錢鑫 劉俊

內(nèi)容摘要：為研究我國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)貨幣供給量的影響，本文采用VAR及VEC模型并結(jié)合Eviews10對(duì)2007-2017年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，重點(diǎn)研究了貿(mào)易順差變化趨勢(shì)、外匯儲(chǔ)備和貨幣供給量三者之間的長(zhǎng)期性與滯后性關(guān)系。研究結(jié)果表明：三個(gè)變量之間存在著長(zhǎng)期相互影響的發(fā)展關(guān)系，我國(guó)貨幣供給量的增長(zhǎng)主要是受到我國(guó)長(zhǎng)時(shí)間對(duì)外貿(mào)易順差趨勢(shì)的影響;三者之間的相互影響程度在2013年前后表現(xiàn)出較大差異，這種相互影響趨勢(shì)自2013年起逐漸遞減;我國(guó)外匯儲(chǔ)備在短期內(nèi)能夠受到對(duì)外貿(mào)易順差趨勢(shì)的刺激，但貨幣供給量卻不受其影響，這種關(guān)系同時(shí)在2013年以后逐漸弱化。同時(shí)，我國(guó)貨幣供給量以及外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期受到對(duì)外貿(mào)易順差的影響，并具有一定滯后性。

關(guān)鍵詞：貿(mào)易順差趨勢(shì)? ?外匯儲(chǔ)備量? ?貨幣供給量? ?回歸分析

引言

我國(guó)自加入世貿(mào)組織以來(lái)，國(guó)際貿(mào)易量逐年遞增，2000-2016年，我國(guó)進(jìn)出口額增長(zhǎng)近6倍，且我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差亦呈現(xiàn)較大幅度上升趨勢(shì)。特別是2008年對(duì)全球各國(guó)的打擊極為嚴(yán)重，導(dǎo)致我國(guó)外貿(mào)訂單量大幅度下降，但這種下降趨勢(shì)持續(xù)時(shí)間卻不長(zhǎng)。我國(guó)在金融危機(jī)期間，大力發(fā)展本國(guó)經(jīng)濟(jì)，不到3年便使得我國(guó)對(duì)外貿(mào)易變化重新呈現(xiàn)順差趨勢(shì)，并且這種順差趨勢(shì)將會(huì)持續(xù)較長(zhǎng)一段時(shí)期。與此同時(shí)，我國(guó)M2貨幣的上升趨勢(shì)較為明顯。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，從2000年至今，我國(guó)M2貨幣增速達(dá)到343.8%，且比GDP的增長(zhǎng)速度更快，自2000年以來(lái)，二者相較增加了44.8%。受這一系列因素的影響，我國(guó)目前商品價(jià)格上漲幅度較大，基礎(chǔ)貨幣影響程度變?nèi)?，房?jī)r(jià)呈現(xiàn)出全國(guó)性連年攀升趨勢(shì)。

自2008年金融危機(jī)扭轉(zhuǎn)以來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易呈現(xiàn)外向型發(fā)展趨勢(shì)，現(xiàn)行外貿(mào)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出較大順差變化，這種順差貿(mào)易現(xiàn)象同時(shí)也受到人民幣升值所帶來(lái)的壓力。2005年開(kāi)始，我國(guó)進(jìn)行了匯率政策改革，該政策的實(shí)施對(duì)我國(guó)資本匯率市場(chǎng)形成較積極影響，最為顯著的效果是我國(guó)在國(guó)際貿(mào)易中呈現(xiàn)出的順差趨勢(shì)。以上這些現(xiàn)象將對(duì)我國(guó)貨幣發(fā)行供給產(chǎn)生何種影響？此種影響是否會(huì)影響我國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展？以下將進(jìn)行綜合分析。

相關(guān)文獻(xiàn)綜述

隨著加入世貿(mào)組織，我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制發(fā)生了極大轉(zhuǎn)變，確定我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響是內(nèi)生還是外生的問(wèn)題就顯得尤為重要。外生與內(nèi)生之間的分界線是我國(guó)M2貨幣供給的過(guò)程。國(guó)內(nèi)外學(xué)者為研究貿(mào)易結(jié)構(gòu)對(duì)貨幣供給量的影響，大多數(shù)對(duì)三個(gè)變量之間的關(guān)系進(jìn)行探究，即國(guó)際貿(mào)易順差、國(guó)際外匯戰(zhàn)略儲(chǔ)備以及貨幣供給。例如，在對(duì)國(guó)際貿(mào)易過(guò)程中的貨幣行為進(jìn)行研究方面，國(guó)際貿(mào)易過(guò)程中產(chǎn)生的貨幣流通現(xiàn)象，能夠?qū)ξ覈?guó)對(duì)外貿(mào)易中使用的貨幣產(chǎn)生一定影響。一個(gè)國(guó)家內(nèi)部或是對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展不平衡也會(huì)對(duì)國(guó)家貨幣產(chǎn)生一定影響，也將導(dǎo)致國(guó)家施行的貨幣政策失效。亦有學(xué)者對(duì)國(guó)家貨幣資本的開(kāi)放程度進(jìn)行了分析，將國(guó)家完整的資本流動(dòng)、獨(dú)立自主的貨幣政策以及制定的外貿(mào)匯率政策進(jìn)行綜合分析，由此判斷一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)內(nèi)部以及外部發(fā)展是否處于平衡發(fā)展。我國(guó)收益及支出均處于順差的發(fā)展趨勢(shì)，這主要是由于M2貨幣在市場(chǎng)上的供給量較大、供給速度快所造成的。此現(xiàn)象導(dǎo)致我國(guó)目前擁有大量發(fā)達(dá)國(guó)家外匯儲(chǔ)備，這些外匯儲(chǔ)備已經(jīng)給我國(guó)造成了較大發(fā)展壓力，主要體現(xiàn)在本土市場(chǎng)無(wú)法吸收消納如此大量的外匯資金，這個(gè)問(wèn)題已成為我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中極為重要的阻力。

綜上，對(duì)國(guó)際貿(mào)易過(guò)程中出現(xiàn)的順差現(xiàn)象、外匯債權(quán)以及本土貨幣供給量等各變量之間關(guān)系的研究主要集中在以下幾個(gè)方面：2005年逐漸出現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易順差的變化趨勢(shì)，導(dǎo)致我國(guó)外匯儲(chǔ)備量增大并難以消化。由于我國(guó)對(duì)外投資時(shí)，出于各種因素考慮，大部分資金均購(gòu)買了外匯，導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備量逐年增大，相應(yīng)造成我國(guó)貨幣供給量大幅增加，并且這種作用模式往復(fù)循環(huán)，形成連鎖反應(yīng)。這種連鎖反應(yīng)主要是由于我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展特點(diǎn)以及現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策雙方共同作用所產(chǎn)生的。

自從2005年以來(lái)，我國(guó)政府開(kāi)始實(shí)施動(dòng)態(tài)外匯利率的經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策，使得我國(guó)人民幣國(guó)際化進(jìn)程得到了快速發(fā)展。但是這也會(huì)造成我國(guó)外匯儲(chǔ)備量的大幅提高，直到2012年這一現(xiàn)象才得到緩解。因此，本文以2012年外匯結(jié)售政策的實(shí)施為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，將數(shù)據(jù)分為2007-2012年和2013-2017年兩個(gè)時(shí)間段，從而研究我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差對(duì)我國(guó)貨幣供給量的影響。

理論模型構(gòu)建

（一）數(shù)學(xué)模型

隨著我國(guó)外貿(mào)領(lǐng)域順差趨勢(shì)的出現(xiàn)，貨幣供給量和外匯儲(chǔ)備量?jī)蓚€(gè)宏觀層面的指標(biāo)也隨之變化，因而本文選用的三個(gè)影響因素可以看作具有內(nèi)生性因素，分析得到的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)具有一定滯后性。因此，筆者選取一個(gè)自回歸的計(jì)算模型來(lái)處理上述三種變量之間的關(guān)系，含有N個(gè)變量滯后k期的VAR模型表示如下：

Yt為N×1階時(shí)間序列列向量。μ為N×1階常數(shù)項(xiàng)列向量。∏1，…，∏k均為N×N階參數(shù)矩陣，ut～I(xiàn)ID（0，Ω）是N×1階隨機(jī)誤差列向量，其中每一個(gè)元素都是非自相關(guān)的，即不同方程對(duì)應(yīng)的隨機(jī)誤差項(xiàng)之間可能存在相關(guān)。

（二）統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

上述建立的VAR自回歸模型對(duì)影響因素變量的選取具有較高限制條件，公式（1）中包含某一個(gè)因變量的變化，則會(huì)對(duì)應(yīng)一個(gè)新的自變量（滯后期）的出現(xiàn)，將會(huì)造成回歸模型估計(jì)系數(shù)大幅增加，進(jìn)而降低回歸模型在預(yù)測(cè)方面的精度。所以，筆者試圖最大程度減少模型中設(shè)置的變量數(shù)量，僅選擇對(duì)因變量影響較大的因素作為本文模型的變量，分別為我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差、外匯儲(chǔ)備量以及廣義貨幣供給量。在對(duì)上述三個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換處理時(shí)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差不適合進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，筆者采用我國(guó)商品進(jìn)出口額度的比值進(jìn)行替換，可用Q表示。同時(shí)，廣義貨幣的供給量可由前一期供給量比上后一期供給量求得，用M表示。第三個(gè)變量—外匯儲(chǔ)備量主要選取我國(guó)實(shí)際外匯儲(chǔ)存量，單位為萬(wàn)億元人民幣，將其作對(duì)數(shù)變換，可用C表示。

由于我國(guó)外匯改革措施是從2005年開(kāi)始實(shí)施的，因此2005年以后的數(shù)據(jù)更具有研究?jī)r(jià)值。本文選取2007-2017年的統(tǒng)計(jì)研究數(shù)據(jù)，同時(shí)節(jié)選2013-2017年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)作為第二組時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用兩組統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)能夠更加充分反映出當(dāng)時(shí)間序列不一致時(shí)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差的變化趨勢(shì)能夠?qū)ξ覈?guó)M2貨幣供給量產(chǎn)生不同影響。將統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)輸入EVIEWS10軟件中并對(duì)其進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，最終得到數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果。筆者選取的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)。

（三）統(tǒng)計(jì)變量描述

圖1顯示了三個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，樣本數(shù)均為142，對(duì)上述三個(gè)影響變量所具有的數(shù)據(jù)特征進(jìn)行展示。圖1表明從2007年開(kāi)始，我國(guó)政府對(duì)M2貨幣供給平均月增長(zhǎng)率均能夠保持在1.2%-1.3%之間，在某一特定統(tǒng)計(jì)周期內(nèi)供給增長(zhǎng)率呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，其負(fù)增長(zhǎng)比率遠(yuǎn)小于1.2%-1.3%的增長(zhǎng)率，因此，M2貨幣供給量呈現(xiàn)出整體增長(zhǎng)趨勢(shì)，我國(guó)出口貨物額度與進(jìn)口貨物額度比值約為1.1∶1，而最大比例約為1.8∶1，說(shuō)明我國(guó)對(duì)外貿(mào)易過(guò)程在統(tǒng)計(jì)期內(nèi)長(zhǎng)時(shí)間處于順差狀態(tài)，并且這種順差趨勢(shì)逐年增大。

實(shí)證研究

（一）模型檢驗(yàn)

根據(jù)上文所建模型，筆者基于ADF理論對(duì)時(shí)間序列變量M、Q、C的平穩(wěn)性質(zhì)進(jìn)行檢驗(yàn)，在檢驗(yàn)過(guò)程中，通過(guò)對(duì)檢驗(yàn)理論形式以及變量的滯后性質(zhì)進(jìn)行區(qū)分篩選，最終選出適合上述三個(gè)變量的檢驗(yàn)形式，并且依據(jù)各變量自身變化趨勢(shì)，通過(guò)檢驗(yàn)可以看出ADF理論對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)是否具有時(shí)間序列層面的變化趨勢(shì)，且能夠判斷是否存在截距值。假設(shè)檢驗(yàn)的三個(gè)變量在時(shí)間序列上均能夠具有較為明顯的變化趨勢(shì)，并且該變量在某一固定值處上下波動(dòng)，那么就能夠判斷ADF理論檢驗(yàn)結(jié)果是具有截距項(xiàng)的，進(jìn)而能夠得到變量ADF理論的具體檢驗(yàn)形式，然后基于SIC選擇規(guī)則確定得到滯后項(xiàng)的最終階數(shù)。首先假設(shè)其最終滯后階數(shù)為14，筆者基于Eviews10軟件對(duì)此滯后階數(shù)進(jìn)行最優(yōu)化分析，最終確定最佳的滯后項(xiàng)階數(shù)，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1表明了統(tǒng)計(jì)變量檢驗(yàn)結(jié)果的變化情況，能夠看出變量M、C以及Q的單位根檢驗(yàn)的P值分別為0.71、0.89及0.59，均遠(yuǎn)大于0.05，說(shuō)明三個(gè)變量的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。而變量在經(jīng)過(guò)一階差分處理以后，其P值均約等于0，表明經(jīng)過(guò)一階差分的變量均在時(shí)間序列上表現(xiàn)平穩(wěn)，同時(shí)也滿足了協(xié)整理論的基本要求。采用Johansen理論對(duì)上述方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，并判斷確認(rèn)三個(gè)變量中是否存在截距項(xiàng)以及時(shí)間序列是否變化，這種確認(rèn)判斷步驟可在Eviews10軟件中完成，具體協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2結(jié)果表明，在2007-2017年、2007-2012年及2013-2017年三個(gè)統(tǒng)計(jì)周期內(nèi)的P值均處于5%的顯著性，表明在無(wú)協(xié)整關(guān)系下三個(gè)變量之間不具有任何協(xié)整關(guān)系，在2007-2012年和2013-2017年兩個(gè)統(tǒng)計(jì)周期，上述變量之間至少具有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，基于表2中的數(shù)據(jù)，能夠得到一個(gè)較長(zhǎng)時(shí)期的變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

表2中包含的三個(gè)研究周期，以長(zhǎng)遠(yuǎn)眼光來(lái)看，M2貨幣供給量和我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差現(xiàn)狀以及我國(guó)外匯儲(chǔ)備量之間具有正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明在我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差趨勢(shì)逐年增大的情況下，大幅提高外匯額度直接造成M2貨幣供給量的大幅提升。

2007-2012年以及2013-2017年兩個(gè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)周期內(nèi)，三個(gè)變量之間具有不同變化趨勢(shì)，2013年我國(guó)M2貨幣供給量的增加量和我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差發(fā)展趨勢(shì)之間是正相關(guān)關(guān)系。而且在2013年之前的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中其余兩個(gè)變量保持不變的情況下，我國(guó)貨物出口額度與貨物進(jìn)口額度之間的比值出現(xiàn)了較大增長(zhǎng)，其增長(zhǎng)率超過(guò)1%，我國(guó)M2貨幣供給量的增長(zhǎng)率增加近0.045%，但是在2013年前后呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，下降幅度約為0.033%，表明我國(guó)自從2013年結(jié)售外匯政策取消以后，外匯儲(chǔ)備量受到對(duì)外貿(mào)易順差趨勢(shì)的影響呈現(xiàn)遞減趨勢(shì)，這種發(fā)展趨勢(shì)能夠最大限度減輕我國(guó)M2貨幣供給壓力。此外，在對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)過(guò)程中，我國(guó)長(zhǎng)期對(duì)外貿(mào)易順差變化趨勢(shì)與外匯儲(chǔ)備量之間具有一定負(fù)相關(guān)關(guān)系，這個(gè)現(xiàn)象與現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)發(fā)展評(píng)價(jià)理論不符，主要是因?yàn)锳DF協(xié)整檢驗(yàn)是通過(guò)對(duì)三個(gè)變量之間相輔相成的關(guān)系進(jìn)行分析的，其注重過(guò)程變化，并未涉及這種關(guān)系長(zhǎng)期依存所引起的結(jié)果。因此，筆者選擇了另外一種回歸模型—VEC模型對(duì)上述三種變量進(jìn)行分析，最終給出脈沖響應(yīng)的變化趨勢(shì)，脈沖響應(yīng)變化能夠較為直觀的給出我國(guó)M2貨幣供給量受對(duì)外貿(mào)易順差變化趨勢(shì)的影響程度。

（二）VEC回歸模型

上述研究結(jié)果表明我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差變化趨勢(shì)、M2貨幣供給量以及我國(guó)外匯儲(chǔ)備量三者之間具有一個(gè)較為長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，采用VEC模型能夠得到三個(gè)統(tǒng)計(jì)周期內(nèi)三個(gè)變量的二階滯后VEC評(píng)價(jià)結(jié)果，如表3所示。

表3表明我國(guó)M2貨幣供給量在2013-2017年統(tǒng)計(jì)期內(nèi)的增長(zhǎng)率較前兩個(gè)統(tǒng)計(jì)期的增長(zhǎng)率呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的變化趨勢(shì)，能夠充分表明我國(guó)在較短時(shí)期內(nèi)的M2貨幣供給量的大幅增長(zhǎng)直接影響到下一個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展周期的M2貨幣供給量。而我國(guó)外匯儲(chǔ)備在一期滯后的增長(zhǎng)率對(duì)第三個(gè)統(tǒng)計(jì)期的影響極大，二者呈正相關(guān)關(guān)系，我國(guó)外匯儲(chǔ)備在2期滯后時(shí)對(duì)其影響又較小，這說(shuō)明我國(guó)M2貨幣供給量受外匯儲(chǔ)備的影響在短時(shí)期內(nèi)較為顯著，直接導(dǎo)致貨幣供給量的大幅增加，這是目前我國(guó)M2貨幣供給量快速遞增的主要因素。我國(guó)外匯儲(chǔ)備與對(duì)外貿(mào)易順差變化趨勢(shì)之間具有正相關(guān)關(guān)系，呈現(xiàn)為1期滯后的影響顯著，2期滯后的影響較小。

（三）脈沖響應(yīng)結(jié)果分析

采用Eviews10軟件對(duì)上述分析數(shù)據(jù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，并且對(duì)采用的VEC模型作了沖擊響應(yīng)處理，沖擊響應(yīng)處理周期為8個(gè)月，具體結(jié)果見(jiàn)圖2。

圖2顯示在兩個(gè)統(tǒng)計(jì)周期內(nèi)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差變化值的改變，會(huì)對(duì)我國(guó)M2貨幣供給量帶來(lái)一定的增長(zhǎng)。圖2（a）表明我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差與我國(guó)M2貨幣供給量之間存在正向關(guān)系，這也說(shuō)明兩者之間至少在統(tǒng)計(jì)的8個(gè)月內(nèi)存在較為緊密的聯(lián)系，同時(shí)圖2（b）也能夠表明這一點(diǎn)。充分證明了我國(guó)M2貨幣供給量受對(duì)外貿(mào)易順差變化趨勢(shì)的影響具有長(zhǎng)期并滯后的特性。

（四）方差分解分析

圖2主要是分析三個(gè)變量中的一個(gè)變量發(fā)生變化時(shí)，對(duì)其他變量所造成的影響。而方差分解主要是對(duì)這種內(nèi)生變化的原因進(jìn)行解釋。筆者選取8個(gè)月作為預(yù)測(cè)周期，對(duì)M2貨幣供給量與對(duì)外貿(mào)易順差的變化趨勢(shì)進(jìn)行分析，具體見(jiàn)表4和表5。

表4表明VEC回歸模型對(duì)與M2貨幣供給量的方差分解結(jié)果，在8個(gè)月的統(tǒng)計(jì)期內(nèi)，影響我國(guó)M2貨幣供給量變化的主要因素是其自身，同時(shí)受到對(duì)外貿(mào)易順差變化的影響程度較大?；诳v向視角出發(fā)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差變化趨勢(shì)在第一統(tǒng)計(jì)期時(shí)為0，在第2統(tǒng)計(jì)期時(shí)增長(zhǎng)率約為1.150%，到了第三期，其增長(zhǎng)率增長(zhǎng)到10.191%，直至第五期以后，其變化趨勢(shì)趨于平穩(wěn)。這說(shuō)明我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差變化趨勢(shì)對(duì)M2貨幣供給量具有一個(gè)滯后的影響。

表5顯示了我國(guó)外匯儲(chǔ)備受對(duì)外貿(mào)易順差變化趨勢(shì)的影響結(jié)果，與表4結(jié)果類似，不同的是其增長(zhǎng)趨勢(shì)基本在第三期趨于一個(gè)穩(wěn)定增長(zhǎng)狀態(tài)，但是也能夠說(shuō)明我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差對(duì)外匯儲(chǔ)備具有滯后的影響。同時(shí)表明我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差趨勢(shì)的變化自2013年開(kāi)始，對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備的影響程度逐漸遞減。

結(jié)論

本文基于VEC模型對(duì)我國(guó)2007-2017年間的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，確定了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易順差、外匯儲(chǔ)備以及我國(guó)M2貨幣供給量三者之間的關(guān)系。

從長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展角度來(lái)看，本文選取的三個(gè)變量之間具有一個(gè)較為平衡的發(fā)展關(guān)系，同時(shí)在不同時(shí)期所產(chǎn)生的影響是不同的。在2013年之前，我國(guó)貨物出口額度與貨物進(jìn)口額度的比值增加1%，會(huì)讓我國(guó)的M2貨幣供給量增加4.6%，這一關(guān)系在2013年以后發(fā)生變化，即M2貨幣供給量的增長(zhǎng)率下降了1.2個(gè)百分點(diǎn)。這說(shuō)明我國(guó)取消強(qiáng)制結(jié)售外匯政策對(duì)M2貨幣供給量的變化影響較大。三個(gè)變量之間的相互影響均是長(zhǎng)期的，并且具有一定滯后性。

我國(guó)自2005年匯率改革以來(lái)，對(duì)外貿(mào)易順差的變化趨勢(shì)一直存在，造成我國(guó)M2貨幣供給量持續(xù)增長(zhǎng)，并且在近幾年里引起我國(guó)外匯儲(chǔ)備的大幅增加，但是隨著2012年我國(guó)新政策的實(shí)施，切實(shí)減緩了M2貨幣供給量以及外匯儲(chǔ)備等方面的壓力。我國(guó)目前集中精力推進(jìn)供給側(cè)改革，經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入了平穩(wěn)發(fā)展的新時(shí)期，同時(shí)內(nèi)需也大幅增加，降低了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)出口額的依賴程度。同時(shí)，隨著我國(guó)“一帶一路”倡議的深入推進(jìn)，能夠調(diào)控我國(guó)外匯儲(chǔ)備現(xiàn)狀，增加科學(xué)合理的戰(zhàn)略性投資，這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定快速發(fā)展具有極為重要的時(shí)代意義。

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