國內信貸政策)對基礎貨幣產生影響。如果α=－1則表示沖銷是完全的，只有Xt影響基礎貨幣的變動，國際收支順差沒有影響基礎貨幣;如果α=0，則沖銷完全失效，即國際收支順差帶來央行國外資產變動，同時也帶來了基礎貨幣的被動變動。

2.貨幣沖銷措施的實證檢驗

選取工業(yè)總產值作為社會總產出Y變量處理數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于萬德;選取基礎貨幣量(MB)作為基礎貨幣變量處理數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網站;選取公開市場操作、發(fā)行票據(jù)和調整后的存款準備金額之和作為貨幣沖銷所吸收的基礎貨幣變量(MA)處理數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網站。

根據(jù)貨幣沖銷模型，代入實際數(shù)據(jù)得到檢驗結果可知:中國貨幣當局從2001年1月到2011年12月實施的貨幣沖銷政策都有效，達到了貨幣沖銷、抑制物價的預期目標。

中國貨幣當局從2001年1月到2011年12月實施的貨幣沖銷(系數(shù))力度基本維持在－0.6附近，從整體來看，貨幣沖銷力度呈現(xiàn)弱遞減趨勢。經分析2001年的貨幣沖銷力度大于1是因為2001年中國面臨通貨緊縮，貨幣當局發(fā)行票據(jù)和公開市場操作措施都是從2002年開始，因此計算得到的貨幣沖銷力度大于1，2001年僅僅由于存款準備金回籠貨幣引起的貨幣沖銷不能視為嚴格意義上的貨幣沖銷政策。

中國貨幣當局從2001年1月到2011年12月實施的貨幣沖銷彈性基本維持在1附近(大于1)，從整體來看，貨幣沖銷彈性呈現(xiàn)弱遞減趨勢。表明物價變動率對于貨幣沖銷率比較敏感，貨幣當局實施貨幣沖銷政策，基本能夠等額沖銷相應的貨幣，達到抑制通貨膨脹的預期目標，但是物價變動率對于貨幣沖銷率的敏感度呈現(xiàn)逐漸減弱傾向。表明貨幣當局不能濫用貨幣沖銷政策。

四、結 論

在整個樣本區(qū)間內，外匯占款、貨幣供應量和通貨膨脹率之間不存在長期的協(xié)整關系。這就意味著外匯占款、貨幣供應量和通貨膨脹之間沒有共同的趨勢。可能的原因是央行實施貨幣沖銷政策大大回籠了以外匯占款形式投放的過多貨幣，弱化甚至抵消了這種內在的長期趨勢。VAR分析顯示:通貨膨脹主要受到自身滯后階數(shù)的影響，而外匯占款和貨幣供應量基本受到所有變量滯后階數(shù)的影響。脈沖響應分析顯示:變量對自身沖擊的脈沖響應最大，通貨膨脹對于外匯占款的沖擊有大約滯后3—5期的微弱正向響應。這表明當外匯占款發(fā)生變動時，通貨膨脹在滯后期內會有相應的變動。方差分解顯示:變量的波動大部分受到自身波動的影響，其中CPI的波動大約有8.04%是由外匯占款引起。這表明外匯占款波動1個單位最終將引起CPI 8.04%的波動。Granger因果分析顯示:外匯占款是貨幣供應量的Granger原因，貨幣供應量是通貨膨脹的Granger原因，但是外匯占款不是通貨膨脹的Granger原因?？赡艿脑蚴茄胄械呢泿艣_銷政策弱化了外匯占款與通貨膨脹關系的顯著性。

貨幣沖銷檢驗顯示:央行的貨幣沖銷政策完全有效，貨幣沖銷力度大約為－0.6，貨幣沖銷彈性大約在1附近，從整體來看，貨幣沖銷有效性呈現(xiàn)弱遞減趨勢。

綜上所述可知，外匯占款通過貨幣傳導機制影響通貨膨脹的關系成立，在實際情況中，央行的貨幣沖銷政策大大沖銷了外匯占款的這種通貨膨脹效應。

[1]袁征，周淼.2000年以來外匯占款與物價因果關系的實證研究[J].華東經濟管理，2006，20(9):144－147.

[2]黃萍，韓曙平，徐愛武.我國外匯儲備增長對通貨膨脹影響的計量檢驗[J].黑龍江對外經貿，2010，(10):76－77.

[3]齊楊，柳欣.貨幣政策成本渠道傳導機制[J].上海財經研究，2011，(2):3 －10.

[4]武劍.貨幣沖銷的理論分析與政策選擇[J].管理世界，2005，(8):6 －10.