美国货币政策对中国的溢出效应研究基于次贷危机的实证研究

1、美国货币政策对中国的溢出效应研究-基于次贷危机的实证研究 美国货币政策对中国的溢出效应研究基于次贷危机的实证研究 肖曼君，梁贝贝* （湖南大学金融与统计学院，长沙 410079） 5 摘要：为了应对次贷危机而实施的货币政策，尤其是量化宽松政策，会对其他国家的经济产生不可小觑的影响，与美国经济往来频繁的中国无疑会受其溢出效应的影响。基于美国应对次贷危机实施的量化宽松政策，本文首先分析了该政策对他国的主要传导渠道，包括贸易产出渠道、利率渠道和价格渠道，其次选取四个我国的经济代理标变量作为美国量化宽松货币10 政策的作用对象，并采用非限制向量自回归模型进行回归分析和数据检验，分析该政策对中国经济的影

2、响。实证分析结果表明美国实施的量化宽松货币政策对我国产生一定的溢出效应，不利于中国经济的平稳增长，会造成国内物价水平的上涨，最后提出了相应的对策和建议。 关键词：量化宽松政策；溢出效应；实证分析；对策 15 中图分类号：f7><822；f224 the spillover effects of u.s. monetary policy on china: an empirical study based on the subprime crisis xiao manjun, liang beibei 20 (finance and statistic school, hunan u

3、nivisity, changsha 410079) abstract: the u.s. monetary policy which is implemented to deal with the subprime crisis, especially the quantitative easing policy, will have a significant effect on the rest of the world economy. china will be influenced by the spillover effects as china has frequent eco

4、nomic exchanges with the united states. based on the u.s. quantitative easing policy, this paper firstly 25 analyzes the main transmission channels of the policy, including trade output channel, interest rate channel and price channel. then the report selects four china&#039;s economic proxy var

5、iables as the object for the quantitative easing monetary policy to take effect. and it adopts the unrestricted vector autoregressive model to carry out regression analysis and data verification, in order to analysis the influence of the quantitative easing policy on china&#039;s economy. the em

6、pirical 30 analysis results show that the u.s. quantitative easing policy has spillover effects on china. these effects will not be conducive to the steady growth of chinas economy and will result in the rise of domestic price level. lastly, the article put forward corresponding countermeasure and s

7、uggestion. key words: quantitative easing policy; spillover effect; empirical analysis; countermeasure 35 0 引言 2007 年 <8 月，美国次贷危机正式爆发，经济全球化使得各国家之间的经济依存度变强，于是金融危机迅速通过各种渠道席卷全球。为了应对危机，美国政府大规模地实施财政刺激政策，最终导致其财政赤字和外债规模创历史新高；而随着美联储短时间内连续降低联邦基金利率和贴现率，使其几近于零，出现流动性陷阱，导致常规货币政策失效，于是量化宽松40 的非常规货币政策成为美联储最佳选择。

8、在美国采取应对次贷危机的政策方面，吴艳艳、俞冬来（2009）和吴培新（200<8）指出，美联储不仅对传统的货币政策工具进行了改革，还创新了一些新的政策，并取得了很好的效果1 2。在美联储量化宽松货币政策的效果评价和传导机制方面，cecchetti (200<8)和 chen et - 2 - al. (2011) 通过实证研究认为，虽然量化宽松政策在短期能有效地恢复美国信贷市场和金融45 市场信心，但是在长期不利于新兴市场国家金融市场的正常运行3 4。joyce et al. (2011) 和neely (2010) 从利率、就业、股市等方面分析发现量化宽松货币政策有利于刺激金融市

9、场，但是在降低失业率、促进经济可持续发展等方面的效果不显著，增加的总需求和总消费有限 5 6。杨滢滢(2013)认为量化宽松货币政策使美国经济小幅上升，改善了就业形势，但经济在短期不能恢复到危机前的状态7。潘成夫（2009）和王心果(2010)也认为，美国采取的该50 政策会给中国、印度、巴西等新兴市场国家带来巨大的输入性通货膨胀压力<8。都硕（2013）、于李娜（2011）认为在开放经济条件下，美国货币政策主要通过利率渠道、贸易和产出渠道、汇率渠道、资产价格渠道对其他国家造成影响9 10。陈磊，侯鹏（2011）运用面板 var 模型，研究了美英等发达国家的量化宽松政策对金砖国家影响，认

10、为，当实施该政策会使新兴国家面临通胀风险，催生资产泡沫11 12。李克菲（2013）以 svar 模型为基准模型，分别55 分析了在贸易渠道、汇率渠道和外汇储备渠道三种渠道下，联邦基金利率和各渠道的代理变量对中国货币政策变量的影响13。 通过上述文献可知，量化宽松的货币政策确实对美国经济回稳产生了积极作用，但同时作为世界经济大国，美国所采取的应对措施会通过政策溢出效应对其他国家的经济造成显著影响。因此，研究美国应对次贷危机的政策对我国的溢出效应，可以为我国货币政策操作提60 供一定的借鉴，对我国更好地预测未来的经济形势和应对危机也尤为重要。有助于使我国政策制定者时刻保持警惕，及时实施有效的政策

11、，避开可能出现的危机和陷阱，对我国进行有效的金融安排和金融监管具有现实意义。 1 美联储应对次贷危机所采取的政策及其传导 自 2007 年 <8 月美国次贷危机开始，美联储为了维持金融系统和宏观经济的稳定运行，65 除了通过降低基准利率和公开市场操作向市场注入流动性等常规货币政策外，大量采用非常规货币政策，主要是量化宽松货币政策。 1.1 常规货币政策 自 2007 年 <8 月爆发严重的次级抵押贷款危机以来，美联储实施了一系列积极的货币政策。首先，美联储将常规的货币政策工具使用至极限14。第一，下调联邦基金利率并开展70 公开市场业务。截至 200<8 年底，美联储 10

12、次降低联邦基金利率，目标利率水平由 5.25%降至 00.25%区间；以长期国债和其他长期债券为主要操作标的，大肆进行公开市场操作。第二，运用再贴现政策增加流动性，再贴现率不断降低至 0.5%，且期限延长。第三，启动对存款准备金付息手段，并频繁地降低法定存款准备金比率。 1.2 非常规货币政策 75 量化宽松货币政策（quantitative easing monetary policy，简称 qe），是指货币当局通过公开市场业务，大规模购买中长期的企业债券、政府债券、抵押支持债券以及其他金融资产，大规模增加市场上的货币供给，以降低金融市场的长期利率，恢复市场信心，刺激经济增长。 随着联邦基金

13、利率和贴现利率近似于零，流动性陷阱使常规货币政策对刺激经济复苏失<80 效，因此量化宽松货币政策成为美联储主要的危机应对手段。量化宽松货币政策通过购买国债等中长期债券，增加基础货币供给，向市场注入大量流动性资金，主要通过以下渠道对金融市场和实体经济产生影响15：一是财政支出渠道。联邦政府因为美联储直接购买国债而/ - 3 - 中国科技论文在线融资便利，政府可通过减税和增加公共开支等方式来实施扩张性财政政策；二是资产组合渠道。由于各种资产之间不能完全替代,投资者和消费者在货币供给增加的情况下会重新配置<85 资产组合，使得非货币资产的价格提高，从而拉动投资，刺激经济增长；三是相对价格

14、渠道。货币当局增加长期国债的持有量后会促使其价格上升，短期国债的利率下降，收益率下降。量化宽松货币政策的实质是美联储通过扩大资产负债表规模，影响资产价格和利率水平，从而稳定金融市场，刺激经济复苏。 1.3 量化宽松货币政策的传导渠道 90 由于常规货币政策在流动性陷阱条件下效果微弱，因此本文主要研究量化宽松货币政策对他国的传染效应，该政策主要有三条传导渠道。 1.3.1 贸易产出渠道 货币政策通过汇率直接影响他国的进出口贸易，进而影响整个国民经济的发展。蒙代尔-弗莱明模型的结论表明，如果实行浮动汇率制度，对于大国开放经济而言，当一国货币当95 局采取扩张性货币政策时，会使得利率水平下降，投资增

15、加，总产出水平增加，从而引起本币贬值，净出口增加，改善了贸易收支，刺激本国经济发展。但是相反，对于其贸易相关国而言，实施扩张性货币政策的国家货币贬值，意味着贸易相关国货币相对升值，从而使得该国净出口减少，贸易收支恶化，总产出下降，在一定程度上阻碍了该国的经济发展。因此从长期来看，当外汇市场对美元需求不变时，量化宽松货币政策的溢出效应会通过贸易产出渠100 道导致其贸易相关国的贸易收支恶化，国内产出水平下降，进而影响其国民收入水平，产生“以邻为壑”效应。（如图 1） 净出口增加，改善贸易收支 长期 美国 他国 美元需求不变净出口减少，贸易收支恶化 总产出下降，国民收入水平下降 图 1：贸易产出渠

16、道 量化宽松货币政策 美元贬值，他国货币升值 / - 4 - 中国科技论文在线1.3.2 利率渠道 蒙代尔-弗莱明模型表明，对于大国而言，扩张性货币政策会引起利率降低，使本国投105 资增加，资本净流入减少，同时，扩张性货币政策使得该国与其他国家形成利差，会使资本从该国流向利率水平更高的国家进行套利。所以，扩张性货币政策的实施会导致本国资本外流，对于资本流入国来说，大量国际游资流入，会引起该国股票市场、期货市场、房地产市场等升温，产生经济泡沫，引发通货膨胀。因此，量化宽松政策导致美国过剩的流动性通过国际金融市场，从美国流向发展前景巨大的新兴经济体，影响资本流入国的其他资产价格，110 改变他国

17、的利率和货币供应量，进而影响投资与消费，最终影响国内生产总值。（如图 2） 1.3.3 价格渠道 由于本文研究美国量化宽松货币政策对他国的传染效应，因此需要考虑到美元作为世界货币的地位和影响力。美元是国际大宗商品的主要计价货币，美国实行量化宽松货币政策必115 然会在一定程度上影响美元的币值，其变化会通过国际大宗商品的价格变化对其他国家产生冲击，即美国量化宽松货币政策可以通过国际大宗商品的价格传导渠道对他国产生溢出效应。特别是，我国正处于经济快速发展的时期，对于大宗商品的依赖程度和需求量仍然较高。因此，鉴于本文研究对象的特殊性，本文将研究包括国际大宗商品的价格传导渠道。 美国实施量化宽松货币政

18、策使美元大幅贬值，国际市场上以美元计价的大宗商品价格持120 续上涨，他国进口商品价格随之提升，增加了生产成本和生活费用，并最终形成输入型通货膨胀。同时，他国货币供应量（广义）因美国流动性过剩的输入而扩张，根据费雪方程式 m = pq/v 可知，美国量化宽松通过国际传导使得他国资金充裕，价格水平上涨16。（如图 3） 量化宽松货币政策 与他国形成利差 资本从美国流向高利率水平国家 国际金融市场 其他资产价格上升 产生经济泡沫 图 2：利率渠道 实际利率下降 / - 5 - 中国科技论文在线2 美国的货币政策对中国的传染效应 125 2.1 量化宽松货币政策的传导渠道 人民币预期投资收益率是影响

19、中国资本流动的主要因素，美元作为国际储备货币，其利率是影响人民币预期投资收益率的重要指标17。美元利率作为美联储货币政策工具，每次上升或者下降都会影响人民币预期投资收益率，从而影响中国资本流入。 首先，利率调整不断增加美元和人民币的利率差，投资们发现将资金投资在中国高收益130 的资产上，则收益率会上升，从而加剧了投机资本流入中国金融市场，导致人民币升值压力进一步上升。其次,下调美元利率会增加我国通货膨胀的压力。美国降低利率刺激经济会导致其他国家或地区相继降低利率，可能会引发新一轮全球性的通货膨胀1<8。最后，为了抑制经济过热和通货膨胀风险，我国必须要增加利率水平。但是如果中国央行持续增

20、加利率，会大大地增加人民币升值压力和热钱风险，导致中国利率政策陷入两难境地。 135 2.2 量化宽松的货币政策对中国的溢出效应 2.2.1 变量选取及模型设定 本文要研究美国量化宽松政策对我国的传染效应，因此本文选取美国的广义货币量 m2作为美国量化宽松政策的代理变量。而由上所述，美国货币政策的传导渠道主要有贸易产出、利率、价格渠道，可以认为量化宽松货币政策溢出效应的作用对象包括：总产出（gdp）、140 净出口、通货膨胀率（居民消费价格指数）、资产预期收益率、国际大宗商品进口量。鉴于我国尚未完全开放资本与金融项目，并且我国不公布月度 gdp 数据，因此本文选取实际工业增加值代替总产出；鉴于

21、我国当前只公布原油、成品油等少数国际大宗商品的进口量，因此本文用原油与成品油进口数量之和代替国际大宗商品进口量。于是本文选取的我国经济代理变量为居民消费价格指数（cpi）、实际工业增加值（ry）、净出口额（ne）和大宗商145 品进口数量（ci）。 根据本文研究需要，将选择不含常数项的非限制向量自回归模型，用下式表示： t=1,2,? ? ? ，n （3.1） 量化宽松货币政策 美元需求不变 美元大幅贬值 以美元计价的大宗商品价格上升 他国的生产成本增加 国内物价水平上升 输入型通货膨胀 图 3：价格渠道 / - 6 - 中国科技论文在线式中 =us_m2，ry，cpi，ne，ci 本文选取的

22、美国广义货币（us_m2）变量来源于美联储官方网站；由于中国统计年150 鉴200<8 年开始只公布工业增加值同比增长速度数据，因此本文根据同比增速计算出工业增加值（ry）；居民消费价格指数（cpi）的月度环比数据来源于 wind 万得资讯数据库；我国净出口（ne）数据来源于中国海关官方网站；大宗商品进口数量（ci），即原油与成品油进口数量之和，根据中国海关每月公布的中国主要进口商品量值表的统计数据整理得到。 155 由于美国次贷危机是 2007 年 <8 月全面爆发的，并在 2013 年 12 月 19 日，美联储宣布从2014 年开始逐渐减少国债等债券的购买规模，意味着量化宽松

23、货币政策退出机制开始启动。因此本文选取了 2007 年 4 月到 2013 年 12 月危机爆发前到近期的大约六年的月度数据，样本较大，使实证结果更具说服力。 2.2.2 数据检验和回归分析 160 （1）数据的平稳性检验 经济生活中的时间序列数据大部分是非平稳的，需要对其进行平稳性检验，判断是否有单位根，避免出现伪回归，常用的检验方法是 adf 检验和 pp 检验。在检验之前对数据取对数，以缩小数据的数量级，降低异方差的影响，不影响模型的结果和变量之间的相关性，得到 lnus_m2、lnry_sa、lncpi_sa、lnne_sa 和 lnci_sa。通过 eviews7.2 操作得出结16

24、5 果（表 1）。 表 1 平稳性检验 adf 检验值 临界值 p 值 结论 1% 5% 10% lnm2 0.477139 -3.531592 -2.905519 -2.599><>0262 0.9<847 非平稳 lnry -0.14<8931 -3.546099 -2.91173 -2.593551 0.93<86 非平稳 lnci -1.44<80<82 -3.531592 -2.905519 -2.59<>0262 0.5536 非平稳 lncpi -2.913962 -3.534<86<8 -2.906923

25、-2.591006 0.0492 非平稳 lnne -2.200419 -4.107947 -3.4<81595 -3.16<8695 0.0077 非平稳 由平稳性检验结果可知各项指标都不平稳。于是对以上五个序列分别进行一阶差分处理，处理后再进行检验，结果如下： 表 2 差分后的平稳性检验 170 adf 检验值 临界值 p 值 结论 1% 5% 10% lnm2 -5.<866401 -3.531592 -2.905519 -2.59<>0262 0 平稳 lnry -15.33<897 -3.550396 -2.913549 -2.594521 0 平

26、稳 lnci -14.<83352 -3.531592 -2.905519 -2.59<>0262 0 平稳 lncpi -4.3<85762 -3.54<820<8 -2.912631 -2.594<>027 0.000<8 平稳 lnne -5.74235 -3.53<8362 -2.90<842 -2.591799 0.0000 平稳 结果表明其差分序列均通过了置信水平为 95%的 adf 检验，即以上五个变量的一阶差分序列均为平稳的，且是一阶单整过程，满足协整检验的前提。 （2）确定 var 模型最优滞后期 表 3 滞后

27、期 lag logl lr fpe aic sc hq 0 112.60<87 na 2.26e-0<8 -3.41615 -3.246059 -3.349252 / - 7 - 中国科技论文在线 1 411.3543 540.5<873 3.<81e-12* -12.10649* -11.0<8595* -11.70510* 2 429.3<830 29.76152 4.<83e-12 -11.<8<8517 -10.0141<8 -11.1493 3 455.2<8<83 3<8.65246* 4.<8&l

28、t;8e-12 -11.91392 -9.192474 -10.<84356 4 4<80.0170 32.97162 5.31e-12 -11.9053 -<8.333412 -10.50046 5 497.9465 21.05996 7.56e-12 -11.6<80<84 -7.25<8499 -9.941512 6 532.6239 35.22791 6.<83e-12 -11.9<8<806 -6.71527 -9.914247 p 值可以通过赤池信息准则（aic）和施瓦茨（sc）准则。确定 p 值的方法与原则是在175 增加 p

29、 值的过程中，使 aic 和 sc 值同时最小，当 aic 与 sc 的最小值对应不同的 p 值时，只能用 lr 检验法。结果表明，在滞后阶数为 1 时，赤池信息准则（aic）和施瓦茨（sc）准则同时最小。因此，var 模型的最佳滞后阶数为 1。应当选择滞后期为 1 期，即 p 为 1 时，建立 var 模型。 （3）var 方程的解 1<80 用 eviews7.2 回归出 var 方程，回归结果如下表： 表 4 回归结果 lnm2 lnne lnry lncpi lnci lnm2(-1) 0.993977 -13.<>02357 0.591950 -0.013<8

30、77 0.629<833 (0.01019) (14.3394) (0.1<8764) (0.01540) (0.21294) 97.5462 -0.90<823 3.15479 -0.9010<8 2.957<82 lnne(-1) -7.22e-05 -0.097<825 -0.00309 -9.64e-05 -0.003772 (9.2e-05) (0.129<8<8) (0.00170) (0.00014) (0.00193) -0.7<8272 -0.75320 -1.<81<824 -0.69144 -1.95570

31、 lnry(-1) 0.019091 21.71392 0.530793 -0.0<>02397 0.153707 (0.0063<8) (<8.97360) (0.11742) (0.00964) (0.13326) 2.99379 2.41976 4.52039 -0.24<876 1.15347 lncpi(-1) 0.009053 21.<8<8745 -0.4152<8 1.011201 -0.3<81079 (0.01123) (15.<8073) (0.206<84) (0.0169<8) (0.23474)

32、 0.<80590 1.3<8464 -2.00771 59.5651 -1.62343 lnci(-1) -0.<>020<819 -22.19<899 0.132151 0.012725 0.306959 (0.00627) (<8.<81714) (0.11537) (0.00947) (0.13093) -3.32277 -2.51771 1.14541 1.343<83 2.34440 r-squared 0.9979<87 0.11<8209 0.<851<803 0.930703 0.7273<8

33、0 adj. r-squared 0.997<859 0.062222 0.<842394 0.926303 0.710071 sum sq. resids 0.001405 27<83.114 0.476537 0.003210 0.613726 s.e. equation 0.004723 6.646534 0.0<86972 0.00713<8 0.09<8700 / - <8 - 中国科技论文在线 f-statistic 7<80<8.427 2.11136<8 90.5275<8 211.5322 42.<>

34、;022<83 log likelihood 270.26<83 -222.6<896 72.1765<8 242.1<859 63.5744<8 akaike aic -7.<8<>0200<8 6.696754 -1.9757<82 -6.976056 -1.722779 schwarz sc -7.63<8<809 6.<859953 -1.<8125<83 -6.<812<856 -1.5595<8 mean dependent 9.0571<84 15.20<

35、>024 9.357265 4.64<>0269 7.662257 s.d. dependent 0.1<>020<80 6.<863493 0.219074 0.<>026294 0.1<83304 determinant resid covariance (dof adj.) 2.64e-12 determinant resid covariance 1.<80e-12 log likelihood 436.9792 akaike information criterion -12.11704 schwarz criteri

36、on -11.30104 根据回归结果，可以得到 var 方程的解： 由于这个等式不能解释美国广义货币供应量、我国实际工业增加值、居民消费者价格指1<85 数、净出口、大宗商品进口量之间存在的关系，其实际意义不大，因此，通过建立协整等式分析其存在的关系。 （4）协整检验 因为 e-g 检验法步骤过于繁杂，如果出现多于一个协整关系的情形时，则 e-g 检验法就不适用，所以我们选用 johansen 检验法，检验结果如下（表 5）： 190 表 5 johansen 检验结果 hypothesized trace 0.05 no. of ce(s) eigenvalue statistic

37、critical value prob.* none * 0.467290 9<8.74163 69.<81<8<89 0.0001 lnm2 lnne lnry lncpi lnci = lnm2(-1) lnne(-1) lnry(-1) lncpi(-1) lnci(-1) 0.9940 -7.2240 0.0190 0.0090 -0.<>020<8 -13.<>0236 -0.097<8 21.7139 21.<8<874 -22.1990 0.5920 -0.0030 0.5307 -0.4152 0.1321

38、 -0.0139 -9.6445 -0.0<>023 1.0112 0.0127 0.629<8 -0.003<8 0.1537 -0.3<810 0.3069 / - 9 - 中国科技论文在线 at most 1 * 0.360079 57.17631 47.<85613 0.0052 at most 2 0.2<86744 27.71320 29.79707 0.0<854 at most 3 0.072249 5.410<806 15.49471 0.7637 at most 4 0.006965 0.461307 3.<841

39、466 0.4970 hypothesized max-eigen 0.05 no. of ce(s) eigenvalue statistic critical value prob.* none * 0.467290 41.56531 33.<876<87 0.0050 at most 1 * 0.360079 29.46311 27.5<8434 0.<>02<84 at most 2 * 0.2<86744 22.3<>0240 21.13162 0.0341 at most 3 0.072249 4.949499 14.26460

40、 0.74<82 at most 4 0.006965 0.461307 3.<841466 0.4970 trace 统计量与最大特征值统计量可能会给出不同的结论。这个时候应该选择 trace 统计量，这一点在 johansen and juselius(1990)的研究中也有所提及19。所以综合看来，应该拒绝不存在协整关系的原假设，不拒绝存在一个协整关系的原假设，即存在一个协整关系，其中?t 是误差修正项： 195 ?t=lnm2+0.42<863lnne+0.9<85324lnry-0.<8207<8lncpi+2.226737lnci （3.2） 由

41、式（3.2）可知，美国广义货币供应量、我国实际工业增加值、居民消费者价格指数、净出口、大宗商品进口量之间存在一个长期协整关系。当美国广义货币供应量增加时，我国实际工业增加值、净出口、大宗商品进口量呈反方向变化，居民消费者价格指数呈同方向变化，即美国广义货币供应量每增加 1%，我国实际工业增加值大约减少 0.9<85324%，净出口200 大约减少 0.42<863 %，大宗商品进口量大约减少 2.226737%，而我国居民消费者价格指数大约增加 0.<8207<8%。 在确定了变量间的协整关系之后，我们还需要检验协整关系的准确性。当 ar 特征方程的特征根的倒数绝对值小

42、于 1，即位于单位圆内时，则模型是稳定的。否则模型不稳定，某些结果不是有效的20。 205 表 6 协整关系检验结果 root modulus 0.96<>0299 0.96<>0299 0.911934 0.911934 0.619072 0.619072 -0.43<8<896 0.43<8<896 -0.329769 0.329769 -0.042114 - 0.32239<8i 0.325137 -0.042114 + 0.325137 / - 10 - 中国科技论文在线 0.32239<8i 0.2342<87 0.2

43、342<87 no root lies outside the unit circle. var satisfies the stability condition. -1.5-1.0-0.50.00.51.01.5-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5inverse roots of ar characteristic polynomial 图形表示更为直观，由检验结果可以看到，没有单位根的倒数的模落在了单位圆之外，所以协整关系是稳定的。 (5)格兰杰因果检验 210 通过上文的协整检验，可以看出五个变量之间有长期协整关系，但是变量之间存在协整关系不能表示它们之间

44、具有因果关系。由于本文研究对象是美国量化宽松货币政策对我国的溢出效应，因此，只需要检验美国广义货币供应量 us_m2 与本文所采取的四个经济代理变量之间是否存在格兰杰因果关系，并确定其影响方向。格兰杰因果关系检验依赖于回归模型中的滞后阶数，因此本文分别针对美国广义货币供应量与其他四个变量不同的相互关系，进215 行了不同滞后期的格兰杰因果关系检验，结果如表 7 所示： 表 7 实际工业增加值的格兰杰因果关系检验结果 lags: 2 null hypothesis: obs f-statistic prob. lnry does not granger cause lnm2 67 0.91<

45、;852 0.4045 lnm2 does not granger cause lnry 6.6<85<86 0.0<>023 / - 11 - 中国科技论文在线 由表 7 可知，在滞后阶数为 2 时，结果最显著，因此，m2 是我国实际工业增加值的格兰杰原因，我国实际工业增加值不是 m2 的格兰杰原因，即滞后 2 期的美国广义货币供应量220 对我国实际工业增加值的影响最大。 表 <8 大宗商品进口量的格兰杰因果关系检验结果 lags: 4 null hypothesis: obs f-statistic prob. lnci does not granger c

46、ause lnm2 65 2.10<839 0.091<8 lnm2 does not granger cause lnci 3.71410 0.0095 由表 <8 可知，在滞后阶数为 4 时，结果最显著，因此，m2 是我国大宗商品进口量的格兰杰原因我国大宗商品进口量不是 m2 的格兰杰原因，即滞后 4 期的货币供应量对我国大宗商品进口量的影响最大。 225 表 9 净出口额的格兰杰因果关系检验结果 lags: 3 null hypothesis: obs f-statistic prob. lnne does not granger cause lnm2 65 0.057

47、75 0.9936 lnm2 does not granger cause lnne 1.567<87 0.0955 由表 9 可知，在滞后阶数为 3 时，结果最显著，因此，m2 是我国净出口额的格兰杰原因，我国净出口额不是 m2 的格兰杰原因，即滞后 3 期的货币供应量对我国净出口额的影响最大。 230 表 10 居民消费者价格指数的格兰杰因果关系检验结果 lags: 3 null hypothesis: obs f-statistic prob. lncpi does not granger cause lnm2 66 1.60507 0.197<8 lnm2 does not

48、 granger cause lncpi 2.00<866 0.<>0225 由表 10 可知，在滞后阶数为 3 时，结果最显著，因此，m2 是居民消费者价格指数的格兰杰原因，居民消费者价格指数不是 m2 的格兰杰原因，即滞后 3 期的货币供应量对我国居民消费者价格指数的影响最大。 2.2.3 实证结果总结 235 通过以上的实证分析来研究美国量化宽松货币政策对我国的溢出效应，得到了以下结 / - 12 - 中国科技论文在线 论：一是通过平稳性检验，可以看出美国广义货币供应量、我国实际工业增加值、居民消费者价格指数、净出口额和大宗商品进口量均为一阶单整序列，符合协整检验的前提

49、。二是通过 johansen 检验法，可以发现美国广义货币供应量与我国的四个经济代理变量之间具有长期协整关系。美国广义货币供应量增加与我国实际工业增加值、净出口、大宗商品进口量呈240 反方向变化，居民消费者价格指数呈同方向变化。三是通过格兰杰因果检验发现，在显著性水平为 5%的条件下，美国广义货币供应量是我国实际工业增加值、居民消费者价格指数、净出口、大宗商品进口量的格兰杰原因，且均为单向因果关系。 综上所述，美国实施量化宽松货币政策，会通过贸易产出渠道降低我国净出口额（ne）和实际工业增加值（ry），影响国内生产总值；通过利率渠道增加居民消费者价格指数（cpi）；245 通过国际大宗商品价

50、格渠道降低了实际工业增加值（ry）和大宗商品进口量（ci），增加了国内生产成本，进而影响居民消费者价格指数（cpi），增加生活成本。我国这四个经济代理变量相应的变化表明，美国实施的量化宽松货币政策对我国产生一定的溢出效应，对我国经济的平稳增长有不利影响，会造成我国物价水平的上涨。 3 中国的应对之策 250 通过本文的实证检验结果，可以看出美国量化宽松货币政策对我国有明显的溢出效应。根据美国财政部发布的报告可知，中国已经成为美国最大的债权国。从长期出发，随着美国发生通货膨胀可能性不断增加，美元贬值风险加大，与此同时，中国与美国一直保持贸易顺差，美元持有量不可避免的增加，因此为了维护国家利益，我

51、国必须采取以下措施来应对美元贬值风险: 255 1、中国购买美国国债时增加一定的前提条件，要求美国政府制定切实有效的政策措施，保证美国国债的市场价值。 2、提高增持美元资产的条件21。由于中国是美国最大的债权人，因此在增加持有美元资产时,可以向美国提出条件，比如要求美国政府放宽对中国先进设备出口的限制、减少针对中国的贸易壁垒等。 260 3、增加黄金储备。鉴于美元贬值风险日益增大，为了保证中国的国际储备保值或者增殖，应增加黄金储备，以维护人民币币值稳定。 4、加大外汇储备的分流和使用。一是通过购买 imf 债券，中国可以为 imf 提供资金，来增加出资比例和投票份额；二是通过参股、控股的方式收购海外优质企业的资产。三是使用外汇增加采购量，扩大国家重要资源的储备规模。 265 5、加快人民币国际化进程。只有各国不断使用人民币进行国际贸易，并使得人民币成为世界货币时，中国才能真正摆脱外汇储备“两难”的困境。 4 结论 经过实证分析，本文给出了相关重要结论。本文认为，美国实施的量化宽松货币政策对我国产生溢出效应，量化宽松货币政策会通过贸易产出渠道降低我国净出口额和实际工业增270 加值，从而影响国内生产总值；通过利率渠道增加居民消费者价格指数；通过国际大宗商品价格渠道降低了实际工业增加值和大宗商品进口量，增加