對外貿(mào)易差額與貨幣供給

[作者簡介] 白凡（1982—），男，山西人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院博士研究生，研究方向：對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易.

[摘要] 開放經(jīng)濟(jì)條件下，不同匯率制度條件下會對一國貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關(guān)系產(chǎn)生不同的影響。通過構(gòu)面包含匯率制度虛擬變量在內(nèi)的面板協(xié)整方程，結(jié)合1994-2011年中國、日本等23個(gè)國家和地區(qū)的國別面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)：在實(shí)行自由浮動匯率制度下貿(mào)易差額對貨幣供給并不產(chǎn)生影響，而在實(shí)行固定匯率制度或者有管理的浮動匯率制度下貿(mào)易差額會引起貨幣供給的同方向變化，即貿(mào)易順差會引起貨幣供應(yīng)量的增加，貿(mào)易逆差則引起貨幣供應(yīng)量的減少。因此，在當(dāng)前實(shí)行人民幣有管理的浮動匯率制度下，要適度控制貿(mào)易順差對貨幣供給的沖擊作用，以防范通貨膨脹等風(fēng)險(xiǎn)。

[關(guān)鍵詞] 貿(mào)易差額；貨幣供給；匯率制度

[中圖分類號] F740[文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A[文章編號] 1008—1763（2013）06—0074—05

一引言

自1994年人民幣匯改以來，中國對外貿(mào)易差額由逆轉(zhuǎn)順，并且順差趨勢不斷增強(qiáng)，由1994年的54億美元迅速擴(kuò)大到2012年的2311億美元。與此同時(shí)，中國貨幣供應(yīng)量也呈現(xiàn)出迅猛增長的趨勢，流通中現(xiàn)金M0、狹義貨幣供給M1和廣義貨幣供給M2分別由1994年的0.73、2.05、4.69萬億元持續(xù)增長到2012年的5.47、30.87、97.41萬億元，年均增長率分別為11.8%、16.2%、18.3%

數(shù)據(jù)來源：2012年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和2012年《中國統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。。

國內(nèi)外眾多學(xué)者認(rèn)為開放經(jīng)濟(jì)條件下國際收支是影響一國貨幣供給的重要因素。彭興韻（1997）認(rèn)為決定國際收支影響貨幣供給的關(guān)鍵在于國際收支是否導(dǎo)致該國外匯儲備或者商業(yè)銀行準(zhǔn)備金產(chǎn)生變動，而這兩者的變動則取決于該國匯率制度的選擇和外匯管理體制的安排[1]。Krugman（1998）的“三元悖論”認(rèn)為，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國只能實(shí)現(xiàn)匯率穩(wěn)定、資本自由流動和貨幣政策獨(dú)立性三者中的兩個(gè)，因此在匯率穩(wěn)定的情況下，國外資本的流入會導(dǎo)致該國貨幣供給的增加[2]。楊勝剛等（2001）、何慧剛等（2004）認(rèn)為國際收支順差導(dǎo)致外匯儲備增加進(jìn)而導(dǎo)致貨幣供給增加[3] [4]；Hagiwara（2005）研究指出亞洲各國外匯儲備增加直接導(dǎo)致國內(nèi)貨幣供給增加[5]；而Ouyang等（2007）卻認(rèn)為亞洲新興經(jīng)濟(jì)體（包括印度、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、泰國、新加坡、韓國和中國臺灣地區(qū)）的巨額外匯儲備并不是導(dǎo)致國內(nèi)流動性過剩的主要來源[6]；岳意定等（2007）指出，國際收支順差引起外匯儲備增加并不會導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣擴(kuò)張，只有當(dāng)央行收購?fù)鈪R形成外匯占款時(shí)才會導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣投放增加[7]；劉志忠等（2010）實(shí)證研究得出在穩(wěn)定人民幣匯率的目標(biāo)下貿(mào)易順差的增加會導(dǎo)致狹義貨幣供給與廣義貨幣供給增加的結(jié)論[8]；Aizenman等（2009）研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策獨(dú)立性越高的國家可能會遭遇高水平的通貨膨脹而匯率穩(wěn)定性越高、資本開放程度越高則有助于降低國內(nèi)通貨膨脹率[9]；Michael Hutchison等（2012）卻認(rèn)為保持匯率的穩(wěn)定、提高資本開放程度而降低貨幣政策的獨(dú)立性會導(dǎo)致印度面臨較高的通貨膨脹[10]。

現(xiàn)有研究主要分析國際收支（或國際資本流動、外匯儲備等）與貨幣供給之間的關(guān)系，而貿(mào)易收支作為影響國際收支中經(jīng)常項(xiàng)目的主要因素，其收支差額與貨幣供給之間的關(guān)系卻較少受到學(xué)者們的關(guān)注。因此，研究開放經(jīng)濟(jì)條件下對外貿(mào)易差額與該國的貨幣供給之間究竟存在怎樣的聯(lián)系以及影響程度如何，對于指導(dǎo)和完善一國的貨幣、匯率以及貿(mào)易等重大宏觀經(jīng)濟(jì)政策具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。本文在理論分析的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建面板協(xié)整方程，選取1991-2010年世界主要國家的相關(guān)數(shù)據(jù)，對貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，為解釋當(dāng)前中國貿(mào)易順差過大和流動性過剩并存的局面提供相應(yīng)的理論和實(shí)證依據(jù)。

二理論分析

蒙代爾—弗萊明模型指出，在不同的匯率目標(biāo)下，國際收支變動對貨幣供給會產(chǎn)生截然不同的影響。在固定匯率制度下國際收支不平衡將導(dǎo)致該國貨幣供給發(fā)生變動，即國際收支為順差時(shí)該國中央銀行將擴(kuò)大貨幣供給，國際收支為逆差時(shí)則減少貨幣供給；而在浮動匯率制度下國際收支不平衡對貨幣供給總量不產(chǎn)生任何影響，但會引起該國本幣幣值的變動（即引起匯率的變化）。由于貿(mào)易收支是國際收支中的重要組成部分，因此貿(mào)易差額影響貨幣供給的機(jī)制與國際收支影響貨幣供給的機(jī)制大體一致，可結(jié)合蒙代爾—弗萊明模型和匯率—利率模型對不同匯率制度下貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關(guān)系進(jìn)行理論分析[11] [12]。

（一）自由浮動匯率制度下貿(mào)易差額對貨幣供給的影響

假定本國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的初始狀況是均衡的，即IS、LM和BP曲線相交于點(diǎn)1（如圖1所示）。在開放經(jīng)濟(jì)條件下，假設(shè)外國經(jīng)濟(jì)發(fā)展對本國產(chǎn)品需求擴(kuò)大，致使本國出口增加，IS曲線由IS1右移至IS2。在產(chǎn)品價(jià)格不變的情況下，出口需求的增加打破原有的均衡狀態(tài)。IS2與LM1相交于點(diǎn)2（點(diǎn)2位于BP1曲線的上方，即表示貿(mào)易出現(xiàn)順差），與初始均衡狀態(tài)點(diǎn)1相比，產(chǎn)出增加，利率上升，而利率的上升會引致外匯市場對本幣的超額需求。在貨幣供給保持不變的情況下，要維持市場的均衡則需要本幣升值，即匯率由E1右移至E2。本幣升值會導(dǎo)致出口減少、進(jìn)口增加，BP曲線由BP1左移至BP2。此時(shí)，產(chǎn)品市場、貨幣市場和貿(mào)易收支在點(diǎn)2實(shí)現(xiàn)新的均衡。同理可得貿(mào)易收支出現(xiàn)逆差時(shí)，本國貨幣供給保持不變會導(dǎo)致本幣貶值。因此，在自由浮動匯率制度下，貿(mào)易差額的變動會引起匯率即本幣幣值的變動，但對貨幣供給的變動并不產(chǎn)生影響。

（二）固定匯率制度或有管理的浮動匯率制度下貿(mào)易差額對貨幣供給的影響

在實(shí)行固定匯率制度或者有管理的浮動匯率制度下，中央銀行（或貨幣當(dāng)局）主要通過改變貨幣供給等手段對外匯市場進(jìn)行干預(yù)，以控制本幣的升值幅度（或匯率的變動幅度），維持匯率市場的穩(wěn)定。當(dāng)出現(xiàn)貿(mào)易順差時(shí)（如圖2所示），IS曲線由IS1右移至IS2，與LM1相交于點(diǎn)2。產(chǎn)出增加、利率上升，外匯市場出現(xiàn)對本幣的超額需求，本幣面臨升值的壓力。當(dāng)匯率的變動水平超過中央銀行的控制目標(biāo)時(shí)，中央銀行將增加貨幣供給，控制本幣的升值速度，短期內(nèi)貨幣供給的增加會導(dǎo)致LM曲線由LM1右移至LM2，匯率由E1右移至E3。此時(shí)IS、LM和BP曲線在點(diǎn)3處實(shí)現(xiàn)新的均衡。與點(diǎn)2相比，增加貨幣供給后均衡匯率下降的幅度較小，緩解了本幣過度升值的壓力。同理可得，當(dāng)貿(mào)易收支出現(xiàn)逆差時(shí)，中央銀行將減少貨幣供給，以控制本幣過度貶值的壓力。因此，在固定匯率制度或者有管理的浮動匯率制度下，貿(mào)易差額的變動會引起供給的變動，即貿(mào)易順差會導(dǎo)致貨幣供給增加，貿(mào)易逆差將導(dǎo)致貨幣供給減少。

由此可見，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，貿(mào)易收支的變動是否會對一國的貨幣供給產(chǎn)生影響取決于該國匯率制度的選擇。在自由浮動匯率制度下，貿(mào)易差額的變動并不會導(dǎo)致貨幣供給發(fā)生變化，但是會影響該國的匯率（即本幣的幣值）發(fā)生變動，即貿(mào)易順差會導(dǎo)致本幣升值，貿(mào)易逆差會導(dǎo)致本幣貶值。而在固定匯率制度或者有管理的浮動匯率制度下，貿(mào)易差額的變動會導(dǎo)致貨幣供給相應(yīng)發(fā)生變動，即貿(mào)易出現(xiàn)順差會導(dǎo)致本國貨幣供給增加，以緩解本幣面臨升值的壓力；貿(mào)易逆差會導(dǎo)致本國貨幣供給減少，以緩解本幣面臨貶值的壓力。

三模型、變量和數(shù)據(jù)

為檢驗(yàn)開放經(jīng)濟(jì)條件下貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關(guān)系，同時(shí)考慮不同匯率制度對貿(mào)易差額與貨幣供給之間關(guān)系的影響，本文構(gòu)建面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型如下：

一般情況下，貿(mào)易差額等于出口額與進(jìn)口額之差。鑒于實(shí)證分析中對各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理，具有使數(shù)據(jù)趨勢線性化、消除數(shù)據(jù)序列中的異方差等優(yōu)點(diǎn)，而對數(shù)處理又有原值必須大于零的要求，因此根據(jù)實(shí)證研究的需要，借鑒楊繼軍（2010）[13]的處理方法，將對外貿(mào)易差額表示成出口與進(jìn)口的比率形式，即出口額/進(jìn)口額，比值大于1表示貿(mào)易順差，小于1則表示貿(mào)易逆差。采用比值指標(biāo)，不僅可以表示名義貿(mào)易差額或?qū)嶋H貿(mào)易差額，而且還避免了因度量單位干擾而造成的實(shí)證偏差，同時(shí)也滿足對數(shù)處理的需要。，E-Dumit為匯率制度的虛擬變量，E-Dumit·ln XitMit為匯率制度虛擬變量與貿(mào)易差額的乘積項(xiàng)。模型1簡單考察貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關(guān)系，模型2考察在加入?yún)R率制度這一虛擬變量后貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關(guān)系。

選取1994-2011年中國、日本、印度、香港、印尼、韓國、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、澳大利亞、新西蘭、巴西、墨西哥、加拿大、美國、俄羅斯、埃及、沙特阿拉伯、南非、英國、瑞士和歐盟等23個(gè)國家和地區(qū)的國別面板數(shù)據(jù)為實(shí)證研究統(tǒng)計(jì)樣本。樣本變量數(shù)據(jù)都來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、國研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫（世界銀行）和世界銀行網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫。各變量數(shù)據(jù)的解釋及處理見表1所示。

①選取廣義和狹義兩個(gè)層次的貨幣供應(yīng)量，同時(shí)以1994年為基期對各層次貨幣供應(yīng)量進(jìn)行指數(shù)處理，即被解釋變量最終為廣義貨幣指數(shù)、狹義貨幣指數(shù)，避免因各個(gè)國家貨幣供給度量單位不同而造成的實(shí)證偏差，單位：%。②貨幣供給數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和國研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫（世界銀行）。

①以出口額/進(jìn)口額表示貿(mào)易差額，滿足取對數(shù)的需要，同時(shí)也可避免度量單位干擾而造成的實(shí)證偏差，單位：%。②對外貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于世界銀行網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫。

①不同國家和年份實(shí)行的匯率制度不同。實(shí)行自由浮動匯率的國家和年份，設(shè)E-Dum=0；實(shí)行固定匯率制度或有管理的浮動匯率制度的國家和年份，設(shè)E-Dum=1。②匯率制度數(shù)據(jù)通過查找中國人民銀行網(wǎng)站國際司/國際金融信息等相關(guān)網(wǎng)站和文獻(xiàn)資料整理得出。

四實(shí)證分析

（一）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

為增強(qiáng)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性以提高實(shí)證結(jié)果的可信度，采用針對同質(zhì)面板假設(shè)的LLC檢驗(yàn)和針對異質(zhì)面板假設(shè)的FisherADF、FisherPP檢驗(yàn)等3種檢驗(yàn)方法對各變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從表2中可以看出，各變量對數(shù)原值都不能拒絕存在面板單位根的原假設(shè)，而其一階差分序列均在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明各變量的一階差分序列不存在面板單位根。綜合三種面板單位根檢驗(yàn)方法，可知各變量都是一階單整序列I（1）。

（二）面板協(xié)整檢驗(yàn)面板單位根檢驗(yàn)表明各變量是一階單整序列，滿足面板協(xié)整性檢驗(yàn)的要求。在此基礎(chǔ)上，采用基于殘差的Pedromi檢驗(yàn)和Johansen Fisher檢驗(yàn)兩種協(xié)整檢驗(yàn)方法對各變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。面板協(xié)整性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。從表3中可以看出，被解釋變量為廣義貨幣供給時(shí)，Panelv、PanelPP和PanelADF檢驗(yàn)分別在1%、 10%和5%的顯著性水平

下拒絕廣義貨幣供給與貿(mào)易差額之間無協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，被解釋變量為狹義貨幣供給時(shí)，Panelv和PanelPP檢驗(yàn)分別在10%和5%的顯著性水平下拒絕狹義貨幣供給與貿(mào)易差額之間無協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。同時(shí)，Johansen Fisher檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步表明貨幣供給與貿(mào)易差額、貨幣供給與貿(mào)易差額和匯率制度之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。（三）面板協(xié)整方程估計(jì)結(jié)果

面板數(shù)據(jù)模型分為混合效應(yīng)、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)三類模型，具體選擇哪一種模型估計(jì)結(jié)果可依據(jù)Likelihood Ratio和Hausman兩種檢驗(yàn)結(jié)果來判斷。表4為面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果。從表4中可以看出，只考慮貿(mào)易差額與貨幣供給兩者之間的關(guān)系（即模型1），三類估計(jì)結(jié)果都顯示貿(mào)易差額與貨幣供給之間存在同方向的變化關(guān)系，即貿(mào)易順差會引起貨幣供給的增加，貿(mào)易逆差則會引起貨幣供給的減少。依據(jù)Likelihood Ratio和Hausman兩種檢驗(yàn)結(jié)果，可知方程應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。從隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果來看，貿(mào)易差額每變動一個(gè)百分點(diǎn)，將會引起廣義貨幣供給指數(shù)和狹義貨幣供給指數(shù)分別變動1.31%、1.34%。然而從修正后的R2和F統(tǒng)計(jì)量來看，模型1的隨機(jī)效應(yīng)模型擬合結(jié)果并不理想。

在加入?yún)R率制度這一虛擬變量（即模型2）后，從表2中可以看出，匯率制度這一虛擬變量對貨幣供給存在顯著的影響。依據(jù)Likelihood Ratio和Hausman兩種檢驗(yàn)結(jié)果可判斷模型2應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。模型2的固定效應(yīng)模型結(jié)果與模型1的隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果相比，不僅在修正后的R2和F統(tǒng)計(jì)量等檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合優(yōu)度方面具有明顯的優(yōu)越性，而且貿(mào)易差額影響貨幣供給的實(shí)證結(jié)果也有一定的變化，特別是匯率制度虛擬變量與貿(mào)易差額乘積項(xiàng)系數(shù)通過1%（被解釋變量為廣義貨幣供給）、10%（被解釋變量為狹義貨幣供給）的顯著性水平檢驗(yàn)，說明不同匯率制度下貿(mào)易差額對貨幣供給的影響是不同的。

依據(jù)模型2的固定效應(yīng)模型結(jié)果，對不同匯率制度下貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關(guān)系進(jìn)行如下分析。

（1）被解釋變量為廣義貨幣供給：

（2）被解釋變量為狹義貨幣供給：

當(dāng)E-Dum=0，即實(shí)行自由浮動匯率制度時(shí)，貿(mào)易差額對廣義貨幣供給的估計(jì)系數(shù)為-0.103，對狹義貨幣供給的估計(jì)系數(shù)為-0.094，但這兩個(gè)估計(jì)系數(shù)的P值沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)，說明在自由浮動匯率制度下貿(mào)易差對貨幣供給產(chǎn)生的影響不顯著。而當(dāng)E-Dum=1，即實(shí)行固定匯率制度或者有管理的浮動匯率制度時(shí)，貿(mào)易差額對廣義貨幣供給的估計(jì)系數(shù)為1.076（=-0.103064+1.178762），對狹義貨幣供給的估計(jì)系數(shù)為0.794（=-0.093929+0.887873），由匯率制度與貿(mào)易差額乘積項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)通過1%、10%的顯著性水平檢驗(yàn)可知，在固定匯率制度或有管理的浮動匯率制度下貿(mào)易差額與貨幣供給之間存在顯著的同向變動關(guān)系，即貿(mào)易差額每變動一個(gè)百分點(diǎn)，分別帶動廣義貨幣供給和狹義貨幣供給變化1.076%、0.794%。

五結(jié)論

理論和實(shí)證分析表明，開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國實(shí)行不同的匯率制度，會導(dǎo)致貿(mào)易差額對該國的貨幣供給產(chǎn)生不同的影響。在實(shí)行自由浮動匯率制度下，貿(mào)易差額對一國的貨幣供應(yīng)量并不產(chǎn)生影響，但會引起匯率的變動（即本幣幣值的變化）；而在實(shí)行固定匯率制度或有管理的浮動匯率制度下，貿(mào)易差額的變化會使本國的匯率產(chǎn)生波動，為維持匯率市場穩(wěn)定的目標(biāo)，中央銀行會通過改變貨幣供給以控制匯率變動的幅度，此時(shí)貿(mào)易差額的變化會引起該國貨幣供應(yīng)量的同方向變化，即貿(mào)易順差會導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的增加，貿(mào)易逆差則會引起貨幣供應(yīng)量的減少。

當(dāng)前中國對外貿(mào)易差額與貨幣供給之間的均衡關(guān)系，是在實(shí)行以市場需求為基礎(chǔ)、參考一攬子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度和穩(wěn)定人民幣匯率目標(biāo)的宏觀經(jīng)濟(jì)條件下實(shí)現(xiàn)的。貿(mào)易順差所帶來的貨幣供給的增加，在金融危機(jī)導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)萎縮的新形勢下，對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了重要的推動作用。但對外貿(mào)易順差持續(xù)擴(kuò)大，由順差所推動的巨額外匯儲備在當(dāng)前實(shí)行的匯率制度下以外匯占款的形式成為基礎(chǔ)貨幣的主要來源，推動了貨幣供應(yīng)量的迅速擴(kuò)張，對貨幣政策的獨(dú)立性、國內(nèi)物價(jià)水平的上漲等形成巨大壓力。因此，需要采取相應(yīng)的對策，適度控制貿(mào)易順差對貨幣供給的刺激作用，以積極防范可能存在的通貨膨脹等宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)。

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