白 凡

（湖南大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 長沙 410079）

一 引 言

自1994年人民幣匯改以來，中國對外貿(mào)易差額由逆轉順，并且順差趨勢不斷增強，由1994年的54億美元迅速擴大到2012年的2311億美元。與此同時，中國貨幣供應量也呈現(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%①數(shù)據(jù)來源：2012年《中國統(tǒng)計年鑒》和2012年《中國統(tǒng)計公報》。。

國內(nèi)外眾多學者認為開放經(jīng)濟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）認為決定國際收支影響貨幣供給的關鍵在于國際收支是否導致該國外匯儲備或者商業(yè)銀行準備金產(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”認為，在開放經(jīng)濟條件下，一國只能實現(xiàn)匯率穩(wěn)定、資本自由流動和貨幣政策獨立性三者中的兩個，因此在匯率穩(wěn)定的情況下，國外資本的流入會導致該國貨幣供給的增加［2］。楊勝剛等（2001）、何慧剛等（2004）認為國際收支順差導致外匯儲備增加進而導致貨幣供給增加［3］［4］；Hagiwara（2005）研究指出亞洲各國外匯儲備增加直接導致國內(nèi)貨幣供給增加［5］；而Ouyang等（2007）卻認為亞洲新興經(jīng)濟體（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致基礎貨幣擴張，只有當央行收購外匯形成外匯占款時才會導致基礎貨幣投放增加［7］；劉志忠等（2010）實證研究得出在穩(wěn)定人民幣匯率的目標下貿(mào)易順差的增加會導致狹義貨幣供給與廣義貨幣供給增加的結論［8］；Aizenman等（2009）研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策獨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立性會導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系，而貿(mào)易收支作為影響國際收支中經(jīng)常項目的主要因素，其收支差額與貨幣供給之間的關系卻較少受到學者們的關注。因此，研究開放經(jīng)濟條件下對外貿(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，對于指導和完善一國的貨幣、匯率以及貿(mào)易等重大宏觀經(jīng)濟政策具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。本文在理論分析的基礎上，通過構建面板協(xié)整方程，選取1991－2010年世界主要國家的相關數(shù)據(jù)，對貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關系進行實證檢驗，為解釋當前中國貿(mào)易順差過大和流動性過剩并存的局面提供相應的理論和實證依據(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致該國貨幣供給發(fā)生變動，即國際收支為順差時該國中央銀行將擴大貨幣供給，國際收支為逆差時則減少貨幣供給；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制與國際收支影響貨幣供給的機制大體一致，可結合蒙代爾—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系進行理論分析［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)濟運行的初始狀況是均衡的，即IS、LM和BP曲線相交于點1（如圖1所示）。在開放經(jīng)濟條件下，假設外國經(jīng)濟發(fā)展對本國產(chǎn)品需求擴大，致使本國出口增加，IS曲線由IS1右移至IS2。在產(chǎn)品價格不變的情況下，出口需求的增加打破原有的均衡狀態(tài)。IS2與LM1相交于點2（點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。本幣升值會導致出口減少、進口增加，BP曲線由BP1左移至BP2。此時，產(chǎn)品市場、貨幣市場和貿(mào)易收支在點2實現(xiàn)新的均衡。同理可得貿(mào)易收支出現(xiàn)逆差時，本國貨幣供給保持不變會導致本幣貶值。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。

圖1 自由浮動匯率制度下貿(mào)易差額（順差）對貨幣供給的影響

注：①IS、LM、BP曲線分別表示產(chǎn)品市場、貨幣市場和國際收支均衡時產(chǎn)出與利率的組合。②理論上，國際資本分為完全不可流動、受一定限制的流動和完全自由流動三種情形，對應的BP曲線分為垂直、水平和向右上方傾斜3種情況。但在經(jīng)濟金融日益全球化的背景下，實行資本管制的國家并不能完全限制資本流動，而實行資本項目開放的國家也并不是完全放任資本自由流動，因此國際資本介于完全自由流動與完全不流動之間，即BP曲線表示為向右上方傾斜的曲線。

（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（或貨幣當局）主要通過改變貨幣供給等手段對外匯市場進行干預，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。當出現(xiàn)貿(mào)易順差時（如圖2所示），IS曲線由IS1右移至IS2，與LM1相交于點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。當匯率的變動水平超過中央銀行的控制目標時，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致LM曲線由LM1右移至LM2，匯率由E1右移至E3。此時IS、LM和BP曲線在點3處實現(xiàn)新的均衡。與點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，當貿(mào)易收支出現(xiàn)逆差時，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)易順差會導致貨幣供給增加，貿(mào)易逆差將導致貨幣供給減少。

圖2 固定匯率制度或有管理的浮動匯率制度下貿(mào)易差額（順差）對貨幣供給的影響

由此可見，在開放經(jīng)濟條件下，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)易順差會導致本幣升值，貿(mào)易逆差會導致本幣貶值。而在固定匯率制度或者有管理的浮動匯率制度下，貿(mào)易差額的變動會導致貨幣供給相應發(fā)生變動，即貿(mào)易出現(xiàn)順差會導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)

為檢驗開放經(jīng)濟條件下貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關系，同時考慮不同匯率制度對貿(mào)易差額與貨幣供給之間關系的影響，本文構建面板數(shù)據(jù)計量模型如下：（模型1）＋μit（模型2）

其中，c為常數(shù)，i＝1，2，……N表示各截面單元，t＝1，2，……T表示時間年份，μ表示隨機誤差項（相互獨立且零均值、同方差）；Mit表示貨幣供應量，表示貿(mào)易差額①一般情況下，貿(mào)易差額等于出口額與進口額之差。鑒于實證分析中對各變量數(shù)據(jù)進行對數(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，而對數(shù)處理又有原值必須大于零的要求，因此根據(jù)實證研究的需要，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口的比率形式，即出口額／進口額，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，不僅可以表示名義貿(mào)易差額或實際貿(mào)易差額，而且還避免了因度量單位干擾而造成的實證偏差，同時也滿足對數(shù)處理的需要。，E－Dum為匯率制度的虛擬變量，E－Dum·ln

itit為匯率制度虛擬變量與貿(mào)易差額的乘積項。模型1簡單考察貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關系，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個國家和地區(qū)的國別面板數(shù)據(jù)為實證研究統(tǒng)計樣本。樣本變量數(shù)據(jù)都來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、國研網(wǎng)統(tǒng)計數(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。

表1 各變量數(shù)據(jù)的解釋、處理及來源

四 實證分析

（一）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

為增強檢驗結果的穩(wěn)健性以提高實證結果的可信度，采用針對同質(zhì)面板假設的LLC檢驗和針對異質(zhì)面板假設的Fisher－ADF、Fisher－PP檢驗等3種檢驗方法對各變量進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。具體檢驗結果如表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，而其一階差分序列均在1%的顯著性水平下拒絕原假設，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

面板單位根檢驗表明各變量是一階單整序列，滿足面板協(xié)整性檢驗的要求。在此基礎上，采用基于殘差的Pedromi檢驗和Johansen Fisher檢驗兩種協(xié)整檢驗方法對各變量之間的協(xié)整關系進行檢驗。面板協(xié)整性檢驗結果如表3所示。從表3中可以看出，被解釋變量為廣義貨幣供給時，Panel－v、Panel－PP和Panel－ADF檢驗分別在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)整關系的原假設，被解釋變量為狹義貨幣供給時，Panel－v和Panel－PP檢驗分別在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)整關系的原假設。同時，Johansen Fisher檢驗結果進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)整關系。

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結果

（三）面板協(xié)整方程估計結果

面板數(shù)據(jù)模型分為混合效應、固定效應和隨機效應三類模型，具體選擇哪一種模型估計結果可依據(jù)Likelihood Ratio和Hausman兩種檢驗結果來判斷。表4為面板數(shù)據(jù)模型的回歸結果。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系（即模型1），三類估計結果都顯示貿(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兩種檢驗結果，可知方程應選擇隨機效應模型。從隨機效應模型結果來看，貿(mào)易差額每變動一個百分點，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)計量來看，模型1的隨機效應模型擬合結果并不理想。

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兩種檢驗結果可判斷模型2應選擇固定效應模型。模型2的固定效應模型結果與模型1的隨機效應模型結果相比，不僅在修正后的R2和F統(tǒng)計量等檢驗模型的擬合優(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證結果也有一定的變化，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，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的固定效應模型結果，對不同匯率制度下貿(mào)易差額與貨幣供給之間的關系進行如下分析。

（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E－Dum＝0，即實行自由浮動匯率制度時，貿(mào)易差額對廣義貨幣供給的估計系數(shù)為－0.103，對狹義貨幣供給的估計系數(shù)為－0.094，但這兩個估計系數(shù)的P值沒有通過顯著性水平檢驗，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E－Dum＝1，即實行固定匯率制度或者有管理的浮動匯率制度時，貿(mào)易差額對廣義貨幣供給的估計系數(shù)為1．076（＝－0．103064＋1．178762），對狹義貨幣供給的估計系數(shù)為0．794（＝－0．093929＋0．887873），由匯率制度與貿(mào)易差額乘積項的估計系數(shù)通過1%、10%的顯著性水平檢驗可知，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系，即貿(mào)易差額每變動一個百分點，分別帶動廣義貨幣供給和狹義貨幣供給變化1．076%、0．794%。

表3 面板協(xié)整性檢驗結果

表4 面板數(shù)據(jù)模型估計結果

五 結 論

理論和實證分析表明，開放經(jīng)濟條件下，一國實行不同的匯率制度，會導致貿(mào)易差額對該國的貨幣供給產(chǎn)生不同的影響。在實行自由浮動匯率制度下，貿(mào)易差額對一國的貨幣供應量并不產(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，中央銀行會通過改變貨幣供給以控制匯率變動的幅度，此時貿(mào)易差額的變化會引起該國貨幣供應量的同方向變化，即貿(mào)易順差會導致貨幣供應量的增加，貿(mào)易逆差則會引起貨幣供應量的減少。

當前中國對外貿(mào)易差額與貨幣供給之間的均衡關系，是在實行以市場需求為基礎、參考一攬子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度和穩(wěn)定人民幣匯率目標的宏觀經(jīng)濟條件下實現(xiàn)的。貿(mào)易順差所帶來的貨幣供給的增加，在金融危機導致全球經(jīng)濟萎縮的新形勢下，對國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展起到了重要的推動作用。但對外貿(mào)易順差持續(xù)擴大，由順差所推動的巨額外匯儲備在當前實行的匯率制度下以外匯占款的形式成為基礎貨幣的主要來源，推動了貨幣供應量的迅速擴張，對貨幣政策的獨立性、國內(nèi)物價水平的上漲等形成巨大壓力。因此，需要采取相應的對策，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)濟風險。

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