前言：中文期刊网精心挑选了霍懋征范文供你参考和学习，希望我们的参考范文能激发你的文章创作灵感，欢迎阅读。
霍懋征范文1
霍懋征范文2
[关键词] 服务贸易 货物贸易 因果关系 协整分析 误差修正模型
一、文献综述
过去的研究中有的学者运用传统的贸易理论解释其根源，其中R.J.Langhammer的研究认为发达国家和发展中国家之间的服务贸易模式与其自身的资源禀赋有着密切的关系，B.Heokman和G.Karsenty认为服务贸易的比较优势与国家的收入水平正相关，但是收入水平低的发展中国家在某些服务贸易部门也拥有比较优势。B.Chosh通过验证发现发展中国家在世界服务贸易中的地位不断上升。
对服务贸易与货物贸易的关系问题的研究中，加拿大学者James.Melvin于1989年提出货物贸易与服务贸易之间存在逆向相关关系，谢康通过实证分析认为货物贸易与服务贸易有互补性。程南洋、于金花分析了货物贸易与服务贸易的相关关系，货物贸易影响着服务贸易的结构变动。综上所述，已有研究普遍认为服务贸易与货物贸易有逆向相关关系，货物贸易影响服务贸易，但运用误差修正模型估计货物贸易与服务贸易的变动关系的研究并不多见。
本文试图利用1997年以来我国国际收支平衡表的分类和数据，进行协整分析，建立误差修正模型，对服务贸易和货物贸易的关系进行分析。
二、数据的处理与模型的建立与实证结果分析
1.变量的选取和处理
本文从国家外汇管理局的网站上收集了1997年至2007年的国际收支平衡表，通过处理得到了1997年以来我国的货物贸易额和服务贸易额的数据。用lntg表示货物贸易额的对数形式，用lnts表示服务贸易额的对数形式。
2.时间数列的平稳性检验。
为了避免出现伪回归的结果，首先对两组数据进行时间数列的平稳性检验。分别对lntg和lnts分别进行ADF检验。
没有时间趋势项、只有截距项的情况下，lntg的ADF检验结果（表1）：
结果表明，lntg的ADF值为-4.912487，小于在1%的显著性水平下的临界值-4.8875。
在没有时间趋势项和截距项的情况下，lnts的ADF检验结果（表2）：
结果表明，lnts的ADF值为3.575294，小于在1%的显著性水平下的临界值-3.0507。这说明lntg和lnts的二阶差分是严格平稳的，都是I（2）序列。
3.协整分析。
lntg和lnts的二阶差分是平稳的，说明lntg和lnts都是二阶单整的，两者之间可能存在长期的均衡关系。
对lnts和ints进行简单的OLS回归分析，结果如下（表3）：
计量结果分析：常数项的t=0.218184值小于5%显著性水平下的临界值2.201，不能通过检验，说明常数项不显著异于零，所以剔除常数项再次进行回归，结果如下（表4）：
计量结果分析：
(1)该回归中虽然决定系数的值有所下降，但变化极小，只有0.000322，可以忽略不计。
(2)但是自变量系数的t值明显提高，大于1%显著性水平下的临界值3.106。所以选择对第二个模型进行检验。
(3)DW值也在可接受的范围之内，当k=1，n=11时，dU=1.010，dU
(4)对R进行ADF检验，发现R在平稳时间序列的置信度是95%，这说明lntg和lnts是二阶协整的，是（2，2）的协整关系。
可以确定两者的长期均衡关系为
lntgt=1.123019lntst+Rt
从模型中可以看出服务贸易对货物贸易的长期弹性是1.123019，对长期数据的计量分析，服务贸易额的变化率变动一个单位，货物贸易的变化率将随之将变化1.123019个单位。
4.建立误差修正模型
把上一步中长期均衡模型中的残差的滞后一期和lnts作为变量，重新进行估计，估计结果如下（表5）：
lntgt=1.243653lnts-1.245807Rt-1
型中可以看出服务贸易对货物贸易的短期弹性是1.243653。从短期看，服务贸易额的变化率变动一个单位，货物贸易的变化率将随之变化1.243653个单位。
5.对lntg和lnts进行格兰杰因果关系检验。
运用Eview软件进行检验，结果如下（表6）：
第一个假设的F统计量的值小于临界值，接受原假设即货物贸易发展不是服务贸易发展的原因。第二个假设的F统计量的值大于临界值，拒绝原假设，接受备择假设即服务贸易的发展是货物贸易发展的原因。
虽然有的定性分析研究和理论分析表明，货物贸易能够促进服务贸易的发展，但是单纯根据数据的计量分析结果得出的结论为：服务贸易的发展是货物贸易发展原因，而货物贸易的发展不是服务贸易发展的原因。这个结果证明了确实能够影响货物贸易发展，而不是像以前的研究认为的那样，仅仅是货物贸易能够带动服务贸易。
三、结论及政策建议
我国的国际收支平衡表中将服务贸易分为十三类，其中运输、通讯服务、保险服务、金融服务都是直接可以为货物贸易提供方便的，最典型的是运输业，运输业的国际间服务贸易有益于国际货物贸易的从业人员运输货物的时候成本更低、更方便快捷，直接促进了货物贸易。
自改革开放以来，我国一直比较注重制造业的发展，我国的加工贸易的快速增长对拉动我国的对外贸易额的增长起了很大的作用，而服务贸易的发展一直处于从属的地位。
霍懋征范文3
关键词：
中国；东盟；货物贸易；贸易竞争力
中图分类号：F74
文献标识码：A
文章编号：16723198（2013）02007202
2010年1月1日，中国-东盟自由贸易区（CAFTA）正式建成，多达7000种的商品实行零关税，双边贸易额大幅增长，互利共赢的经贸合作已显示出强大发展动力和活力。中国与东盟自1991年7月建立对话关系以来，双边贸易额已从最初的70亿美元，跃升至2010年的2928.6亿美元，年均增长20%以上。中国已连续3年成为东盟第一大贸易伙伴，东盟成为中国第三大贸易伙伴。双方还互为重要投资伙伴，双向投资稳步发展。截至2012年7月，双方相互投资累计近千亿美元。由此看出中国与东盟自由贸易区的建立，有助于促进双方经济增长和增加贸易量，创造双赢的局面。本文依据双边货物贸易的统计数据，运用国际市场占有率、贸易竞争力指数、显示性比较优势指数、出口商品结构转换率四个指标对中国在东盟市场的货物贸易竞争力进行分析，旨在帮助中国企业了解东盟市场货物贸易竞争力现状，有助于增强中国企业贸易竞争力，进一步加大对外贸易交流与合作。
1中国在东盟市场的货物贸易竞争力现状
1.1出口规模和国际市场占有率分析
国际市场占有率是指一国的出口总额占世界出口总额的比重，它是反映一国某产业或产品的国际竞争力或竞争地位的变化的重要指标，该指数数值越高说明该国该产业或产品的出口竞争力越强；反之，竞争力就越弱。从图1可以看出，1992年以来中国向东盟的商品出口额呈上升态势，特别是2000年以后递增的趋势更加明显。1992年中国向东盟的商品出口额是46.68亿美元，国际市场占有率是0.13%，到2010年出口额增加到1381.6亿美元，比1992年增加了28.59倍。国际市场占有率也上升为0.92%，比1992年提高了6倍。这些数据充分说明了我国向东盟出口产品的竞争力在逐渐增强。
1.2贸易竞争力指数
贸易竞争力指数，即TC指数，是一国进出口贸易的差额占其进出口贸易总额的比重，即TC指数=（出口额-进口额）/（出口额+进口额）。常用于测定一国某一产业的国际竞争力，即一国在国际市场上与其他国家相比较创造增加值和国民财富持续增长的能力。
从图2可以看出，1992-1995年我国初级产品的优势最为明显，然而近几年来初级产品和资本技术密集型工业制成品的TC指数持续为负数，为出口东盟的劣势产品，尤其是初级产品，近十多年来一直低于-0.4。而我国的劳动密集型工业制成品相对于东盟国家来说有一定的竞争力。
数据来源：UN COMTRADE Database.
按照联合国国际货物标准分类（SITC）第三次修订本的分类结构及编码，进出口商品共分10类：0类，食品及主要供食用的活动物；1类，饮料及烟；2类，燃料以外的非食用粗原料；3类，矿物燃料、油及有关燃料；4类，动植物油脂及石蜡；5类，未列名化学品及有关产品；6类，主要按原料分类的制成品；7类，机械及运输设备；8类，杂项制品；9类，未分类的其他制品。
从表1可以看出，就初级产品而言，2010年中国在活动物及食品饮料烟酒上有比较优势。而东盟在原料、燃料及动植物油脂及石蜡上有优势，而且燃料以外的非食用粗原料和动植物油脂及石蜡的竞争优势非常大，TC指数均超过了0.8。5类和7类产品是资本和技术密集型产品，这类产品东盟国家也具有一定的竞争优势，不过表现的不太明显，TC指数均小于0.2。6类和8类产品属于劳动密集型产品，我国在这类产品上具有一定的竞争优势。
1.3显示性比较优势指数
显示性比较优势（RCA）指标是Balassa提出的。他认为国家产业或产品贸易上的比较优势，可以用某产业或产品在该国出口所占份额与世界贸易中该产品占贸易总额的份额之比来表示出来。一般而言，如果RCAI，该国在该产业上或产品上处于比较优势，取值越大比较优势越大。
从图3可以看出：2000年以前中国出口到东盟的初级产品和工业制成品的国际竞争力接近于1，具有中性的相对比较利益；而近年来我国的工业制成品的比较优势开始显现出较强的国际竞争力，初级产品出口的国际竞争力则越来越弱。
1.4出口商品结构转换率分析
出口商品结构转换率是评价出口商品竞争力发展趋势的重要指标。出口商品结构的转换态势在一定程度上反映出口商品潜在的竞争力和未来的竞争力发展趋势。该指标可以用工业制成品出口额占本国全部出口商品总额的比重大小变化来表示，也可用高技术产品出口额占全部工业制成品出口额的比重大小来表示，还可以用出口产品结构升级换代的时间长短来表示。
从图4可以看出，中国出口东盟的高新技术产品和制成品的出口结构转换率从1996年起一直大于1，表示出口商品结构在不断改善，出口竞争力也在不断提高，制成口的出口增长速度快于出口总额，而高新技术出口的增长速度快于制成品。这说明了我国向东盟出口的商品结构在不断优化，出口的主要货物已经实现了初级产品向工业制成品的转变，机电产品和高新技术产品在出口贸易中所占的比重也在不断增长。
2结论
从上述分析可以看出中国与东盟的贸易总额及竞争力都有所增强，然而中国相对东盟仍处于竞争劣势。
1996年以来，中国在初级产品上相对于东盟国家有着明显的劣势。这主要是由于东盟许多国家自然资源比较丰富，而中国近些年经济持续增长能源、资源短缺严重，所以双方在这类产品上互补性较强。
近年来，我国的资本技术密集型产业的发展也有了一定成效，其发展速度快于劳动密集型产品，然而截止2010年，我国的高新技术产品相对东盟仍处于劣势，而劳动密集型产品一直保持着较强的竞争优势，这是由中国劳动力丰富，劳动力成本低的国情所决定的。
我国提高对于东盟国家的货物贸易竞争力，一方面应该进一步加快产业升级，依靠科学技术，提高产品的科技含量和附加值，不断优化产业结构，增强资本技术密集型产业的竞争能力。由于我国与东盟许多国家在地理位置、文化传统与经济发展等方面都比较雷同，出口东盟产品的比较优势不明显，我国应该有意识的进一步挖掘产品的多样性和与东盟国家的产品差别性，提高自身产品的比较优势。另一方面，中国―东盟自由贸易区的建立，有利于我国与东盟的经贸交流，我们应鼓励企业向东盟国家投资，进行跨国经营以及合作经营，充分发挥各自的优势，进一步加强双边的深度国际分工合作。
参考文献
[1]张金昌.国际竞争力评价的理论和方法[M].北京：经济科学社，2002.
[2]王勤.东盟国际竞争力研究[M].北京：中国经济出版社，2007.
[3]刘小铁.产业竞争力因素分析[M].南昌：江西人民出版社，2009.
霍懋征范文4
咳嗽、流鼻涕、打喷嚏、发烧……这些都是普通感冒的常见症状。绝大部分感冒经常规治疗会痊愈。但要警惕的是，有些表现为感冒的症状，可能隐藏其他疾病，甚至就是某些恶疾的前驱期症状。急性肾炎、流感、过敏性鼻炎、肺炎、白血病、红斑狼疮等疾病的早期症状都可能与普通感冒的症状相似。因此，感冒超过一周仍不愈，或服用普通感冒药后没有效果，需细心观察和鉴别，以免误当普通感冒治疗而延误病情。
急性肾炎
【症状】 前驱期症状也有上呼吸道炎症和扁桃体炎症
【鉴别】 是否出现浮肿、尿量减少、尿变“洗肉水”颜色
链球菌感染是导致急性肾炎的主要原因。其前驱期症状就是在发病前的2～3周有上呼吸道炎症和扁桃体炎症，表现为咽痛、流涕、鼻塞，也有可能发烧，这些症状跟感冒极为相似，很容易被当作普通感冒处理。
相当一部分急性肾炎都是由上呼吸道感染诱发的。但是，急性肾炎还是有一些跟普通感冒不同的特异性症状，一是可能会出现腿部和下肢浮肿；二是尿量减少；三是尿的颜色会变成“洗肉水”颜色，即血尿。因此，感冒后出现这三大症状，患者一定要去医院做个尿常规检查，看是否有蛋白尿和血尿，也可以做个血生化检查，看血肌酐是否有一过性升高。
此外，急性肾炎还可能会伴有食欲减退、疲乏无力、恶心呕吐等症状。
白血病前期
【症状】 容易反复感冒发烧
【鉴别】 有出血点、牙龈渗血
在临床上，有很多白血病患者是因为感冒发烧去医院就诊时被发现的。白血病属于造血系统疾病，由于白细胞减少，人的抵抗力下降，就容易反复地感冒发烧。因此，很多患者一开始都误以为是呼吸道感染，往往喜欢自己吃点药解决，结果病情越来越严重。
不过，也没必要因此而恐慌。跟普通感冒相比，白血病前期的症状有几个特征：一是会反复感冒发烧，持续时间长，越来越严重；二是身上会有出血点、皮下出血斑；三是会出现牙龈渗血、口腔内出现血泡；四是会出现贫血、头晕、头疼症状；五是急性白血病还会出现胸骨有压痛症状。因此，一旦感冒后出现这些症状，建议去医院做血常规检查，然后遵医嘱做进一步检查。
风湿性疾病
【症状】 红斑狼疮最初表现多是发烧感冒
【鉴别】 四肢关节肿痛、皮疹、口腔溃疡
霍懋征范文5
所谓货币政策中介目标，就是在预测货币政策最终目标方面能够提供有用信息、从而指引货币当局进行政策操作的变量。就像看病一样，医生并不直接知道病人到底患了什么病，他们只能通过对病人脉搏、血压的分析来作出判断，并据此开出药方。通过对中介目标变动的分析，货币当局也可以了解到国民经济运行的实际状况以及其偏离调控目标的方向和程度，从而为下一阶段的货币政策操作提供指导。引入中介目标概念以后，货币政策实施过程就通常被划分为政策工具——中介目标——最终目标3个相互关联的阶段。
二战以后，对货币政策中介目标的研究方法和角度虽然在不断演进，但中介目标的选择标准却一直比较稳定，其基本选择标准就是：（1）可控性，即中央银行要能够实现对该经济指标的有效控制；（2）相关性，即人们要能够从中介目标的变化中，比较准确地预测到货币政策最终目标的实现情况；(3)可测性，即中介目标要能够被及时、准确地测量到。
从战后各国的经验看，充当货币政策中介目标的经济变量可分为总量指标（货币量、信用总量）和价格指标（利率、汇率等）两大类。并且，随着实践经验的不断积累和认识的不断深化，充当中介目标的金融变量也处在不断变化、发展的过程当中。
受维克塞尔和凯恩斯理论的影响，二战后很长一段时间内，各国货币当局主要是通过调节再贴现率来影响市场利率水平，并以此来调节国民收入、维持“充分就业”。长期推行低利率政策导致了通货膨胀的不断发展（奥肯在事后曾承认，70年代对自然失业率的估计偏低，从而导致宏观经济政策过于宽松）。在石油危机的冲击下，英美等国的物价上涨幅度急剧上升，从而使稳定物价的问题空前尖锐起来。
通货膨胀的不断发展促进了新货币数量论的复活。经过弗里德曼等人的理论努力，在学术界、决策圈乃至公众范围内逐渐形成了这样一种思想潮流：只要控制了货币增长，就可以实现物价稳定和潜在的经济增长。在这种背景下，英、美等国转而采用货币量充当货币政策中介目标：在美国，美联储自1971年开始正式定期公布M1、M2、M3的目标增长幅度。1979年，美联储正式开始采用货币量作为货币政策中介目标。英格兰银行也于1976年正式采用货币量作为货币政策中介目标。在美联储采用货币量充当货币政策中介目标的同时，货币量指标却发生了深刻变化：世纪60年代以来，各种结合了付息特征和随时支取特征的金融创新产品不断涌现，这不仅模糊了活期存款与定期存款的界限，也模糊了投机性货币持有和交易性货币持有的界限，使不同层次货币量变化同实体经济运行的稳定联系趋于破裂。不仅如此，国际资本的大规模流动也使英美等国越来越难以控制货币总量。到1982年，美联储放弃了M1，转而利用M2充当货币政策的中介目标。1993年7月，格林斯潘宣布转向盯住实际利率（但此后，格林斯潘再也没有讲过美联储推行的就是盯住（真实）利率的货币政策），从而彻底放弃了货币量指标。同样的事情在英国也发生了：英格兰银行最初监测和控制是M3，此后不久就转向了￡M3和国内信用扩张，1986年又改为M0，1990年，英格兰银行开始推行固定汇率制，从而彻底放弃了货币量指标。
货币量指标的失效使货币经济学家再一次把注意力转到金融价格指标上，宣称利率、利率价差具有更好预测作用的文章大量出现。但是，这些研究多以格兰杰因果关系检验法所表明的因果关系为依据，而这种因果关系本身并不足以表明其对实体经济运行乃至物价变动具有较高的解释度。进一步的实证研究还表明：在美国，利率、利差对实体经济乃至物价水平变动的解释能力自80年代后期以来又纷纷解体了。正反两方面的经验充分证明：虽然一些金融变量（价格或总量）对通货膨胀或产出具有一定的预测力，但到底哪些变量可以具有预测力、在什么时间、什么地点它们才会具有预测力都是难于预测的。要提高对货币政策最终目标预测的准确性，就必须同时利用多种经济变量所包含的有用信息。而这又与中介目标应具有的简单明了、易于理解的特点产生了尖锐冲突。为了解决这一矛盾，一些国家取消了中介目标（如美国、日本）（在美国，一直有人主张通过推行“盯住通货膨胀”的货币政策，以消除货币政策操作的个人色彩。在米什金看来，美国货币政策的基点，就是对物价稳定的高度关注，因此，他把美国的货币政策称为“暗含的‘盯住通货膨胀’”。在日本，则有人主张通过推行通货膨胀政策来改变市场预期，使日本经济摆脱长期衰退的困扰），而另一些国家（如英国、新西兰等）则走向了“盯住通货膨（Inflationtargeting）”。
1990年，新西兰国会与其中央银行（新西兰储备银行）通过协商谈判，确定了当年的反通货膨胀目标并把该目标公诸于众；同时，又明确了储备银行的责任：如果通货膨胀水平未能降低到事先确定的目标区域，而储备银行又不能给出令人满意的解释，则储备银行行长就有可能被解职。这样，新西兰就成了全世界第一个采用“盯住通货膨胀”货币政策的国家。此后，加拿大、英国、澳大利亚、泰国、韩国、南非等国先后宣布“盯住通货膨胀”。到2000年初，“盯住通货膨胀”的国家已达到30多个（“Inflationtargeting:“RemarksbyEdwardMGramlich
federalreserve.gov/boarddocs/speeches/2000/20000113.htm.）。
“盯住通货膨胀”的货币政策主要包括以下内容：（1）确定、设置物价稳定的标准，并向公众公布作为货币政策目标的通货膨胀率；（2）央行建立模型预测通货膨胀的发展趋势，并以此指导货币政策的操作；（3）加强央行同公众的交流，增加政策透明度；（4）增加央行独立性，强化央行的责任。同货币量、利率乃至汇率充当中介目标相比，“盯住通货膨胀”货币政策的操作直接指向政策最终目标（物价稳定），从而打破了传统货币政策实施理论的三分法。由于公众注意力被引导到对物价稳定的关注上，其对信贷总量、利率、汇率水平的关注程度自然会有所下降。这样，央行就能够在复杂多变的经济环境中，综合利用信贷、利率、汇率乃至股票价格变化所提供的信息，对本国的经济运行和物价变动作出更加准确的预测和判断，在此基础上，中央银行可以灵活运用利率、汇率乃至信用控制等政策手段，对经济运行和物价变动进行灵活调节。这样，“盯住通货膨胀”就克服了传统货币政策框架过度依赖单个特定金融变量的弊端，实现了政策操作规则性和灵活性的高度统一。正是基于此，米什金等人宣称：“盯住通货膨胀”已不再是货币政策规则，而是一种新的货币政策框架（AFramework,NotARule）（BenS.BernankeThomasLaubachFredericS.MishkinandAdamS.Posen:InflationTargeting:
LessonsFromtheInternationalExperiencePrinstonUniversityPress1999.）。
二、我国货币量指标充当中介目标面临的困难
改革开放以来，由于通货膨胀多次发作，也由于宏观调控方式逐步向以间接调控为主转变，要求选用货币量充当我国货币政策中介目标的呼声不断提高。1993年，《国务院关于金融体制改革的决定》明确指出：“货币政策的中介目标和操作目标是货币供应量、信用总量、同业拆借利率和银行备付金率。……中国人民银行根据宏观经济形势，灵活地、有选择地运用上述政策工具，调控货币供应量”。自1994年第三季度起，人民银行开始逐季公布不同层次的货币供应量指标，这标志着我国开始向利用货币供应量充当中介目标过渡。1996年，中国人民银行开始正式采用M1作为货币政策的中介目标，M0和M2为观测目标。
但英美国家所发生的货币量指标有效性下降的现象在我国也出现了。
从相关性角度看，我国货币量增长同名义GDP增长之间的相关性比较低；并且，不同层次货币量的变动存在着严重的非同步性，货币量指标难以为我们提供明确一致的指导性信息。改革开放以来的实践清楚地表明：影响我国货币需求（货币流通速度）的因素主要有：（1）以货币为中介的商品交易量。它不仅取决于国民收入（国内生产总值）总量，也取决于经济的商品化、货币化程度；（2）国民收入分配格局的变化。国民收入分配向个人倾斜在带来消费强劲增长的同时，也带来了居民储蓄的超常规快速增长；（3）以股票、债券为代表的直接融资导致资金流通渠道发生变化。同时，品种更加齐全的金融工具也影响到居民对金融资产的持有行为；（4）金融资产收益率的相对变动会对居民持有金融资产的行为产生影响；（5）居民对未来的预期既影响到居民消费，也会对居民资产持有量和持有结构产生影响。这五种因素对货币需求产生影响的性质不同，影响的力度和发挥作用的时间也不一样，因此，我们不能期望货币变动一定要与国民经济变动保持相当高的相关性、从而使我们能够从货币量的变动中比较准确地预测到国民经济变动的趋势。同样，伴随着居民资产（金融资产）持有的日益多元化，我们也不能期望不同层次货币量变动之间保持高度的一致性。这一点，已经被改革开放以来的实践所证实。根据1979～2001年间货币量与GDP增长率数据，我们可以知道：M0增长率与GDP增长率、M1增长率与GDP增长率、M2增长率与GDP增长率之间的相关系数分别只有0.614、0.305、0.54（具体如图1所示）。根据1979年到993年货币增长的年度数据，我们还可以知道：M0与M1、M0与M2、M1与M2的相关系数分别只有0413、0.269和0.5。根据1994年第一季度到2001年第四季度货币量增长率的季度数据，我们可以知道：M0与M1、M0与M2、M1与M2的相关系数也分别只有0.705、0.513和0.539。
图1货币量增长与GDP增长的低相关性
从可控性角度看，人民银行对货币量的控制能力也比较低。我们知道，货币供应量是由流通中的现金和具有高度流动性的存款组成的。而中央银行能够直接控制的只是基础货币〔具体由流通中现金和商业银行持有的准备金（法定准备金和超额准备金）组成，亦称高能货币〕，在基础货币量和货币供应量之间还存在着一个商业银行为了牟取更大经济利益、利用手中持有的超额准备金发放贷款、创造存款的货币创造过程。这个“两步走”的特点就决定了央行对货币供给只具有部分的控制力。央行对货币供应量不具有完全控制力的集中体现就是货币乘数的多变性。从货币乘数的计算公式，我们知道：货币乘数取决于法定准备金率、超额准备金率、现金漏损率、居民的存款结构等因素（其中，法定准备金率还是由中央银行决定的）。所以，货币乘数能否维持在一个稳定的水平上，或按照中央银行的意愿发生变化，就取决于超额准备金率（商业银行对超额准备金的持有）和现金漏损率（居民对现金的持有）是否稳定、取决于居民对不同流动性金融资产的持有比率是否稳定或具有可测性。
从商业银行持有超额准备金的角度看，在90年代初以前，在经济高涨时期，中央银行在“倒逼机制”作用下，投放了大量现金。当经济走向低谷时，随着贷款规模的下降，这部分基础货币就过剩了。但在国债市场规模很小，中央银行持有很少国债的情况下，中央银行不可能通过抛售国债的办法将这笔多余资金灵活收回，这就导致了银行超额准备金的被动增加。反过来，当经济转向高涨时，各商业银行则把资金拆借给下属信托公司，通过迂回的办法把这笔超额准备金贷放出去，从而造成信贷规模的急剧扩张。1992年上半年，在基础货币投放减少的条件下，M1的增长仍能较上年同期增加32.8%，其根本原因就在于银行系统超额储备的迅速下降。随着商业化改革的不断深入和债券市场的发展，商业银行对超额准备金的持有越来越依赖于其对成本和收益的权衡。而东南亚金融危机以来，出于防范金融风险的考虑，各商业银行更是普遍增加了对超额储备的持有。
从居民金融资产的持有行为看，我国居民持有现金的行为取决于收入、利率、金融资产多元化程度、对未来的预期等因素。1988年，人民银行调高银行存贷款利率，并对3年期以上定期储蓄存款实行保值。结果，极大地调动了群众储蓄的积极性，加快了现金的回笼。开展保值储蓄服务以后的4个月中，城乡储蓄的增长比前8个月高出15.89个百分点(景学成、沈炳熙等：《中国利率市场化进程》P69中国财政经济出版社1999年)。10年以后，国家多次降低利率以刺激居民消费，但居民储蓄存款却大量分流到股票市场上，其根本原因就是股票投资收益率和银行存款收益率的差距被拉大。另外，迅速发展的金融电子化浪潮在方便居民现金存取和交易支付的同时，也在一定程度上替代了现金流通。银行超额储备和居民现金持有行为的复杂多变性，决定了我国货币乘数的复杂多变性。我国货币乘数的变化情况具体如图2所示(图表资料来源：根据《中国金融年鉴》各期和中国人民银行网页公布的数据计算而得)。
图2我国货币乘数的无规则变化
由于体制、制度乃至市场发育程度等因素的影响，我国中央银行对基础货币发放的控制力也不强。这一点，可以从图3我国基础货币的无规则增长中得到印证。在党的“十四大”以前，“放权让利”的改革使地方、企业和个人独立的经济利益不断凸现，市场在资源配置中的作用不断增强；但与此同时，我们却没有建立起相应的约束机制，整个社会充满了强烈的投资冲动。在这种情况下，不仅贷款规模难以控制，现金投放计划也很难得到严肃地遵守。党的“十四大”以来，财政与银行的关系逐渐理顺、四大专业银行商业化经营取得进展、企业市场约束和风险意识逐步强化……，这种种变化为人民银行通过间接手段控制基础货币的发行创造了有利条件。但恰恰就是自1994年以来，我国基础货币投放的渠道发生了重大变化：外汇占款对基础货币投放的影响越来越大。1994年以前，外汇占款在基础货币发行中所占的比重一般都不到10%，但1994年以来，由于出口和国外直接投资的强劲增长，人民银行通过购买外汇投放的基础货币迅速增加，并发展成为我国货币发行的主渠道(1994年，我国通过外汇占款渠道投放的货币占当年基础货币投放量的55.5%，并且此后连续数年，通过外汇占款渠道投放的基础货币都维持在较高的
水平上。在东南亚金融危机、美国股市泡沫破灭、恐怖袭击事件导致的世界性经济衰退等因素的作用下，1998～2000年，我国通过外汇占款渠道投放的货币量有所减少。但自2001年起，我国外汇储备又恢复了迅猛增长的势头，通过外汇占款渠道投放的货币量又开始迅速增加)。在保持人民币汇率稳定的前提下，当外汇市场供求失衡时，人民银行只能放弃对基础货币发放的完全控制权，通过被动的外汇买卖来维持供求总量的平衡。特别需要指出的是，加入WTO以后，国内金融市场与国际金融市场的联系将更加密切，跨国资本流动也将更加频繁，这必然会进一步增加央行有效控制基础货币增长的难度。
图31985年以来我国基础货币的无规则增长(根据王煜：《中国货币政策趋势》P164和中国人民银行统计季报整理)。
无规则的货币乘数变化和对基础货币的低质量控制相结合，决定了我国货币供应量计划目标的完成情况只能是较差。1994年以来我国货币增长计划的完成情况具体如图4所示。
图4货币量增长率偏离计划的情况
其实，即使在推行信贷规模管理的1985～1995年，信贷规模管理的具体实施情况也很不理想，根据王煜的统计，在1985～1993年的9年里，信贷实际增长幅度偏离计划增长的程度占计划增长速度的比率（绝对值），有3年超过了60%，有3年在24～40%之间，有两年在15～20%之间，只有1年低于10%(资料来源：王煜：《中国货币政策趋势》P134～135中国金融出版社1999年)。
不久前，中国人民银行为了完善货币指标统计体系，决定把股票交易保证金计入货币供应量M2。需要指出的是：股票交易保证金属于投机性资金需求性质，它的变动主要受资产相对收益率变动的影响，与实体经济运行和物价变动没有什么相关性。当货币供给M2的变化主要来自居民金融资产持有行为的变化时，其在预测实体经济运行方面的有效性也必然会消失殆尽。
三、可行的对策思路
那么，解决问题的出路何在呢？在笔者看来，“盯住通货膨胀”应当是好的选择。但“盯住通货膨胀”要以央行具有高超的经济运行预测能力和高度的政策独立性、以及货币政策、财政政策、汇率政策乃至产业政策之间密切配合为前提。所以，“盯住通货膨胀”在目前的中国还不具备现实性，它只能是远期目标和努力方向。当前，可行的选择应当是在进一步增加货币政策透明度、强化央行独立性（如自主调节利率等）的同时，淡化对货币量指标的关注，转向综合利用多种金融变量所提供的信息来指导货币政策的操作，而不是像一些学者所宣称的那样，考虑用利率取代货币供应量充当我国货币政策的中介目标。
今后我国货币政策的操作应当体现以下要求：
（一）央行责任更加明确，对央行的约束进一步强化
这主要包括以下两方面的内容：赋予央行变更货币政策工具的自，不断增强央行的独立性；增加货币政策透明度，强化对央行的外部约束。
1995年《中华人民共和国中国人民银行法》明确规定：“中央银行就年度货币供应量、利率、汇率和国务院规定的其他重要事项作出的决定，报国务院批准后执行”，这表明我国央行并不具有真正的独立性。相应地，货币政策委员会，这个在国外通常充当货币政策决策者的机构，在中国也只起一个政策咨询机构的作用。这种做法，有利于中央政府综合各种政策手段（财政政策、货币政策、汇率政策乃至直接的行政管制等）来维持物价的稳定，但却使中国人民银行面临着权利与义务不对称的尴尬局面。其结果，就是当物价出现波动时，没有明确的主体来承担相应的责任。因此，应根据时势的变化，赋予央行更多的决策自，明确相应责任，不断完善我国货币政策的决策机制。
目前，中央银行公布的月度和季度金融数据，基本符合国际货币基金组织数据公布标准所要求的范围、频率和即时性要求。但和国际货币基金组织的要求相比，我国货币政策的透明度在以下方面还显得不足：（1）在人民银行网站上，对货币政策作用机制的说明不够简洁、形象，增加了公众理解上的难度；（2）货币当局虽然已经能够就货币政策的变更作出公开的解释，但对于货币政策决策的具体过程却缺乏说明，对货币政策改变对经济运行和物价变动的影响，也缺乏可信的、比较准确的预测。这种种差距为今后增加货币政策透明度指明了方向。
（二）更加强调消费、投资等实际经济因素变动对货币政策操作的指导意义
经济结构的迅速变化带来了货币流通渠道和规则的变化以及货币量指标有效性的下降；另一方面，资金流通环境的变化也改变着利率的作用环境，降低货币量指标有效性的因素也会降低利率指标的有效性，使利率调节作用表现出不确定性。货币量、利率等金融指标相关性的下降，不仅要求我们降低对货币量、利率等金融指标的关注程度，也要求我们寻找到新的、更有效的经济运行预测指标（体系）。物价变动是全社会供求总量对比态势发生变化的结果，因此，要准确预测物价变动趋势，就必须更加倚重投资、消费、进出口乃至设备利用率等实体经济指标所提供的信息。上世纪80年代以来，真实经济周期模型一反过去侧重于从金融变量预测经济周期的传统，把经济变动的根源归结为资本、劳动、技术进步等真实变量的变化上，并且能够逐渐流行开来，在一定的程度上就反映了这种趋势(MankiwG.:RecentDevelopmentsinMacroeconomics:aVeryQuickRefresherCourseJournalof
Money,CreditandBankingvol.21,1988pp.436～49.)。
（三）央行政策操作的手段应当更加灵活多样
同成熟市场经济国家相比，我国的市场经济还不完善。所以，要扩大内需、消除通货紧缩的压力，就不能单纯依靠降低利息率、放宽贷款条件的办法，而应把着眼点放在理顺关系、疏通渠道上，放在鼓励金融创新、不断完善金融服务和开拓新的信贷业务增长点上，放在调整信贷结构、以结构调整促进总量增长上。因此，我国的货币政策操作，不仅要依赖三大传统工具（公开市场操作、改变再贴现率、调整存款准备金率），更要因地制宜，着力通过完善金融市场体系、加强制度建设、加强窗口指导等方式来实施货币政策，如通过发展个人消费信贷体系，促进居民消费结构的升级；通过完善助学贷款体系，推进“科教兴国”战略的实施；通过完善贷款担保体系，增加对中小企业的贷款支持；改进农村金融服务，完善农村小额信用贷款方式，增加对农业的支持力度；适时发展民间银行，促进金融体系竞争等。
（四）突出政策操作的“前瞻性”和“预防性”，注重对真实利率的调节
只有真实利率才准确反映了借贷双方的利益分配关系，因此，能够调节经济运行的，自然是真实利率而不是名义利率。相应地，货币当局也应当把政策的着眼点放在对真实利率的调节上。真实利率等于名义利率减去借贷期间的物价上涨率，所以，要调节真实利率，央行就应当突出政策操作的“
预防性”和“前瞻性”，根据对未来一段时间内物价变动趋势的预测来决定其名义利率的调节幅度。相反，仅仅根据上一阶段的物价上涨幅度，对名义利率进行适应性调整，往往会因为物价变动幅度发生变化而导致实际利率调整不到位，发生货币政策“名紧实松”或“名松实紧”的现象。今后，应尽力避免这类现象的发生。
（五）区分外部冲击的来源和性质，采取不同的应对措施
导致物价变动的原因，具体可分为带来需求变动的需求冲击和带来供给变动的供给冲击。冲击的性质不同，对均衡国民收入水平和物价变动的影响也不一样：需求冲击会导致国民收入、物价与需求的同方向变动；而且，我们可以通过对总需求的逆向调节使物价恢复稳定，把国民收入保持在潜在水平上。而供给冲击则带来国民收入与物价的逆向变动，我们不能简单地通过调节社会总需求的办法，在保持物价稳定的同时，把国民收入均衡在潜在国民收入水平上。从维持经济持续、稳定增长的角度看，当发生供给冲击时，我们选择的只能是以一定程度的物价稳定为前提，尽可能把国民收入维持在潜在水平上。这样，在发生有利的供给冲击时（如进口原材料价格大幅下跌），我们就应该适当降低物价稳定标准的上限门槛，及早采取相应的紧缩性措施，防止物价比较稳定但经济已经过热现象的发生（具体如80年代后期的日本经济）。反之，当出现大的负面供给冲击时，为了防止国民收入的过度下降，央行应适当提高物价稳定标准的上限门槛，容忍稍高程度的物价上涨（具体如70年代的联邦德国经济）(这种因外部负面冲击而带来的物价上涨，在德国曾被称为是不可避免（unavoidable）的通货膨胀)。此外，根据外部冲击持续时间的不同，我们还可以把外部冲击分为瞬时的（或一次性的）外部冲击和持久的外部冲击。如果货币当局对瞬时的外部冲击作出敏感反应的话，那么，由于货币政策存在明显的时滞效应，也由于外部冲击对物价的影响是暂时的，货币当局稳定物价的举措不仅不可能消除已经发生的物价波动，而且还会对后期的物价稳定产生负面影响。相反，对于持续性的外部冲击而言，由于其对价格的影响也是持续的，货币当局应及时推出适当的应对措施，以维持物价稳定。
霍懋征范文6
关键词：出口贸易；货币政策；VAR模型；实证研究
中图分类号：F79 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）04-0-02
一、研究背景
席卷全球的金融危机由 2008年 9月15日投资银行雷曼兄弟公司宣布申请破产保护作为触发点，随后美国近十年的金融宽松政策所积累出来的漏洞迅速在发酵，紧接着美国的这场金融危机开始逐渐衍变为危及全球的金融海啸。从2008年开始，世界上主要的危机体都出现了金融机构倒闭事件，并蔓延到实体经济后，各国的失业率剧增，经济增长出现衰退甚至负增长。美国作为世界上最大的经济体，是各国出口的重要目的地，但在金融危机爆发后，美国国内对进口商品的需求急转直下，进而严重威胁到全世界的经济发展。
在全球金融风暴中，处于风口浪尖的进出口行业受到的冲击最直接也最严重。首先，危机从金融层面转向经济层面，直接影响出口。美国消费支出占GDP的70%以上，2007年美国国内消费规模约10万亿美元，而同期中国消费者支出约为1万亿美元。短期内，中国国内需求的增加无法弥补美国经济对华进口需求的减少。据测算，美国经济增长率每降1%，中国对美出口就会降5%～6%。其次，次贷危机进一步强化了美元的弱势地位，加速了美元的贬值速度，从而降低了出口产品的优势。与此同时，国际贸易保护主义重新抬头，特别是主要的发达国家，为了稳定国内市场和促进就业，纷纷采取贸易保护主义政策，表现为一方面大幅提高进口关税，另一方面设置重重的非关税壁垒，如反倾销、反补贴等来打压国际市场上的竞争对手以保护国内市场。在上述因素的作用下，中国出口呈现减速迹象。与据海关初步统计，2008年1—9月全国进出口总值为19671.3亿美元，同比增长25.2%，其中：出口10740.6亿美元，增长22.3%；进口8931亿美元，增长 29%；而2009年1—9月，全国进出口总值为15578.2亿美元，同比下降 20.9%，其中：出口8466.5亿美元，下降21.3%；进口 7111.8亿美元，下降20.4%。直到2009年 12月底，全国当月进出口总额才出现了同比正增长[1]。针对这一状况，从2009年年初开始，为扭转经济增速的急速下滑，中国人民银行执行宽松的货币政策，具体包括 6次下调基准利率，5次下调存款准备金率，并不断新增贷款，扩大货币供应增长幅度的货币政策和启动了总额达4万亿元的扩大内需的财政政策。截至2009年年底，各类政策效果明显，中国率先摆脱金融危机阴霾，整体经济形势呈现企稳复苏的态势。
对于目前良好的经济形势，学术界普遍认同，2009年开始实施的一系列货币政策和财政政策，有效地扩大了市场的有效需求，特别是货币政策，在短期内促进了国内投资的增长，而对于一系列货币政策是否对进出口部门有所影响，国内学者李津（2010）[2]在其《货币供应量与进出口贸易的动太相关性研究》一文中，采用VAR模型对其进行了研究。但该文在如下两个方面值得商榷：第一，该文采用2006—2009年的数据，但是我国在2009年初才开始执行较宽松的货币政策，由于该政策存在时滞性的问题，该时期的数据有可能无法模拟出货币政策的效果。第二，Rudiger Dornbusch、Stanlery Fisher、Richard Startz（1977）[3]的研究表明，执行宽松的货币政策时，会引起国内总产出的增加，我国学者耿中元、曾令华（2008）[4]也得到相同的结论，可以看出货币政策有可能影响净出口，但对进出口总额的影响是不明确的，将进口数据与出口数据简单的相加得到的进出口数据，可能无法反应出货币政策对两者的分别影响。因此，本文将采用2009年1月至2012年6月的数据，仍采用VAR模型动态分析金融危机期间货币供应量与出口总额之间的动态关系，以此来验证其结论的正确性，并为后金融危机时期的中国进出口部门和宏观经济政策提出有效的政策建议。
二、实证研究
（一）数据来源及其处理
本文将样本期间定为 2009年1月至2012年6月，以检验央行执行宽松货币政策之后，与出口额之间的相互影响。货币供应量采用广义货币供应量 M2，数据来自于中国人民银行官方网站；出口额月度数据来自于中国海关总署官方网站。考虑到消除量纲的影响以及对时间序列数据进行对数化后容易得到平稳序列，而且不改变序列数据的特征，对变量作对数化处理，并将广义货币供应量和进出口总额分别记为lm2，lexport。
（二）平稳性检验
由于时间序列普遍具有非平稳性的特点，而非平稳数列容易造成伪回归现象。因此，我们在进行回归模拟之前必须要对变量进行平稳性检验，由于在前面已经对数据进行过对数处理，实质上已消除了一阶单位根的影响。再对对数化后的数据进行ADF单位根检验，检验结果如下：
本文选用加入漂移项和截距项模型进行ADF检验，从表1的结果来看，lm2以及lexport两个变量在5%显著性条件下是平稳的，因此，可以对其进行回归模拟分析。
（三）格兰杰因果检验
经济时间序列会经常出现伪相关的问题，即经济意义表明几乎没有联系的序列却可能得到较大的相关系数，比如有人做过女性裙子长短与经济增长之间的关联度分析，尽管它们之间没有经济相关性，但在一些数据中却能发现存在正相关性。因此，进行格兰杰因果检验是有很大的必要性。
从表2的检验结果来看，出口额和货币供应量是一对相互影响的变量，也就是互为因果，无法区分自变量和因变量。在这种情况下，建立线性模型是不合适的，而建立VAR（向量自回归）模型是合理的。
VAR模型重点并不在于对其系数的深究，而在于其内部各个变量之间的相互影响的关系，也就是脉冲响应分析和方差分解分析。
（四）脉冲响应分析
在向量自回归模型的基础上，通过脉冲响应函数随机扰动项的一个标准差变动来考察它对内生变量及其未来取值的影响。考虑每一个变量作为因变量时，来自其他变量包括因变量自身的滞后值的一个标准差的随机扰动所产生的影响，以及其影响的路径变化，即由所得的 VAR模型基于脉冲响应函数式，可以得到货币供应量和进出口总额之间的相互冲击的动态响应路径。如下图所示，横坐标是脉冲响应函数的未来响应基数，纵坐标是因变量对扰动项的一个标准差冲击的响应程度[5]。
图1表示广义货币供应量的一个信息冲击给自身所带来的影响，可以看到这种影响是相当平稳且具有较持久的平稳性。图2表示出口额的一个信息冲击会给广义货币供应量带来的影响，在短期内这种影响是负面的，即出口额增加会引起货币供应量的下降，但在第6期以后，出口额对货币供应量的影响就会呈现正向效应。从长期角度来看，出口额增加会导致货币供应量的增加，但影响会在将来慢慢减小，第10期以后基本消失。这说明我国的货币政策还是有相当程度的独立性，央行的政策受外部因素影响较小。
图3表示货币供应量的信息冲击导致的出口额的变化，这种影响也是在短期内呈现出负影响，但在第4期之后也会引起出口额的增加，且影响会慢慢加大。图4表示出口额变动对自身的影响，这种影响效果是比较短暂的，但第2期的时候影响基本消除。这说明我国的国际贸易受货币政策影响较大，而自身的调节能力较小，外贸出口需要政府政策的扶持。
（五）方差分解分析
为了更进一步了解进出口与货币供应量M2之间的相互作用关系，考察它们相互影响的程度，可以对上述VAR模型做方差分解分析。与脉冲响应函数法采用信息冲击来观察变量波动的方法不同，方差分解则是一种将变量预测方差进行分解的技术，某个变量预测方差有可能由自身引起，也可能由系统内其他变量引起。将这个预测方差分解为自身和系统内其他变量作用的结果，可以发现该变量变化的原因，并且能直接的反映出每种影响因素的大小[5]。
图5显示，对影响我国货币供应量的因素中，最主要因素来源于其自身。从图5中可以看出，在第1期，货币供应量变动只受其自身因素影响，到第2期时，开始稳定，其自身因素占到总变动因素的90%以上。从图6可以看出，出口额贸易对货币供应量的变动影响是很有限的，仅在第2期与第3期时影响较大，到第4期时随时间增长而下降，保持在10%以下。这也验证了在脉冲响应模型中所描述的我国央行政策制定的独立性。
图7中显示，货币供应量在第3期后，对出口额影响变动的贡献率维持在40%的较高水平上，随着时间的增长而缓慢增长。由图8可以看出，出口额对自身变动的影响也较大，但第3期后开始减小，随着时间的增长而缓慢下降。这说明我国的货币政策对出口额有着举足轻重的影响，要积极的运用货币政策来促进出口贸易。
三、结论
从以上的分析我们可以看出，我国的货币政策对于出口额影响是比较大的，这与李津（2010）[1]得出的结论相反，由此可看出我国的货币政策的确是存在时滞效应，并且政策对出口与进口的影响可能存在相反的作用；相对而言，出口额对货币政策的影响相对而言是比较小的。众所周知，在2008年世界性的经济危机中，我国经济能够保持比较高的增长，是与我国货币政策有很大的关系，其中四万亿的投入对货币供应量的增大起着重要的作用，这也说明了中央政府的决策使我国渡过了最艰难的世界经济大萧条时期。但另一方面，实证结果也说明了出口额对货币政策影响很小，也就是出口额的增大无法对货币供应量的增大形成一个良好的制约作用，从而可能会引起例如通货膨胀的恶果，这在我国今天也能看到，CPI的持续上涨与天量的货币供应有着密切的关系[6]。因此，本文提出以下两条建议：
1.在全球经济还不是太景气的情况下，适度的放松货币政策，扩大货币供应量是一条可取的政策，可以缓解国内消费不足和就业压力较大的严峻形势，扩大出口额。
2.在天量货币供应量的情况不可能短时间解决的背景下，应该进行必要的宏观调控，减缓CPI指数高涨的趋势，减少国内矛盾。在进行适度宽松的货币政策同时，可以进行减税等一系列紧缩财政政策操作和扩大银行等金融行业业务范围，拓宽国内居民投资的渠道，让这些热钱有一个合理的输送渠道。
参考文献：
[1]胡少甫.全球金融危机背景下我国出口贸易研究[J].现代商贸工业，2009（01）：148-149.
[2]李津.货币供应量与进出口贸易的动态相关性研究[J].中国市场，2010（14）：88-92.
[3]Rudiger Dornbusch、Stanlery Fisher、Richard Startz.Macroeconomics[M].Europe：McGraw Hill，2011.
[4]耿中元，曾令华.我国货币供应量对物价和产出影响的实证分析[J].经济理论与实践，2009（02）：40-41.
[5]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2009.