基于向量自回歸的貿易差額與貨幣供應量間的關系研究

陳麗娟 刁節文

摘要：本文通過對相關經濟學理論的研究，分析有關進出口貿易差額與貨幣供應間的數量關系，基于向量自回歸模型（VAR）對2004年以來的貨幣供應量和貿易差額進行平穩性檢驗，以及格蘭杰（Granger）因果關系檢驗，得出我國進出口貿易差額與廣義貨幣供應量（M2）之間的協同關系。通過分析后的結果顯示，在其他條件穩定的條件下，進出口差額形成的貿易順差容易造成我國貨幣供應量的增加，貨幣供應量的增加對物價的上漲的作用是顯而易見的。為了促進經濟的平穩快速發展，本文也提出了相關的建議。

關鍵詞：向量自回歸；Granger因果檢驗；方差分解；脈沖響應

1、引言

改革開放以來，伴隨著我國國民經濟的快速發展，我國的進出口總額穩步攀升，貿易差額持續擴大，形成了巨量的外匯儲備。截至2012年底，人民銀行外匯儲備金額超30000億美元，位列世界第一。由于外部渠道的投資風險不易控制，隨著貿易順差的不斷擴大，大量的外匯儲備形成了資源的極大浪費。另一方面，伴隨著經濟的快速發展，我國的廣義貨幣供應量也迅猛發展，超出國民經濟所需的巨量貨幣供應不僅僅可能在國內造成物價的高企，也容易導致宏觀調控政策陷入到兩難的境地，從外部看，這也將對匯率產生復雜的影響。

圖1 M2與GDP走勢圖

由圖1可知，在經濟快速發展的同時，我國貨幣供應量M2也持續攀升，M2增長的速度明顯快于GDP的增長速度。由于貨幣供應變動在很大程度上反應了我國的貨幣政策，關系到宏觀經濟的緊縮與擴張，因此，貿易順差而結余的外匯儲備和貨幣供應量應該存在一定的內在聯系，找到這種內在的聯系并通過實證檢驗能夠為我們調節貨幣供應量，抑制通貨膨脹，調節進出口貿易余額，促進企業的優化轉型和就業提供幫助。因此分析貿易差額與貨幣供應量之間波動關系就顯得尤為必要。

2、相關文獻綜述

2.1 國內外研究現狀

向量自回歸是基于數據的統計性質建立模型，常用于相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動項對系統的動態沖擊。1980年西姆斯（C.A.Sims）將VAR模型引入到經濟學中，推動了經濟系統動態性的廣泛應用[1]。在相關的向量自回歸理論構建好以后，國內的很多學者開始運用向量自回歸方法研究貿易順差、匯率以及與貨幣供應的關系。陳彪如根據外經貿部統計的1980-1989年的數據，對進出口價格指數和貿易量指數進行了回歸分析，說明人民幣貶值可以改善貿易失衡狀況，但效果并不會很顯著[2]。孫波綜合運用向量自回歸方法，通過單位根檢驗、Granger因果關系檢驗、誤差修正模型及脈沖響應函數等實證方法，認為人民幣實際有效匯率對我國進出口存在長期且穩定的協整關系，且對出口貿易的時滯效應顯著[3]。實際上大量的學者都是通過研究貿易順差和匯率之間存在的某種聯系，因此貿易順差的增長容易帶動外匯總額的增長，但是外匯數額和我國的貨幣供應量之間的某種聯系也有學者不斷的進行論證。范德勝（2012）論證了我國貨幣供應量對外匯增長和物價上升的推動作用，但是由于央行的沖銷操作，外匯儲備的高速增長對貨幣供應量增長的貢獻率不是很高，這樣削弱了我國貨幣政策的獨立性，提出對外匯儲備的管理進行多方面的必要改革[5]。劉碩認為根據貨幣內生理論，外匯占款增加倒閉基礎貨幣投放，而我國的強制結匯政策造成巨大的外匯儲備和貨幣供應[6]。晏林認為我國實行有管理的浮動的外匯管理體制，外匯儲備增加對應的是外匯占款的增加。這使得我國的貨幣投放受到外匯儲備增加的影響，成為央行發行貨幣的重要渠道之一[7]。另外國內學者劉忠君直接運用Krugman（2000）創建DD—AA模型，運用匯率改革以來的數據進行了實證分析，最終認為M1和M2和貿易順差強相關，M0和貿易順差相關性不明顯，并提出了金融危機下的建議[8]。

2.2本文的研究思路

在研究開放國家的經濟問題中，國際貿易以及與此相關的外匯匯率研究是一個很重要的方面，另外貨幣供應量的研究也和貨幣價格（匯率）相關性很大，為此吸引了大量的國內外學者對開放國家的內外經濟政策進行監理模型并分析研究。本文首先運用宏觀經濟學的相關理論對貿易和貨幣問題進行理論探討，然后借助實際數據運用向量自回歸（VAR）模型對理論模型進行驗證，最后對驗證后的結果進行分析并提出建議。

3、向量自回歸（VAR）模型簡介

3.1向量自回歸理論

向量自回歸模型是由多元時間序列變量組成，可以用來預測關聯經濟時間序列系統，并分析隨機擾動項對變量系統的動態沖擊，進一步解釋經濟沖擊對經濟變量所產生的影響。

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

即含有k個時間序列變量的VAR（p）模型由 k 個方程組成。

可以看出上述模型中不含當期的內生變量，當期的內生變量的變動隱藏在誤差項目的相關結構中，他們是無法解釋的。而在上述模型中加入內生變量的當期值，即解釋變量當中含有當期變量后，我們稱變動后的模型二結構VAR模型。其基本的模型表示如下：

通過移項，上述模型的矩陣形式表達如下：

3.2 VAR模型的檢驗

在建立好VAR模型后，應檢驗被估計的VAR模型是否恰當，包括VAR模型滯后結構檢驗和VAR模型的殘差檢驗。

VAR模型的滯后結構檢驗的確定非常重要，在滯后結構中可以確定合理的滯后階數P，判斷模型的穩定性，進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗，等等。

（1）AR的根的圖與表

如果VAR模型的所有根的模倒數都小于1，即都在單位圓內，則該模型是穩定的；如果VAR模型所有根的模的倒數大于1，即都在單位圓外，則該模型是不穩定的。如果被估計的VAR模型不穩定，則得到的結果是無效的。

（2）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

格蘭杰在1969年提出的Granger因果檢驗法，主要用來分析變量的因果關系檢驗，判斷一個變量的變化是否是另外一個變量變化的原因，通過Granger因果檢驗可以判斷出變量y在多大程度上被變量x過去的值所解釋，即加入變量x滯后期是否提高了解釋的力度，如果x和y在相關關系的統計上是顯著的，則說明“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因果關系成立。Granger因果檢驗結果與滯后期P的確定有關。

Grager因果檢驗的原假設是

Ho：變量x不能Granger 引起變量y

備擇假設是

H1：變量x能Granger 引起變量 y

4、貿易順差與貨幣供應量的樣本數據分析

4.1 原始數據及預處理

本文選取的進出口貿易余額數據和貨幣供應量數據均來自銳思數據庫，選取的樣本為2004年5月至2010年12月的月度數據。廣義貨幣供應量M2其基本構成為流通中現金，活期存款以及定期和儲蓄存款。進出口貿易余額數據由于是以美元計價，我們以每月月末的人民幣兌美元的匯率進行粗略調整。本文對原始數據取自然對數進行處理，這樣并不改變變量的長期關系，還能使其趨勢線性化，并減弱時間序列的異方差性。因而，用EX表示貿易順差，用M2表示貨幣供給。

4.2 數據結果及分析

（1）ADF單位根檢驗

在建立模型前，必須對序列變量的平穩性進行檢驗，如果序列變量時平穩的，則可以進行格蘭杰因果關系檢驗；如果序列變量經過差分后仍然是非平穩的，則格蘭杰因果檢驗會出現偽回歸的現象。通過單位根檢驗，我們發現在5%的顯著性水平下，各原始變量均存在單位根，是不平穩的；但是對這些變量的一階差分后進行單位根檢驗發現在5%的顯著性水平下各變量均拒絕原假設，一階差分是平穩的，其具體數據如下：

圖2 EX和△EX的單位根檢驗

（2）確定模型的最佳滯后期數

建立VAR模型首先應該確定滯后期（p），因為滯后期太小，在誤差項存在很嚴重的自相關時，將會導致參數的非一致性估計。因此適當加大滯后期可以消除誤差項中存在的自相關。但是如果滯后期過大將會導致自由度的減少，直接影響模型參數估計量的有效性。故確定滯后期是非常重要的。

系統已經標示出最佳的滯后期數，如果采用AIC準則，則滯后5期，自由度損失過大，本論文中我們采用SC準則，滯后2期的。因此在建立無約束的VAR模型中，設定滯后區間為“1 2”。

（3）建立向量自回歸模型

根據上面確立的滯后階數，我們就可以建立外貿余額變動對廣義貨幣供應量的VAR模型。模型的第一部分為模型參數的估計結果，第二部分反應的是模型的回歸統計量，第三部分是針對模型系統整體的檢驗結果。該模型的基本輸出數據如下：

從上述結果我們可以看到，模型的整體擬合優度達到0.99以上，F統計量也超過12990，說明模型的整體擬合程度比較好。

（4）Granger因果檢驗

格蘭杰因果檢驗主要用來分析變量間的因果關系，判斷一個變量的變化是否是另外一個變量變化的原因。他的原假設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。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模型的穩定性

當一個脈動沖擊施加在VAR模型上時，隨著時間的推移，這個沖擊慢慢減少，則說明VAR模型是穩定的。VAR模型的穩定性主要是通過AR根的圖與表，如果根的模倒數都小于1，都在單位圓內，則說明模型是穩定的；反之模型是不穩定的。

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

（6）脈沖響應及方差分解

脈沖響應函數反應的是一個內生變量對誤差項目帶來沖擊的反應。我們通過給貿易余額一個正的沖擊后發現，貨幣供應量在第7期達到最高點且趨勢走平，表明貿易順差會給在最初會給貨幣供應量帶來負的影響，但是在3個月后影響逐漸轉正，影響逐步變大并持續下去。這個也是和我們實際理論是相符的。由于貿易順差和我國的特殊結匯政策，最終會轉化為外匯，而央行手上的外匯實際上居民或住戶手上的貨幣量。

與脈沖響應不同的是，方差分解衡量的是每個結構沖擊對內生變量產生變化的影響程度來評價不同沖擊的重要性。通過下圖的方差分析圖我們可以觀察到外貿順差對我國廣義貨幣供應量貢獻率在10%左右，而這種滯后效應一般體現在10個月后。總體來說，貿易差額對貨幣供應量的貢獻水平比較低是有原因的，這主要是我國擴張型財政政策和貨幣政策對貨幣供應量的影響更加顯著，如2009年的4萬億擴張性的貨幣政策就極大的促進了廣義貨幣供給的增加。

5、研究結論及展望

通過運用向量自回歸模型對貿易余額和貨幣供應的關系進行分析，進一步佐證了貿易余額和貨幣供應量間長期均衡的動態關系。就是在目前的國內外經濟環境下，不斷增長的貿易順差也會對貨幣供應量的增加產生重大的影響。隨著我國經濟開始轉型，傳統擴張型貨幣供應刺激投資的老路開始走到盡頭，國民經濟增長速度開始走低并時常伴隨著通貨膨脹的出現。貿易順差所積累的外匯儲備不斷增大，時常會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題，而貿易順差所積累的外匯儲備能夠促使貨幣供應量大增，容易導致經濟的滯漲局面出現。通過分析發現，貿易順差和廣義貨幣的協同增長很大一方面是由于結匯政策而導致的外匯和廣義貨幣的同時增長，為了抑制貨幣供應的持續大量增加，必須要加快人民幣的國際化進程，實現人民幣結算的國際化、投資的國際化，同時也應當引導企業走出去，合理高效的使用貿易順差而形成的巨額外匯，實現外匯資產的增值和保值，同時控制貨幣供應量的大幅度增長。

參考文獻：

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

[2] 陳彪如.人民幣匯率研究[M].華東師范大學出版社 ，1992 .

[3] 孫波.人民幣實際有效匯率變動對我國進出口貿易影響的分析[D].西北大學，2011.

[5] 范德勝.我國巨額外匯儲備對貨幣供應量和物價的影響研究 [J]. 南京社科院，2012.

[6] 劉碩.我國外匯占款對貨幣供給影響的實證研究[學位論文].吉林大學，2012.

[7] 晏林.外匯儲備占款與貨幣供給增長的關系分析[J].財經調研，2011.

[8] 劉忠君. 我國匯率制度改革后對外貿易順差與貨幣供給關系的實證研究[J].經濟綜合，2010.

[9] 張大偉、劉博、劉琪.《Eviews數據統計與分析教程》.清華大學出版社，2010.

[10] 高鐵梅 《計量經濟分析方法與建模-EViews 應用及實例》 清華大學出版社，2012.

基金項目：國家社科基金項目“基于金融形勢指數的貨幣政策調控有效性研究”（項目編號：10CJY075）；上海市教委第五期重點學科建設項目（學科編號：J50504）資助。