贸易结构对货币供给量的影响研究
钱 鑫1 刘 俊2 副教授（1、正德职业技术学院经济与管理系 南京 211106 2、昆明理工大学管理与经济学院 昆明 650093）
内容摘要： 为研究我国对外贸易结构对货币供给量的影响，本文采用VAR及VEC模型并结合Eviews10对2007-2017年的统计数据进行分析，重点研究了贸易顺差变化趋势、外汇储备和货币供给量三者之间的长期性与滞后性关系。研究结果表明：三个变量之间存在着长期相互影响的发展关系，我国货币供给量的增长主要是受到我国长时间对外贸易顺差趋势的影响；三者之间的相互影响程度在2013年前后表现出较大差异，这种相互影响趋势自2013年起逐渐递减；我国外汇储备在短期内能够受到对外贸易顺差趋势的刺激，但货币供给量却不受其影响，这种关系同时在2013年以后逐渐弱化。同时，我国货币供给量以及外汇储备长期受到对外贸易顺差的影响，并具有一定滞后性。
关键词： 贸易顺差趋势 外汇储备量 货币供给量 回归分析
引言
我国自加入世贸组织以来，国际贸易量逐年递增，2000-2016年，我国进出口额增长近6倍，且我国对外贸易顺差亦呈现较大幅度上升趋势。特别是2008年对全球各国的打击极为严重，导致我国外贸订单量大幅度下降，但这种下降趋势持续时间却不长。我国在金融危机期间，大力发展本国经济，不到3年便使得我国对外贸易变化重新呈现顺差趋势，并且这种顺差趋势将会持续较长一段时期。与此同时，我国M2货币的上升趋势较为明显。统计数据表明，从2000年至今，我国M2货币增速达到343.8%，且比GDP的增长速度更快，自2000年以来，二者相较增加了44.8%。受这一系列因素的影响，我国目前商品价格上涨幅度较大，基础货币影响程度变弱，房价呈现出全国性连年攀升趋势。
ETX表示在链路上成功传输数据分组所需的传输(重传)次数。如式(4)所示,ETXmax表示节点从某一候选父节点到根节点的路径所需的最大ETX;ETX(i)表示节点从候选父节点i到根节点所需的ETX。若节点从某一候选父节点到根节点的路径具有最小ETX,则选该候选父节点为偏好父节点。
自2008年金融危机扭转以来，我国对外贸易呈现外向型发展趋势，现行外贸经济呈现出较大顺差变化，这种顺差贸易现象同时也受到人民币升值所带来的压力。2005年开始，我国进行了汇率政策改革，该政策的实施对我国资本汇率市场形成较积极影响，最为显著的效果是我国在国际贸易中呈现出的顺差趋势。以上这些现象将对我国货币发行供给产生何种影响？此种影响是否会影响我国未来经济发展？以下将进行综合分析。
我们和孩子之间到底隔着多远的距离？我们有多久没俯下身子跟孩子好好说话？听孩子表达的时候有没有真正听懂？因为没听懂又给孩子贴错过多少标签？孩子的头上戴着我们多少“想当然”的帽子？
相关文献综述
随着加入世贸组织，我国经济体制发生了极大转变，确定我国经济体制对我国货币政策的影响是内生还是外生的问题就显得尤为重要。外生与内生之间的分界线是我国M2货币供给的过程。国内外学者为研究贸易结构对货币供给量的影响，大多数对三个变量之间的关系进行探究，即国际贸易顺差、国际外汇战略储备以及货币供给。例如，在对国际贸易过程中的货币行为进行研究方面，国际贸易过程中产生的货币流通现象，能够对我国对外贸易中使用的货币产生一定影响。一个国家内部或是对外经济贸易发展不平衡也会对国家货币产生一定影响，也将导致国家施行的货币政策失效。亦有学者对国家货币资本的开放程度进行了分析，将国家完整的资本流动、独立自主的货币政策以及制定的外贸汇率政策进行综合分析，由此判断一个国家的经济内部以及外部发展是否处于平衡发展。我国收益及支出均处于顺差的发展趋势，这主要是由于M2货币在市场上的供给量较大、供给速度快所造成的。此现象导致我国目前拥有大量发达国家外汇储备，这些外汇储备已经给我国造成了较大发展压力，主要体现在本土市场无法吸收消纳如此大量的外汇资金，这个问题已成为我国目前经济发展过程中极为重要的阻力。
图1 统计变量描述性结果对比
图2 M对S的脉冲响应趋势
注：（a）统计期为2007-2012年；（b）统计期为2013-2017年。
其中，UPS可以起到抑制电压暂降、电压中断的作用。当供电系统发生电压暂降故障时，转换开关会自行转换至UPS进行供电，从而抑制了电压暂降的影响。在实际的应用中，UPS的电池容量决定了其保护时间，一般的UPS电池容量为1 kW～1 MW。
图1显示了三个变量的描述性统计结果，样本数均为142，对上述三个影响变量所具有的数据特征进行展示。图1表明从2007年开始，我国政府对M2货币供给平均月增长率均能够保持在1.2%-1.3%之间，在某一特定统计周期内供给增长率呈现负增长，其负增长比率远小于1.2%-1.3%的增长率，因此，M2货币供给量呈现出整体增长趋势，我国出口货物额度与进口货物额度比值约为1.1∶1，而最大比例约为1.8∶1，说明我国对外贸易过程在统计期内长时间处于顺差状态，并且这种顺差趋势逐年增大。
上述研究结果表明我国对外贸易顺差变化趋势、M2货币供给量以及我国外汇储备量三者之间具有一个较为长期的协整关系，采用VEC模型能够得到三个统计周期内三个变量的二阶滞后VEC评价结果，如表3所示。
理论模型构建
（一）数学模型
随着我国外贸领域顺差趋势的出现，货币供给量和外汇储备量两个宏观层面的指标也随之变化，因而本文选用的三个影响因素可以看作具有内生性因素，分析得到的统计数据具有一定滞后性。因此，笔者选取一个自回归的计算模型来处理上述三种变量之间的关系，含有N个变量滞后k期的VAR模型表示如下：
式中，Yt=（y1，t，y2，t，…，yN，t）`，μ=（μ1，μ2，…，μN）`，ut=（u1t，u2t，…，uNt）`
该厂二期工程系统于2011年10月投产，采用的主选设备是我国具有自主知识产权的选前不脱泥无压给料3GHMC1500/1100AI型三产品重介质旋流器，该机规格和处理能力均达到了世界最高值。原料煤靠自重给入后，经由圆筒形第一段旋流器分选出轻产物(精煤)，而重产物经过圆柱—圆锥形第二段旋流器，分选出中煤和矸石。生产实践表明，这两种类型重介质旋流器的分选效果差别显著。
Yt为N×1阶时间序列列向量。μ为N×1阶常数项列向量。∏1，…，∏k均为N×N阶参数矩阵，ut~IID（0，Ω）是N×1阶随机误差列向量，其中每一个元素都是非自相关的，即不同方程对应的随机误差项之间可能存在相关。
（二）统计数据
上述建立的VAR自回归模型对影响因素变量的选取具有较高限制条件，公式（1）中包含某一个因变量的变化，则会对应一个新的自变量（滞后期）的出现，将会造成回归模型估计系数大幅增加，进而降低回归模型在预测方面的精度。所以，笔者试图最大程度减少模型中设置的变量数量，仅选择对因变量影响较大的因素作为本文模型的变量，分别为我国对外贸易顺差、外汇储备量以及广义货币供给量。在对上述三个变量进行对数变换处理时，发现我国对外贸易顺差不适合进行对数变换，笔者采用我国商品进出口额度的比值进行替换，可用Q表示。同时，广义货币的供给量可由前一期供给量比上后一期供给量求得，用M表示。第三个变量——外汇储备量主要选取我国实际外汇储存量，单位为万亿元人民币，将其作对数变换，可用C表示。
由于我国外汇改革措施是从2005年开始实施的，因此2005年以后的数据更具有研究价值。本文选取2007-2017年的统计研究数据，同时节选2013-2017年的统计数据作为第二组时间序列数据，采用两组统计数据能够更加充分反映出当时间序列不一致时，我国对外贸易顺差的变化趋势能够对我国M2货币供给量产生不同影响。将统计数据输入EVIEWS10软件中并对其进行数据处理，最终得到数据统计结果。笔者选取的统计数据均来源于中经网。
（三）统计变量描述
hn可以用STINE and MCDONALD根据接收器的自然对流热损失实验提出的关联式[5]来确定：
实证研究
（一）模型检验
根据上文所建模型，笔者基于ADF理论对时间序列变量M、Q、C的平稳性质进行检验，在检验过程中，通过对检验理论形式以及变量的滞后性质进行区分筛选，最终选出适合上述三个变量的检验形式，并且依据各变量自身变化趋势，通过检验可以看出ADF理论对三个变量进行检验时是否具有时间序列层面的变化趋势，且能够判断是否存在截距值。假设检验的三个变量在时间序列上均能够具有较为明显的变化趋势，并且该变量在某一固定值处上下波动，那么就能够判断ADF理论检验结果是具有截距项的，进而能够得到变量ADF理论的具体检验形式，然后基于SIC选择规则确定得到滞后项的最终阶数。首先假设其最终滞后阶数为14，笔者基于Eviews10软件对此滞后阶数进行最优化分析，最终确定最佳的滞后项阶数，结果见表1。
2007-2012年以及2013-2017年两个统计数据周期内，三个变量之间具有不同变化趋势，2013年我国M2货币供给量的增加量和我国对外贸易顺差发展趋势之间是正相关关系。而且在2013年之前的统计数据中其余两个变量保持不变的情况下，我国货物出口额度与货物进口额度之间的比值出现了较大增长，其增长率超过1%，我国M2货币供给量的增长率增加近0.045%，但是在2013年前后呈现下降趋势，下降幅度约为0.033%，表明我国自从2013年结售外汇政策取消以后，外汇储备量受到对外贸易顺差趋势的影响呈现递减趋势，这种发展趋势能够最大限度减轻我国M2货币供给压力。此外，在对变量进行协整检验过程中，我国长期对外贸易顺差变化趋势与外汇储备量之间具有一定负相关关系，这个现象与现行经济发展评价理论不符，主要是因为ADF协整检验是通过对三个变量之间相辅相成的关系进行分析的，其注重过程变化，并未涉及这种关系长期依存所引起的结果。因此，笔者选择了另外一种回归模型——VEC模型对上述三种变量进行分析，最终给出脉冲响应的变化趋势，脉冲响应变化能够较为直观的给出我国M2货币供给量受对外贸易顺差变化趋势的影响程度。
父母对子女的爱，向来是只讲奉献不讲回报，这就是母爱和父爱的伟大之处。然而作为子女不能因为父母要强“自己扛”而让孝心、孝行“打折”，不能只凭电话就认定老爸老妈一切安好，要尽可能地回家看看，真实地了解父母的身体状况、心理状态，只有这样，才不会留下“子欲养而亲不待”的遗憾。
表2结果表明，在2007-2017年、2007-2012年及2013-2017年三个统计周期内的P值均处于5%的显著性，表明在无协整关系下三个变量之间不具有任何协整关系，在2007-2012年和2013-2017年两个统计周期，上述变量之间至少具有一个协整关系，基于表2中的数据，能够得到一个较长时期的变量协整检验结果。
表3表明我国M2货币供给量在2013-2017年统计期内的增长率较前两个统计期的增长率呈现出负相关的变化趋势，能够充分表明我国在较短时期内的M2货币供给量的大幅增长直接影响到下一个经济发展周期的M2货币供给量。而我国外汇储备在一期滞后的增长率对第三个统计期的影响极大，二者呈正相关关系，我国外汇储备在2期滞后时对其影响又较小，这说明我国M2货币供给量受外汇储备的影响在短时期内较为显著，直接导致货币供给量的大幅增加，这是目前我国M2货币供给量快速递增的主要因素。我国外汇储备与对外贸易顺差变化趋势之间具有正相关关系，呈现为1期滞后的影响显著，2期滞后的影响较小。
表1表明了统计变量检验结果的变化情况，能够看出变量M、C以及Q的单位根检验的P值分别为0.71、0.89及0.59，均远大于0.05，说明三个变量的时间序列是平稳的。而变量在经过一阶差分处理以后，其P值均约等于0，表明经过一阶差分的变量均在时间序列上表现平稳，同时也满足了协整理论的基本要求。采用Johansen理论对上述方程进行协整检验，并判断确认三个变量中是否存在截距项以及时间序列是否变化，这种确认判断步骤可在Eviews10软件中完成，具体协整检验结果见表2。
综上，对国际贸易过程中出现的顺差现象、外汇债权以及本土货币供给量等各变量之间关系的研究主要集中在以下几个方面：2005年逐渐出现对外贸易顺差的变化趋势，导致我国外汇储备量增大并难以消化。由于我国对外投资时，出于各种因素考虑，大部分资金均购买了外汇，导致外汇储备量逐年增大，相应造成我国货币供给量大幅增加，并且这种作用模式往复循环，形成连锁反应。这种连锁反应主要是由于我国目前经济发展特点以及现行经济发展政策双方共同作用所产生的。
（二）VEC回归模型
自从2005年以来，我国政府开始实施动态外汇利率的经济发展政策，使得我国人民币国际化进程得到了快速发展。但是这也会造成我国外汇储备量的大幅提高，直到2012年这一现象才得到缓解。因此，本文以2012年外汇结售政策的实施为时间节点，将数据分为2007-2012年和2013-2017年两个时间段，从而研究我国对外贸易顺差对我国货币供给量的影响。
表1 ADF检验结果
表2 Johansen协整检验
表3 基于VEC模型的变量回归结果
表4 M2货币供给量的方差分解结果
表5 我国外汇储备预测的方差分解结果
表2中包含的三个研究周期，以长远眼光来看，M2货币供给量和我国对外贸易顺差现状以及我国外汇储备量之间具有正相关关系，说明在我国对外贸易顺差趋势逐年增大的情况下，大幅提高外汇额度直接造成M2货币供给量的大幅提升。
（三）脉冲响应结果分析
采用Eviews10软件对上述分析数据进行脉冲响应分析，并且对采用的VEC模型作了冲击响应处理，冲击响应处理周期为8个月，具体结果见图2。
他汀类药物治疗参照中国成人血脂异常防治指南 (2016年修订版)[2,5]推荐的方案，根据治疗的效果分为LDC-C<1.8 mmol/L和LDC-C<2.6 mmol/L进行分析。
图2显示在两个统计周期内我国对外贸易顺差变化值的改变，会对我国M2货币供给量带来一定的增长。图2（a）表明我国对外贸易顺差与我国M2货币供给量之间存在正向关系，这也说明两者之间至少在统计的8个月内存在较为紧密的联系，同时图2（b）也能够表明这一点。充分证明了我国M2货币供给量受对外贸易顺差变化趋势的影响具有长期并滞后的特性。
（四）方差分解分析
图2主要是分析三个变量中的一个变量发生变化时，对其他变量所造成的影响。而方差分解主要是对这种内生变化的原因进行解释。笔者选取8个月作为预测周期，对M2货币供给量与对外贸易顺差的变化趋势进行分析，具体见表4和表5。
表4表明VEC回归模型对与M2货币供给量的方差分解结果，在8个月的统计期内，影响我国M2货币供给量变化的主要因素是其自身，同时受到对外贸易顺差变化的影响程度较大。基于纵向视角出发，我国对外贸易顺差变化趋势在第一统计期时为0，在第2统计期时增长率约为1.150%，到了第三期，其增长率增长到10.191%，直至第五期以后，其变化趋势趋于平稳。这说明我国对外贸易顺差变化趋势对M2货币供给量具有一个滞后的影响。
表5显示了我国外汇储备受对外贸易顺差变化趋势的影响结果，与表4结果类似，不同的是其增长趋势基本在第三期趋于一个稳定增长状态，但是也能够说明我国对外贸易顺差对外汇储备具有滞后的影响。同时表明我国对外贸易顺差趋势的变化自2013年开始，对我国外汇储备的影响程度逐渐递减。
结论
本文基于VEC模型对我国2007-2017年间的统计数据进行分析，确定了我国对外贸易顺差、外汇储备以及我国M2货币供给量三者之间的关系。
从长远发展角度来看，本文选取的三个变量之间具有一个较为平衡的发展关系，同时在不同时期所产生的影响是不同的。在2013年之前，我国货物出口额度与货物进口额度的比值增加1%，会让我国的M2货币供给量增加4.6%，这一关系在2013年以后发生变化，即M2货币供给量的增长率下降了1.2个百分点。这说明我国取消强制结售外汇政策对M2货币供给量的变化影响较大。三个变量之间的相互影响均是长期的，并且具有一定滞后性。
我国自2005年汇率改革以来，对外贸易顺差的变化趋势一直存在，造成我国M2货币供给量持续增长，并且在近几年里引起我国外汇储备的大幅增加，但是随着2012年我国新政策的实施，切实减缓了M2货币供给量以及外汇储备等方面的压力。我国目前集中精力推进供给侧改革，经济已经进入了平稳发展的新时期，同时内需也大幅增加，降低了我国经济增长对出口额的依赖程度。同时，随着我国“一带一路”倡议的深入推进，能够调控我国外汇储备现状，增加科学合理的战略性投资，这对我国经济的稳定快速发展具有极为重要的时代意义。
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中图分类号： F822.2
文献标识码： A
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