金融危机后全球量化宽松政策对中国贸易账户的影响

1.单位根检验

由于时间序列通常是非平稳的，在进行SVAR模型估计之前，有必要对变量进行平稳性检验，以防出现“伪回归”问题。ADF单位根检验结果如表10-2所示，差分后的所有变量完全满足平稳性条件。对变量组（MB，EER，NX，Y）和变量组（MB，FOFFE，M2，CPI）进行SVAR建模还需要检验它们之间是否存在长期协整关系。

表10-2　ADF单位根检验

续表

注：检验类型（C，T，N）中，C表示带有常数项（C取0表示不带有常数项），T表示带有趋势项（T取0表示不带有趋势项），N表示滞后期数；滞后期数N的选择是以AIC和SC值最小为标准；d（）表示差分算子。检验结果为在5％的显著性水平下无法拒绝原假设即为非平稳，存在单位根，反之则为平稳。

2.协整检验

对于两变量且具有同阶平稳的时间序列，可以用Engle-Granger（EG）两步法估计出协整关系，即先设计线性模型进行OLS估计，然后用ADF单位根检验模型残差的平稳性即可。但其不适合多变量的情形。与EG两步法相比，Johansen检验法不仅克服了EG两步法不能进行多变量检验的缺陷，而且在做多变量检验时还可以精确地检验出协整向量的数目，故在此采用Johansen检验法。为检验变量组（MB，EER，NX，Y）和变量组（MB，FOFFE，M2，CPI）之间的协整关系，在此首先构建VAR模型，然后根据SC、AIC等信息准则确定其最优滞后阶数分别为2和3，则协整检验滞后差分项滞后阶数最优分别设为1和2。如图10-6所示，两个VAR系统单位根的倒数都在单位圆内，表明VAR系统稳定，并进一步说明滞后阶选择合理。如表10-3所示，变量组（MB，EER，NX，Y）和变量组（MB，FOFFE，M2，CPI）都存在两个长期协整关系。基于上述检验结果，SVAR模型估计无须对变量进行差分，消除了模型出现“伪回归”的问题。

图10-6　（MB，EER，NX，Y）VAR系统（左图）和（MB，FOFFE，M2，CPI）VAR系统（右图）稳定性检验

表10-3　变量组（MB，E，NX，Y）和变量组（MB，FOFFE，M2，CPI）协整检验

注：*表示在5％水平上拒绝不存在协整关系的原假设，表示存在协整关系。

3.SVAR模型的脉冲响应图分析

可以系统分析变量间的动态冲击，而不仅仅局限于变量间的同期关系，是SVAR模型的一大优势。脉冲响应图是反映变量间动态波动的一个重要计量方法，通常是指在其他情况不变的情况下，对某个假设的、“意料之外”的冲击的反应，SVAR最具价值的部分也就在于此。在此对变量组（MB，EER，NX，Y）滞后2阶和变量组（MB，FOFFE，M2，CPI）滞后3阶SVAR模型进行估计，以下分别描绘了它们变量间12期冲击响应的模拟图。

（1）变量MB对EER、NX和Y的冲击响应

如图10-7所示，可以得出如下结论。

图10-7　SVAR模型（MB，EER，NX，Y）单位标准差冲击的结构式脉冲响应(www.xing528.com)

首先，在MB的一个标准差增量的冲击下，Y在第一期几乎未受到影响，随后上升在第3期达到最大值，第三期后稍稍有所下降，并在第4期后开始稳定。这说明美国量化宽松货币政策扩张流动性会增强外部购买力，对中国经济产出有拉动作用，但主要在中长期较为显著，在短期则影响不大。同时，也表明美国量化宽松货币政策对中国经济产出的拉动作用具有一定的滞后效应。

其次，在MB的一个标准差增量的冲击下，人民币实际有效汇率迅速攀升，在第4期到达最大值，随后逐步下降。这表明美国实施量化宽松货币政策向全球输出流动性会使人民币实际有效汇率升值，并且影响显著。需要指出的是，这种“升值效应”的持续时间较长，这可能与人民币升值预期密切相关。由于美联储持续“放水”，对人民币升值预期增强，导致资金持续流入，人民币实际有效汇率也被动大幅攀升。

最后，在MB的一个标准差增量的冲击下，NX先是负数，在第2期达到最低值，然后在第3期上升转正，第4期达到最大值，最后逐步收敛到0。这表明美国量化宽松货币政策会恶化中国的贸易账户。中国贸易顺差之所以会受到冲击而恶化，是因为美联储量化宽松造成美元处于贬值趋势中，人民币实际汇率相对升值会导致中国出口在当前较差的环境下进一步受到不利冲击。

（2）变量MB对FOFFE、M2和CPI的冲击响应

如图10-8所示，可以得出如下结论。

图10-8　SVAR模型（MB，FOFFE，M2，CPI）单位标准差冲击的结构式脉冲响应

首先，在MB的一个标准差增量的冲击下，CPI第一期为正，在第2期达到最大值，之后逐步缩小。从中长期来看，美国量化宽松货币政策对中国形成了一定的输入型通货膨胀压力。可能的原因是，美国基础货币大幅扩张推动了国际上大宗商品价格上涨，加之中国2008年11月跟随美国推出了4万亿投资计划以及一系列扩大内需的刺激措施，最终导致通货膨胀率上行。

其次，在MB的一个标准差增量的冲击下，FOFFE在第1期为正，第2期到达最大值，第3期后急骤下降转为负，并在第8期达到最低值，随后又开始缓慢上升，但始终保持负数，说明美国量化宽松货币政策对中国外汇占款上涨的推动作用有限。可能的原因是，由于全球经济低迷带来出口贸易萎缩，企业结汇下降。另外，在全球跨国投资2012年同比下降18.3％的情况下，中国企业境外投资却实现了逆势增长，金融危机后中国对外投资快速增加，外汇的消耗降低了外汇占款增长率。另外，中国外汇占款的迅速增加与企业结售汇制度的关系可能更密切。

最后，在MB的一个标准差增量的冲击下，M2在第1期和第2期都为负，然后上升转正再下降，但始终保持为正，说明美国量化宽松货币政策间接推高了中国货币供应量。可能的原因是，在世界经济一体化的背景下，中美货币当局执行货币政策存在一定的同步性，例如中美在金融危机后都实施了扩张性的货币政策。

4.方差分解

方差分解表示的是当系统的某个变量进行了一个单位的创新冲击后，以一个变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用。为进一步分析美国量化宽松货币政策对中国经济变量的解释能力，在SVAR模型的基础上，对美国基础货币的冲击进行12期的方差分解，具体结果如表10-4所示。

表10-4　美国量化宽松货币政策冲击中国经济变量的方差分解

续表

从方差分解结果可以看出：（1）美国基础货币投放的变化对中国贸易顺差和中国广义货币供应量的变化具有较强的解释力度，解释贡献度在第9期前一直在递增，并都在第9期分别达到最大值14.3％和19.8％；（2）美国基础货币投放的变化对中国经济产出的解释能力较弱，其最大值是第3期的8.7％；（3）美国基础货币投放的变化对人民币实际有效汇率的影响显著，一直保持5％～6％的解释力，并没有随着时间的推移逐步减弱；（4）美国基础货币投放的变化对外汇占款初期影响几乎可以忽略，但随着时间的推移逐渐增强，在第11期解释力达到10.2％；（5）美国基础货币投放的变化对中国通货膨胀水平的解释能力呈现先递减后递增的趋势，解释力较强。特别注意的是，第1期的解释贡献度为12.2％，之后递减到第4期的最小值5.3％。可能的原因是，中国加强了通货膨胀预期管理，有效地降低了QE的冲击。