國際資本流動對我國貨幣乘數(shù)的影響機理及實證檢驗

霍強

（中共云南省委黨校云南行政學(xué)院，云南昆明650111）

國際資本流動對我國貨幣乘數(shù)的影響機理及實證檢驗

霍強

（中共云南省委黨校云南行政學(xué)院，云南昆明650111）

貨幣乘數(shù)是貨幣供應(yīng)理論的核心變量，當前金融環(huán)境下國際資本流動對貨幣乘數(shù)的影響越來越復(fù)雜。文章運用貨幣供給理論分析了國際資本流動對貨幣乘數(shù)的影響機理，進一步借助V A R模型運用2000年1月至2015年3月的時間序列數(shù)據(jù)對國際資本流動影響貨幣乘數(shù)進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，貨幣乘數(shù)自身具有內(nèi)生性，而國際資本流動對貨幣乘數(shù)具有顯著的正向影響，并且這種沖擊具有長期性。因此，應(yīng)密切關(guān)注國際資本流動對我國貨幣乘數(shù)的影響，相機抉擇調(diào)控貨幣供給。

國際資本流動；貨幣乘數(shù)；影響機理；V A R模型

一、引言

我國長期以來形成的國際收支順差使得我國外匯儲備不斷增加，國際資本流動最終會體現(xiàn)在銀行體系資產(chǎn)負債表中，造成基礎(chǔ)貨幣的同向變動，并通過貨幣乘數(shù)作用放大或縮減廣義貨幣供給。因此，我國貨幣政策調(diào)控機制的轉(zhuǎn)變與國際資本流動變化息息相關(guān)。值得關(guān)注的是，近期的數(shù)據(jù)顯示我國長期形成的“雙順差”格局已經(jīng)終結(jié)，中國外匯儲備余額峰值曾經(jīng)一度接近4萬億美元，然而受國際市場需求萎靡等因素影響出口貿(mào)易增速大幅下滑，受美元加息、人民幣一改升值趨勢甚至出現(xiàn)貶值預(yù)期等的影響引發(fā)資本外流，2014年后我國外匯儲備規(guī)模開始出現(xiàn)下降，目前已經(jīng)逼近3萬億美元關(guān)口。國際資本流動形勢的突變引發(fā)了理論界和實踐界對于我國貨幣信用創(chuàng)造的擔憂。從中國貨幣政策框架體系的演進歷程來看，貨幣供應(yīng)量自1998年以來成為最為重要的貨幣政策中介目標，而貨幣供應(yīng)量是由基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)共同作用決定的，足見研究國際資本流動如何影響貨幣乘數(shù)對于回答中國貨幣政策有效性問題的重要性。

從實踐看，為了應(yīng)對國際資本流動對基礎(chǔ)貨幣和廣義貨幣的影響，中國人民銀行主要通過公開市場操作回籠或釋放資金、調(diào)整存款準備率改變貨幣乘數(shù)等手段間接控制廣義貨幣供給。公開市場業(yè)務(wù)操作方面，2002年后開始主要通過發(fā)行中央銀行票據(jù)回收沖銷外匯占款引致的基礎(chǔ)貨幣變化，根據(jù)外匯占款的增減變化，央票的期限、頻度、力度都在不斷發(fā)生變化，隨著外匯占款規(guī)模的不斷增加，票據(jù)回籠壓力等不斷加大，央票操作空間不斷減小。2014年7月以來外匯儲備開始減少，一定程度上釋放了央票的壓力，與之相對應(yīng)，2014年以來中國人民銀行為改善外匯占款逆轉(zhuǎn)引發(fā)的流動性等問題，不斷創(chuàng)設(shè)完善了常備借貸便利（SLF）、中期借貸便利（MLF）、抵押補充貸款工具（PSL）、短期流動性調(diào)節(jié)工具（SLO）等新型貨幣政策工具。調(diào)整存款準備金率方面，中國人民銀行在存款準備金率的制定方面充分考慮了國際資本流動的變化。圖1顯示了1999年12月至2015年3月以來外匯儲備規(guī)模和存款準備金率的變化情況，從中可以發(fā)現(xiàn)存款準備金率調(diào)整與外匯儲備變動具有明顯的一致變動趨勢，外匯儲備增加最為快速的階段也是存款準備金率向上調(diào)整最為頻繁的時期；2014年7月以后我國外匯儲備首次出現(xiàn)趨勢性、持續(xù)性下降，人民銀行在2015年2月開始向下調(diào)整存款準備金率。需要特殊說明的是人民銀行分別于2014年4月25日對農(nóng)商行下調(diào)存款準備金率2個百分點縣域農(nóng)村合作銀行下調(diào)0.5個百分點；2014年6月16日對符合審慎經(jīng)營要求且“三農(nóng)”和小微企業(yè)貸款達到一定比例的商業(yè)銀行下調(diào)人民幣存款準備金率0.5個百分點。這些調(diào)整并未反映在

圖中。

圖1 1999年12月至2015年3月外匯儲備規(guī)模變化和大型金融機構(gòu)存款準備金率變化情況

從已有研究看，主要集中于國際資本流動影響基礎(chǔ)貨幣和貨幣供給兩個維度，對于國際資本流動如何影響貨幣乘數(shù)的研究并不多見[1-2]。新世紀以來外匯大量流入中國引起了學(xué)者們的重視[3-7]，將國際資本流動與基礎(chǔ)貨幣、貨幣乘數(shù)和廣義貨幣綜合起來進行研究是當前的一個熱點，盛松成和翟春（2015）從中央銀行視角出發(fā)研究了公開市場操作、再貼現(xiàn)再貸款政策等貨幣政策工具如何影響基礎(chǔ)貨幣，以及法定準備金率如何影響貨幣乘數(shù)，進而影響貨幣供給，系統(tǒng)的闡述了中央銀行與貨幣供給之間的關(guān)系[8]；周莉萍（2011）強調(diào)了貨幣乘數(shù)作為貨幣創(chuàng)造的基本機制，實證發(fā)現(xiàn)隨著貨幣供給內(nèi)生性增強貨幣乘數(shù)變得越來越復(fù)雜[9]；粟勤等（2013）按照結(jié)售匯制度強弱分析了對貨幣乘數(shù)的影響程度[10]；李斌和伍戈（2014）則從商業(yè)銀行資產(chǎn)負債表出發(fā)研究了外匯占款作為我國基礎(chǔ)貨幣投放的重要渠道（甚至在新世紀以來的大多數(shù)年份里是最主要渠道）隨著國際收支的變化而同向變化，表明外匯占款通過貨幣信用創(chuàng)造是M2/GDP過高的原因之一[11]；葉翔和梁珊珊（2011）從分析貨幣乘數(shù)的影響因素出發(fā)發(fā)現(xiàn)監(jiān)管要求最為重要[12]。

總而言之，現(xiàn)有文獻對國際資本流動影響基礎(chǔ)貨幣和貨幣供給主題進行了卓有成效的研究，給了本文研究思路的重要啟發(fā)。然而，對于國際資本流動與貨幣乘數(shù)的關(guān)系研究仍不多見。本文將結(jié)合國際資本流動理論和貨幣供給理論，歸納總結(jié)國際資本流動影響貨幣乘數(shù)的理論機理，運用2000年1月至2015年3月的月度數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，建立VAR模型進行實證檢驗，為新的國際資本流動形勢和貨幣政策框架調(diào)整北京下完善貨幣政策目標體系和操作框架提供準確的信息判斷。

二、國際資本流動對貨幣乘數(shù)的影響機理

（一）貨幣乘數(shù)的影響因素分析

根據(jù)貨幣學(xué)派的觀點，廣義貨幣供給的變化同時取決于基礎(chǔ)貨幣的變化和貨幣乘數(shù)的變化。以廣義貨幣供給M2的貨幣乘數(shù)為例，根據(jù)中國人民銀行的定義為：

其中，MB=C+R是基礎(chǔ)貨幣的表達式，M2=C+D是貨幣供給的表達式；C代表流通中貨幣，D代表各類存款，R代表存款準備金（包括法定準備金RR和超額準備金ER）。

對式（1）分子分母同時除以D，可以得到貨幣乘數(shù)的下列表達形式：

其中，c為現(xiàn)金漏損比率，r為準備金率，rr為法定準備金率，er為超額準備金率。

由上式可以清晰看出貨幣乘數(shù)是由現(xiàn)金漏損比率、法定準備金率和超額準備金率等因素共同決定[13]。為了解答國際資本流動如何影響貨幣乘數(shù)的變化問題，需要說明在經(jīng)濟發(fā)展過程中，國際資本流動如何對中央銀行、商業(yè)銀行、企業(yè)和家庭等微觀主體產(chǎn)生影響，進而影響貨幣乘數(shù)。

（二）國際資本流動對貨幣乘數(shù)的影響機理

為了清晰地闡明國際資本流動對貨幣乘數(shù)的影響機理，本文假定如下：

①商業(yè)銀行體系的總存款為Dt，商業(yè)銀行的法定準備金率為rr，超額準備金率為er。

②家庭或企業(yè)將外匯兌換為本幣的行為受外匯管理體制和自身意愿決定，家庭或企業(yè)將外匯中比例為p的部分兌換為本幣，自由持有的外匯比例為（1-p），其中0≤p≤1，0≤（1-p）≤1。

③商業(yè)銀行受外匯管理體制和自身經(jīng)營意愿決定向中央銀行的售匯比例，假定這一比例為q，保留的部分為（1-q），其中0≤q≤1，0≤（1-q）≤1。

④假定外匯兌換本幣及多輪次信用創(chuàng)造過程中不存在現(xiàn)金漏損率，銀行體系超額準備金總額不變。

⑤根據(jù)上述假定，國際資本流動進入國內(nèi)以前的貨幣乘數(shù)狀態(tài)公式為：。

下面，將考察企業(yè)或家庭通過貿(mào)易或者資本金融途徑獲得總量為Q的外匯流入增加，在現(xiàn)行的直接標價法下的名義匯率為e的情況下，貨幣乘數(shù)各決定變量的變化情況（同理外匯減少的情況結(jié)論相反）：

①中央銀行增加了pqT的外匯資產(chǎn)，被動增發(fā)了pqeT的基礎(chǔ)貨幣，國際資本流入導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣增加。

②商業(yè)銀行增加了p（1-q）T的外匯資產(chǎn)，超額準備金在購匯后減少了p（1-q）eT，當企業(yè)或家庭將pqeT的本幣存放到商業(yè)銀行形成超額準備金，在這一過程中銀行體系超額準備金可能發(fā)生變化。

接下來，本文參考粟勤等（2013）對外匯占款影響貨幣乘數(shù)的分析框架來解析不同外匯管理體制對外匯占款影響基礎(chǔ)貨幣、貨幣乘數(shù)和廣義貨幣供給的情況：

第一種情況，完全強制結(jié)售匯制度（也即p=1，q=1）：

企業(yè)或家庭的外匯收入全部出售給中央銀行，中央銀行被動增發(fā)eT的基礎(chǔ)貨幣；企業(yè)或家庭售匯所得eT的本幣存入商業(yè)銀行，形成存款；商業(yè)銀行按照以往的規(guī)律運用這筆存款，最終創(chuàng)造出的信貸；在假定超額準備

金總額不變的情況下，顯然超額準備金率減小，而貨幣乘數(shù)增加。綜合來看，在這種外匯管理機制和一定的假設(shè)條件下，國際資本流入引起了基礎(chǔ)貨幣的規(guī)模增加、貨幣乘數(shù)的增大和廣義貨幣供給的規(guī)模增加。

第二種情況，意愿結(jié)售匯制度（也即p和q的取值匯率預(yù)期的減函數(shù)）：

在意愿結(jié)售匯制度下，企業(yè)、家庭和銀行將外匯兌換為本幣的比例將由各行為主體匯率預(yù)期來決定，當企業(yè)、家庭和銀行預(yù)期本幣升值則減少自留比例，擴大結(jié)售匯比例；當企業(yè)、家庭和銀行預(yù)期本幣貶值則增加自留比例，縮減結(jié)售匯比例，極端的情況下出現(xiàn)貨幣替代。在這種體制下，外匯流入同樣會導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣擴張，只是基礎(chǔ)貨幣擴張規(guī)模會受到意愿結(jié)售匯比例大小的影響，同樣總體貨幣創(chuàng)造規(guī)模也是如此；而對于貨幣乘數(shù)的影響則較為復(fù)雜，具體需要看p和q的取值，以及超額準備金的利用情況（也即超額準備金率可能變大，可能不變，也可能變小）。

同樣，我國在由強制結(jié)售匯制向意愿結(jié)售匯制度轉(zhuǎn)變的過程中，規(guī)定不同自留比例的作法，事實上類似于第二種情況下的對p和q的取值。尤其在人民幣持續(xù)升值的大背景下，這種分析并無太多意義。而然，一旦人民幣升值預(yù)期發(fā)生變化，這樣的研究就極具意義。

三、國際資本流動影響貨幣乘數(shù)變化的統(tǒng)計分析

根據(jù)貨幣乘數(shù)的公式，利用中國人民銀行公布的月度基礎(chǔ)貨幣和M2值，很容易計算出我國廣義貨幣乘數(shù)。

（一）我國貨幣乘數(shù)的變化趨勢分析

圖2和表1顯示了2000年1月以來中國基礎(chǔ)貨幣、廣義貨幣供給和貨幣乘數(shù)的變化趨勢。可以發(fā)現(xiàn)，新世紀以來我國基礎(chǔ)貨幣和廣義貨幣供給呈現(xiàn)持續(xù)擴大態(tài)勢，特別是國際金融危機發(fā)生后我國采取了擴展性貨幣政策，2009年以來基礎(chǔ)貨幣和廣義貨幣供給進一步抬升，截至2008年底，我國基礎(chǔ)貨幣規(guī)模為12.92萬億元，截至2015年3月底，我國基礎(chǔ)貨幣規(guī)模達到30.9萬億元，是2008年底的2.34倍；截至2008年底，我國廣義貨幣供給規(guī)模為47.52萬億元，2013年3月底突破百萬億，截至2015年3月底，我國廣義貨幣供給規(guī)模達到127.53萬億元，是2008年底的2.68倍。

圖2 2000年1月至2015年3月貨幣乘數(shù)變化情況

表1 廣義貨幣、基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)變化趨勢

另外，從圖2和表1還可以發(fā)現(xiàn)，與廣義貨幣供給和基礎(chǔ)貨幣的持續(xù)快速增長趨勢不同，貨幣乘數(shù)則呈現(xiàn)了明顯的波動特征。2000—2006年貨幣乘數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢，比如2006年5月底達到峰值的5.18；2006年后開始振動下降，2008年12月底下滑為3.68；此后又經(jīng)歷短暫上升繼而下滑，2012年1月底后又開始反彈上升，目前正處于這一上升階段。

（二）我國貨幣乘數(shù)的結(jié)構(gòu)性因素分析

接著，本文根據(jù)貨幣乘數(shù)的計算公式，分析了現(xiàn)金漏損率、法定準備金率和超額準備金率對貨幣乘數(shù)的結(jié)構(gòu)性影響趨勢（見圖3）。從中可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金漏損率呈現(xiàn)持續(xù)下降趨勢，由2000年1月的15.31%下降到近期的5%左右；而準備金率則經(jīng)歷了先下降在上升的態(tài)勢，準備金率與貨幣乘數(shù)的負相關(guān)系在途中也表現(xiàn)的較為明顯。而在準備金率的變化趨勢中，我們可以發(fā)現(xiàn)法定準備金率的變動能夠在較大程度上解釋準備金率的總體趨勢。

圖3 2000年1月至2015年3月現(xiàn)金漏損率、準備金率與貨幣乘數(shù)變化情況

（三）貨幣乘數(shù)與外匯占款增量的相關(guān)關(guān)系

如前述分析，國際資本流動形成的外匯占款變化對廣義貨幣供給和基礎(chǔ)貨幣都具有顯著的影響，而基礎(chǔ)貨幣、貨幣乘數(shù)和廣義貨幣供給又存在著天然的聯(lián)系，那么外匯

占款變化是否會對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生影響呢？本文繪制了外匯占款增量和貨幣乘數(shù)之間的走勢圖，從圖中可以發(fā)現(xiàn)，二者之間具有一定程度的同向變化趨勢，尤其是在國際金融危機發(fā)生以前；隨著我國步入新常態(tài)以來國際資本流動的波動性變得更加劇烈，一系列貨幣、財政及其他政策的出臺影響了貨幣乘數(shù)的內(nèi)生性，但總體上仍能觀察出外匯占款增量與貨幣乘數(shù)之間的同向變化趨勢。

圖4 2000年1月至2015年3月外匯占款增量與貨幣乘數(shù)變化情況

四、國際資本流動影響貨幣乘數(shù)變化的實證分析

（一）VAR模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明

假設(shè)VAR模型的滯后階數(shù)為p，變量個數(shù)為k，則其一般形式的數(shù)學(xué)表達式可以表示為：

其中，yit代表內(nèi)生變量，i=1，2，…，k，共k個內(nèi)生變量；p為滯后階數(shù)，確定滯后階數(shù)對于模型估計的穩(wěn)定性和準確性至關(guān)重要；εit代表k維擾動向量，其性質(zhì)為同期可以相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)，也不與各滯后期變量相關(guān)；Φi是待估計系數(shù)矩陣，因此是k*k維的。由于VAR模型中的任何方程中都不包含當期變量，就不存在同期相關(guān)性問題，一般聯(lián)立方程容易出現(xiàn)的參數(shù)估計非一致性問題得以避免，因此，采用普通最小二乘法進行估計是一致且有效的①高鐵梅：《計量經(jīng)濟分析方法與建模：Eviews應(yīng)用與實例》，清華大學(xué)出版社，2009年5月第二版，第268頁。。

根據(jù)張曉峒（2009）的研究，采用VAR模型進行計量分析需要明確以下幾個事項：第一，確定哪些變量相互關(guān)聯(lián)，并把相互關(guān)聯(lián)的變量納入模型。這實際上要求進行協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗。第二，確定模型的滯后階數(shù)，保持殘差剛好不存在自相關(guān)。這實際上要求確定滯后階數(shù)選擇標準，這里采用AIC信息準則和SC準則最小原則，如果二者出現(xiàn)不一致再采用LR（似然比）檢驗進行選擇。第三，模型中需要估計的參數(shù)較多，以上述滯后階數(shù)為p、變量個數(shù)為k的VAR模型為例，待估參數(shù)達到k*p2個，因此，盡可能采用大樣本數(shù)據(jù)有助于提高參數(shù)估計精度。

下面將借助VAR模型分析外匯占款對貨幣乘數(shù)的動態(tài)影響。外匯占款（FE）和貨幣乘數(shù)（K）之間的VAR模型可以表示為如下形式（假設(shè)滯后階數(shù)為p）：

相較人民幣匯率制度改革對于基礎(chǔ)貨幣和廣義貨幣供給的顯著、迅速、持續(xù)影響而言，貨幣乘數(shù)的變化受到更多微觀主體行為和宏觀經(jīng)濟政策的影響，單就匯率制度的影響程度而言往往難于測度。因此，本節(jié)不再劃分時間段，總體樣本區(qū)間為2000年1月到2015年3月。上述VAR模型分析所需要的數(shù)據(jù)來自中國人民銀行官方網(wǎng)站。

（二）單位根、協(xié)整檢驗及模型穩(wěn)定性檢驗

樣本時間序列數(shù)據(jù)的ADF檢驗和PP檢驗結(jié)果見表2。對于△FE和K在10%顯著水平下都顯著拒絕了原假設(shè)。

表2 單位根檢驗

由于各變量為一階單整變量，采用VAR模型進行分析需要證明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。采用Johansen方法進行協(xié)整關(guān)系檢驗的結(jié)果見表3。可見，對于二者之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 Johans en協(xié)整檢驗

對△FE和K的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表4。可以發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平性下拒絕了△FE不是K的格蘭杰原因，證明了外匯占款增量變化對于貨幣乘數(shù)具有很強的解釋力。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

根據(jù)AIC和SC準則，本文在對比1-12滯后期的AIC和SC值后，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2。進一步針對分段和總體時間的VAR模型穩(wěn)定性的特征多項式根的倒數(shù)均分布在單位圓內(nèi)（見圖5），可以認為本文構(gòu)建的VAR模型是穩(wěn)定的，可以進行脈沖響應(yīng)分析和反差分解分析。

圖5 VAR模型AR單位根檢驗

（三）脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

本文計算了外匯占款增量（△FE）對貨幣乘數(shù)（K）的脈沖響應(yīng)函數(shù)（見圖6），從中可以觀察出擾動項對系統(tǒng)各變量所帶來的沖擊作用。我們發(fā)現(xiàn)，當在本期給外匯占款增量一個正向沖擊后，在第2個月對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生最大的正向沖擊，此后逐漸衰減，大約第60期衰減完畢；當在本期給貨幣乘數(shù)一個正向沖擊后，沖擊在第1期為最大的正向影響此后逐漸衰減。上述結(jié)果脈沖響應(yīng)函數(shù)分析表明，外匯占款增量對貨幣乘數(shù)的正向沖擊效果具有長期性；而貨幣乘數(shù)自身具有內(nèi)生性。上述結(jié)果可能是由于外匯占款增量的變化主要在長期影響金融機構(gòu)的資產(chǎn)負債管理、企業(yè)的信貸決策和個人的持幣行為，進而對貨幣乘數(shù)產(chǎn)生長期持續(xù)的影響。

圖6 2000年1月至2015年3月各變量對K的沖擊反應(yīng)曲線

（四）方差分解

為了分析外匯占款增量在貨幣乘數(shù)被動擴大方面的影響程度貢獻率，計算出各變量沖擊的相對重要性，方差分解運行結(jié)果見圖7。從中可以發(fā)現(xiàn)，外匯占款增量對貨幣乘數(shù)的貢獻率呈現(xiàn)上升并穩(wěn)定的趨勢，達到約2%；而貨幣乘數(shù)自身的貢獻率達到98%。由此來看，外匯占款增量對貨幣乘數(shù)變動的影響不容忽視。

圖7 2000年1月至2015年3月各變量增量對K的方差分解

五、結(jié)論與啟示

第一，貨幣乘數(shù)是貨幣供應(yīng)理論的核心變量，貨幣供給是基礎(chǔ)貨幣和貨幣乘數(shù)共同作用的結(jié)果。隨著中國對外開放程度的不斷提高國際資本流動對貨幣乘數(shù)的影響越來越復(fù)雜，尤其在國際資本流動形勢出現(xiàn)大幅變動的情況下。國際資本流動對貨幣乘數(shù)的影響程度受到結(jié)售匯制度、結(jié)售匯意愿（人民幣匯率預(yù)期）的間接影響。

第二，運用VAR模型和2000年1月至2015年3月對國際資本流動影響貨幣乘數(shù)進行實證檢驗的結(jié)果表明，盡管貨幣乘數(shù)自身具有顯著的內(nèi)生性，但是國際資本流動對貨幣乘數(shù)具有顯著的正向影響，并且這種沖擊具有長期性。可見，國際資本流動對貨幣乘數(shù)的影響不容忽視，應(yīng)密切關(guān)注國際資本流動對我國貨幣乘數(shù)的影響，通過調(diào)整存款準備率等工具相機抉擇調(diào)控貨幣供給。

第三，應(yīng)當盡快建立國際資本流入和流出中國的預(yù)警機制，引導(dǎo)實體經(jīng)濟主動應(yīng)對國際資本流動，防范國際資本流動引發(fā)的國內(nèi)流動性風(fēng)險，防范人民幣匯率長期存在貶值預(yù)期，擇機考慮通過一次性貶值等手段化解國際資本流動帶來的各種可能風(fēng)險。

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（責(zé)任編輯：D校對：R）

F822

A

1004-2768（2016）11-0006-05

2016-09-19

國家社科基金項目（14BJL051）；云南省哲學(xué)社會科學(xué)基金項目（QN2016006）

霍強（1983-），男，內(nèi)蒙古赤峰人，博士，中共云南省委黨校云南行政學(xué)院講師，研究方向：國際金融、金融市場。