陳麗娟 刁節(jié)文

摘要：本文通過(guò)對(duì)相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的研究，分析有關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易差額與貨幣供應(yīng)間的數(shù)量關(guān)系，基于向量自回歸模型（VAR）對(duì)2004年以來(lái)的貨幣供應(yīng)量和貿(mào)易差額進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以及格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易差額與廣義貨幣供應(yīng)量（M2）之間的協(xié)同關(guān)系。通過(guò)分析后的結(jié)果顯示，在其他條件穩(wěn)定的條件下，進(jìn)出口差額形成的貿(mào)易順差容易造成我國(guó)貨幣供應(yīng)量的增加，貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)物價(jià)的上漲的作用是顯而易見(jiàn)的。為了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速發(fā)展，本文也提出了相關(guān)的建議。

關(guān)鍵詞：向量自回歸；Granger因果檢驗(yàn)；方差分解；脈沖響應(yīng)

1、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，伴隨著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國(guó)的進(jìn)出口總額穩(wěn)步攀升，貿(mào)易差額持續(xù)擴(kuò)大，形成了巨量的外匯儲(chǔ)備。截至2012年底，人民銀行外匯儲(chǔ)備金額超30000億美元，位列世界第一。由于外部渠道的投資風(fēng)險(xiǎn)不易控制，隨著貿(mào)易順差的不斷擴(kuò)大，大量的外匯儲(chǔ)備形成了資源的極大浪費(fèi)。另一方面，伴隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國(guó)的廣義貨幣供應(yīng)量也迅猛發(fā)展，超出國(guó)民經(jīng)濟(jì)所需的巨量貨幣供應(yīng)不僅僅可能在國(guó)內(nèi)造成物價(jià)的高企，也容易導(dǎo)致宏觀調(diào)控政策陷入到兩難的境地，從外部看，這也將對(duì)匯率產(chǎn)生復(fù)雜的影響。

圖1 M2與GDP走勢(shì)圖

由圖1可知，在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，我國(guó)貨幣供應(yīng)量M2也持續(xù)攀升，M2增長(zhǎng)的速度明顯快于GDP的增長(zhǎng)速度。由于貨幣供應(yīng)變動(dòng)在很大程度上反應(yīng)了我國(guó)的貨幣政策，關(guān)系到宏觀經(jīng)濟(jì)的緊縮與擴(kuò)張，因此，貿(mào)易順差而結(jié)余的外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量應(yīng)該存在一定的內(nèi)在聯(lián)系，找到這種內(nèi)在的聯(lián)系并通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)軌驗(yàn)槲覀冋{(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量，抑制通貨膨脹，調(diào)節(jié)進(jìn)出口貿(mào)易余額，促進(jìn)企業(yè)的優(yōu)化轉(zhuǎn)型和就業(yè)提供幫助。因此分析貿(mào)易差額與貨幣供應(yīng)量之間波動(dòng)關(guān)系就顯得尤為必要。

2、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

2.1 國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀

向量自回歸是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，常用于相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊。1980年西姆斯（C.A.Sims）將VAR模型引入到經(jīng)濟(jì)學(xué)中，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)性的廣泛應(yīng)用[1]。在相關(guān)的向量自回歸理論構(gòu)建好以后，國(guó)內(nèi)的很多學(xué)者開(kāi)始運(yùn)用向量自回歸方法研究貿(mào)易順差、匯率以及與貨幣供應(yīng)的關(guān)系。陳彪如根據(jù)外經(jīng)貿(mào)部統(tǒng)計(jì)的1980-1989年的數(shù)據(jù)，對(duì)進(jìn)出口價(jià)格指數(shù)和貿(mào)易量指數(shù)進(jìn)行了回歸分析，說(shuō)明人民幣貶值可以改善貿(mào)易失衡狀況，但效果并不會(huì)很顯著[2]。孫波綜合運(yùn)用向量自回歸方法，通過(guò)單位根檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、誤差修正模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)等實(shí)證方法，認(rèn)為人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口存在長(zhǎng)期且穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且對(duì)出口貿(mào)易的時(shí)滯效應(yīng)顯著[3]。實(shí)際上大量的學(xué)者都是通過(guò)研究貿(mào)易順差和匯率之間存在的某種聯(lián)系，因此貿(mào)易順差的增長(zhǎng)容易帶動(dòng)外匯總額的增長(zhǎng)，但是外匯數(shù)額和我國(guó)的貨幣供應(yīng)量之間的某種聯(lián)系也有學(xué)者不斷的進(jìn)行論證。范德勝（2012）論證了我國(guó)貨幣供應(yīng)量對(duì)外匯增長(zhǎng)和物價(jià)上升的推動(dòng)作用，但是由于央行的沖銷(xiāo)操作，外匯儲(chǔ)備的高速增長(zhǎng)對(duì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率不是很高，這樣削弱了我國(guó)貨幣政策的獨(dú)立性，提出對(duì)外匯儲(chǔ)備的管理進(jìn)行多方面的必要改革[5]。劉碩認(rèn)為根據(jù)貨幣內(nèi)生理論，外匯占款增加倒閉基礎(chǔ)貨幣投放，而我國(guó)的強(qiáng)制結(jié)匯政策造成巨大的外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)[6]。晏林認(rèn)為我國(guó)實(shí)行有管理的浮動(dòng)的外匯管理體制，外匯儲(chǔ)備增加對(duì)應(yīng)的是外匯占款的增加。這使得我國(guó)的貨幣投放受到外匯儲(chǔ)備增加的影響，成為央行發(fā)行貨幣的重要渠道之一[7]。另外國(guó)內(nèi)學(xué)者劉忠君直接運(yùn)用Krugman（2000）創(chuàng)建DD—AA模型，運(yùn)用匯率改革以來(lái)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，最終認(rèn)為M1和M2和貿(mào)易順差強(qiáng)相關(guān)，M0和貿(mào)易順差相關(guān)性不明顯，并提出了金融危機(jī)下的建議[8]。

2.2本文的研究思路

在研究開(kāi)放國(guó)家的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題中，國(guó)際貿(mào)易以及與此相關(guān)的外匯匯率研究是一個(gè)很重要的方面，另外貨幣供應(yīng)量的研究也和貨幣價(jià)格（匯率）相關(guān)性很大，為此吸引了大量的國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)開(kāi)放國(guó)家的內(nèi)外經(jīng)濟(jì)政策進(jìn)行監(jiān)理模型并分析研究。本文首先運(yùn)用宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論對(duì)貿(mào)易和貨幣問(wèn)題進(jìn)行理論探討，然后借助實(shí)際數(shù)據(jù)運(yùn)用向量自回歸（VAR）模型對(duì)理論模型進(jìn)行驗(yàn)證，最后對(duì)驗(yàn)證后的結(jié)果進(jìn)行分析并提出建議。

3、向量自回歸（VAR）模型簡(jiǎn)介

3.1向量自回歸理論

向量自回歸模型是由多元時(shí)間序列變量組成，可以用來(lái)預(yù)測(cè)關(guān)聯(lián)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列系統(tǒng)，并分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，進(jìn)一步解釋經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量所產(chǎn)生的影響。

其中：yt是 k 維內(nèi)生變量列向量，xt 是d 維外生變量列向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個(gè)數(shù)。k×k 維矩陣￠1，…， ￠p和k×d維矩陣H是待估計(jì)的系數(shù)矩陣。εt 是 k 維擾動(dòng)列向量，它們相互之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)且不與等式右邊的變量相關(guān)，假設(shè) S 是εt 的協(xié)方差矩陣，是一個(gè)（k×k）的正定矩陣。

即含有k個(gè)時(shí)間序列變量的VAR（p）模型由 k 個(gè)方程組成。

可以看出上述模型中不含當(dāng)期的內(nèi)生變量，當(dāng)期的內(nèi)生變量的變動(dòng)隱藏在誤差項(xiàng)目的相關(guān)結(jié)構(gòu)中，他們是無(wú)法解釋的。而在上述模型中加入內(nèi)生變量的當(dāng)期值，即解釋變量當(dāng)中含有當(dāng)期變量后，我們稱(chēng)變動(dòng)后的模型二結(jié)構(gòu)VAR模型。其基本的模型表示如下：

通過(guò)移項(xiàng)，上述模型的矩陣形式表達(dá)如下：

3.2 VAR模型的檢驗(yàn)

在建立好VAR模型后，應(yīng)檢驗(yàn)被估計(jì)的VAR模型是否恰當(dāng)，包括VAR模型滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)和VAR模型的殘差檢驗(yàn)。

VAR模型的滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)的確定非常重要，在滯后結(jié)構(gòu)中可以確定合理的滯后階數(shù)P，判斷模型的穩(wěn)定性，進(jìn)行格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)，等等。

（1）AR的根的圖與表

如果VAR模型的所有根的模倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的；如果VAR模型所有根的模的倒數(shù)大于1，即都在單位圓外，則該模型是不穩(wěn)定的。如果被估計(jì)的VAR模型不穩(wěn)定，則得到的結(jié)果是無(wú)效的。

（2）格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰在1969年提出的Granger因果檢驗(yàn)法，主要用來(lái)分析變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)，判斷一個(gè)變量的變化是否是另外一個(gè)變量變化的原因，通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)可以判斷出變量y在多大程度上被變量x過(guò)去的值所解釋?zhuān)醇尤胱兞縳滯后期是否提高了解釋的力度，如果x和y在相關(guān)關(guān)系的統(tǒng)計(jì)上是顯著的，則說(shuō)明“y是由x Granger 引起的”。

如果變量y受到x的滯后影響，則x與y之間的Granger因果關(guān)系成立。Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果與滯后期P的確定有關(guān)。

Grager因果檢驗(yàn)的原假設(shè)是

Ho：變量x不能Granger 引起變量y

備擇假設(shè)是

H1：變量x能Granger 引起變量 y

4、貿(mào)易順差與貨幣供應(yīng)量的樣本數(shù)據(jù)分析

4.1 原始數(shù)據(jù)及預(yù)處理

本文選取的進(jìn)出口貿(mào)易余額數(shù)據(jù)和貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)均來(lái)自銳思數(shù)據(jù)庫(kù)，選取的樣本為2004年5月至2010年12月的月度數(shù)據(jù)。廣義貨幣供應(yīng)量M2其基本構(gòu)成為流通中現(xiàn)金，活期存款以及定期和儲(chǔ)蓄存款。進(jìn)出口貿(mào)易余額數(shù)據(jù)由于是以美元計(jì)價(jià)，我們以每月月末的人民幣兌美元的匯率進(jìn)行粗略調(diào)整。本文對(duì)原始數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行處理，這樣并不改變變量的長(zhǎng)期關(guān)系，還能使其趨勢(shì)線性化，并減弱時(shí)間序列的異方差性。因而，用EX表示貿(mào)易順差，用M2表示貨幣供給。

4.2 數(shù)據(jù)結(jié)果及分析

（1）ADF單位根檢驗(yàn)

在建立模型前，必須對(duì)序列變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，如果序列變量時(shí)平穩(wěn)的，則可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)；如果序列變量經(jīng)過(guò)差分后仍然是非平穩(wěn)的，則格蘭杰因果檢驗(yàn)會(huì)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。通過(guò)單位根檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)在5%的顯著性水平下，各原始變量均存在單位根，是不平穩(wěn)的；但是對(duì)這些變量的一階差分后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)在5%的顯著性水平下各變量均拒絕原假設(shè)，一階差分是平穩(wěn)的，其具體數(shù)據(jù)如下：

圖2 EX和△EX的單位根檢驗(yàn)

（2）確定模型的最佳滯后期數(shù)

建立VAR模型首先應(yīng)該確定滯后期（p），因?yàn)闇笃谔?，在誤差項(xiàng)存在很?chē)?yán)重的自相關(guān)時(shí)，將會(huì)導(dǎo)致參數(shù)的非一致性估計(jì)。因此適當(dāng)加大滯后期可以消除誤差項(xiàng)中存在的自相關(guān)。但是如果滯后期過(guò)大將會(huì)導(dǎo)致自由度的減少，直接影響模型參數(shù)估計(jì)量的有效性。故確定滯后期是非常重要的。

系統(tǒng)已經(jīng)標(biāo)示出最佳的滯后期數(shù)，如果采用AIC準(zhǔn)則，則滯后5期，自由度損失過(guò)大，本論文中我們采用SC準(zhǔn)則，滯后2期的。因此在建立無(wú)約束的VAR模型中，設(shè)定滯后區(qū)間為“1 2”。

（3）建立向量自回歸模型

根據(jù)上面確立的滯后階數(shù)，我們就可以建立外貿(mào)余額變動(dòng)對(duì)廣義貨幣供應(yīng)量的VAR模型。模型的第一部分為模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果，第二部分反應(yīng)的是模型的回歸統(tǒng)計(jì)量，第三部分是針對(duì)模型系統(tǒng)整體的檢驗(yàn)結(jié)果。該模型的基本輸出數(shù)據(jù)如下：

從上述結(jié)果我們可以看到，模型的整體擬合優(yōu)度達(dá)到0.99以上，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也超過(guò)12990，說(shuō)明模型的整體擬合程度比較好。

（4）Granger因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)主要用來(lái)分析變量間的因果關(guān)系，判斷一個(gè)變量的變化是否是另外一個(gè)變量變化的原因。他的原假設(shè)是變量一不能格蘭杰引起變量二。因此，相伴的P值越小，就可以越拒絕原假設(shè)。我們可以知道在5%的顯著性水平下，變量log（ex）不能夠Granger引起變量log（m2），但變量log（m2）能夠Granger引起Llog（ex）。

（5）VAR模型的穩(wěn)定性

當(dāng)一個(gè)脈動(dòng)沖擊施加在VAR模型上時(shí)，隨著時(shí)間的推移，這個(gè)沖擊慢慢減少，則說(shuō)明VAR模型是穩(wěn)定的。VAR模型的穩(wěn)定性主要是通過(guò)AR根的圖與表，如果根的模倒數(shù)都小于1，都在單位圓內(nèi)，則說(shuō)明模型是穩(wěn)定的；反之模型是不穩(wěn)定的。

從上圖我們可以看出，所有的單位根均落在單位圓內(nèi)，因而VAR模型滿(mǎn)足穩(wěn)定性條件。

（6）脈沖響應(yīng)及方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)反應(yīng)的是一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差項(xiàng)目帶來(lái)沖擊的反應(yīng)。我們通過(guò)給貿(mào)易余額一個(gè)正的沖擊后發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量在第7期達(dá)到最高點(diǎn)且趨勢(shì)走平，表明貿(mào)易順差會(huì)給在最初會(huì)給貨幣供應(yīng)量帶來(lái)負(fù)的影響，但是在3個(gè)月后影響逐漸轉(zhuǎn)正，影響逐步變大并持續(xù)下去。這個(gè)也是和我們實(shí)際理論是相符的。由于貿(mào)易順差和我國(guó)的特殊結(jié)匯政策，最終會(huì)轉(zhuǎn)化為外匯，而央行手上的外匯實(shí)際上居民或住戶(hù)手上的貨幣量。

與脈沖響應(yīng)不同的是，方差分解衡量的是每個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量產(chǎn)生變化的影響程度來(lái)評(píng)價(jià)不同沖擊的重要性。通過(guò)下圖的方差分析圖我們可以觀察到外貿(mào)順差對(duì)我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量貢獻(xiàn)率在10%左右，而這種滯后效應(yīng)一般體現(xiàn)在10個(gè)月后。總體來(lái)說(shuō)，貿(mào)易差額對(duì)貨幣供應(yīng)量的貢獻(xiàn)水平比較低是有原因的，這主要是我國(guó)擴(kuò)張型財(cái)政政策和貨幣政策對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響更加顯著，如2009年的4萬(wàn)億擴(kuò)張性的貨幣政策就極大的促進(jìn)了廣義貨幣供給的增加。

5、研究結(jié)論及展望

通過(guò)運(yùn)用向量自回歸模型對(duì)貿(mào)易余額和貨幣供應(yīng)的關(guān)系進(jìn)行分析，進(jìn)一步佐證了貿(mào)易余額和貨幣供應(yīng)量間長(zhǎng)期均衡的動(dòng)態(tài)關(guān)系。就是在目前的國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，不斷增長(zhǎng)的貿(mào)易順差也會(huì)對(duì)貨幣供應(yīng)量的增加產(chǎn)生重大的影響。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始轉(zhuǎn)型，傳統(tǒng)擴(kuò)張型貨幣供應(yīng)刺激投資的老路開(kāi)始走到盡頭，國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度開(kāi)始走低并時(shí)常伴隨著通貨膨脹的出現(xiàn)。貿(mào)易順差所積累的外匯儲(chǔ)備不斷增大，時(shí)常會(huì)遇到人民幣匯率走高和投資收益低的而面臨的外匯貶值問(wèn)題，而貿(mào)易順差所積累的外匯儲(chǔ)備能夠促使貨幣供應(yīng)量大增，容易導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的滯漲局面出現(xiàn)。通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易順差和廣義貨幣的協(xié)同增長(zhǎng)很大一方面是由于結(jié)匯政策而導(dǎo)致的外匯和廣義貨幣的同時(shí)增長(zhǎng)，為了抑制貨幣供應(yīng)的持續(xù)大量增加，必須要加快人民幣的國(guó)際化進(jìn)程，實(shí)現(xiàn)人民幣結(jié)算的國(guó)際化、投資的國(guó)際化，同時(shí)也應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)企業(yè)走出去，合理高效的使用貿(mào)易順差而形成的巨額外匯，實(shí)現(xiàn)外匯資產(chǎn)的增值和保值，同時(shí)控制貨幣供應(yīng)量的大幅度增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1] C.A.Sims，Macroeconomics and reality ，Econometrica，1980.

[2] 陳彪如.人民幣匯率研究[M].華東師范大學(xué)出版社 ，1992 .

[3] 孫波.人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易影響的分析[D].西北大學(xué)，2011.

[5] 范德勝.我國(guó)巨額外匯儲(chǔ)備對(duì)貨幣供應(yīng)量和物價(jià)的影響研究 [J]. 南京社科院，2012.

[6] 劉碩.我國(guó)外匯占款對(duì)貨幣供給影響的實(shí)證研究[學(xué)位論文].吉林大學(xué)，2012.

[7] 晏林.外匯儲(chǔ)備占款與貨幣供給增長(zhǎng)的關(guān)系分析[J].財(cái)經(jīng)調(diào)研，2011.

[8] 劉忠君. 我國(guó)匯率制度改革后對(duì)外貿(mào)易順差與貨幣供給關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)綜合，2010.

[9] 張大偉、劉博、劉琪.《Eviews數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析教程》.清華大學(xué)出版社，2010.

[10] 高鐵梅 《計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模-EViews 應(yīng)用及實(shí)例》 清華大學(xué)出版社，2012.

基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金項(xiàng)目“基于金融形勢(shì)指數(shù)的貨幣政策調(diào)控有效性研究”（項(xiàng)目編號(hào)：10CJY075）；上海市教委第五期重點(diǎn)學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目（學(xué)科編號(hào)：J50504）資助。