内容提要：本文从理论和实证两个层面，引入动态计量经济学的向量自回归（ＶＡＲ）模型，对多年统计数据进行分析，实证研究了我国债权型货币错配与通货膨胀之间的动态关系，指出我国债权型货币错配与通货膨胀之间存在着长期稳定的正相关关系，并在９５％的置信水平下，被认为是通货膨胀的 Ｇｒａｎｇｅｒ原因。因此，为缓解我国新一轮通货膨胀风险，必须有效控制并逐步降低债权型货币错配的规模。本文从一个全新的视角为治理我国的通货膨胀提供了政策思路。
关键词：债权型货币错配　通货膨胀　ＶＡＲ模型
　　一、引 言
　　伴随经济增长方式和结构转型，我国ＣＰＩ已处于上升的长期通道，因此，“继续采取综合措施，保持物价总水平基本稳定，防止价格走势反弹”仍是当前和未来一段时期我国宏观经济政策的重要任务之一。
　　若要有效控制通货膨胀，则必须关注当前我国通胀预期的主要诱因。目前经济学者们的研究结论主要集中在以下三个方面：（１）货币投放增长速度超过了经济实际增长速度。特别是自金融危机爆发后，中国政府为了帮助宏观经济重回增长轨道，迅速启动的“４万亿经济刺激方案”，既成了扭转中国经济下行的主要动力，同时也带来了市场上流动货币迅速增长的副作用，形成通胀预期；（２）房产市场与股票市场对过剩流动性“吸纳”建立在其本身的非理性繁荣，从而产生了资产泡沫的不良预期，提高了通胀预期；（３）金融危机以来，美元的持续贬值导致世界原材料和能源价格纷纷上涨，使我国进口大宗商品价格飙升，进一步加剧了我国“输入型”通货膨胀的压力。然而，在我国，引发通胀预期的因素远非此三方面，货币错配就是一个应纳入重点考察之列而至今未被研究者充分关注的因素。
　　特别是关于货币错配对通货膨胀的影响，即在升值预期下，资本流入所导致的债权型货币错配的加剧是否也会引发通货膨胀和经济过热的研究，相关的实证研究更少涉及。因此本文将从理论和实证两个层面，根据对多年统计数据的分析，深入研究我国债权型货币错配与通货膨胀之间的动态关系。
　　债权型货币错配的概念界定及测算
　　“货币错配”研究最早出现在关于主权债务币种结构的文献中（Ｃｏｏｐｅｒ，１９７１；Ｃａｌｖｏ，１９９８；Ｍｉｓｈｋｉｎ，１９９６；１９９９），后来与探究货币危机发生的根源紧密联系起来。学者们认为，在经济、金融全球化不断加深的背景下，在以美元和欧元（２０世纪末以来）为“关键货币”的现行国际货币体系下，货币错配已成为一种普遍现象，只要一国货币不能充当国际货币就不可避免地存在货币错配问题，即由于一个权益实体（包括主权国家、银行、非金融企业和家庭）的收／支活动使用了不同的货币计值，其资产和负债的币种结构不同，导致其净值或净收入（或者兼而有之）对汇率的变化非常敏感。从存量的角度看，货币 错配指的是资产负债表（即净值）对汇率变动的敏感性；从流量的角度看，货币错配则是指损益表 （净收入）对汇率变动的敏感性。货币错配可以划分为债权型货币错配和债务型货币错配。债权型货币错配指一国拥有的外币资产大于外币负债（我国的货币错配属于此种类型），反之，则为债务型货币错配。表１　中国 ＡＥＣＭ＊的测算值（１９８５～２００８）②年份ＮＦＣＡ＊（亿美元）ＭＧＳ（亿美元）ＧＤＰ（亿美元）ＲＦＴ＊（％）ＡＥＣＭ＊１９８５　 ８２．０　 ４２２．５　 ２７４５．８　 ２１．５　 ４．２１９８６　 ７０．５　 ４２９．０　 ２７２２．４　 ２２．７　 ３．７１９８７　 １４７．１　 ４３２．２　 ３１６６．０　 ２３．７　 ８．１１９８８　 １４７．３　 ５５２．７　 ３９５０．６　 ２４．６　 ６．６１９８９　 １７８．４　 ５９１．４　 ３４８７．１　 ２５．８　 ７．８１９９０　 ３１６．７　 ５３３．５　 ３５０８．１　 ２７．４　 １６．２１９９１　 ４１１．６　 ６３７．９　 ３９１６．２　 ２７．７　 １７．９１９９２　 ４８６．７　 ８０５．９　 ４４９６．５　 ２７．３　 １６．５１９９３　 ７１７．７　 １０３９．６　 ５９４８．４　 ２７．０　 １８．６１９９４　 １００８．６　 １１５６．２　 ５５２８．１　 ３１．４　 ２７．４１９９５　 １２０３．１　 １３２０．８　 ７０３５．０　 ３０．１　 ２７．５１９９６　 １６１４．９　 １３８８．３　 ８２３４．６　 ２８．７　 ３３．４１９９７　 １６６３．３　 １４２３．７　 ９０４５．２　 ２７．９　 ３２．６１９９８　 ２０８４．５　 １４０２．４　 ９５４２．６　 ２６．６　 ３９．６１９９９　 ２１９４．４　 １６５７．０　 ９９８４．７　 ２５．５　 ３３．７２０００　 ２２２６．２　 ２２５０．９　 １０７９３．９　 ２４．３　 ２４．１２００１　 ３６５７．３　 ２４３５．５　 １１９１１．７　 ２４．３　 ３６．５２００２　 ４２００．９　 ２９５２．０　 １３０３５．９　 ２０．４　 ２９．０２００３　 ４７９５．０　 ４１２７．６　 １４６８０．６　 ２０．１　 ２３．３２００４　 ７３１７．７　 ５６１４．２　 １６４９３．３　 ２１．６　 ２８．１２００５　 １０１２７．４　 ７１２０．９　 ２３３８１．９　 ２６．２　 ３７．３２００６　 １４３３６．２　 ８５２７．７　 ２８３５５．３　 ２７．６　 ４６．４２００７　 ２１０４５．９　 １０３４７．３　 ３３７８３．４　 ２５．９　 ５２．８２００８　 ２４９５７．７　 １２３２８．４　 ４３９８７．８　 ２６．４　 ５３．４数据主要来源：（１）ＩＭＦ的国际金融统计（ＩＦＳ）的国家数据及集体报告；（２）ＩＭＦ国际收支统计年鉴；（３）国际清算银行、ＩＭＦ、ＯＥＣＤ与世界银行的联合外债数据库（Ｊｏｉｎｔ　Ｅｘｔｅｒ－ｎａｌ　Ｄｅｂｔ　Ｈｕｂ，ＪＥＤＨ）；（４）国内数据主要来源于国家外汇管理局；中国人民银行及国家统计局；２００８年中国国际收支报告；ＩＭＦ及世界银行的工作论文；商务部和海关的数据。总体而言，由于不同的统计口径和不全的统计范畴，数据问题也是同类研究的最大难点。
　　为展开对货币错配与通货膨胀关系的实证研究，我们需要对中国目前的货币错配状况进行测算和分析。这里，本文选取了我国１９８５～２００８年的贸易收支、国外净资产以及外币债务在全部债务中比重的年末数据，并尽量剔除制度变迁等其他因素的干扰，采用经裴平、孙兆斌根据我国实际情况和数据的可得性等方面的综合考虑对Ｍｏｒｒｉｓ　Ｇｏｌｄｓｔｅｉｎ　＆Ｐｈｉｌｉｐ　Ｔｕｒｎｅｒ所构建的ＡＥＣＭ（Ａｇｇｒｅｇａｔｅ　Ｅｆｆｅｃ－ｔｉｖｅ　Ｃｕｒｒｅｎｃｙ　Ｍｉｓｍａｔｃｈｅｓ）指数进行适当调整后得到的ＡＥＣＭ＊指数对中国１９８５～２００８年间的货币错配程度进行测算。①（结果见表１）以上测算数据表明，１９８５～２００８年间，以ＡＥＣＭ＊测算的我国总体货币错配程度呈显著上升趋势，目前，我国的债权型货币错配状况已经非常严峻。
　　债权型货币错配对通货膨胀的影响：理论分析　　
　　我国货币错配属于净外币资产性质，即债权型货币错配。本文认为，这种货币错配对通货膨胀的影响主要是通过以下两个途径发生作用的：一是为冲销高额的外汇占款，抑制本币的急剧升值，央行不得不进行大规模基础货币的投放，从而引发通货膨胀和经济过热；二是由于巨额债权型货币错配的存在，使我国目前不具备实行通货膨胀目标制（Ｉｎｆｌａ－ｔｉｏｎ　Ｔａｒｇｅｔｉｎｇ　Ｔｈｅｏｒｙ）③的条件，故阻碍了货币政策对我国通货膨胀状况进行有效地实时监测、控制与管理。
　　首先，我们对第一种影响途径进行分析。
　　截至２００９年末，我国外汇储备高达２３９９１．５２亿美元。如此高的外汇储备是结售汇制度下，④我国资本项目和经常项目多年“双顺差”局面的结果，而“双顺差”又使货币错配问题凸现。这种货币错配的一个直接后果是人民币升值压力的增大。此外，由于担心人民币的过快升值将对我国出口增长造成沉重打击，进而不利于国内经济发展和恶化本已严竣的就业问题，央行被迫入市干预，用人民币购买外汇，于是我国央行通过外汇占款渠道投放的基础货币在逐年增加，并已成为投放基础货币的主要途径。１９９７年以来，基于外汇占款所投放的基础货币一直保持４０％以上，而２００５年达到９０％左右，２００９年末我国外汇占款的绝对额已达到了２８２７９．３７亿美元。在没有采取相应的对冲措施或者对冲不充分的情况下，外汇占款的增加必然引起基础货币和Ｍ２增加过快，引起流动性过剩，再加上货币升值吸引了外资的进一步流入，一起推动了资产价格和ＣＰＩ的上升，并最终带来通货膨胀的压力，造成经济过热。
　　由图１可以看出，随着我国外汇储备的连年攀升，货币错配程度不断加剧，外汇占款也在大幅增加，从而导致流通领域货币供应量的不断增加。
　　下面我们进一步分析货币供应量与通货膨胀之间的关系。　　图１　中国外汇储备与外汇占款变动趋势图（１９９９～２００８）
　　参照国际通行原则并根据我国实际情况，现阶段我国将货币供应量指标划分为三个层次：Ｍ０，指现金或流通中的货币，即中国人民银行历年货币发行总额。Ｍ１，指Ｍ０＋企业活期存款＋机关团体存款＋农村 集体存款，亦称作 “狭 义 货 币 供 应 量”。Ｍ２，指Ｍ１＋单位定期存款＋自筹基本建设存款＋居民储蓄存款＋其他存款（财政存款除外），亦称为“广义货币供应量”。这里我们引入费雪交易方程式，从交易角度进行分析：ＭＶ ＝ＰＹ其中Ｍ是给定年份的货币数量；Ｖ是给定年份货币流通速度；Ｐ是给定年份的价格水平；Ｙ是给定年份的交易量。
　　该方程式表示货币数量乘以货币使用次数必定等于名义收入。费雪认为短期内Ｖ、Ｙ是不变的，因为Ｖ由社会制度和习惯等因素决定，所以长期内比较稳定。同时在充分就业条件下，社会商品和劳务总交易量，即Ｙ也是一个相当稳定的因素。这样，交易方程式就转化为货币数量论。而且，货币数量论提供了价格水平变动的一种解释：当Ｍ变动时，Ｐ作同比例的变动，价格水平与货币供应量成正比关系。对两者间的这一正比关系，陆瑞（２００７）曾收集１９９４～２００５年的ＣＰＩ数据和Ｍ０环比增长率、Ｍ１环比增长率、Ｍ２环比增长率进行了实证分析，得出ＣＰＩ与Ｍ２之间的相关性很强，而且相关性的显著性也是非常强的。
　　综合以上分析我们不难看出，净外币资产货币错配的不断积聚很容易引发并加剧一国的通货膨胀。其传导的途径可简单表述为：净外币资产货币错配→外汇占款增加→货币供应量大幅增加→通货膨胀其次，我们再对债权型货币错配影响通货膨胀的第二种途径展开分析。通货膨胀目标制（Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ　Ｔａｒｇｅｔｉｎｇ　Ｔｈｅｏｒｙ）是在当今金融自由化和金融创新浪潮对传统货币政策产生巨大冲击，传统货币政策的有效性严重受损的背景下应运而生的。很多学者认为，通货膨胀目标制已取得了不错的实践效果，尤其可以对一国的通货膨胀状况进行较为有效的监测与管理，应予以推广。近年来，国内外学术界认为我国现行的货币政策体系存在诸多弊端，建议我国采纳通货膨胀目标制的呼声越来越高。
　　那么在严重的债权型货币错配情况下，通货膨胀目标制在我国是否具有可行性呢？下面本文将从是否满足实施通货膨胀目标制的条件出发进行探讨。
　　关于通货膨胀目标的实现为中央银行货币政策的首要目标，即只能有一个名义锚。债权型货币错配的特征之一是货币当局拥有高额的外汇储备。Ｒｏｎａｌｄ　Ｉ．Ｍｃｋｉｎｎｏｎ把这一存在债权型货币错配的国家所面临的困境称为“高储蓄两难”。一方面，随着美元权益的累积，外汇储备的高昂，国内美元资产持有者越来越担心美元资产价值下跌，纷纷将其转成本币资产，迫使本币升值；另一方面，国外指责该国持续的贸易顺差是由于货币低估引起的，这会诱发大量贸易摩擦，国外将以平衡贸易逆差为由敦促该国货币升值。内部资产转换的推力与外部贸易制裁威胁的压力相结合，使本币升值如箭在弦。但这些国家的政府又不愿本币升值，担心升值会损害其出口产品的国际竞争力并导致外汇储备贬值（张志超，２００２），会对金融体系和宏观经济带来冲击，甚至会诱发通货紧缩，像２０世纪９０年代中期至２００１年的日本那样陷入流动性陷阱。所以，这些国家只能选择对美元保持高度稳定的软钉住汇率制度。这样，就形成了一个看似合理的怪圈（图２）。　　图２　债权型货币错配与固定汇率制度间相互作用因此，严重的债权型货币错配使我国在执行灵活的汇率制度方面受到极大约束，并且因我国货币错配现象的特殊性，目前集聚于宏观层面的货币风险正开始逐渐向微观层面转移，而我国的金融市场发展还不成熟，无法提供充足、有效的避险工具。所以，迫于资产净值大幅缩水的压力，虽然近年来我国在不断对汇率制度进行调整，却仍未改变事实上的—７８—软钉住汇率制度。为了避免汇率的大幅波动，不仅不能把通货膨胀率作为其货币政策的首要目标，有时还不得不以牺牲通货膨胀目标来稳定汇率。因此，目前我国还不具备实行通货膨胀目标制的条件。
　　２．关于中央银行政策工具的“独立性”。随着近年来债权型货币错配的不断累积，我国外汇储备的规模在不断扩大，这部分外币资产净值主要来源于国际收支顺差和人民币升值预期下国外游资的涌入。在我国特有的强制结售汇制度下，央行作为被动买家，需要不断购入商业银行卖出的外汇。官方外汇储备的持续增长，同时也意味着央行基础货币的不断释放。为防止基础货币不断释放带来的流动性泛滥以及加息的压力，央行又不得不被迫地通过公开市场业务不断回笼资金。此外，在我国特有的国情下，央行的重大决策都必须报国务院批准，所以，我国中央银行政策工具的独立性受到很大的牵制。
　　３．关于货币政策传导方面。通货膨胀目标制的政策效应主要是通过利率渠道进行传导。但是，由于目前我国存在着严重的债权型货币错配，人民币升值预期在不断增强，为了防止投机热钱的涌入，央行必须使人民币与美元之间的利差保持在２～３个百分点之内，以增加投机成本。可见利率作为货币政策传递的主要工具，在我国还远未实现市场化，货币需求和投资的利率弹性都非常小。利率不是通过市场力量形成的，而是中央银行制定的，是政府的一种行政手段。利率的高低既不反映资金需求，也不能有效地传导货币政策效应。因此，目前在我国以利率作为通货膨胀目标制货币政策的主要传递工具还不具备可行性。从上述分析可知，虽然通货膨胀目标制是一种非常有前途的货币政策，但因为目前我国存在着严重的债权型货币错配及特殊的国情，尚不具备实行通货膨胀目标制的条件，故阻碍了选用更有效的货币政策对我国通货膨胀状况进行实时监测、控制与管理，使我国通货膨胀的潜在压力不断加大。综上所述，通过理论层面的分析，可以看出货币错配的确是引发并加剧通货膨胀的一个重要因素。下面我们将建立ＶＡＲ模型对这一研究理论做进一步的实证检验。
　　四、债权型货币错配对通货膨胀的影响：实证分析　　
　　（一）变量选取及模型设定本文 选 取 动 态 计 量 经 济 学 的 向 量 自 回 归（ＶＡＲ）模型对债权型货币错配对通货膨胀状况的长期影响作用关系进行实证研究。含有Ｎ个变量滞后ｋ期的ＶＡＲ模型表示如下：Ｙｔ＝μ＋Ａ１Ｙｔ－１＋Ａ２Ｙｔ－２＋…＋ＡｋＹｔ－ｋ＋ｕｔ　ｕｔ≈ＩＩＤ（０，∑）其中，Ｙｔ＝（ｙ１ｙ２…ｙｎ）′μｔ＝（μ１，μ２…μｎ）′Ａｊ＝Ａ１１，ｊ　Ａ１２，ｊ　…　Ａ１　Ｎ，ｊＡ２１，ｊ　Ａ２２，ｊ　…　Ａ２　Ｎ，ｊ…　…　…　…ＡＮ１，ｊ　ＡＮ２，ｊ　…　ＡＮＮ，熿燀燄ｊ燅ｊ＝１，２，…，ｋｕｔ＝（ｕ１，ｕ２…ｕｎ）′Ｙｔ为Ｎ×１阶时间序列向量。μ为Ｎ×１阶常数项列向量。Ａ１，Ａ２，…，Ａｋ均为Ｎ×Ｎ阶参数矩阵，ｕｔ～ＩＩＤ（０，∑）为Ｎ×１阶随机误差列向量，其中每一个元素都是非自相关的，但这些元素即不同方程对应的随机误差项之间可能存在相关，同时，因ＶＡＲ模型中每个方程的右侧只含有内生变量的滞后项，它们与ｕｔ是不相关的，所以可以用ＯＬＳ法依次估计每一个方程，得到的参数估计量都具有一致性。本文中令模型中的ｎ ＝ ５，选取通货膨涨率Ｔｔ（这里选择我国的居民消费价格指数ＣＰＩ来反映通货膨胀程度，以上年同期价格为基期的指数减去１００表示通货膨胀率）；货币错配指数ＡＥＣＭｔ、广义货币供给量（Ｍ２）年度增长率Ｍｔ、一年期存款名义利率Ｒｔ，以及我国的金融市场发展程度Ｆｔ（以反映金融深化程度的指标 ——— 广义货币供给量Ｍ２占名义ＧＤＰ的比重来衡量），５个变量系统来建立计量模型。即令Ｙｔ＝［Ｔｔ，ＡＥＣＭｔ，Ｍｔ，Ｒｔ，Ｆｔ］′。其中，ＡＥＣＭｔ对Ｔｔ的影响是本文实证考察的目的，选取其他变量指标是因为：（１）Ｍｔ、Ｒｔ、Ｆｔ可以从不同侧面代表货币错配对通货膨胀产生影响的效应传递因素。这些指标不仅会直接影响到国内通货膨胀状况和货币错配的累积程度，还会影响货币错配 ——— 通货膨胀的传递效应，因为货币错配对通货膨胀的影响是通过经济人对各种经济变量状态的反应和相应行动达到的，以上的指标可以在一定程度上反映经济运行的状态。（２）希望通过对比货币错配对通货膨胀的影响与其他变量对通货膨胀的影响，发现更多可供参考的政策信息。 实证 研 究 的 样 本 区 间 选 为１９８６～２００８年，ＡＥＣＭ＊数据来源于本文的测算值，其他指标数据来源于历年的《中国统计年鉴》、中国人民银行统计报告、国家统计局以及由相关原始数据根据本文对变量的定义所计算的数值。确定ＶＡＲ模型最佳滞后阶数Ｌ：一般情况下，滞后阶数越大，ＶＡＲ系统包含的信息越全，但同时损失的自由度也越大，因此必须在两者之间权衡。本文根据ＡＩＣ信息准则最小化确定最佳滞后阶数Ｌ＝２，构造非限制ＶＡＲ（２）模型。
　　（二）变量平稳性检验在 基 于ＶＡＲ进 行Ｊｏｈａｎｓｅｎ协 整 检 验 和Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验前，要保证各时间序列是稳定的，否则很可能会造成“伪回归”，模型估计无效。因此，本文先采用单位根检验中的ＡＤＦ（Ａｕｇｍｅｎｔ　Ｄｉｃｋｅｙ－Ｆｕｌｌｅｒ）检验法来检验各序列变量（Ｔｔ，ＡＥＣＭｔ，Ｍｔ，Ｒｔ，Ｆｔ）的平稳性，以确定其是否单整。原假设为：若计算出的ＡＤＦ值大于临界值，则接受非平稳的原始假设，反之则拒绝原假设。ＡＤＦ单位根检验结果如下。表２　 变量Ｔｔ，ＡＥＣＭＴ，Ｍｔ，Ｒｔ，Ｆｔ单位根的检验结果变量检验类型（Ｃ，Ｔ，Ｌ）ＡＤＦ检测值１％临界值５％临界值 平稳性Ｔｔ（Ｃ，０，２）－２．８６３３５９ －３．７８８０３０ －３．０１２３６３不平稳ＡＥＣＭｔ（Ｃ，Ｔ，２）－２．１２６４６５ －４．４４０７３９ －３．６３２８９６不平稳Ｍｔ（Ｃ，０，２）－２．１２７３８０ －３．７６９５９７ －３．００４８６１不平稳Ｒｔ（Ｃ，０，２）－０．７７１６２１ －３．７６９５９７ －３．００４８６１不平稳Ｆｔ（Ｃ，Ｔ，２）－０．５７４７１４ －４．４４０７３９ －３．６３２８９６不平稳Ｄ（Ｔｔ） （Ｃ，０，１）－４．９８６６８７ －３．８０８５４６ －３．０２０６８６平稳Ｄ（ＡＥＣＭＴ） （Ｃ，Ｔ，１）－４．７４０６０３ －４．４６７８９５ －３．６４４９６３平稳Ｄ（Ｍｔ） （Ｃ，０，１）－６．４１３２３８ －３．７８８０３０ －３．０１２３６３平稳Ｄ（Ｒｔ） （Ｃ，０，１）－３．４６５７０９ －３．７８８０３０ －３．０１２３６３平稳Ｄ（Ｆｔ） （Ｃ，０，１）－２．０９２４１１ －２．６７９７３５ －１．９５８０８８平稳注：检验形式（Ｃ，Ｔ，Ｌ）中，Ｃ 表示序列中的常数项；Ｔ 表示序 列 的 时 间 趋 势；Ｌ 表 示 序 列 的 滞 后 阶 数。Ｄ（Ｔｔ）、Ｄ（ＡＥＣＭＴ）、Ｄ（Ｍｔ）、Ｄ（Ｒｔ）和 Ｄ（Ｆｔ）分别代表序列 变 量Ｔｔ，ＡＥＣＭｔ，Ｍｔ，Ｒｔ，Ｆｔ的一阶差分项。从表２可以看出，在各原始序列中，各序列变量的ＡＤＦ检验统计值都大于显著性水平５％时相应的临界值，因此，所有的检验结果在９５％的置信水平下都没有拒绝有单位根的原假设，即它们都是非平稳的时间序列。需要进一步进行差分处理。分别对其取一阶差分后，各变量检验统计值都小于显著性水平５％的临界值，表明至少可以在９５％的置信水平下拒绝原假设，即差分变量都是平稳的。因此模型中的所有变量都符合Ｉ（１）的特征，属于一阶单整序列，表明它们之间可能存在长期均衡的协整关系。表３　Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果原假设 特征值 迹统计量５％水平的临界值概 率０　 ０．９２７１２８　 ９７．８５８２９　 ６９．８１８８９　 ０．０００１最多１个协整关系０．７２７５２８　 ４２．８５８１８　 ４７．８５６１３　 ０．１３６１最多２个协整关系０．２９５３７０　 １５．５５３５４　 ２９．７９７０７　 ０．７４３２最多３个协整关系０．２５６４６２　 ８．２０１８０７　 １５．４９４７１　 ０．４４４１最多４个协整关系０．０８９９２３　 １．９７８７５３　 ３．８４１４６６　 ０．１５９５
　　（三）Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验有些时间序列虽然自身非平稳，但其某种线性组合却平稳，这个线性组合反映了各变量之间长期稳定的比例关系，即协整关系。这里我们引入ＶＡＲ的Ｊｏｈａｎｓｅｎ的极大似然法来检验上面序列变量的协整关系。检验结果如表３所示。由表３可以看出，只有第一个似然比统计量大于５％水平下的临界值，因而只有第一个原假设被拒绝，说明序列变量Ｔｔ，ＡＥＣＭｔ，Ｍｔ，Ｒｔ，Ｆｔ之间存在着显著的协整关系，并且有且仅有１个协整关系方程。根据协整检验结果的输出窗口中所给出的经过标准化（ｎｏｒｍａｌｉｚａｔｉｏｎ）的协整系数估计值，我们可以得到Ｔｔ，ＡＥＣＭｔ，Ｍｔ，Ｒｔ，Ｆｔ之间的协整关系表达式如下：Ｔｔ＝ ０．１４ＡＥＣＭｔ（０．０７）＋ ０．９４　Ｍｔ（０．１４）－ １．１６Ｒｔ（０．４３）－１５．３５Ｆｔ（４．００）将协 整 关 系 写 成 数 学 表 达 式，并 令 其 等 于ｖｅｃｍ，得到ｖｅｃｍ＝Ｔｔ－０．１４ＡＥＣＭｔ－０．９４Ｍｔ＋１．１６Ｒｔ＋１５．３５Ｆｔ对序列ｖｅｃｍ进行单位根检验，发现它已经是平稳序列，并且取值在０附近上下波动，验证了协整关系是正确的。因此，中国的通货膨胀率、货币错配指数、广义货币供给量（Ｍ２）年度增长率、一年期存款名义利率，以及金融市场发展程度５个变量之间存在着长期均衡的协整关系。从上面的协整方程可以看出，我国的货币错配程度和广义货币供给量的年度增长率与通货膨胀率之间存在着较显著的正相关关系。货币错配每增加一个单位，通货膨胀率就会相应增加０．１４个单位。这一检验证实了前文关于货币错配对通货膨胀动态作用关系的分析。即随着货币错配程度的加剧，外—８０—汇占款也在不断增加，为冲销高额的外汇占款，抑制本币的急剧升值，央行不得不进行大规模基础货币的投放，从而导致流通领域货币供应量的不断累积，长期看会引发通货膨胀和经济过热。因此当前大规模的债权型货币错配已经给我国造成了较大的通货膨胀压力。此外，由上面的协整方程式我们还可以看出，名义利率和金融市场的发展程度与通货膨胀率间都存在着较显著的负相关关系，其中金融市场发展程度Ｆｔ对通货膨胀率Ｔｔ的影响最大。
　　（四）Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验解释变量与被解释变量相关度较高，并不意味着它们之间就一定存在着因果关系，有时候会出现伪相关现象。因此，证明上述５个变量间的协整关系是有意义的，下面我们还需要采取Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验法对５个变量是否构成因果关系做进一步的验证，结果见表４。表４　变量 Ｔｔ，ＡＥＣＭｔ，Ｍｔ，Ｒｔ，Ｆｔ的 Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果　　从检验结果可以看出：在５％的显著性水平下，对于ＡＥＣＭｔ不是Ｔｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是０．００２０５，表明至少在９５％的 置 信 水 平 下，可 以 认 为ＡＥＣＭｔ是Ｔｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。即，债权型货币错配规模的变化是引起通货膨胀率变动的原因之一，前文关于债权型货币错配是我国通货膨胀引致原因之一的理论分析得到了实证支持。同理可知，广义货币供给量（Ｍ２）年度增长率Ｍｔ，金融市场发展程度Ｆｔ与通货膨胀率Ｔｔ之间也存在着单向因果关系，而一年期存款名义利率Ｒｔ与通货膨胀率Ｔｔ之间存在着双向因果关系。故，Ｍｔ，Ｆｔ，Ｒｔ三个因素也都会在不同程度上对我国的通货膨胀产生影响，因此，上述对５个变量间的长期协整关系的分析是有意义的。此外，我们还可以看到，拒绝ＡＥＣＭｔ不是Ｍｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因零假设和拒绝Ｆｔ不是ＡＥＣＭｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因零假设犯错的概率均低于５％的显著水平，因此，可以判定ＡＥＣＭｔ是Ｍｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因；Ｆｔ是ＡＥＣＭｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。也就是说，货币错配的规模变动会引起流通领域货币供应量的变化，而我国金融市场的发展程度也会在一定程度上影响货币错配的累积规模，进而对我国的通货膨胀状况产生一定的影响。五、结论及政策建议通过理论分析显示，债权型货币错配的不断积聚很容易引发并加剧一国的通货膨胀。我国的债权型货币错配主要通过两种途径对通货膨胀产生影响：一是为冲销高额的外汇占款，抑制本币的急剧升值，央行不得不进行大规模基础货币的投放，从而引发了通货膨胀和经济过热；二是由于巨额净外币资产货币错配的存在，使我国目前不具备实行通货膨胀目标制的条件，故阻碍了现行货币政策对我国通货膨胀状况进行有效地实时监测、控制与管理。实证结果显示，我国的货币错配程度和广义货币供给量的年度增长率与通货膨胀率之间存在着长期稳定的正相关关系，并且至少在９５％的置信水平下，可以认为债权型货币错配是通货膨胀的Ｇｒａｎｇ－ｅｒ原因。即，债权型货币错配规模的变化确实是引起通货膨胀率变动的原因之一，随着我国债权型货币错配程度的不断加剧，我国所面临的通货膨胀压力将会越来越大。因此对中国而言，除货币政策、财政政策等宏观政策调节外，高度重视并降低我国的货币错配程度对有效预防并治理中国的通货膨胀问题也具有重要的政策实施意义。我们应构建货币错配风险早期预警体系，并针对我国货币错配的内外成因，从国内和国际两方面积极采取措施控制货币错配的不断累积，逐步降低我国债权型货币错配的规模。此外，实证结果还显示，名义利率和金融市场的发展程度与通货膨胀率之间都存在着明显的负相关关系，金融市场的发展程度还对货币错配的累积产生着一定的影响。因此，一方面，我们应该合理地控制并调节我国利率水平。例如在通胀压力增大的情况下，可适当提高利率，缩紧银根，从而减少入市资金，以达到缓解通货膨胀的目的。但同时还应注意保持人民币与美元之间一定的利差（大约２～３个百分点以内），以防止投机热钱的大量涌入，使我国已 高昂的货币错配进一步加剧。另一方面，随着改革开放进程的加快，中国的金融深化今后应更加重视在质量上的突破。要大力发展外汇市场，促进货币市场协调发展，积极发展股票市场，扩大直接融资，并进一步推进金融衍生产品创新和金融体系结构的平衡。尤其要发展债券市场，因为一国国内债券市场发展的落后又是引发并加重该国货币错配的一个重要因素。债券市场的不断发展、完善将有利于治理并降低我国的货币错配，进而有利于缓解我国通货膨胀的压力，促进币值稳定。注：①Ｍｏｒｒｉｓ　Ｇｏｌｄｓｔｅｉｎ　＆Ｐｈｉｌｉｐ　Ｔｕｒｎｅｒ：《货币错配———新兴市场国家的困境与对策》，李扬、曾刚译，社会科学文献出版社２００５年版，第１页。本文采用了Ｍｏｒｒｉｓ　Ｇｏｌｄｓｔｅｉｎ　＆Ｐｈｉｌｉｐ　Ｔｕｒｎｅｒ对货币错配的定义，因为相比较而言，此定义涵盖了资产和负债与收入和支出两个方面，并从存量和流量两个角度进行了分析，更为准确地反映了这一现象的本质———汇率风险敞口，因而具有更广的涵义和更强的适用性。②修 正 后 得 到 的ＡＥＣＭ ＊指 数 表 达 式 为：ＡＥＣＭ＊＝ＮＦＣＡ＊ＭＧＳ×ＲＦＴ＊，推导过程参见，裴平、孙兆斌：《中国的国际收支失衡与货币错配》，《国际金融研究》，２００６年第８期，变量界定。③通货膨胀目标制是一种货币政策框架，基本含义是：货币当局明确以物价稳定为首要目标，并公布通货膨胀率的目标值；同时，通过一定的方法预测通货膨胀的未来走势，将此预测与已经明确宣布的通货膨胀的控制目标相比较，并进行相应的货币政策操作，使通货膨胀率落在目标区内。④２００８年８月６日，国务院发布修订后的《中华人民共和国外汇管理条例》，取消了企业经常项目外汇收入强制结汇的要求，同时，加强了对跨境资金的流动监测，从而在一定程度上有助于减轻国家外汇储备的压力。但从目前来看所起的效果会打折扣。
    参考文献：Ｂａｈｍａｎｉ－Ｏｓｋｏｏｅｅ，Ｍ．＆ Ｍ．Ｍａｌａｘｉ（１９８８），"Ｅｘｃｈａｎｇｅｒａｔｅ　ｆｌｅｘｉｂｉｌｉｔｙ　ａｎｄ　ｔｈｅ　ＬＤＣｓ　ｄｅｍａｎｄ　ｆｏｒ　ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ　ｒｅ－ｓｅｒｖｅｓ"，Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　４：３１７－３２８．Ｃａｌｖｏ，Ｇ．＆ Ｃ．Ｒｅｉｎｈａｒｔ（２００２），"Ｆｅａｒ　ｏｆ　ｆｌｏａｔｉｎｇ" ，Ｑｕａｒ－ｔｅｒｌｙ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　１１７：３７９－４０８．Ｃａｒｇｉｌｌ，Ｔ．ｅｔ　ａｌ（１９９７），Ｔｈｅ　Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ　Ｅｃｏｎｏｍｙ　ｏｆ　ＪａｐａｎｅｓｅＭｏｎｅｔａｒｙ　Ｐｏｌｉｃｙ，ＭＩＴ　Ｐｒｅｓｓ．Ｃｏｗａｎ，Ｅ．ｅｔ　ａｌ（２００５），"Ｃｕｒｒｅｎｃｙ　ｍｉｓｍａｔｃｈｅｓ，ｂａｌａｎｃｅ－ｓｈｅｅｔ　ｅｆｆｅｃｔｓ　ａｎｄ　ｈｅｄｇｉｎｇ　ｉｎ　Ｃｈｉｌｅａｎ　ｎｏｎ－ｆｉｎａｎｃｉａｌ　ｃｏｒｐｏｒａ－ｔｉｏｎｓ"，Ｒｅｓｅａｒｃｈ　Ｄｅｐａｒｔｍｅｎｔ　Ｗｏｒｋｉｎｇ　Ｐａｐｅｒｓ　５２１（１）．Ｃｏｗａｎ，Ｋ．ｅｔ　ａｌ（２００５），"Ｂａｌａｎｃｅ　ｓｈｅｅｔ　ｅｆｆｅｃｔｓ　ａｎｄ　ｈｅｄｇｉｎｇｉｎ　Ｃｈｉｌｅａｎ　ｎｏｎ－ｆｉｎａｎｃｉａｌ　ｃｏｒｐｏｒａｔｉｏｎｓ"，Ｃｅｎｔｒａｌ　Ｂａｎｋ　ｏｆＣｈｉｌｅ　Ｗｏｒｋｉｎｇ　Ｐａｐｅｒｓ，Ｎｏ．３４６．Ｅｉｃｈｅｎｇｒｅｅｎ，Ｂ．，Ｒ．Ｈａｕｓｍａｎｎ　＆ Ｕ．Ｐａｎｉｚｚａ（２００３），"Ｔｈｅｍｙｓｔｅｒｙ　ｏｆ　ｏｒｉｇｉｎａｌ　ｓｉｎ"，Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ　ｏｆ　Ｃａｌｉｆｏｒｎｉａ，Ｂｅｒｋｅ－ｌｅｙ，Ｈａｒｖａｒｄ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ　ａｎｄ　Ｉｎｔｅｒ－Ａｍｅｒｉｃａｎ　ＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＢａｎｋ．Ｍｉｓｈｋｉｎ，Ｆ．Ｓ．（２００４），《货币金融学》，中国人民大学出版社。Ｈａｕｓｍａｎｎ，Ｒ．，Ｕ．Ｐａｎｉｚｚａ　＆ Ｅ．Ｓｔｅｉｎ（２００１），"Ｗｈｙ　ｄｏｃｏｕｎｔｒｉｅｓ　ｆｌｏａｔ　ｔｈｅ　ｗａｙ　ｔｈｅｙ　ｆｌｏａｔ？" ，Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｄｅｖｅｌｏｐ－ｍｅｎｔ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　６６：３８７－４１４．Ｋｉｍ，Ｊ．Ｓ．（２００４），"Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ　ｒｅｓｅｒｖｅ　ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ　ｉｎＥａｓｔ　Ａｓｉａ"，Ｃｌａｒｅｍｏｎｔ　Ｃｏｎｆｅｒｅｎｃｅ　ｏｎ　ｔｈｅ　Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ　Ｅｃｏｎｏ－ｍｙ　ｏｆ　Ｅｘｃｈａｎｇｅ　Ｒａｔｅｓ．Ｇｏｌｄｓｔｅｉｎ，Ｍ．＆ Ｐ．Ｔｕｒｎｅｒ（２００５），《货币错配－－新兴市场国家的困境与对策》，李扬、曾刚译，社会科学文献出版社。Ｇｏｌｄｓｔｅｉｎ，Ｍ．＆ Ｐ．Ｔｕｒｎｅｒ（２００４），"Ｃｏｎｔｒｏｌｌｉｎｇ　ｃｕｒｒｅｎｃｙｍｉｓｍａｔｃｈｅｓ　ｉｎ　Ｅｍｅｒｇｉｎｇ　Ｍａｒｋｅｔｓ"，ＩＳＢＮ　ｐａｐｅｒ　０－８８１３２－３６０－８．Ｍｏｕｎｆｏｒｄ，Ａ．＆ Ｈ．Ｕｈｌｉｇ（２００４），"Ｗｈａｔ　ａｒｅ　ｔｈｅ　ｅｆｆｅｃｔｓ　ｏｆｆｉｓｃａｌ　ｐｏｌｉｃｙ　ｓｈｏｃｋｓ？" ，ＳＳＲＮ　Ｗｏｒｋｉｎｇ　ｐａｐｅｒ，１－３７．Ｒｅｉｎｈａｒｔ，Ｃ．（２０００），"Ｔｈｅ　ｍｉｒａｇｅ　ｏｆ　ｆｌｏａｔｉｎｇ　ｅｘｃｈａｎｇｅｒａｔｅｓ"，Ａｍｅｒｉｃａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｖｉｅｗ　９０（２）．Ｍａｇｕｄ，Ｎ．Ｅ．（２０１０），"Ｃｕｒｒｅｎｃｙ　ｍｉｓｍａｔｃｈ，ｏｐｅｎｎｅｓｓ　ａｎｄｅｘｃｈａｎｇｅ　ｒａｔｅ　ｒｅｇｉｍｅ　ｃｈｏｉｃｅ"，Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃｓ３２：６８－８９．罗纳德 · 麦 金 农 著，王 信 何 译，２００５：《美 元 本 位 下 的 汇率———东亚高储蓄两难》，中国金融出版社。刘东华，２００７：《通货膨胀目标制理论及对我国货币政策的启示》，《北方经济》第６期。裴平 孙兆斌，２００６：《中国的国际收支失衡与货币错配》，《国际金融研究》第８期。贺庆春 宋健，２００９：《货币错配对我国货币政策影响的实证研究》，《数量经济技术经济研究》第２期。蔡彤娟，２０１０：《中国货币错配问题的实证研究》，《中国经济问题》第４期。王中昭，２０１０：《汇率与货币错配协动性关系及机理探析》，《国际金融研究》第５期。汤凌霄，２０１１：《新兴大国货币错配的债权型特征》，《管理世界》第１１期。梅冬州 龚六堂，２０１１：《货币错配、汇率升值和经济波动》，《数量经济技术经济研究》第６期。