錢鑫 劉俊

內(nèi)容摘要：為研究我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)對貨幣供給量的影響，本文采用VAR及VEC模型并結(jié)合Eviews10對2007-2017年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析，重點研究了貿(mào)易順差變化趨勢、外匯儲備和貨幣供給量三者之間的長期性與滯后性關系。研究結(jié)果表明：三個變量之間存在著長期相互影響的發(fā)展關系，我國貨幣供給量的增長主要是受到我國長時間對外貿(mào)易順差趨勢的影響;三者之間的相互影響程度在2013年前后表現(xiàn)出較大差異，這種相互影響趨勢自2013年起逐漸遞減;我國外匯儲備在短期內(nèi)能夠受到對外貿(mào)易順差趨勢的刺激，但貨幣供給量卻不受其影響，這種關系同時在2013年以后逐漸弱化。同時，我國貨幣供給量以及外匯儲備長期受到對外貿(mào)易順差的影響，并具有一定滯后性。

關鍵詞：貿(mào)易順差趨勢? ?外匯儲備量? ?貨幣供給量? ?回歸分析

引言

我國自加入世貿(mào)組織以來，國際貿(mào)易量逐年遞增，2000-2016年，我國進出口額增長近6倍，且我國對外貿(mào)易順差亦呈現(xiàn)較大幅度上升趨勢。特別是2008年對全球各國的打擊極為嚴重，導致我國外貿(mào)訂單量大幅度下降，但這種下降趨勢持續(xù)時間卻不長。我國在金融危機期間，大力發(fā)展本國經(jīng)濟，不到3年便使得我國對外貿(mào)易變化重新呈現(xiàn)順差趨勢，并且這種順差趨勢將會持續(xù)較長一段時期。與此同時，我國M2貨幣的上升趨勢較為明顯。統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，從2000年至今，我國M2貨幣增速達到343.8%，且比GDP的增長速度更快，自2000年以來，二者相較增加了44.8%。受這一系列因素的影響，我國目前商品價格上漲幅度較大，基礎貨幣影響程度變?nèi)?，房價呈現(xiàn)出全國性連年攀升趨勢。

自2008年金融危機扭轉(zhuǎn)以來，我國對外貿(mào)易呈現(xiàn)外向型發(fā)展趨勢，現(xiàn)行外貿(mào)經(jīng)濟呈現(xiàn)出較大順差變化，這種順差貿(mào)易現(xiàn)象同時也受到人民幣升值所帶來的壓力。2005年開始，我國進行了匯率政策改革，該政策的實施對我國資本匯率市場形成較積極影響，最為顯著的效果是我國在國際貿(mào)易中呈現(xiàn)出的順差趨勢。以上這些現(xiàn)象將對我國貨幣發(fā)行供給產(chǎn)生何種影響？此種影響是否會影響我國未來經(jīng)濟發(fā)展？以下將進行綜合分析。

相關文獻綜述

隨著加入世貿(mào)組織，我國經(jīng)濟體制發(fā)生了極大轉(zhuǎn)變，確定我國經(jīng)濟體制對我國貨幣政策的影響是內(nèi)生還是外生的問題就顯得尤為重要。外生與內(nèi)生之間的分界線是我國M2貨幣供給的過程。國內(nèi)外學者為研究貿(mào)易結(jié)構(gòu)對貨幣供給量的影響，大多數(shù)對三個變量之間的關系進行探究，即國際貿(mào)易順差、國際外匯戰(zhàn)略儲備以及貨幣供給。例如，在對國際貿(mào)易過程中的貨幣行為進行研究方面，國際貿(mào)易過程中產(chǎn)生的貨幣流通現(xiàn)象，能夠?qū)ξ覈鴮ν赓Q(mào)易中使用的貨幣產(chǎn)生一定影響。一個國家內(nèi)部或是對外經(jīng)濟貿(mào)易發(fā)展不平衡也會對國家貨幣產(chǎn)生一定影響，也將導致國家施行的貨幣政策失效。亦有學者對國家貨幣資本的開放程度進行了分析，將國家完整的資本流動、獨立自主的貨幣政策以及制定的外貿(mào)匯率政策進行綜合分析，由此判斷一個國家的經(jīng)濟內(nèi)部以及外部發(fā)展是否處于平衡發(fā)展。我國收益及支出均處于順差的發(fā)展趨勢，這主要是由于M2貨幣在市場上的供給量較大、供給速度快所造成的。此現(xiàn)象導致我國目前擁有大量發(fā)達國家外匯儲備，這些外匯儲備已經(jīng)給我國造成了較大發(fā)展壓力，主要體現(xiàn)在本土市場無法吸收消納如此大量的外匯資金，這個問題已成為我國目前經(jīng)濟發(fā)展過程中極為重要的阻力。

綜上，對國際貿(mào)易過程中出現(xiàn)的順差現(xiàn)象、外匯債權以及本土貨幣供給量等各變量之間關系的研究主要集中在以下幾個方面：2005年逐漸出現(xiàn)對外貿(mào)易順差的變化趨勢，導致我國外匯儲備量增大并難以消化。由于我國對外投資時，出于各種因素考慮，大部分資金均購買了外匯，導致外匯儲備量逐年增大，相應造成我國貨幣供給量大幅增加，并且這種作用模式往復循環(huán)，形成連鎖反應。這種連鎖反應主要是由于我國目前經(jīng)濟發(fā)展特點以及現(xiàn)行經(jīng)濟發(fā)展政策雙方共同作用所產(chǎn)生的。

自從2005年以來，我國政府開始實施動態(tài)外匯利率的經(jīng)濟發(fā)展政策，使得我國人民幣國際化進程得到了快速發(fā)展。但是這也會造成我國外匯儲備量的大幅提高，直到2012年這一現(xiàn)象才得到緩解。因此，本文以2012年外匯結(jié)售政策的實施為時間節(jié)點，將數(shù)據(jù)分為2007-2012年和2013-2017年兩個時間段，從而研究我國對外貿(mào)易順差對我國貨幣供給量的影響。

理論模型構(gòu)建

（一）數(shù)學模型

隨著我國外貿(mào)領域順差趨勢的出現(xiàn)，貨幣供給量和外匯儲備量兩個宏觀層面的指標也隨之變化，因而本文選用的三個影響因素可以看作具有內(nèi)生性因素，分析得到的統(tǒng)計數(shù)據(jù)具有一定滯后性。因此，筆者選取一個自回歸的計算模型來處理上述三種變量之間的關系，含有N個變量滯后k期的VAR模型表示如下：

Yt為N×1階時間序列列向量。μ為N×1階常數(shù)項列向量?！?，…，∏k均為N×N階參數(shù)矩陣，ut～IID（0，Ω）是N×1階隨機誤差列向量，其中每一個元素都是非自相關的，即不同方程對應的隨機誤差項之間可能存在相關。

（二）統(tǒng)計數(shù)據(jù)

上述建立的VAR自回歸模型對影響因素變量的選取具有較高限制條件，公式（1）中包含某一個因變量的變化，則會對應一個新的自變量（滯后期）的出現(xiàn)，將會造成回歸模型估計系數(shù)大幅增加，進而降低回歸模型在預測方面的精度。所以，筆者試圖最大程度減少模型中設置的變量數(shù)量，僅選擇對因變量影響較大的因素作為本文模型的變量，分別為我國對外貿(mào)易順差、外匯儲備量以及廣義貨幣供給量。在對上述三個變量進行對數(shù)變換處理時，發(fā)現(xiàn)我國對外貿(mào)易順差不適合進行對數(shù)變換，筆者采用我國商品進出口額度的比值進行替換，可用Q表示。同時，廣義貨幣的供給量可由前一期供給量比上后一期供給量求得，用M表示。第三個變量—外匯儲備量主要選取我國實際外匯儲存量，單位為萬億元人民幣，將其作對數(shù)變換，可用C表示。

由于我國外匯改革措施是從2005年開始實施的，因此2005年以后的數(shù)據(jù)更具有研究價值。本文選取2007-2017年的統(tǒng)計研究數(shù)據(jù)，同時節(jié)選2013-2017年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為第二組時間序列數(shù)據(jù)，采用兩組統(tǒng)計數(shù)據(jù)能夠更加充分反映出當時間序列不一致時，我國對外貿(mào)易順差的變化趨勢能夠?qū)ξ覈鳰2貨幣供給量產(chǎn)生不同影響。將統(tǒng)計數(shù)據(jù)輸入EVIEWS10軟件中并對其進行數(shù)據(jù)處理，最終得到數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果。筆者選取的統(tǒng)計數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)。

（三）統(tǒng)計變量描述

圖1顯示了三個變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，樣本數(shù)均為142，對上述三個影響變量所具有的數(shù)據(jù)特征進行展示。圖1表明從2007年開始，我國政府對M2貨幣供給平均月增長率均能夠保持在1.2%-1.3%之間，在某一特定統(tǒng)計周期內(nèi)供給增長率呈現(xiàn)負增長，其負增長比率遠小于1.2%-1.3%的增長率，因此，M2貨幣供給量呈現(xiàn)出整體增長趨勢，我國出口貨物額度與進口貨物額度比值約為1.1∶1，而最大比例約為1.8∶1，說明我國對外貿(mào)易過程在統(tǒng)計期內(nèi)長時間處于順差狀態(tài)，并且這種順差趨勢逐年增大。

實證研究

（一）模型檢驗

根據(jù)上文所建模型，筆者基于ADF理論對時間序列變量M、Q、C的平穩(wěn)性質(zhì)進行檢驗，在檢驗過程中，通過對檢驗理論形式以及變量的滯后性質(zhì)進行區(qū)分篩選，最終選出適合上述三個變量的檢驗形式，并且依據(jù)各變量自身變化趨勢，通過檢驗可以看出ADF理論對三個變量進行檢驗時是否具有時間序列層面的變化趨勢，且能夠判斷是否存在截距值。假設檢驗的三個變量在時間序列上均能夠具有較為明顯的變化趨勢，并且該變量在某一固定值處上下波動，那么就能夠判斷ADF理論檢驗結(jié)果是具有截距項的，進而能夠得到變量ADF理論的具體檢驗形式，然后基于SIC選擇規(guī)則確定得到滯后項的最終階數(shù)。首先假設其最終滯后階數(shù)為14，筆者基于Eviews10軟件對此滯后階數(shù)進行最優(yōu)化分析，最終確定最佳的滯后項階數(shù)，結(jié)果見表1。

表1表明了統(tǒng)計變量檢驗結(jié)果的變化情況，能夠看出變量M、C以及Q的單位根檢驗的P值分別為0.71、0.89及0.59，均遠大于0.05，說明三個變量的時間序列是平穩(wěn)的。而變量在經(jīng)過一階差分處理以后，其P值均約等于0，表明經(jīng)過一階差分的變量均在時間序列上表現(xiàn)平穩(wěn)，同時也滿足了協(xié)整理論的基本要求。采用Johansen理論對上述方程進行協(xié)整檢驗，并判斷確認三個變量中是否存在截距項以及時間序列是否變化，這種確認判斷步驟可在Eviews10軟件中完成，具體協(xié)整檢驗結(jié)果見表2。

表2結(jié)果表明，在2007-2017年、2007-2012年及2013-2017年三個統(tǒng)計周期內(nèi)的P值均處于5%的顯著性，表明在無協(xié)整關系下三個變量之間不具有任何協(xié)整關系，在2007-2012年和2013-2017年兩個統(tǒng)計周期，上述變量之間至少具有一個協(xié)整關系，基于表2中的數(shù)據(jù)，能夠得到一個較長時期的變量協(xié)整檢驗結(jié)果。

表2中包含的三個研究周期，以長遠眼光來看，M2貨幣供給量和我國對外貿(mào)易順差現(xiàn)狀以及我國外匯儲備量之間具有正相關關系，說明在我國對外貿(mào)易順差趨勢逐年增大的情況下，大幅提高外匯額度直接造成M2貨幣供給量的大幅提升。

2007-2012年以及2013-2017年兩個統(tǒng)計數(shù)據(jù)周期內(nèi)，三個變量之間具有不同變化趨勢，2013年我國M2貨幣供給量的增加量和我國對外貿(mào)易順差發(fā)展趨勢之間是正相關關系。而且在2013年之前的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中其余兩個變量保持不變的情況下，我國貨物出口額度與貨物進口額度之間的比值出現(xiàn)了較大增長，其增長率超過1%，我國M2貨幣供給量的增長率增加近0.045%，但是在2013年前后呈現(xiàn)下降趨勢，下降幅度約為0.033%，表明我國自從2013年結(jié)售外匯政策取消以后，外匯儲備量受到對外貿(mào)易順差趨勢的影響呈現(xiàn)遞減趨勢，這種發(fā)展趨勢能夠最大限度減輕我國M2貨幣供給壓力。此外，在對變量進行協(xié)整檢驗過程中，我國長期對外貿(mào)易順差變化趨勢與外匯儲備量之間具有一定負相關關系，這個現(xiàn)象與現(xiàn)行經(jīng)濟發(fā)展評價理論不符，主要是因為ADF協(xié)整檢驗是通過對三個變量之間相輔相成的關系進行分析的，其注重過程變化，并未涉及這種關系長期依存所引起的結(jié)果。因此，筆者選擇了另外一種回歸模型—VEC模型對上述三種變量進行分析，最終給出脈沖響應的變化趨勢，脈沖響應變化能夠較為直觀的給出我國M2貨幣供給量受對外貿(mào)易順差變化趨勢的影響程度。

（二）VEC回歸模型

上述研究結(jié)果表明我國對外貿(mào)易順差變化趨勢、M2貨幣供給量以及我國外匯儲備量三者之間具有一個較為長期的協(xié)整關系，采用VEC模型能夠得到三個統(tǒng)計周期內(nèi)三個變量的二階滯后VEC評價結(jié)果，如表3所示。

表3表明我國M2貨幣供給量在2013-2017年統(tǒng)計期內(nèi)的增長率較前兩個統(tǒng)計期的增長率呈現(xiàn)出負相關的變化趨勢，能夠充分表明我國在較短時期內(nèi)的M2貨幣供給量的大幅增長直接影響到下一個經(jīng)濟發(fā)展周期的M2貨幣供給量。而我國外匯儲備在一期滯后的增長率對第三個統(tǒng)計期的影響極大，二者呈正相關關系，我國外匯儲備在2期滯后時對其影響又較小，這說明我國M2貨幣供給量受外匯儲備的影響在短時期內(nèi)較為顯著，直接導致貨幣供給量的大幅增加，這是目前我國M2貨幣供給量快速遞增的主要因素。我國外匯儲備與對外貿(mào)易順差變化趨勢之間具有正相關關系，呈現(xiàn)為1期滯后的影響顯著，2期滯后的影響較小。

（三）脈沖響應結(jié)果分析

采用Eviews10軟件對上述分析數(shù)據(jù)進行脈沖響應分析，并且對采用的VEC模型作了沖擊響應處理，沖擊響應處理周期為8個月，具體結(jié)果見圖2。

圖2顯示在兩個統(tǒng)計周期內(nèi)我國對外貿(mào)易順差變化值的改變，會對我國M2貨幣供給量帶來一定的增長。圖2（a）表明我國對外貿(mào)易順差與我國M2貨幣供給量之間存在正向關系，這也說明兩者之間至少在統(tǒng)計的8個月內(nèi)存在較為緊密的聯(lián)系，同時圖2（b）也能夠表明這一點。充分證明了我國M2貨幣供給量受對外貿(mào)易順差變化趨勢的影響具有長期并滯后的特性。

（四）方差分解分析

圖2主要是分析三個變量中的一個變量發(fā)生變化時，對其他變量所造成的影響。而方差分解主要是對這種內(nèi)生變化的原因進行解釋。筆者選取8個月作為預測周期，對M2貨幣供給量與對外貿(mào)易順差的變化趨勢進行分析，具體見表4和表5。

表4表明VEC回歸模型對與M2貨幣供給量的方差分解結(jié)果，在8個月的統(tǒng)計期內(nèi)，影響我國M2貨幣供給量變化的主要因素是其自身，同時受到對外貿(mào)易順差變化的影響程度較大。基于縱向視角出發(fā)，我國對外貿(mào)易順差變化趨勢在第一統(tǒng)計期時為0，在第2統(tǒng)計期時增長率約為1.150%，到了第三期，其增長率增長到10.191%，直至第五期以后，其變化趨勢趨于平穩(wěn)。這說明我國對外貿(mào)易順差變化趨勢對M2貨幣供給量具有一個滯后的影響。

表5顯示了我國外匯儲備受對外貿(mào)易順差變化趨勢的影響結(jié)果，與表4結(jié)果類似，不同的是其增長趨勢基本在第三期趨于一個穩(wěn)定增長狀態(tài)，但是也能夠說明我國對外貿(mào)易順差對外匯儲備具有滯后的影響。同時表明我國對外貿(mào)易順差趨勢的變化自2013年開始，對我國外匯儲備的影響程度逐漸遞減。

結(jié)論

本文基于VEC模型對我國2007-2017年間的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析，確定了我國對外貿(mào)易順差、外匯儲備以及我國M2貨幣供給量三者之間的關系。

從長遠發(fā)展角度來看，本文選取的三個變量之間具有一個較為平衡的發(fā)展關系，同時在不同時期所產(chǎn)生的影響是不同的。在2013年之前，我國貨物出口額度與貨物進口額度的比值增加1%，會讓我國的M2貨幣供給量增加4.6%，這一關系在2013年以后發(fā)生變化，即M2貨幣供給量的增長率下降了1.2個百分點。這說明我國取消強制結(jié)售外匯政策對M2貨幣供給量的變化影響較大。三個變量之間的相互影響均是長期的，并且具有一定滯后性。

我國自2005年匯率改革以來，對外貿(mào)易順差的變化趨勢一直存在，造成我國M2貨幣供給量持續(xù)增長，并且在近幾年里引起我國外匯儲備的大幅增加，但是隨著2012年我國新政策的實施，切實減緩了M2貨幣供給量以及外匯儲備等方面的壓力。我國目前集中精力推進供給側(cè)改革，經(jīng)濟已經(jīng)進入了平穩(wěn)發(fā)展的新時期，同時內(nèi)需也大幅增加，降低了我國經(jīng)濟增長對出口額的依賴程度。同時，隨著我國“一帶一路”倡議的深入推進，能夠調(diào)控我國外匯儲備現(xiàn)狀，增加科學合理的戰(zhàn)略性投資，這對我國經(jīng)濟的穩(wěn)定快速發(fā)展具有極為重要的時代意義。

參考文獻：

1.谷壯海，陳文杰.貨幣政策對我國金融子市場流動性的影響及各子市場的關聯(lián)性[J].南方金融，2016（5）

2.鞠蕾，高越青，王立國.供給側(cè)視角下的產(chǎn)能過剩治理：要素市場扭曲與產(chǎn)能過剩[J].宏觀經(jīng)濟研究，2016（5）

3.王周偉，王衡.貨幣政策、銀行異質(zhì)性與流動性創(chuàng)造—基于中國銀行業(yè)的動態(tài)面板數(shù)據(jù)分析[J].國際金融研究，2016，346（2）

4.康學真，康成文.中國國際收支失衡及其影響研究[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（19）

5.景政彬.人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算風險及國際化路徑選擇[J].統(tǒng)計與決策，2016（6）

6.王清晨，田素華.當前我國國際收支形勢分析及未來展望[J].紅旗文稿，2018（9）

7.張平.貨幣供給機制變化與經(jīng)濟穩(wěn)定化政策的選擇[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2017（7）

8.王國輝，李榮彬.中國企業(yè)養(yǎng)老保險繳費壓力及其影響因素研究—基于不同類型企業(yè)的比較分析[J].社會保障研究，2016（2）

9.張國勝，張怡.基于VAR模型的QE政策下人民幣匯率傳導機制研究[J].數(shù)學的實踐與認識，2016，46（9）

10.畢海霞，郭幼佳.新常態(tài)下我國貨幣政策傳導機制的轉(zhuǎn)變特征及對策[J].經(jīng)濟縱橫，2016（10）