外汇占款与通货膨胀率关系研究

冷瑞华*

(北京科技大学 东凌经济管理学院，北京 100083)

在关于外汇对通货膨胀影响问题的研究上，有很多学者也进行了相关的研究。袁征和周淼通过对2000年以来外汇占款与物价因果关系的实证研究，认为中国的物价与外汇占款之间存在着长期稳定的均衡关系，长期内外汇占款的增加可能引发通货膨胀[1]。黄萍等研究认为外汇储备是通货膨胀的原因[2]。从短期来看，外汇储备的增加会对通货膨胀产生一定的压力，但是从长期来看，政府货币冲销政策的有效性使得外汇储备的增加对物价的影响并不明显。齐杨和柳欣从理论和实证方面对2000年第1季度到2008年第1季度的样本进行论证得到外汇储备通过货币供应的传导机制导致了通货膨胀的发生[3]。武剑研究货币冲销的理论分析和政策选择，实证研究后认为在短期内，货币冲销政策对冲消货币量的过度投放是有效的，但是从长期来看，冲销政策不但会制约货币政策的操作空间，还可能导致利率上升、经济结构扭曲和“热钱”套利动机增加进而有可能引发系统性金融风险[4]。

一、理论基础

在理论方面，外汇占款对通货膨胀的影响可以从货币供给这个传导渠道来进行论证。即外汇占款的增加将直接导致基础货币的增加，根据货币乘数效应从而引起国内货币供应量的提高;在经济技术水平稳定的一定时期内，货币供应量的增加将引起国内物价水平上涨，从而形成通货膨胀现象。

1.外汇占款引起货币供应量提高

基础货币(MB)等于在非银行部门中的增加流通的通货(C)加上银行体系中的存款准备金总额(R)。基础货币变动影响因素可以通过中央银行资产负债表中的各个项目变动处理得到。根据借贷平衡原理可得:

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

又有 MB=L1+L2 因此:

MB=(A1+A2+A3+A4)－(L3+L4)

所谓外汇占款是指中央银行为收购外汇形成的人民币资金占用。所以外汇占款的增减变化与外汇资产(A3)的增减变化基本一致。即当外汇占款增加(或减少)时，A3将相应地增加(或减少)，由上述等式可知，MB也将相应地增加(或减少)。又有:M=MB×m

M表示货币供应量，m表示货币乘数。由于货币乘数效应，基础货币与货币供应量呈现同方向变动。

2.货币供应量增加引发通货膨胀

20世纪90年代以来，对我国货币政策实践有较大影响力的货币需求公式是:

M'=Y'+P'

其中，M'表示货币供给增长率，Y'表示经济增长率，P'表示预期的物价上涨率。在经济技术水平稳定的一定时期内，Y'保持不变，那么当M'增加(或减少)时，P'也会随着增加(或减少)。

综上所述，我们可以从理论模型方面得出以下结论:外汇占款的增加将通过货币供给传导机制引发通货膨胀率的提高。

二、外汇占款、货币供应量与通货膨胀率关系实证检验

下面通过实证研究的方法分析外汇占款、货币供应量与通货膨胀之间的关系。

1.数据预处理

选取外汇占款(WHZK)、流通中现金(M0)、居民消费价格指数(CPI)和工业品出厂价格指数(PPI)，分为两个数据处理组:WHZK－M0－CPI数据组和WHZK－M0－PPI数据组。首先，对原始数据进行口径统一。其次，由于时间序列数据一般都具有季节周期性，因此对统一处理后的数据进行季节调整，最后，对季节调整后的数据求对数化得到 LNGWHZKSA、LNGM0SA、LNCPISA、LNGPPISA四组数据。这样有利于消除时间序列中的异方差现象。

平稳性检验显示外汇占款一阶单整;货币供应量在95%的置信度下是平稳的;消费者物价指数一阶单整;工业品出厂价格指数至少在99%的置信度下是平稳的。WHZK－M0－CPI数据组和WHZK－M0－PPI数据组的单整阶数均不相同，均不满足协整性前提。故考虑用平稳化的差分数据组构建VAR模型。

2.WHZK－M0－CPI数据实证检验

建立滞后1—10阶的VAR模型，根据多数原则可以确定最优滞后阶数为3阶，故构建滞后3阶的VAR(3)模型。VAR(3)模型的平稳性检验结果表明没有特征根在单位圆外，VAR(3)序列是平稳的。根据模型的参数得知，通货膨胀受到其本身前一、二、三期和外汇占款前三期的影响。货币供应量受到通货膨胀、货币供应量和外汇占款三个变量前一、二、三期全部的影响。外汇占款受到其本身和通货膨胀前一、二、三期及货币供应量前两期的影响。

由于VAR模型是一个非理性模型，它无需对变量进行任何先验性约束，我们通常分析一个变量受到某种冲击时对系统的动态影响，因此对构建的VAR(3)模型进行脉冲响应分析。研究分析结果发现，CPI、货币供应量和外汇占款对自身冲击的脉冲响应要强于另外两者;受到冲击后，三个变量自身第一期有最大的正向响应。

然后使用方差分解模型通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。研究结果发现通货膨胀率的波动90.2%是由自身波动引起的;1.75%是由货币供应量的波动引起的;8.04%是由外汇占款的波动引起的。货币供应量的波动83.06%是由自身波动引起的;9.75%是由通货膨胀率的波动引起的;7.19%是由外汇占款的波动引起的。外汇占款的波动89.99%是由自身波动引起的;3.72%是由通货膨胀的波动引起的;6.29%是由货币供应量的波动引起的。

格兰杰因果关系检验的结果发现:在滞后3阶的情况下，外汇占款的增长是货币供应量增长的原因，货币供应量的增长是通货膨胀率增长的原因，但外汇占款的增长不是通货膨胀增长的原因。

3.WHZK－M0－PPI数据实证检验

建立不同滞后1—10阶的VAR模型，根据多数原则可以确定最优滞后阶数为2阶，故构建滞后2阶的VAR(2)模型。VAR(2)模型的平稳性检验结果显示，没有特征根在单位圆外，因此VAR(2)序列是平稳的。根据模型的参数得知，在95%的置信度下，工业品出厂价格指数受到其本身前一、二期的影响，货币供应量受到工业品出厂价格指数、货币供应量和外汇占款前一、二期全部的影响，外汇占款受到其自身和工业品出厂价格指数前一、二期的影响。

对构建的VAR(2)模型进行脉冲响应分析发现:工业品出厂价格指数、货币供应量和外汇占款分别给这三个指标一个单位的正冲击后，每个指标对自身冲击的脉冲响应要强于另外两个指标受到冲击后的脉冲响应。

方差分析的结果显示上述三个指标每一个指标的波动大部分受自身波动的影响，第一期为100%，第十期基本稳定在90%以上的水平，另外两个指标的波动对本指标的波动仅占较小的比例。实证检验表明工业品出厂价格指数的波动大约94.25%是由自身波动引起的;大约4.91%是由货币供应量的波动引起的;大约0.84%是由外汇占款的波动引起的。货币供应量的波动大约78.48%是由自身波动引起的;大约19.15%是由工业品出厂价格指数的波动引起的;大约2.37%是由外汇占款的波动引起的。外汇占款的波动大约91.46%是由自身波动引起的;大约6.38%是由工业品出厂价格指数的波动引起的;大约2.16%是由货币供应量的波动引起的。

格兰杰因果关系检验结果显示:在5%的显著性水平下，拒绝“货币供应量不是工业品出厂价格指数的格兰杰原因”和“外汇占款不是货币供应量的格兰杰原因”的假设，但不拒绝“外汇占款不是工业品出厂价格指数的Granger原因”的假设。即在滞后2阶的情况下，外汇占款的增长是货币供应量增长的原因，货币供应量的增长是工业品出厂价格指数增长的原因，但外汇占款的增长不是工业品出厂价格指数增长的原因。

通过上述模型对外汇占款、货币供应量和工业品出厂价格指数之间的关系进行研究得出与消费者物价指数类似的结论:外汇占款的增长是货币供应量增长的原因，货币供应量的增长是通货膨胀率(PPI)增长的原因，但外汇占款的增长不是通货膨胀率(PPI)增长的原因。

三、货币冲销措施有效性检验

1.货币冲销模型

在当前的汇率制度和结售汇制下，国际收支顺差表现为央行的国外资产的变动，央行的冲销政策(国内信贷政策)主要是通过调整国内资产进行的。高能货币H(货币基础)对应于国内资产和国外资产两部分，ΔHt也就是这两部分的变动之和，当ΔH=0时，央行国内外资产的变动表示为:△DAt=xt－△FAt，ΔFAt是央行国外资产的变动，ΔDAt是央行国内资产的变动。结合经济体中的其他变量和国际收支余额，我们得到央行的反应函数是:

△DAt=Xt－α(CAt+Kt)=Xt－α△FAt

其中，Xt是影响△DAt的一些国内经济因素，包括国民生产总值、政府赤字、通货膨胀率、利率等，CAt表示经常项目余额，Kt表示资本项目余额，CAt+Kt是一国国际收支余额，等于国际储备F的变动(不考虑国际收支平衡表的误差项)，体现在央行资产负债中，用△FAt来表示。α是冲销系数，因为要冲销国际收支顺差，央行改变国内资产(国内信贷政策)对基础货币产生影响。如果α=－1则表示冲销是完全的，只有Xt影响基础货币的变动，国际收支顺差没有影响基础货币;如果α=0，则冲销完全失效，即国际收支顺差带来央行国外资产变动，同时也带来了基础货币的被动变动。

2.货币冲销措施的实证检验

选取工业总产值作为社会总产出Y变量处理数据，数据来源于万德;选取基础货币量(MB)作为基础货币变量处理数据，数据来源于中国人民银行网站;选取公开市场操作、发行票据和调整后的存款准备金额之和作为货币冲销所吸收的基础货币变量(MA)处理数据，数据来源于中国人民银行网站。

根据货币冲销模型，代入实际数据得到检验结果可知:中国货币当局从2001年1月到2011年12月实施的货币冲销政策都有效，达到了货币冲销、抑制物价的预期目标。

中国货币当局从2001年1月到2011年12月实施的货币冲销(系数)力度基本维持在－0.6附近，从整体来看，货币冲销力度呈现弱递减趋势。经分析2001年的货币冲销力度大于1是因为2001年中国面临通货紧缩，货币当局发行票据和公开市场操作措施都是从2002年开始，因此计算得到的货币冲销力度大于1，2001年仅仅由于存款准备金回笼货币引起的货币冲销不能视为严格意义上的货币冲销政策。

中国货币当局从2001年1月到2011年12月实施的货币冲销弹性基本维持在1附近(大于1)，从整体来看，货币冲销弹性呈现弱递减趋势。表明物价变动率对于货币冲销率比较敏感，货币当局实施货币冲销政策，基本能够等额冲销相应的货币，达到抑制通货膨胀的预期目标，但是物价变动率对于货币冲销率的敏感度呈现逐渐减弱倾向。表明货币当局不能滥用货币冲销政策。

四、结 论

在整个样本区间内，外汇占款、货币供应量和通货膨胀率之间不存在长期的协整关系。这就意味着外汇占款、货币供应量和通货膨胀之间没有共同的趋势。可能的原因是央行实施货币冲销政策大大回笼了以外汇占款形式投放的过多货币，弱化甚至抵消了这种内在的长期趋势。VAR分析显示:通货膨胀主要受到自身滞后阶数的影响，而外汇占款和货币供应量基本受到所有变量滞后阶数的影响。脉冲响应分析显示:变量对自身冲击的脉冲响应最大，通货膨胀对于外汇占款的冲击有大约滞后3—5期的微弱正向响应。这表明当外汇占款发生变动时，通货膨胀在滞后期内会有相应的变动。方差分解显示:变量的波动大部分受到自身波动的影响，其中CPI的波动大约有8.04%是由外汇占款引起。这表明外汇占款波动1个单位最终将引起CPI 8.04%的波动。Granger因果分析显示:外汇占款是货币供应量的Granger原因，货币供应量是通货膨胀的Granger原因，但是外汇占款不是通货膨胀的Granger原因。可能的原因是央行的货币冲销政策弱化了外汇占款与通货膨胀关系的显著性。

货币冲销检验显示:央行的货币冲销政策完全有效，货币冲销力度大约为－0.6，货币冲销弹性大约在1附近，从整体来看，货币冲销有效性呈现弱递减趋势。

综上所述可知，外汇占款通过货币传导机制影响通货膨胀的关系成立，在实际情况中，央行的货币冲销政策大大冲销了外汇占款的这种通货膨胀效应。

[1]袁征，周淼.2000年以来外汇占款与物价因果关系的实证研究[J].华东经济管理，2006，20(9):144－147.

[2]黄萍，韩曙平，徐爱武.我国外汇储备增长对通货膨胀影响的计量检验[J].黑龙江对外经贸，2010，(10):76－77.

[3]齐杨，柳欣.货币政策成本渠道传导机制[J].上海财经研究，2011，(2):3 －10.

[4]武剑.货币冲销的理论分析与政策选择[J].管理世界，2005，(8):6 －10.