我国货币政策对对外贸易的影响分析概要文档格式.docx

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一、本文一共分为5部分。

第1部分为引言，介绍本文研究的依据与意义、国内外研究概况，以及文章的主要内容与研究思路、总体技术路线和研究方法。

第2部分为货币政策与对外贸易的关系原理与现状。

第3部分是计量数据检验，运用单位根、相关性以及格兰杰关系检验等计量检验方法，针对2005年1月-2008年12月的月度数据对我国货币政策与对外贸易相关的影响因素进行传导机制分析，以明确我国货币政策供应量（M1）与3个月银行间同业拆借利率（r）、月平均汇率（e）、净出口（NX）、工业增加值（GVI）之间的因果关系，并结合计量检验结果对我国货币政策与外贸有关的影响因素进行分析，探讨我国货币政策对对外贸易发挥作用的途径和过程以及不足。

第4部分，在以上基础上，对我国目前的货币政策提出对策建议。

第5部分为结束语。

二、本文的总体技术路线如图1.1所示，1998年以来，我国的货币政策得到较大的改革和发展，货币政策遵循“货币政策工具→中间目标→最终目标”的传导过程，因此本文的研究思路也以对这一过程的分析为主线。

从主线上得出研究货币政策与外贸关系的研究方法，进而得出在我国货币政策上有影响外贸的相关问题，通过计量检验分析货币政策对其他因素的显著性影响，据此来考察对外贸的过程中货币渠道中各个环节是否畅通以及存在的问题。

第二条主线是通过计量检验各个相关统计量的相关程度，用来测定其影响重要程度；

最后针对我国货币政策存在的现实问题，分别从几个方面提出完善我国货币政策调控效果的对策意见。

图1.1中国货币政策对对外贸易的影响研究总体技术线路

三、本文在实证研究中主要采用了如下的计量方法：

（1）单位根检验（unitroottest）,用来检验时间序列的平稳性，即是判断所有相关运用数据是否有一致的变化趋势，进而判断简单回归是否可行。

（2）格兰杰因果关系检验（Grangercausalitytest），在避开货币内生性和外生性问题的情况下，从一个比较直接的角度揭示在时间上存在先导-滞后关系的两个变量纸浆的引起与被引起的关系，可信度很高。

（3）相关性检验（correlations）用来检验两变量间的相关程度。

2理论提出与现状

2.1关系原理

货币政策主要是通过货币政策工具进行调控，而货币政策目标的实现需要通过一些中介目标。

自从加入WTO以后，我国外贸飞速发展，对外贸易对我国经济的贡献越来越大，我国对对外贸易的依存度已经超过70%,汇率机制作为中介目标的作用也越来越明显。

而货币政策与对外贸易存在着这样的一种传导关系：

货币政策→汇率→进出口。

2.2现状

从我国货币政策的实践经历来看：

2000年至2009年间，我国GDP增长年均增长率9.87%，货币供应总量年均增长率为15.33%，比GDP增长高出5.46个百分点，对外贸易进出口额年增长率为21.41%，三者数据显示表明货币供应量没有达到预期的调控效果，传导出现阻塞。

特别是我国为了应对金融危机，保障经济发展，我国在2008年下半年开始下调存贷款利率，但作用不大，在余下的半年多时间里，我国外贸总额月增长率出现负增长，在2009年我国随着经济的好转，陆续上调了存贷款利率，但这一过程中，我国的对外贸易仍出现下降趋势，直至2010年3月份，我国出现多年来首次逆差。

我国货币政策调控这一利器在外贸环境恶劣的情况下显得苍白无力，而究竟问题出现在哪呢？

该如何去解决？

在余下的文章里将进行分析。

3实证分析

3.1变量选择和样本数据说明

鉴于我国的货币市场和金融市场的变化性，本文选取我国从2005年1月致2008年12月的相关月度数据（由于月度数据可获得性较高，且不会受到一些不必要的因素影响）进行实证分析。

其中，以货币供应量（M1）、3个月银行间同业拆借利率（r）、月平均汇率（e）、净出口（NX）、工业增加值（GVI）等变量为代表值，为了符合实际情况，对变量货币供应量（M1）、工业增加值（GVI）作自然对数变换，数据见附录。

本文的数据在没有特别说明的情况下均来自中国国家统计局网站、中国人民银行网站、中国月度监测数据网站，以及相关各期《中国金融年鉴》、《中国人民银行统计月报》。

3.2计量统计检验

本章将运用单位根检验、格兰杰因果检验和相关性等方法，运用五个时间序列变量，进行检验分析。

3.2.1单位根检验

在对时间序列数据进行Granger因果检验时，有一个基本假定：

数据是平稳的。

否则，基于t,f,X2检验的假设检验程序都将是不准确的。

一般而言，宏观经济数据表现出非平稳性，需要通过差分数据变换成平稳序列再使用。

因此可以用方法ADF来检验时间序列数据的平稳性进行单位根检验，检验模型如下：

式（2.1）

式（2.1）中Yt为待测变量样本的观测值，Yt-1为变量的一阶滞后值，△Yt为变量的一阶差分，i为△Yt的滞后阶数，m为△Yt的最大之后阶数，βi为△Yt各滞后项的系数，δ为Yt-1的系数，△是一阶差分运算因子，t是时间或趋势变量即代表了时间序列的变化某种趋势，α为常数项，β为趋势项即时间变量的系数，此时的零假设变为：

H0：

δ=0。

注意到如果不能拒绝H0，则△Yt=ｕt是一个平稳序列，即△Yt一阶差分后是一个平稳序列，此时我们称一阶单整过程（integratedoforder1）序列，记为I

（1）。

下面建立零假设：

ρ=1或δ=0，即存在一单位根。

采用ADF临界值进行判断。

在ADF临界值检验的过程中，有两个问题值得注意的是：

第一是检测类型的确定，第二是序列滞后阶数的确定。

本文在确定检测类型时，先做了序列图形，对序列的数据轨迹进行观察，然后确定序列的常数项、趋势项存在的问题。

M1,r,e,NX,GVI的单位根检测如下：

表1时间序列M1,r,e,NX,GVI的单位根检

变量

ADF检验

临界值

结论

1%

5%

10%

原始变量

LN（M1）

0.2551

（C,T,0）

D.W=1.8488

-3.5777

-2.9252

-2.6007

有单位根

r

-1.7926

（C,0,1）

D.W=1.9315

-3.5811

-2.9266

-2.6014

e

-0.2218

（C,T,2）

D.W=1.9908

-3.5847

-2.9281

-2.6022

NX

-1.7612

D.W=2.4179

LN（GVI）

-2.2696

D.W=2.3982

注：

在上表中，（C,T,n）分别表示在进行单位跟检验时的常数项、趋势项、回归残差不存在自相关的阶数。

C=0表示不含常数项，T=0不含趋势项。

由表中可以看出各序列在ADF检验的水平下，ADF值均大于临界值，所以可以判断各序列均存在单位根。

下面对序列M1,r,e,NX,GVI进行一阶差分，得出结果如下表：

表2时间序列M1,r,e,NX,GVI进行一阶差分

DLN（M1）

-7.6556

（C,0,0）

D.W=1.8435

-3.5812

无单位根

Dr

-7.9636

D.W=1.9564

De

-2.7670

（C,T,1）

D.W=1.9812

10%无单位根

DNX

-9.4423

D.W=1.9696

DLN（GVI）

-9.1934

D.W=1.7639

由上表2可以看出序列M1,r,NX,GVI的ADF检验值均小于临界值，不存在单位根，为I

（1）序列，而序列e只有在10%的置信水平上没有单位根，其余在1%、5%的置信度上都存在单位根，因此下面对序列e进行二阶差分，得出ADF检验结果如下表：

表3对序列e的二阶差分检验

DDe

-10.2311

D.W=2.1235

由上表可以得出序列e已不存在单位根。

经过以上二阶差分法的ADF检验后，序列M1,r,e,NX,GVI在1%，5%，10%的置信度水平下ADF检验值均小于临界值，且D.W值接近2，都为I

（1）序列。

3.2.2格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验从另一个角度揭示了两个变量之间的关系，即当两个变量在时间上有先导-滞后的关系时，从统计上考察这种关系是单向的还是双向的，也就是说，是一个变量过去的行为在影响一个变量的当前行为。

还是双方的过去行为在相互影响着对方的当前行为。

由于格兰杰因果关系检验的结果对滞后长度的敏感性程度很大，所以运用该方法的关键是滞后长度的选取，本文考虑到建立模型的序列相关性以及赤池信息量准则，确定滞后长度为2.格兰杰因果关系检验的结果见下表：

表4对序列序列M1,r,e,NX,GVI的Granger因果关系检验

变量及过程

原假设H0

滞后阶数

样本数

F值

F的P值

M1与r

LN（M1）不是r的格兰杰原因

r不是LN（M1）的格兰杰原因

2

48

2.1624

0.9347

0.1279

0.4009

M1与e

LN（M1）不是e的格兰杰原因

e不是LN（M1）的格兰杰原因

4.4883

0.2069

0.0172

0.8139

M1与NX

LN（M1）不是NX的格兰杰原因

NX不是LN（M1）的格兰杰原因

0.8944

7.0101

0.4166

0.0024

M与GVI

LN（M1）不是LN（GVI）的格兰杰原因

LN（GVI）不是LN（M1）的格兰杰原因

605421

5.5631

0.0034

0.0072

r与e

r不是e的格兰杰原因

e不是r的格兰杰原因

5.0483

4.8965

0.0109

0.0123

r与NX

r不是NX的格兰杰原因

NX不是r的格兰杰原因

0.1294

0.2213

0.8789

0.8023

r与GVI

r不是LN（GVI）的格兰杰原因

LN（GVI）不是r的格兰杰原因

1.3103

1.1777

0.2807

0.3181

e与NX

e不是NX的格兰杰原因

NX不是e的格兰杰原因

5.1032

0.0778

0.0104

0.9252

e与GVI

e不是LN（GVI）的格兰杰原因

LN（GVI）不是e的格兰杰原因

2.8668

0.6306

0.0683

0.5373

NX与GVI

NX不是LN（GVI）的格兰杰原因

LN（GVI）不是NX的格兰杰原因

2.1733

7.5771

0.1267

0.0015

3.2.3相关性检验

对各个序列M1,r,e,NX,GVI之间的相关性进行检测可以得出如下表格：

表5序列M1,r,e,NX,GVI之间的相关性检验

序列

M1

R

E

GVI

1.000000

0.685894

-0.965722

0.740837

0.877971

-0.696978

0.356779

0.600769

-0.676582

-0.868033

0.738523

注:

相关性的目的是检验出各个序列的相关程度，进而得出各序列相互之间的重要程度。

在表5中，可以看出序列M1与序列r,e,NX,GVI的相关系数都很高，证明变量的选择是可行的。

3.3结论与启示

由以上数据的分析，可以得出如下结论：

（1）在M1对r传导过程中,LN（M1）是r的原因的置信度在n=2时已达到88.21%，而M1与R的相关系数达到0.6858>

0.5，相关度较高，传导效果明显，充分表明货币供应量绝对是利率变动的原因（由于本文的利率指标采用市场化程度较高的银行间同业拆借利率，检验结果可信）。

这说明我国货币政策的中间目标从货币供应量过渡到利率是有可能的。

（2）在M1与净出口NX的关系上，在F=0.8944时，拒绝原假设，证明传导效果不明显，说明：

货币供应量的变化不是净出口变化的原因。

而通过相关性检测表格可知，货币供应量与净出口总额高度相关为0.7408，出现非常明显的矛盾，而这种矛盾得显然是由于中间传导过程造成的。

用传导方式解释为：

由于M1对r传导效果好，因而在r对e，e对NX传导过程中必有其一传导是低效的，也就是说中间的传导环节出现阻塞。

（3）在r对e传导过程中，原假设的F值较大，P值分别为0.0.0109和0.0123，而r与e的负相关性明显，证明两个序列虽然存在很高的互动性，但是相互抵制情况明显，就是人们常说的：

人民币“双率”的联动性较弱，原因是以前的研究大多只是选择人民币存贷款利率作为考察对象，又由于存贷款利率受到严格的管制，其市场化程度远滞后于汇率市场化程度，因此两者的关联性不强，而后传导效率低下。

对于货币当局来说，必须注意到利率在整个传导过程中角色重要性程度的加强，利率的考察对象也不能单一的制定，尽量达到根据实际性的需要以适时调整货币政策。

（4）在e对NX传导过程中，汇率是净出口变动原因的置信度在n=2,时为99.96%，但是两者之间的相关性不是很高，说明汇率对进出口的调节作用不大。

没有达到有效性的目标，这可能是由于我国长期选择了单一的人民币/美元的汇率机制，波动不大。

自2005年以来，我国对汇率机制进行了改革，又原来的单一的汇率机制转变为有管理的、参考一篮子货币的浮动汇率之际，这样出现了一期的人民币升值过快，人民币/美元已经突破7元的大关；

但另一方面，我国的出口量每日剧增，外贸依存度更是迅速上升，这与我国的外贸政策等其它变量有重要的关系。

这造成了汇率的小幅波动不足以解释出口的快速增长；

反过来，净出口对汇率的作用也不足以改变汇率的变动趋势，因而大大降低了整个传导过程的效率，造成了目前汇率机制传导货币政策作用的有限性。

但随着金融开放步伐的加快，汇率决定的市场化和弹性化是不争的事实，这一传导过程的效率必将逐步提高。

（5）在NX对GVI传导过程中，NX与LN（GVI）的因果关系在n=2时，F值较大，而又有P=87.33%，说明净出口是总产出变动的绝对原因，对总产出的影响很大，反过来总产出时净出口地变动的绝对原因时，P=99.85%，相关性为0.7385，可以充分的说明经济的增长是促净出口增长的主要原因。

（6）在M1与总产出的关系上LN（M1）是LN（GVI）的原因的置信度在n=2时达99.66%，说明货币供应量对总产出的影响作用大，证明货币不具备中性，同时也在一定程度上说明了从1998年开始我国货币政策的效果总体趋于显著，说明总产出在较大程度上是引起货币供应量变化的原因，验证了货币本身具有内生性的特点。

4政策建议

针对以上分析得出的问题，可以采用以下政策建议来完善我国的货币政策，改善目前的外贸环境。

4.1重新审视货币政策的中间目标

货币政策中间目标的定义：

是指为实现货币政策的最终目标而选定的便于调控、具有传导性的金融变量。

目前，中央银行通过政策工具只能够直接控制银行的准备金，从银行的准备金的变动到最终目标的实现，要经历一系列存在多种变量过程，中央银行为了最终目标的完全实现，还必须选择一个与最终经济目标关系密切的经济变量作为中间目标加以控制。

而这样的中间目标一定要具有可控性、可测性和相关性的特点。

目前，我国最多的是以货币供应量为中间目标。

讨论比较激烈的是否使用利率作为我国货币政策的中间目标。

所以，也就提出了利率市场化的议题。

对于资源合理配置等方面来说，利率市场化有利于减少经济体内的摩擦，增进效率。

但是仅就货币政策制定而言，若把利率视为货币政策的调控手段之一的话，就没有必要一定把利率作为中间目标。

当然，这里假设的前提是：

央行对经济的预期判断准确，能够合理利用利率工具来调控经济、保持物价稳定以及促进经济增长，而不是扭曲经济的发展轨迹。

因此，对于把汇率作为货币政策的中间目标，有一定讨论的价值。

因为在理论上，货币政策汇率传导途径对物价水平有着快速而直接的作用渠道。

且汇率，作为一种资产的价格，是一个具有前瞻性的变量，这也正使得货币政策具有前瞻性且能够体现出预期的作用。

在经济开放的今天，国外的干扰因素也会通过汇率的波动进而影响到本国经济，这些干扰包括国外通货膨胀、国外利率以及国际投资者的汇率风险溢价的改变等。

因此，把汇率作为货币政策的中间变量，在合理预期的前提下，可以适当地降低来自于国外的经济干扰。

再有另一种考虑是通货膨胀目标制，自20世纪90年代后期以来，该制度已经被越来越多的区域、国家所采用。

通胀目标制把货币政策的最终目标之一的物价水平直接作为盯住的一个目标，这样的制度，具有较高的透明度和可信度。

货币政策汇率传导途径根据具体的通货膨胀目标制的不同而不同。

另有一种弹性目标制度，也被许多国家所采用，但不是很主要的方法，因为弹性目标制度实现时期更长，因此真实汇率的波动不会十分剧烈。

还有一些实施通货膨胀目标制的中央银行把短期利率和汇率放在了一个指数中，即货币状况指数（MCI），用来度量货币政策对总需求、通货膨胀或者两者兼而有之的影响度。

这样的制度，比较重视货币政策利率及汇率传导途径，是值得考究的制度之一。

4.2提升人民币的国际地位

从美国的历史过程可以看出，一国的货币的国际影响力的高低对一国的经济发展有着非凡的关联，人民币走向自由兑换是迟早的事情，走向国际化也是必不可少的步划。

有关人民币自由兑换的国际化道路改革利弊有大量相关文章在研究，在此，本人不再述说。

可以想象，当人民币成为国际储备货币之一时，那么相对于仍在国际货币体系里占有霸权地位的美元，以及国际储备货币里的其他备受青睐的他国货币，人民币就也拥有了同样的地位。

因此，在实现产出增长方面，我们就可以不用仅仅局限于汇率通过对国际贸易的影响作用于产出，而且还可以从人民币的直接收益、人民币汇率贬值所带来的外债的直接减少、人民币升值所带来的外商直接投资的溢出效应等方面，来实现我国经济增长的目标。

4.3完善人民币汇率形成机制

就畅通货币政策汇率传导机制方面而言，我国以往传统的固定的汇率制度存在诸多缺陷。

主要表现在：

第一，阻塞了货币供应的渠道，限制了货币政策的实施效果。

我国的强制结售汇制度在很大程度上限制了货币政策的独立性使得货币政策不能达到预期的目标、效果。

在前文的实证分析里的表格中，已经能够反映出各个环节的反馈效应，这是很重要的，如在一般性的通货膨胀时，紧缩的货币政策将使得汇率升值的机率很高。

然而，由于汇率形成机制弹性不强，又由于现在国际上对人民币升值的压力带来的对人民币需求增加的压力，最后在强制结售汇制度下，转换成了外汇占款的基础货币投入。

这样的反馈作用对我们的紧缩性货币政策是存在矛盾的，因此它会减弱货币政策的目标效率。

这样的反馈效应使得货币供应量的内生性不断增强，中央银行对货币供应量的控制能力越来越弱。

且外汇储备内生于