引言
近幾年，我國外匯占款不斷增加。隨著全球經濟一體化的加強，我國經濟發展較快地融入了全球經濟格局中，外匯占款對我國經濟發展的影響越來越明顯，同時也對我國的通貨膨脹帶來了一定的上升壓力。外匯占款（ Funds outstandingfor foreign exchange） 是指受資國中央銀行收購而相應投放的本國貨幣。由於人民幣是非國際自由可兌換貨幣，外資進入後需兌換成人民幣才能流通使用，為了外資換匯要投入大量的資金，導致貨幣需求量增加，形成了大量外匯占款。理論上，外匯占款主要是從三個市場對物價指數產生影響：
在商品市場，交易貨幣量增加導致通貨膨脹； 在貨幣市場中，貨幣供應量的增加導致市場利率下降，鼓勵居民和企業將儲蓄轉為消費，引起物價上漲進而發生通貨膨脹； 在資本市場中，貨幣供應量的不斷增加引起利率下降，證券價格隨之上升，則資金會轉向實物資產投資，相應的勞動需求增加，工人工資增加，進而轉化為成本推動型的通貨膨脹。
2010 年末，我國外匯占款為 225 795. 14 億元，2011 年末，外匯占款達到 253 587. 01 億元，2012年末外匯占款餘額為 258 533. 48 億元。受國際經濟形勢影響，2012 年末和 2013 年初外匯占款月度增減波動幅度較大，2013 年 3 月末外匯占款餘額為 256 494 億元，外匯占款連續三個月正增長。在歐洲債務危機的大環境下，我國外匯占款不斷增加，更要關注其對通貨膨脹的影響。以這些理論分析為基礎，本文收集了 2003 年 1 月到2012 年 6 月的月度數據，通過實證分析，深入探討我國外匯占款、貨幣供應量對通貨膨脹的影響方式及影響程度。
目前，國外有學者從國際收支角度出發，將理論與實證相結合分析外匯占款與通貨膨脹之間的關係。實證分析表明物價水平與外匯儲備具有一定關聯性。貨幣數量說認為，外匯占款與通貨膨脹的關係表現為： 國際收支順差，外匯儲備增加，外匯占款增加，基礎貨幣增加，貨幣供應量增加，物價水平增加呈現一定的順序關係。Mousen、Ja-nardhanan（ 1997）實證分析了外匯儲備與通貨膨脹的關係，認為二者具有正相關性且互為格蘭傑因果關係。Vassalou（ 2000）在浮動匯率制下，Holman 和 Rioja（ 2001）在固定匯率制下分別用實證檢驗了通貨膨脹是一種貨幣現象，其產生的原因為貨幣數量的增長速度明顯快於產量的增長。Dibooglu 和 Kibriteioglu（ 2004）使用土耳其 1980 一 2002 年的數據建立的結構向量自回歸模型分析表明，國際收支的衝擊對通貨膨脹有長期的明顯影響。Badinge（ 2004）使用 12 年奧地利數據結合誤差修正模型（ ECM） 分析外匯儲備認為，過多的貨幣需求導致國際資本大量流入本國，進而影響國內的宏觀經濟狀態。Simpson,Ramchander,Chauhry（ 2005）研究宏觀經濟對匯率影響過程中發現匯率、國際收支與通貨膨脹相關信息有關，但是並沒有直接影響總體的經濟。
Mwase（ 2006）進行探究得出結論： 匯率的波幅變動對通貨膨脹率的傳遞效應是沿價格鏈遞減。Duma（ 2008）研究發現匯率的變動對通貨膨脹率的傳遞效應是不完全的、滯後的。
隨著我國外匯儲備和外匯占款的不斷增加，通貨膨脹水平也在不斷增加，我國的許多學者開始對二者的關係逐步猜想並進行理論與實際分析。岳意定，張璇（ 2001）運用協整和自回歸理論研究揭示外匯儲備對於基礎貨幣具有顯著的正向影響，並且長期的約束力較強。秦宛順，靳雲匯，卜永祥（ 2003）通過對中國基礎貨幣和貨幣供應量的相關性分析，發現基礎貨幣與貨幣供應量不存在顯著相關性，並且貨幣供應量存在內生性。袁征，姜淼（ 2006）使用 2000-2004 年的數據運用協整理論分析，得出的結論為： 外匯占款與物價存在長期穩定關係，長期的外匯占款可能會帶來通貨膨脹。趙振全，劉柏（ 2006）研究得出我國國際收支變化將引發外匯儲備的變化，進而對以外匯占款形式的基礎貨幣投放產生了影響，進 一 步 影 響 通 貨 膨 脹。陳 國 輝，段 鵬（ 2007）研究通脹傳導機製得出結論： 我國外匯儲備增長導致物價水平不斷上升，從而引發通貨膨脹。蔣雲明，張愛武（ 2008）基於交易方程度量外匯占款流動性過剩的效率，研究結論是外匯占款流動性過剩取決於貨幣供應量、貿易差額、資本賬戶差額和國內生產總值。劉佳，靳玉英（ 2008）揭示外匯儲備增加造成貨幣供給的擴張，但是沒有顯著引起物價水平上漲，其原因是忽略了貨幣流通速度對物價水平的影響。周鐵軍，劉傳哲（ 2009）運用實證分析得出外匯占款與基礎貨幣高度正相關，並且隨著外匯儲備和外匯占款的不斷增加，二者分別對貨幣供給和基礎貨幣的 作 用 效 力 不 斷 增 加。許 永 兵，劉 華 光（ 2010）表示國際收支順差引起外匯儲備的增加，導致了我國流動性過剩和通貨膨脹的壓力。黃武俊，陳漓高（ 2010）研究基礎貨幣來源及其與基礎貨幣動態關係中得出，凈國外資產增量是基礎貨幣增量變化的唯一格蘭傑因果，基礎貨幣供應具有內生性，央行已不能單純的通過控制基礎貨幣數量達到控制貨幣供應量的作用。張林傑（ 2011）使用四年的數據應用 AR 和 VAR 模型進行實證分析，結果表明外匯占款僅是通貨膨脹的因素之一，沒有實際的 GDP 和滯後的 CPI 對通貨膨脹的影響顯著。廖曉淇（ 2011）對美、德和中三個國家對比分析，發現國際收支順差導致外匯儲備增加。但外貿順差卻不一定導致外匯儲備的增加，冷瑞華（ 2012）採用格蘭傑因果檢驗分析外匯占款的增長不是通貨膨脹增長的原因，並且中央銀行的貨幣沖銷政策會減弱外匯占款對通貨膨脹的影響。胡援成，張朝洋（ 2012）利用有向無環圖和結構向量自回歸模型分析出美元貶值會引起我國工業品出廠價格的上漲，貨幣擴張主要通過外匯占款和人民幣升值預期對我國通脹產生影響，研究顯示，美元貶值下，我國當前承受比較大的輸入型的通脹壓力。因此，本文認為當今的外匯占款的增加會導致通貨膨脹，且隨著外匯占款的不斷增加，貨幣供應量會不斷增加，物價水平會上漲，進而引發通貨膨脹。
一、模型構建
向量自回歸（ VAR） 是基於數據的性質，把系統中的每一個內生變量作為系統中的所有內生變量的滯後值的函數來構建模型。VAR（ p） 模型的數學表達式為：
yt是 k 維內生變量 φ1,Λ，φρ列向量，xt是 d維外生變量列向量，p 是滯後階數，T 是樣本個數。K × k 維矩陣 φ1,Λ，φρ和 K × d 維矩陣 H 是帶估計的係數矩陣。εt是 k 維擾動列向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯後值相關且不與等式右邊的變量相關。假設∑是 εt的協方差矩陣，是一個 K × k 維的正定矩陣，則式子（ 1） 可以展開表示為：
即含有個時間 k 序列變量的 VAR（ p） 模型的k 個方程組成。傳統的 VAR 理論要求模型中的每個變量都是平穩的，對於非平穩的時間不序列要進行差分處理使其變成平穩的時間序列進行VAR 建模，本文就是建立的進行差分處理後的VAR 模型。
二、實證分析
1. 數據的選取
貨幣數量論認為通貨膨脹的增長是由於外匯占款的不斷增加，導致廣義貨幣供應量不斷增加從而引發了物價的持續增長，面臨通貨膨脹的壓力。因此，本文選取 2003 年 1 月到 2012 年 6 月的月度數據進行分析，選取外匯占款用字母 B 表示，廣義的貨幣供應量為 M2.本文分析過程用字母 A 表示，物價指數 CPI,其中外匯占款和貨幣供應量數據來源於人民銀行的年度統計資料庫，物價指數的數據來源於中國國家統計局。論文採用工具軟體 EVIEWS5. 0 進行數據分析。
2. VAR 模型分析
對模型的平穩性檢驗顯示三個變量都是一階單整的，也就是一階差分是平穩的，這是因為收集時間序列的數據是存在季節周期性的，本文沒有進行季節調整，但一階差分是平穩的。故本文使用平穩化的差分建立 VAR 模型。對三個變量的穩定性檢驗結果如下：由表 1、表 2、表 3 中的 ADF 檢驗結果可知，貨幣供應量、外匯占款和物價指數這三個變量在一階差分進行的 ADF 檢驗下，t 統計量均小於10% 顯著水平的臨界值，而且 p 值也都小於 0.05,序列不存在單位根，說明這三個統計量的一階差分是平穩的。三個變量的一階差分是平穩的，因此可以建立平穩化的差分數據建立 VAR 模型。從表 4 中判斷並選擇無約束的 VAR 模型的滯後階數，滯後從 0 開始到第二階止，在標準值最小的情況下，* 在滯後階數為二的時候出現的次數最多，並且在此情況下，按照 AIC 準則，AIC 和SC 的值均達到了最小值，因此可以選擇最優的滯後階數為 2,因此我們建立滯後期為 2 的 VAR模型。從表 5 的回歸結果中可以看出，上期的貨幣供應量每變化一單位會導致本期的外匯占款反方向變化 0. 0445 單位。外匯占款受到了貨幣供應量和通貨膨脹的前一、二期影響。貨幣供應量受1期的影響。上期的外匯占款每變化一個單位就會導致本期的貨幣供應量沿著相反方向減少0. 755個單位。通貨膨脹受到了外匯占款和貨幣供應量前一、二期的影響，其中受貨幣供應量的影響要比外匯占款明顯。上期的貨幣供應量每變化一個單位就會使本期的物價指數有所下降，同時物價指數也受到前一、二期的影響。
3. 影響程度及因果分析
為了逐步分析各個變量受到衝擊後的關聯性，使用脈衝響應函數分析各個變量對通貨膨脹的影響及其程度，在此分析中根據 AIC 原則並結合相應的經濟方面考慮，同時由上面的分析擇取向量回歸的最優滯後階數為 2.在此分析中並沒有採取月度為時間間距，為使趨勢體現更加明顯採取季度為時間間距。從圖 1 中可以看出，如果在本期給外匯占款一個正的衝擊後，通貨膨脹在前 1 期的影響為正，以後的影響為負，並且在前 6 期還是稍微有些小的震盪，反映了外匯占款對通貨膨脹會有小範圍的影響，但效果並不是特別明顯。在 6 期後且趨近平穩。從圖 2 中可知，通貨膨脹對貨幣供應量的增長在最初響應為正，此後響應為負。也就是說，如果本期給貨幣供應量一個正的衝擊後，通貨膨脹在起初為小的正向反映，此後受到負向的影響，說明我國對通貨膨脹的管制特別謹慎，一旦出現貨幣供應量的增加，預期會導致通貨膨脹時，立刻採取一系列的緊縮貨幣政策來預防通貨膨脹上漲的發生。圖 3 中表示物價指數對通貨膨脹的響應在一開始表現的特別明顯，在前一期影響力度就大幅度的降低，隨著時間的推移影響也是逐漸在降低。
進行方差分解，進一步分析結構衝擊對變量的影響度以及貢獻度，預測誤差方差分解結果分析如圖 4 所示：從圖 4 中可知，不考慮通貨膨脹自身的貢獻率，外匯占款對通貨膨脹有顯著的影響，在最初表現的比較明顯，但隨著時間的不斷推移，在第 25個月後影響一直在不斷擴大，50 個月後也就是2007 年之後，外匯占款對通貨膨脹的影響達到最大，其貢獻率大約達到了 23%,而且此後基本維持在這個水平左右。
從圖 5 中可知，若不考慮通貨膨脹自身的貢獻率，貨幣供應量對通貨膨脹也是具有顯著影響的，雖然在最初的影響是接近於0 的（ 也就是沒有什麼影響） ,但在10 個月後有了比較顯著的影響，並且影響的程度一直在不斷增加，最後趨近於持續平穩的狀態。貨幣供應量對通貨膨脹的貢獻率達到並持續在 20% 左右。由此也能看出貨幣供應量對通貨膨脹的影響比外匯占款對通貨膨脹的影響要滯後 10 個月，也就是將近一年的時間。圖 6 表示物價指數對通貨膨脹在一開始的影響程度就達到了 98% 左右，在之後就不斷的減少對自身的影響，在 50 個月後達到了 60% 上下，物價指數對通貨膨脹的貢獻率很高，如若處理通貨膨脹還是要從我國的通貨膨脹本身出發，綜合考慮影響通貨膨脹的各種因素，採取較為全面的控制措施。
進行的格蘭傑因果檢驗結果如下：從表 6 中可見，貨幣供應量對通貨膨脹具有顯著的格蘭傑原因，也就是說，貨幣供應量的變化對通貨膨脹是有影響的，貨幣供應量的增加導致了通貨膨脹率的上升。外匯占款和貨幣供應量兩者之間具有顯著的格蘭傑影響，表明外匯占款的增加引發了貨幣供應量的增加，同樣，貨幣供應量的增加也是外匯占款增加的原因。分析表明，外匯占款的增加並不是通貨膨脹水平上升的格蘭傑原因，表明外匯占款增加並不是通貨膨脹的直接原因。但是，外匯占款的增加導致了貨幣供應量的增加，貨幣供應量的增加又引起物價上漲，從而推動了通貨膨脹水平的提高。雖然外匯占款的增加並沒有直接導致通貨膨脹水平的提升，但二者之間還是存在著長期的均衡關係。分析結果如下： 前面已經說明 CPI 與外匯占款是一階單整的，採用 E - G 兩步法檢驗 CPI 與我國外匯占款的協整關係。表 7 對殘差序列 ADF 的檢驗結果表明，在10% 的顯著性水平下顯著拒絕原假設，即拒絕存在單位根，殘差序列不平穩，接受不存在單位根，殘差序列是平穩的，因此可以說 CPI 與外匯占款具有長期穩定的協整關係。
4. 實證分析
結論本文中以物價指數來衡量我國的通貨膨脹程度，物價指數的持續上升意味著承擔嚴重的通貨膨脹壓力。從以上的模型分析中得知，外匯占款、貨幣供應量、上期的物價指數（ 即上個月的通貨膨脹） 會對這個月的通貨膨脹有一定的影響。實證分析結論如下：
（ 1） 從 VAR 模型中得知貨幣供應量受到前兩期通貨膨脹水平的影響，同時上一期的貨幣供應量也影響當期的貨幣供應量； 外匯占款受到前兩期的外匯占款、貨幣供應量和通貨膨脹的顯著影響； 物價指數受到前兩期的物價指數的顯著影響。
（ 2） 從脈衝響應函數中得知無論給外匯占款、貨幣供應量還是物價指數一個衝擊，通貨膨脹都會受到不同程度的影響，其中，從貨幣供應量對通貨膨脹的影響中可知我國往往採取緊縮貨幣政策預防通貨膨脹上漲。從分差分解說明外匯占款和貨幣供應量對通貨膨脹有明顯的影響，但二者均小於上一期的通貨膨脹對本期通貨膨脹影響程度，而且貨幣供應量要比外匯占款對通貨膨脹的影響滯後幾乎一年的時間。也就是說，在我國大量的貨幣發行，將會在接近 1 年之後產生通貨膨脹的趨勢。
（ 3） 格蘭傑檢驗的結果證明外匯占款並不是通貨膨脹的直接原因，而外匯占款增加是貨幣供應量增加的直接原因。進而說明因為外匯占款的增加會引起貨幣供應量的增加，而貨幣供應量的增加將會引發物價的上漲進而出現通貨膨脹，同時外匯占款和貨幣供應量互為格蘭傑原因，即外匯占款的增加引起貨幣供應量的增加，同時貨幣供應量的增加也引起了外匯占款的增加。由此可以看出，由外匯占款引發通貨膨脹的渠道是外匯占款導致貨幣供應量的增加，貨幣供應量的增加引發物價的上漲出現通貨膨脹。雖然外匯占款不是通貨膨脹的格蘭傑原因，但是二者卻具有長期穩定的協整關係。
三、結語
隨著我國經濟的深化發展，世界經濟一體化格局的形成，我國近幾年外匯占款不斷提高，物價水平也一直呈現震盪式的變化。在全球金融自由化的形勢下，我國的外匯水平處於世界第一的位置，必然會對外匯占款與通貨膨脹的關係產生更加深刻的影響。本文採用外匯占款、貨幣供應量、物價指數三個變量，收集 2003 到 2012 年的月度數據並對數據的穩定性進行檢驗，運用 VAR 模型，使用了脈衝響應函數、方差分解、格蘭傑檢驗，最終分析結果表明外匯占款增加導致貨幣供應量增加，從而使物價上漲間接導致了通貨膨脹的形成。在方差分析中看到通貨膨脹的波動也有20% 左右是由外匯占款直接影響的，但是，貨幣供應量比外匯占款對通貨膨脹的影響要滯後一年的時間，並且外匯占款、貨幣供應量、通貨膨脹本身對物價的上漲都有一定的滯後性，通貨膨脹只是受到自身滯後的影響，而其他兩個變量都受到了所有變量的滯後影響。外匯占款與貨幣供應量互為格蘭傑影響，但是外匯占款不是通貨膨脹的格蘭傑原因，這可能是由於貨幣的沖銷慢慢減化了二者的直接顯著性，但是二者仍具有長期的均衡關係。可見，通貨膨脹產生的原因較複雜，需要採取多種手段綜合治理，才會收到長期效果。
針對於上述的分析提出以下相關性建議，對通貨膨脹影響最大的還是 GDP 的增長，因此運用各類政策手段控制總需求是防止經濟過快的增長，抑制通貨膨脹的根本方法。貨幣的供應量顯著影響物價的上漲，政府應利用貨幣政策打擊通貨膨脹。此外，外匯占款導致貨幣供應量的增加，貨幣供應量的增加引發物價的上漲出現通貨膨脹，雖然不是直接影響，但隨著外匯占款的不斷增加，外匯占款將對通貨膨脹的影響會越來越大。
在適當的實際進一步放寬人民幣匯率的浮動區間，會使人民幣的匯率機制更加富有彈性，可以在一定程度上緩解因外匯占款增長過多所帶來通貨膨脹的壓力。
參考文獻
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近幾年，我國外匯占款不斷增加。隨著全球經濟一體化的加強，我國經濟發展較快地融入了全球經濟格局中，外匯占款對我國經濟發展的影響越來越明顯，同時也對我國的通貨膨脹帶來了一定的上升壓力。外匯占款（ Funds outstandingfor foreign exchange） 是指受資國中央銀行收購而相應投放的本國貨幣。由於人民幣是非國際自由可兌換貨幣，外資進入後需兌換成人民幣才能流通使用，為了外資換匯要投入大量的資金，導致貨幣需求量增加，形成了大量外匯占款。理論上，外匯占款主要是從三個市場對物價指數產生影響：
在商品市場，交易貨幣量增加導致通貨膨脹； 在貨幣市場中，貨幣供應量的增加導致市場利率下降，鼓勵居民和企業將儲蓄轉為消費，引起物價上漲進而發生通貨膨脹； 在資本市場中，貨幣供應量的不斷增加引起利率下降，證券價格隨之上升，則資金會轉向實物資產投資，相應的勞動需求增加，工人工資增加，進而轉化為成本推動型的通貨膨脹。
2010 年末，我國外匯占款為 225 795. 14 億元，2011 年末，外匯占款達到 253 587. 01 億元，2012年末外匯占款餘額為 258 533. 48 億元。受國際經濟形勢影響，2012 年末和 2013 年初外匯占款月度增減波動幅度較大，2013 年 3 月末外匯占款餘額為 256 494 億元，外匯占款連續三個月正增長。在歐洲債務危機的大環境下，我國外匯占款不斷增加，更要關注其對通貨膨脹的影響。以這些理論分析為基礎，本文收集了 2003 年 1 月到2012 年 6 月的月度數據，通過實證分析，深入探討我國外匯占款、貨幣供應量對通貨膨脹的影響方式及影響程度。
目前，國外有學者從國際收支角度出發，將理論與實證相結合分析外匯占款與通貨膨脹之間的關係。實證分析表明物價水平與外匯儲備具有一定關聯性。貨幣數量說認為，外匯占款與通貨膨脹的關係表現為： 國際收支順差，外匯儲備增加，外匯占款增加，基礎貨幣增加，貨幣供應量增加，物價水平增加呈現一定的順序關係。Mousen、Ja-nardhanan（ 1997）實證分析了外匯儲備與通貨膨脹的關係，認為二者具有正相關性且互為格蘭傑因果關係。Vassalou（ 2000）在浮動匯率制下，Holman 和 Rioja（ 2001）在固定匯率制下分別用實證檢驗了通貨膨脹是一種貨幣現象，其產生的原因為貨幣數量的增長速度明顯快於產量的增長。Dibooglu 和 Kibriteioglu（ 2004）使用土耳其 1980 一 2002 年的數據建立的結構向量自回歸模型分析表明，國際收支的衝擊對通貨膨脹有長期的明顯影響。Badinge（ 2004）使用 12 年奧地利數據結合誤差修正模型（ ECM） 分析外匯儲備認為，過多的貨幣需求導致國際資本大量流入本國，進而影響國內的宏觀經濟狀態。Simpson,Ramchander,Chauhry（ 2005）研究宏觀經濟對匯率影響過程中發現匯率、國際收支與通貨膨脹相關信息有關，但是並沒有直接影響總體的經濟。
Mwase（ 2006）進行探究得出結論： 匯率的波幅變動對通貨膨脹率的傳遞效應是沿價格鏈遞減。Duma（ 2008）研究發現匯率的變動對通貨膨脹率的傳遞效應是不完全的、滯後的。
隨著我國外匯儲備和外匯占款的不斷增加，通貨膨脹水平也在不斷增加，我國的許多學者開始對二者的關係逐步猜想並進行理論與實際分析。岳意定，張璇（ 2001）運用協整和自回歸理論研究揭示外匯儲備對於基礎貨幣具有顯著的正向影響，並且長期的約束力較強。秦宛順，靳雲匯，卜永祥（ 2003）通過對中國基礎貨幣和貨幣供應量的相關性分析，發現基礎貨幣與貨幣供應量不存在顯著相關性，並且貨幣供應量存在內生性。袁征，姜淼（ 2006）使用 2000-2004 年的數據運用協整理論分析，得出的結論為： 外匯占款與物價存在長期穩定關係，長期的外匯占款可能會帶來通貨膨脹。趙振全，劉柏（ 2006）研究得出我國國際收支變化將引發外匯儲備的變化，進而對以外匯占款形式的基礎貨幣投放產生了影響，進 一 步 影 響 通 貨 膨 脹。陳 國 輝，段 鵬（ 2007）研究通脹傳導機製得出結論： 我國外匯儲備增長導致物價水平不斷上升，從而引發通貨膨脹。蔣雲明，張愛武（ 2008）基於交易方程度量外匯占款流動性過剩的效率，研究結論是外匯占款流動性過剩取決於貨幣供應量、貿易差額、資本賬戶差額和國內生產總值。劉佳，靳玉英（ 2008）揭示外匯儲備增加造成貨幣供給的擴張，但是沒有顯著引起物價水平上漲，其原因是忽略了貨幣流通速度對物價水平的影響。周鐵軍，劉傳哲（ 2009）運用實證分析得出外匯占款與基礎貨幣高度正相關，並且隨著外匯儲備和外匯占款的不斷增加，二者分別對貨幣供給和基礎貨幣的 作 用 效 力 不 斷 增 加。許 永 兵，劉 華 光（ 2010）表示國際收支順差引起外匯儲備的增加，導致了我國流動性過剩和通貨膨脹的壓力。黃武俊，陳漓高（ 2010）研究基礎貨幣來源及其與基礎貨幣動態關係中得出，凈國外資產增量是基礎貨幣增量變化的唯一格蘭傑因果，基礎貨幣供應具有內生性，央行已不能單純的通過控制基礎貨幣數量達到控制貨幣供應量的作用。張林傑（ 2011）使用四年的數據應用 AR 和 VAR 模型進行實證分析，結果表明外匯占款僅是通貨膨脹的因素之一，沒有實際的 GDP 和滯後的 CPI 對通貨膨脹的影響顯著。廖曉淇（ 2011）對美、德和中三個國家對比分析，發現國際收支順差導致外匯儲備增加。但外貿順差卻不一定導致外匯儲備的增加，冷瑞華（ 2012）採用格蘭傑因果檢驗分析外匯占款的增長不是通貨膨脹增長的原因，並且中央銀行的貨幣沖銷政策會減弱外匯占款對通貨膨脹的影響。胡援成，張朝洋（ 2012）利用有向無環圖和結構向量自回歸模型分析出美元貶值會引起我國工業品出廠價格的上漲，貨幣擴張主要通過外匯占款和人民幣升值預期對我國通脹產生影響，研究顯示，美元貶值下，我國當前承受比較大的輸入型的通脹壓力。因此，本文認為當今的外匯占款的增加會導致通貨膨脹，且隨著外匯占款的不斷增加，貨幣供應量會不斷增加，物價水平會上漲，進而引發通貨膨脹。
一、模型構建
向量自回歸（ VAR） 是基於數據的性質，把系統中的每一個內生變量作為系統中的所有內生變量的滯後值的函數來構建模型。VAR（ p） 模型的數學表達式為：
yt是 k 維內生變量 φ1,Λ，φρ列向量，xt是 d維外生變量列向量，p 是滯後階數，T 是樣本個數。K × k 維矩陣 φ1,Λ，φρ和 K × d 維矩陣 H 是帶估計的係數矩陣。εt是 k 維擾動列向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯後值相關且不與等式右邊的變量相關。假設∑是 εt的協方差矩陣，是一個 K × k 維的正定矩陣，則式子（ 1） 可以展開表示為：
即含有個時間 k 序列變量的 VAR（ p） 模型的k 個方程組成。傳統的 VAR 理論要求模型中的每個變量都是平穩的，對於非平穩的時間不序列要進行差分處理使其變成平穩的時間序列進行VAR 建模，本文就是建立的進行差分處理後的VAR 模型。
二、實證分析
1. 數據的選取
貨幣數量論認為通貨膨脹的增長是由於外匯占款的不斷增加，導致廣義貨幣供應量不斷增加從而引發了物價的持續增長，面臨通貨膨脹的壓力。因此，本文選取 2003 年 1 月到 2012 年 6 月的月度數據進行分析，選取外匯占款用字母 B 表示，廣義的貨幣供應量為 M2.本文分析過程用字母 A 表示，物價指數 CPI,其中外匯占款和貨幣供應量數據來源於人民銀行的年度統計資料庫，物價指數的數據來源於中國國家統計局。論文採用工具軟體 EVIEWS5. 0 進行數據分析。
2. VAR 模型分析
對模型的平穩性檢驗顯示三個變量都是一階單整的，也就是一階差分是平穩的，這是因為收集時間序列的數據是存在季節周期性的，本文沒有進行季節調整，但一階差分是平穩的。故本文使用平穩化的差分建立 VAR 模型。對三個變量的穩定性檢驗結果如下：由表 1、表 2、表 3 中的 ADF 檢驗結果可知，貨幣供應量、外匯占款和物價指數這三個變量在一階差分進行的 ADF 檢驗下，t 統計量均小於10% 顯著水平的臨界值，而且 p 值也都小於 0.05,序列不存在單位根，說明這三個統計量的一階差分是平穩的。三個變量的一階差分是平穩的，因此可以建立平穩化的差分數據建立 VAR 模型。從表 4 中判斷並選擇無約束的 VAR 模型的滯後階數，滯後從 0 開始到第二階止，在標準值最小的情況下，* 在滯後階數為二的時候出現的次數最多，並且在此情況下，按照 AIC 準則，AIC 和SC 的值均達到了最小值，因此可以選擇最優的滯後階數為 2,因此我們建立滯後期為 2 的 VAR模型。從表 5 的回歸結果中可以看出，上期的貨幣供應量每變化一單位會導致本期的外匯占款反方向變化 0. 0445 單位。外匯占款受到了貨幣供應量和通貨膨脹的前一、二期影響。貨幣供應量受1期的影響。上期的外匯占款每變化一個單位就會導致本期的貨幣供應量沿著相反方向減少0. 755個單位。通貨膨脹受到了外匯占款和貨幣供應量前一、二期的影響，其中受貨幣供應量的影響要比外匯占款明顯。上期的貨幣供應量每變化一個單位就會使本期的物價指數有所下降，同時物價指數也受到前一、二期的影響。
3. 影響程度及因果分析
為了逐步分析各個變量受到衝擊後的關聯性，使用脈衝響應函數分析各個變量對通貨膨脹的影響及其程度，在此分析中根據 AIC 原則並結合相應的經濟方面考慮，同時由上面的分析擇取向量回歸的最優滯後階數為 2.在此分析中並沒有採取月度為時間間距，為使趨勢體現更加明顯採取季度為時間間距。從圖 1 中可以看出，如果在本期給外匯占款一個正的衝擊後，通貨膨脹在前 1 期的影響為正，以後的影響為負，並且在前 6 期還是稍微有些小的震盪，反映了外匯占款對通貨膨脹會有小範圍的影響，但效果並不是特別明顯。在 6 期後且趨近平穩。從圖 2 中可知，通貨膨脹對貨幣供應量的增長在最初響應為正，此後響應為負。也就是說，如果本期給貨幣供應量一個正的衝擊後，通貨膨脹在起初為小的正向反映，此後受到負向的影響，說明我國對通貨膨脹的管制特別謹慎，一旦出現貨幣供應量的增加，預期會導致通貨膨脹時，立刻採取一系列的緊縮貨幣政策來預防通貨膨脹上漲的發生。圖 3 中表示物價指數對通貨膨脹的響應在一開始表現的特別明顯，在前一期影響力度就大幅度的降低，隨著時間的推移影響也是逐漸在降低。
進行方差分解，進一步分析結構衝擊對變量的影響度以及貢獻度，預測誤差方差分解結果分析如圖 4 所示：從圖 4 中可知，不考慮通貨膨脹自身的貢獻率，外匯占款對通貨膨脹有顯著的影響，在最初表現的比較明顯，但隨著時間的不斷推移，在第 25個月後影響一直在不斷擴大，50 個月後也就是2007 年之後，外匯占款對通貨膨脹的影響達到最大，其貢獻率大約達到了 23%,而且此後基本維持在這個水平左右。
從圖 5 中可知，若不考慮通貨膨脹自身的貢獻率，貨幣供應量對通貨膨脹也是具有顯著影響的，雖然在最初的影響是接近於0 的（ 也就是沒有什麼影響） ,但在10 個月後有了比較顯著的影響，並且影響的程度一直在不斷增加，最後趨近於持續平穩的狀態。貨幣供應量對通貨膨脹的貢獻率達到並持續在 20% 左右。由此也能看出貨幣供應量對通貨膨脹的影響比外匯占款對通貨膨脹的影響要滯後 10 個月，也就是將近一年的時間。圖 6 表示物價指數對通貨膨脹在一開始的影響程度就達到了 98% 左右，在之後就不斷的減少對自身的影響，在 50 個月後達到了 60% 上下，物價指數對通貨膨脹的貢獻率很高，如若處理通貨膨脹還是要從我國的通貨膨脹本身出發，綜合考慮影響通貨膨脹的各種因素，採取較為全面的控制措施。
進行的格蘭傑因果檢驗結果如下：從表 6 中可見，貨幣供應量對通貨膨脹具有顯著的格蘭傑原因，也就是說，貨幣供應量的變化對通貨膨脹是有影響的，貨幣供應量的增加導致了通貨膨脹率的上升。外匯占款和貨幣供應量兩者之間具有顯著的格蘭傑影響，表明外匯占款的增加引發了貨幣供應量的增加，同樣，貨幣供應量的增加也是外匯占款增加的原因。分析表明，外匯占款的增加並不是通貨膨脹水平上升的格蘭傑原因，表明外匯占款增加並不是通貨膨脹的直接原因。但是，外匯占款的增加導致了貨幣供應量的增加，貨幣供應量的增加又引起物價上漲，從而推動了通貨膨脹水平的提高。雖然外匯占款的增加並沒有直接導致通貨膨脹水平的提升，但二者之間還是存在著長期的均衡關係。分析結果如下： 前面已經說明 CPI 與外匯占款是一階單整的，採用 E - G 兩步法檢驗 CPI 與我國外匯占款的協整關係。表 7 對殘差序列 ADF 的檢驗結果表明，在10% 的顯著性水平下顯著拒絕原假設，即拒絕存在單位根，殘差序列不平穩，接受不存在單位根，殘差序列是平穩的，因此可以說 CPI 與外匯占款具有長期穩定的協整關係。
4. 實證分析
結論本文中以物價指數來衡量我國的通貨膨脹程度，物價指數的持續上升意味著承擔嚴重的通貨膨脹壓力。從以上的模型分析中得知，外匯占款、貨幣供應量、上期的物價指數（ 即上個月的通貨膨脹） 會對這個月的通貨膨脹有一定的影響。實證分析結論如下：
（ 1） 從 VAR 模型中得知貨幣供應量受到前兩期通貨膨脹水平的影響，同時上一期的貨幣供應量也影響當期的貨幣供應量； 外匯占款受到前兩期的外匯占款、貨幣供應量和通貨膨脹的顯著影響； 物價指數受到前兩期的物價指數的顯著影響。
（ 2） 從脈衝響應函數中得知無論給外匯占款、貨幣供應量還是物價指數一個衝擊，通貨膨脹都會受到不同程度的影響，其中，從貨幣供應量對通貨膨脹的影響中可知我國往往採取緊縮貨幣政策預防通貨膨脹上漲。從分差分解說明外匯占款和貨幣供應量對通貨膨脹有明顯的影響，但二者均小於上一期的通貨膨脹對本期通貨膨脹影響程度，而且貨幣供應量要比外匯占款對通貨膨脹的影響滯後幾乎一年的時間。也就是說，在我國大量的貨幣發行，將會在接近 1 年之後產生通貨膨脹的趨勢。
（ 3） 格蘭傑檢驗的結果證明外匯占款並不是通貨膨脹的直接原因，而外匯占款增加是貨幣供應量增加的直接原因。進而說明因為外匯占款的增加會引起貨幣供應量的增加，而貨幣供應量的增加將會引發物價的上漲進而出現通貨膨脹，同時外匯占款和貨幣供應量互為格蘭傑原因，即外匯占款的增加引起貨幣供應量的增加，同時貨幣供應量的增加也引起了外匯占款的增加。由此可以看出，由外匯占款引發通貨膨脹的渠道是外匯占款導致貨幣供應量的增加，貨幣供應量的增加引發物價的上漲出現通貨膨脹。雖然外匯占款不是通貨膨脹的格蘭傑原因，但是二者卻具有長期穩定的協整關係。
三、結語
隨著我國經濟的深化發展，世界經濟一體化格局的形成，我國近幾年外匯占款不斷提高，物價水平也一直呈現震盪式的變化。在全球金融自由化的形勢下，我國的外匯水平處於世界第一的位置，必然會對外匯占款與通貨膨脹的關係產生更加深刻的影響。本文採用外匯占款、貨幣供應量、物價指數三個變量，收集 2003 到 2012 年的月度數據並對數據的穩定性進行檢驗，運用 VAR 模型，使用了脈衝響應函數、方差分解、格蘭傑檢驗，最終分析結果表明外匯占款增加導致貨幣供應量增加，從而使物價上漲間接導致了通貨膨脹的形成。在方差分析中看到通貨膨脹的波動也有20% 左右是由外匯占款直接影響的，但是，貨幣供應量比外匯占款對通貨膨脹的影響要滯後一年的時間，並且外匯占款、貨幣供應量、通貨膨脹本身對物價的上漲都有一定的滯後性，通貨膨脹只是受到自身滯後的影響，而其他兩個變量都受到了所有變量的滯後影響。外匯占款與貨幣供應量互為格蘭傑影響，但是外匯占款不是通貨膨脹的格蘭傑原因，這可能是由於貨幣的沖銷慢慢減化了二者的直接顯著性，但是二者仍具有長期的均衡關係。可見，通貨膨脹產生的原因較複雜，需要採取多種手段綜合治理，才會收到長期效果。
針對於上述的分析提出以下相關性建議，對通貨膨脹影響最大的還是 GDP 的增長，因此運用各類政策手段控制總需求是防止經濟過快的增長，抑制通貨膨脹的根本方法。貨幣的供應量顯著影響物價的上漲，政府應利用貨幣政策打擊通貨膨脹。此外，外匯占款導致貨幣供應量的增加，貨幣供應量的增加引發物價的上漲出現通貨膨脹，雖然不是直接影響，但隨著外匯占款的不斷增加，外匯占款將對通貨膨脹的影響會越來越大。
在適當的實際進一步放寬人民幣匯率的浮動區間，會使人民幣的匯率機制更加富有彈性，可以在一定程度上緩解因外匯占款增長過多所帶來通貨膨脹的壓力。
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