冷瑞華*

(北京科技大學(xué) 東凌經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

在關(guān)于外匯對通貨膨脹影響問題的研究上，有很多學(xué)者也進(jìn)行了相關(guān)的研究。袁征和周淼通過對2000年以來外匯占款與物價(jià)因果關(guān)系的實(shí)證研究，認(rèn)為中國的物價(jià)與外匯占款之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，長期內(nèi)外匯占款的增加可能引發(fā)通貨膨脹[1]。黃萍等研究認(rèn)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(chǎn)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(jià)的影響并不明顯。齊楊和柳欣從理論和實(shí)證方面對2000年第1季度到2008年第1季度的樣本進(jìn)行論證得到外匯儲備通過貨幣供應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制導(dǎo)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(shí)證研究后認(rèn)為在短期內(nèi)，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(dǎo)致利率上升、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)扭曲和“熱錢”套利動機(jī)增加進(jìn)而有可能引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)[4]。

一、理論基礎(chǔ)

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(gè)傳導(dǎo)渠道來進(jìn)行論證。即外匯占款的增加將直接導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣的增加，根據(jù)貨幣乘數(shù)效應(yīng)從而引起國內(nèi)貨幣供應(yīng)量的提高;在經(jīng)濟(jì)技術(shù)水平穩(wěn)定的一定時(shí)期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量的增加將引起國內(nèi)物價(jià)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(yīng)量提高

基礎(chǔ)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(zhǔn)備金總額(R)?；A(chǔ)貨幣變動影響因素可以通過中央銀行資產(chǎn)負(fù)債表中的各個(gè)項(xiàng)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?fù)鈪R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(chǎn)(A3)的增減變化基本一致。即當(dāng)外匯占款增加(或減少)時(shí)，A3將相應(yīng)地增加(或減少)，由上述等式可知，MB也將相應(yīng)地增加(或減少)。又有:M=MB×m

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

2.貨幣供應(yīng)量增加引發(fā)通貨膨脹

20世紀(jì)90年代以來，對我國貨幣政策實(shí)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(jīng)濟(jì)增長率，P'表示預(yù)期的物價(jià)上漲率。在經(jīng)濟(jì)技術(shù)水平穩(wěn)定的一定時(shí)期內(nèi)，Y'保持不變，那么當(dāng)M'增加(或減少)時(shí)，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(jié)論:外匯占款的增加將通過貨幣供給傳導(dǎo)機(jī)制引發(fā)通貨膨脹率的提高。

二、外匯占款、貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率關(guān)系實(shí)證檢驗(yàn)

下面通過實(shí)證研究的方法分析外匯占款、貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間的關(guān)系。

1.數(shù)據(jù)預(yù)處理

選取外匯占款(WHZK)、流通中現(xiàn)金(M0)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)(PPI)，分為兩個(gè)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(jìn)行口徑統(tǒng)一。其次，由于時(shí)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(jìn)行季節(jié)調(diào)整，最后，對季節(jié)調(diào)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(shí)間序列中的異方差現(xiàn)象。

平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示外匯占款一階單整;貨幣供應(yīng)量在95%的置信度下是平穩(wěn)的;消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)一階單整;工業(yè)品出廠價(jià)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?jǐn)?shù)據(jù)組構(gòu)建VAR模型。

2.WHZK－M0－CPI數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)

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(gòu)建滯后3階的VAR(3)模型。VAR(3)模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)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(yīng)量受到通貨膨脹、貨幣供應(yīng)量和外匯占款三個(gè)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(yīng)量前兩期的影響。

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

然后使用方差分解模型通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。研究結(jié)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(yīng)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(yīng)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(yīng)量的波動引起的。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)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(yīng)量增長的原因，貨幣供應(yīng)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(shí)證檢驗(yàn)

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(gòu)建滯后2階的VAR(2)模型。VAR(2)模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)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(jià)格指數(shù)受到其本身前一、二期的影響，貨幣供應(yīng)量受到工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)、貨幣供應(yīng)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(jià)格指數(shù)前一、二期的影響。

對構(gòu)建的VAR(2)模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析發(fā)現(xiàn):工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)、貨幣供應(yīng)量和外匯占款分別給這三個(gè)指標(biāo)一個(gè)單位的正沖擊后，每個(gè)指標(biāo)對自身沖擊的脈沖響應(yīng)要強(qiáng)于另外兩個(gè)指標(biāo)受到?jīng)_擊后的脈沖響應(yīng)。

方差分析的結(jié)果顯示上述三個(gè)指標(biāo)每一個(gè)指標(biāo)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(gè)指標(biāo)的波動對本指標(biāo)的波動僅占較小的比例。實(shí)證檢驗(yàn)表明工業(yè)品出廠價(jià)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(yīng)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(yīng)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(jià)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(jià)格指數(shù)的波動引起的;大約2.16%是由貨幣供應(yīng)量的波動引起的。

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

通過上述模型對外匯占款、貨幣供應(yīng)量和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系進(jìn)行研究得出與消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)類似的結(jié)論:外匯占款的增長是貨幣供應(yīng)量增長的原因，貨幣供應(yīng)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(yàn)

1.貨幣沖銷模型

在當(dāng)前的匯率制度和結(jié)售匯制下，國際收支順差表現(xiàn)為央行的國外資產(chǎn)的變動，央行的沖銷政策(國內(nèi)信貸政策)主要是通過調(diào)整國內(nèi)資產(chǎn)進(jìn)行的。高能貨幣H(貨幣基礎(chǔ))對應(yīng)于國內(nèi)資產(chǎn)和國外資產(chǎn)兩部分，ΔHt也就是這兩部分的變動之和，當(dāng)ΔH=0時(shí)，央行國內(nèi)外資產(chǎn)的變動表示為:△DAt=xt－△FAt，ΔFAt是央行國外資產(chǎn)的變動，ΔDAt是央行國內(nèi)資產(chǎn)的變動。結(jié)合經(jīng)濟(jì)體中的其他變量和國際收支余額，我們得到央行的反應(yīng)函數(shù)是:

△DAt=Xt－α(CAt+Kt)=Xt－α△FAt

其中，Xt是影響△DAt的一些國內(nèi)經(jīng)濟(jì)因素，包括國民生產(chǎn)總值、政府赤字、通貨膨脹率、利率等，CAt表示經(jīng)常項(xiàng)目余額，Kt表示資本項(xiàng)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(xiàng))，體現(xiàn)在央行資產(chǎn)負(fù)債中，用△FAt來表示。α是沖銷系數(shù)，因?yàn)橐獩_銷國際收支順差，央行改變國內(nèi)資產(chǎn)(國內(nèi)信貸政策)對基礎(chǔ)貨幣產(chǎn)生影響。如果α=－1則表示沖銷是完全的，只有Xt影響基礎(chǔ)貨幣的變動，國際收支順差沒有影響基礎(chǔ)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(chǎn)變動，同時(shí)也帶來了基礎(chǔ)貨幣的被動變動。

2.貨幣沖銷措施的實(shí)證檢驗(yàn)

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

根據(jù)貨幣沖銷模型，代入實(shí)際數(shù)據(jù)得到檢驗(yàn)結(jié)果可知:中國貨幣當(dāng)局從2001年1月到2011年12月實(shí)施的貨幣沖銷政策都有效，達(dá)到了貨幣沖銷、抑制物價(jià)的預(yù)期目標(biāo)。

中國貨幣當(dāng)局從2001年1月到2011年12月實(shí)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(jīng)分析2001年的貨幣沖銷力度大于1是因?yàn)?001年中國面臨通貨緊縮，貨幣當(dāng)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(jì)算得到的貨幣沖銷力度大于1，2001年僅僅由于存款準(zhǔn)備金回籠貨幣引起的貨幣沖銷不能視為嚴(yán)格意義上的貨幣沖銷政策。

中國貨幣當(dāng)局從2001年1月到2011年12月實(shí)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(jià)變動率對于貨幣沖銷率比較敏感，貨幣當(dāng)局實(shí)施貨幣沖銷政策，基本能夠等額沖銷相應(yīng)的貨幣，達(dá)到抑制通貨膨脹的預(yù)期目標(biāo)，但是物價(jià)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(dāng)局不能濫用貨幣沖銷政策。

四、結(jié) 論

在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，外匯占款、貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹率之間不存在長期的協(xié)整關(guān)系。這就意味著外匯占款、貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹之間沒有共同的趨勢?？赡艿脑蚴茄胄袑?shí)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(nèi)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(yīng)量基本受到所有變量滯后階數(shù)的影響。脈沖響應(yīng)分析顯示:變量對自身沖擊的脈沖響應(yīng)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(yīng)。這表明當(dāng)外匯占款發(fā)生變動時(shí)，通貨膨脹在滯后期內(nèi)會有相應(yīng)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(gè)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(yīng)量的Granger原因，貨幣供應(yīng)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(guān)系的顯著性。

貨幣沖銷檢驗(yàn)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(dǎo)機(jī)制影響通貨膨脹的關(guān)系成立，在實(shí)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(yīng)。

[1]袁征，周淼.2000年以來外匯占款與物價(jià)因果關(guān)系的實(shí)證研究[J].華東經(jīng)濟(jì)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(jì)量檢驗(yàn)[J].黑龍江對外經(jīng)貿(mào)，2010，(10):76－77.

[3]齊楊，柳欣.貨幣政策成本渠道傳導(dǎo)機(jī)制[J].上海財(cái)經(jīng)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.