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[關鍵詞] 服務貿易 貨物貿易 因果關系 協整分析 誤差修正模型
一、文獻綜述
過去的研究中有的學者運用傳統的貿易理論解釋其根源，其中R.J.Langhammer的研究認為發達國家和發展中國家之間的服務貿易模式與其自身的資源稟賦有著密切的關系，B.Heokman和G.Karsenty認為服務貿易的比較優勢與國家的收入水平正相關，但是收入水平低的發展中國家在某些服務貿易部門也擁有比較優勢。B.Chosh通過驗證發現發展中國家在世界服務貿易中的地位不斷上升。
對服務貿易與貨物貿易的關系問題的研究中，加拿大學者James.Melvin于1989年提出貨物貿易與服務貿易之間存在逆向相關關系，謝康通過實證分析認為貨物貿易與服務貿易有互補性。程南洋、于金花分析了貨物貿易與服務貿易的相關關系，貨物貿易影響著服務貿易的結構變動。綜上所述，已有研究普遍認為服務貿易與貨物貿易有逆向相關關系，貨物貿易影響服務貿易，但運用誤差修正模型估計貨物貿易與服務貿易的變動關系的研究并不多見。
本文試圖利用1997年以來我國國際收支平衡表的分類和數據，進行協整分析，建立誤差修正模型，對服務貿易和貨物貿易的關系進行分析。
二、數據的處理與模型的建立與實證結果分析
1.變量的選取和處理
本文從國家外匯管理局的網站上收集了1997年至2007年的國際收支平衡表，通過處理得到了1997年以來我國的貨物貿易額和服務貿易額的數據。用lntg表示貨物貿易額的對數形式，用lnts表示服務貿易額的對數形式。
2.時間數列的平穩性檢驗。
為了避免出現偽回歸的結果，首先對兩組數據進行時間數列的平穩性檢驗。分別對lntg和lnts分別進行ADF檢驗。
沒有時間趨勢項、只有截距項的情況下，lntg的ADF檢驗結果（表1）：
結果表明，lntg的ADF值為-4.912487，小于在1%的顯著性水平下的臨界值-4.8875。
在沒有時間趨勢項和截距項的情況下，lnts的ADF檢驗結果（表2）：
結果表明，lnts的ADF值為3.575294，小于在1%的顯著性水平下的臨界值-3.0507。這說明lntg和lnts的二階差分是嚴格平穩的，都是I（2）序列。
3.協整分析。
lntg和lnts的二階差分是平穩的，說明lntg和lnts都是二階單整的，兩者之間可能存在長期的均衡關系。
對lnts和ints進行簡單的OLS回歸分析，結果如下（表3）：
計量結果分析：常數項的t=0.218184值小于5%顯著性水平下的臨界值2.201，不能通過檢驗，說明常數項不顯著異于零，所以剔除常數項再次進行回歸，結果如下（表4）：
計量結果分析：
(1)該回歸中雖然決定系數的值有所下降，但變化極小，只有0.000322，可以忽略不計。
(2)但是自變量系數的t值明顯提高，大于1%顯著性水平下的臨界值3.106。所以選擇對第二個模型進行檢驗。
(3)DW值也在可接受的范圍之內，當k=1，n=11時，dU=1.010，dU
(4)對R進行ADF檢驗，發現R在平穩時間序列的置信度是95%，這說明lntg和lnts是二階協整的，是（2，2）的協整關系。
可以確定兩者的長期均衡關系為
lntgt=1.123019lntst+Rt
從模型中可以看出服務貿易對貨物貿易的長期彈性是1.123019，對長期數據的計量分析，服務貿易額的變化率變動一個單位，貨物貿易的變化率將隨之將變化1.123019個單位。
4.建立誤差修正模型
把上一步中長期均衡模型中的殘差的滯后一期和lnts作為變量，重新進行估計，估計結果如下（表5）：
lntgt=1.243653lnts-1.245807Rt-1
型中可以看出服務貿易對貨物貿易的短期彈性是1.243653。從短期看，服務貿易額的變化率變動一個單位，貨物貿易的變化率將隨之變化1.243653個單位。
5.對lntg和lnts進行格蘭杰因果關系檢驗。
運用Eview軟件進行檢驗，結果如下（表6）：
第一個假設的F統計量的值小于臨界值，接受原假設即貨物貿易發展不是服務貿易發展的原因。第二個假設的F統計量的值大于臨界值，拒絕原假設，接受備擇假設即服務貿易的發展是貨物貿易發展的原因。
雖然有的定性分析研究和理論分析表明，貨物貿易能夠促進服務貿易的發展，但是單純根據數據的計量分析結果得出的結論為：服務貿易的發展是貨物貿易發展原因，而貨物貿易的發展不是服務貿易發展的原因。這個結果證明了確實能夠影響貨物貿易發展，而不是像以前的研究認為的那樣，僅僅是貨物貿易能夠帶動服務貿易。
三、結論及政策建議
我國的國際收支平衡表中將服務貿易分為十三類，其中運輸、通訊服務、保險服務、金融服務都是直接可以為貨物貿易提供方便的，最典型的是運輸業，運輸業的國際間服務貿易有益于國際貨物貿易的從業人員運輸貨物的時候成本更低、更方便快捷，直接促進了貨物貿易。
自改革開放以來，我國一直比較注重制造業的發展，我國的加工貿易的快速增長對拉動我國的對外貿易額的增長起了很大的作用，而服務貿易的發展一直處于從屬的地位。
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關鍵詞：
中國；東盟；貨物貿易；貿易競爭力
中圖分類號：F74
文獻標識碼：A
文章編號：16723198（2013）02007202
2010年1月1日，中國-東盟自由貿易區（CAFTA）正式建成，多達7000種的商品實行零關稅，雙邊貿易額大幅增長，互利共贏的經貿合作已顯示出強大發展動力和活力。中國與東盟自1991年7月建立對話關系以來，雙邊貿易額已從最初的70億美元，躍升至2010年的2928.6億美元，年均增長20%以上。中國已連續3年成為東盟第一大貿易伙伴，東盟成為中國第三大貿易伙伴。雙方還互為重要投資伙伴，雙向投資穩步發展。截至2012年7月，雙方相互投資累計近千億美元。由此看出中國與東盟自由貿易區的建立，有助于促進雙方經濟增長和增加貿易量，創造雙贏的局面。本文依據雙邊貨物貿易的統計數據，運用國際市場占有率、貿易競爭力指數、顯示性比較優勢指數、出口商品結構轉換率四個指標對中國在東盟市場的貨物貿易競爭力進行分析，旨在幫助中國企業了解東盟市場貨物貿易競爭力現狀，有助于增強中國企業貿易競爭力，進一步加大對外貿易交流與合作。
1中國在東盟市場的貨物貿易競爭力現狀
1.1出口規模和國際市場占有率分析
國際市場占有率是指一國的出口總額占世界出口總額的比重，它是反映一國某產業或產品的國際競爭力或競爭地位的變化的重要指標，該指數數值越高說明該國該產業或產品的出口競爭力越強；反之，競爭力就越弱。從圖1可以看出，1992年以來中國向東盟的商品出口額呈上升態勢，特別是2000年以后遞增的趨勢更加明顯。1992年中國向東盟的商品出口額是46.68億美元，國際市場占有率是0.13%，到2010年出口額增加到1381.6億美元，比1992年增加了28.59倍。國際市場占有率也上升為0.92%，比1992年提高了6倍。這些數據充分說明了我國向東盟出口產品的競爭力在逐漸增強。
1.2貿易競爭力指數
貿易競爭力指數，即TC指數，是一國進出口貿易的差額占其進出口貿易總額的比重，即TC指數=（出口額-進口額）/（出口額+進口額）。常用于測定一國某一產業的國際競爭力，即一國在國際市場上與其他國家相比較創造增加值和國民財富持續增長的能力。
從圖2可以看出，1992-1995年我國初級產品的優勢最為明顯，然而近幾年來初級產品和資本技術密集型工業制成品的TC指數持續為負數，為出口東盟的劣勢產品，尤其是初級產品，近十多年來一直低于-0.4。而我國的勞動密集型工業制成品相對于東盟國家來說有一定的競爭力。
數據來源：UN COMTRADE Database.
按照聯合國國際貨物標準分類（SITC）第三次修訂本的分類結構及編碼，進出口商品共分10類：0類，食品及主要供食用的活動物；1類，飲料及煙；2類，燃料以外的非食用粗原料；3類，礦物燃料、油及有關燃料；4類，動植物油脂及石蠟；5類，未列名化學品及有關產品；6類，主要按原料分類的制成品；7類，機械及運輸設備；8類，雜項制品；9類，未分類的其他制品。
從表1可以看出，就初級產品而言，2010年中國在活動物及食品飲料煙酒上有比較優勢。而東盟在原料、燃料及動植物油脂及石蠟上有優勢，而且燃料以外的非食用粗原料和動植物油脂及石蠟的競爭優勢非常大，TC指數均超過了0.8。5類和7類產品是資本和技術密集型產品，這類產品東盟國家也具有一定的競爭優勢，不過表現的不太明顯，TC指數均小于0.2。6類和8類產品屬于勞動密集型產品，我國在這類產品上具有一定的競爭優勢。
1.3顯示性比較優勢指數
顯示性比較優勢（RCA）指標是Balassa提出的。他認為國家產業或產品貿易上的比較優勢，可以用某產業或產品在該國出口所占份額與世界貿易中該產品占貿易總額的份額之比來表示出來。一般而言，如果RCAI，該國在該產業上或產品上處于比較優勢，取值越大比較優勢越大。
從圖3可以看出：2000年以前中國出口到東盟的初級產品和工業制成品的國際競爭力接近于1，具有中性的相對比較利益；而近年來我國的工業制成品的比較優勢開始顯現出較強的國際競爭力，初級產品出口的國際競爭力則越來越弱。
1.4出口商品結構轉換率分析
出口商品結構轉換率是評價出口商品競爭力發展趨勢的重要指標。出口商品結構的轉換態勢在一定程度上反映出口商品潛在的競爭力和未來的競爭力發展趨勢。該指標可以用工業制成品出口額占本國全部出口商品總額的比重大小變化來表示，也可用高技術產品出口額占全部工業制成品出口額的比重大小來表示，還可以用出口產品結構升級換代的時間長短來表示。
從圖4可以看出，中國出口東盟的高新技術產品和制成品的出口結構轉換率從1996年起一直大于1，表示出口商品結構在不斷改善，出口競爭力也在不斷提高，制成口的出口增長速度快于出口總額，而高新技術出口的增長速度快于制成品。這說明了我國向東盟出口的商品結構在不斷優化，出口的主要貨物已經實現了初級產品向工業制成品的轉變，機電產品和高新技術產品在出口貿易中所占的比重也在不斷增長。
2結論
從上述分析可以看出中國與東盟的貿易總額及競爭力都有所增強，然而中國相對東盟仍處于競爭劣勢。
1996年以來，中國在初級產品上相對于東盟國家有著明顯的劣勢。這主要是由于東盟許多國家自然資源比較豐富，而中國近些年經濟持續增長能源、資源短缺嚴重，所以雙方在這類產品上互補性較強。
近年來，我國的資本技術密集型產業的發展也有了一定成效，其發展速度快于勞動密集型產品，然而截止2010年，我國的高新技術產品相對東盟仍處于劣勢，而勞動密集型產品一直保持著較強的競爭優勢，這是由中國勞動力豐富，勞動力成本低的國情所決定的。
我國提高對于東盟國家的貨物貿易競爭力，一方面應該進一步加快產業升級，依靠科學技術，提高產品的科技含量和附加值，不斷優化產業結構，增強資本技術密集型產業的競爭能力。由于我國與東盟許多國家在地理位置、文化傳統與經濟發展等方面都比較雷同，出口東盟產品的比較優勢不明顯，我國應該有意識的進一步挖掘產品的多樣性和與東盟國家的產品差別性，提高自身產品的比較優勢。另一方面，中國―東盟自由貿易區的建立，有利于我國與東盟的經貿交流，我們應鼓勵企業向東盟國家投資，進行跨國經營以及合作經營，充分發揮各自的優勢，進一步加強雙邊的深度國際分工合作。
參考文獻
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咳嗽、流鼻涕、打噴嚏、發燒……這些都是普通感冒的常見癥狀。絕大部分感冒經常規治療會痊愈。但要警惕的是，有些表現為感冒的癥狀，可能隱藏其他疾病，甚至就是某些惡疾的前驅期癥狀。急性腎炎、流感、過敏性鼻炎、肺炎、白血病、紅斑狼瘡等疾病的早期癥狀都可能與普通感冒的癥狀相似。因此，感冒超過一周仍不愈，或服用普通感冒藥后沒有效果，需細心觀察和鑒別，以免誤當普通感冒治療而延誤病情。
急性腎炎
【癥狀】 前驅期癥狀也有上呼吸道炎癥和扁桃體炎癥
【鑒別】 是否出現浮腫、尿量減少、尿變“洗肉水”顏色
鏈球菌感染是導致急性腎炎的主要原因。其前驅期癥狀就是在發病前的2～3周有上呼吸道炎癥和扁桃體炎癥，表現為咽痛、流涕、鼻塞，也有可能發燒，這些癥狀跟感冒極為相似，很容易被當作普通感冒處理。
相當一部分急性腎炎都是由上呼吸道感染誘發的。但是，急性腎炎還是有一些跟普通感冒不同的特異性癥狀，一是可能會出現腿部和下肢浮腫；二是尿量減少；三是尿的顏色會變成“洗肉水”顏色，即血尿。因此，感冒后出現這三大癥狀，患者一定要去醫院做個尿常規檢查，看是否有蛋白尿和血尿，也可以做個血生化檢查，看血肌酐是否有一過性升高。
此外，急性腎炎還可能會伴有食欲減退、疲乏無力、惡心嘔吐等癥狀。
白血病前期
【癥狀】 容易反復感冒發燒
【鑒別】 有出血點、牙齦滲血
在臨床上，有很多白血病患者是因為感冒發燒去醫院就診時被發現的。白血病屬于造血系統疾病，由于白細胞減少，人的抵抗力下降，就容易反復地感冒發燒。因此，很多患者一開始都誤以為是呼吸道感染，往往喜歡自己吃點藥解決，結果病情越來越嚴重。
不過，也沒必要因此而恐慌。跟普通感冒相比，白血病前期的癥狀有幾個特征：一是會反復感冒發燒，持續時間長，越來越嚴重；二是身上會有出血點、皮下出血斑；三是會出現牙齦滲血、口腔內出現血泡；四是會出現貧血、頭暈、頭疼癥狀；五是急性白血病還會出現胸骨有壓痛癥狀。因此，一旦感冒后出現這些癥狀，建議去醫院做血常規檢查，然后遵醫囑做進一步檢查。
風濕性疾病
【癥狀】 紅斑狼瘡最初表現多是發燒感冒
【鑒別】 四肢關節腫痛、皮疹、口腔潰瘍
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所謂貨幣政策中介目標，就是在預測貨幣政策最終目標方面能夠提供有用信息、從而指引貨幣當局進行政策操作的變量。就像看病一樣，醫生并不直接知道病人到底患了什么病，他們只能通過對病人脈搏、血壓的分析來作出判斷，并據此開出藥方。通過對中介目標變動的分析，貨幣當局也可以了解到國民經濟運行的實際狀況以及其偏離調控目標的方向和程度，從而為下一階段的貨幣政策操作提供指導。引入中介目標概念以后，貨幣政策實施過程就通常被劃分為政策工具——中介目標——最終目標3個相互關聯的階段。
二戰以后，對貨幣政策中介目標的研究方法和角度雖然在不斷演進，但中介目標的選擇標準卻一直比較穩定，其基本選擇標準就是：（1）可控性，即中央銀行要能夠實現對該經濟指標的有效控制；（2）相關性，即人們要能夠從中介目標的變化中，比較準確地預測到貨幣政策最終目標的實現情況；(3)可測性，即中介目標要能夠被及時、準確地測量到。
從戰后各國的經驗看，充當貨幣政策中介目標的經濟變量可分為總量指標（貨幣量、信用總量）和價格指標（利率、匯率等）兩大類。并且，隨著實踐經驗的不斷積累和認識的不斷深化，充當中介目標的金融變量也處在不斷變化、發展的過程當中。
受維克塞爾和凱恩斯理論的影響，二戰后很長一段時間內，各國貨幣當局主要是通過調節再貼現率來影響市場利率水平，并以此來調節國民收入、維持“充分就業”。長期推行低利率政策導致了通貨膨脹的不斷發展（奧肯在事后曾承認，70年代對自然失業率的估計偏低，從而導致宏觀經濟政策過于寬松）。在石油危機的沖擊下，英美等國的物價上漲幅度急劇上升，從而使穩定物價的問題空前尖銳起來。
通貨膨脹的不斷發展促進了新貨幣數量論的復活。經過弗里德曼等人的理論努力，在學術界、決策圈乃至公眾范圍內逐漸形成了這樣一種思想潮流：只要控制了貨幣增長，就可以實現物價穩定和潛在的經濟增長。在這種背景下，英、美等國轉而采用貨幣量充當貨幣政策中介目標：在美國，美聯儲自1971年開始正式定期公布M1、M2、M3的目標增長幅度。1979年，美聯儲正式開始采用貨幣量作為貨幣政策中介目標。英格蘭銀行也于1976年正式采用貨幣量作為貨幣政策中介目標。在美聯儲采用貨幣量充當貨幣政策中介目標的同時，貨幣量指標卻發生了深刻變化：世紀60年代以來，各種結合了付息特征和隨時支取特征的金融創新產品不斷涌現，這不僅模糊了活期存款與定期存款的界限，也模糊了投機性貨幣持有和交易性貨幣持有的界限，使不同層次貨幣量變化同實體經濟運行的穩定聯系趨于破裂。不僅如此，國際資本的大規模流動也使英美等國越來越難以控制貨幣總量。到1982年，美聯儲放棄了M1，轉而利用M2充當貨幣政策的中介目標。1993年7月，格林斯潘宣布轉向盯住實際利率（但此后，格林斯潘再也沒有講過美聯儲推行的就是盯?。ㄕ鎸崳├实呢泿耪撸瑥亩鴱氐追艞壛素泿帕恐笜?。同樣的事情在英國也發生了：英格蘭銀行最初監測和控制是M3，此后不久就轉向了￡M3和國內信用擴張，1986年又改為M0，1990年，英格蘭銀行開始推行固定匯率制，從而徹底放棄了貨幣量指標。
貨幣量指標的失效使貨幣經濟學家再一次把注意力轉到金融價格指標上，宣稱利率、利率價差具有更好預測作用的文章大量出現。但是，這些研究多以格蘭杰因果關系檢驗法所表明的因果關系為依據，而這種因果關系本身并不足以表明其對實體經濟運行乃至物價變動具有較高的解釋度。進一步的實證研究還表明：在美國，利率、利差對實體經濟乃至物價水平變動的解釋能力自80年代后期以來又紛紛解體了。正反兩方面的經驗充分證明：雖然一些金融變量（價格或總量）對通貨膨脹或產出具有一定的預測力，但到底哪些變量可以具有預測力、在什么時間、什么地點它們才會具有預測力都是難于預測的。要提高對貨幣政策最終目標預測的準確性，就必須同時利用多種經濟變量所包含的有用信息。而這又與中介目標應具有的簡單明了、易于理解的特點產生了尖銳沖突。為了解決這一矛盾，一些國家取消了中介目標（如美國、日本）（在美國，一直有人主張通過推行“盯住通貨膨脹”的貨幣政策，以消除貨幣政策操作的個人色彩。在米什金看來，美國貨幣政策的基點，就是對物價穩定的高度關注，因此，他把美國的貨幣政策稱為“暗含的‘盯住通貨膨脹’”。在日本，則有人主張通過推行通貨膨脹政策來改變市場預期，使日本經濟擺脫長期衰退的困擾），而另一些國家（如英國、新西蘭等）則走向了“盯住通貨膨（Inflationtargeting）”。
1990年，新西蘭國會與其中央銀行（新西蘭儲備銀行）通過協商談判，確定了當年的反通貨膨脹目標并把該目標公諸于眾；同時，又明確了儲備銀行的責任：如果通貨膨脹水平未能降低到事先確定的目標區域，而儲備銀行又不能給出令人滿意的解釋，則儲備銀行行長就有可能被解職。這樣，新西蘭就成了全世界第一個采用“盯住通貨膨脹”貨幣政策的國家。此后，加拿大、英國、澳大利亞、泰國、韓國、南非等國先后宣布“盯住通貨膨脹”。到2000年初，“盯住通貨膨脹”的國家已達到30多個（“Inflationtargeting:“RemarksbyEdwardMGramlich
federalreserve.gov/boarddocs/speeches/2000/20000113.htm.）。
“盯住通貨膨脹”的貨幣政策主要包括以下內容：（1）確定、設置物價穩定的標準，并向公眾公布作為貨幣政策目標的通貨膨脹率；（2）央行建立模型預測通貨膨脹的發展趨勢，并以此指導貨幣政策的操作；（3）加強央行同公眾的交流，增加政策透明度；（4）增加央行獨立性，強化央行的責任。同貨幣量、利率乃至匯率充當中介目標相比，“盯住通貨膨脹”貨幣政策的操作直接指向政策最終目標（物價穩定），從而打破了傳統貨幣政策實施理論的三分法。由于公眾注意力被引導到對物價穩定的關注上，其對信貸總量、利率、匯率水平的關注程度自然會有所下降。這樣，央行就能夠在復雜多變的經濟環境中，綜合利用信貸、利率、匯率乃至股票價格變化所提供的信息，對本國的經濟運行和物價變動作出更加準確的預測和判斷，在此基礎上，中央銀行可以靈活運用利率、匯率乃至信用控制等政策手段，對經濟運行和物價變動進行靈活調節。這樣，“盯住通貨膨脹”就克服了傳統貨幣政策框架過度依賴單個特定金融變量的弊端，實現了政策操作規則性和靈活性的高度統一。正是基于此，米什金等人宣稱：“盯住通貨膨脹”已不再是貨幣政策規則，而是一種新的貨幣政策框架（AFramework,NotARule）（BenS.BernankeThomasLaubachFredericS.MishkinandAdamS.Posen:InflationTargeting:
LessonsFromtheInternationalExperiencePrinstonUniversityPress1999.）。
二、我國貨幣量指標充當中介目標面臨的困難
改革開放以來，由于通貨膨脹多次發作，也由于宏觀調控方式逐步向以間接調控為主轉變，要求選用貨幣量充當我國貨幣政策中介目標的呼聲不斷提高。1993年，《國務院關于金融體制改革的決定》明確指出：“貨幣政策的中介目標和操作目標是貨幣供應量、信用總量、同業拆借利率和銀行備付金率?！袊嗣胥y行根據宏觀經濟形勢，靈活地、有選擇地運用上述政策工具，調控貨幣供應量”。自1994年第三季度起，人民銀行開始逐季公布不同層次的貨幣供應量指標，這標志著我國開始向利用貨幣供應量充當中介目標過渡。1996年，中國人民銀行開始正式采用M1作為貨幣政策的中介目標，M0和M2為觀測目標。
但英美國家所發生的貨幣量指標有效性下降的現象在我國也出現了。
從相關性角度看，我國貨幣量增長同名義GDP增長之間的相關性比較低；并且，不同層次貨幣量的變動存在著嚴重的非同步性，貨幣量指標難以為我們提供明確一致的指導性信息。改革開放以來的實踐清楚地表明：影響我國貨幣需求（貨幣流通速度）的因素主要有：（1）以貨幣為中介的商品交易量。它不僅取決于國民收入（國內生產總值）總量，也取決于經濟的商品化、貨幣化程度；（2）國民收入分配格局的變化。國民收入分配向個人傾斜在帶來消費強勁增長的同時，也帶來了居民儲蓄的超常規快速增長；（3）以股票、債券為代表的直接融資導致資金流通渠道發生變化。同時，品種更加齊全的金融工具也影響到居民對金融資產的持有行為；（4）金融資產收益率的相對變動會對居民持有金融資產的行為產生影響；（5）居民對未來的預期既影響到居民消費，也會對居民資產持有量和持有結構產生影響。這五種因素對貨幣需求產生影響的性質不同，影響的力度和發揮作用的時間也不一樣，因此，我們不能期望貨幣變動一定要與國民經濟變動保持相當高的相關性、從而使我們能夠從貨幣量的變動中比較準確地預測到國民經濟變動的趨勢。同樣，伴隨著居民資產（金融資產）持有的日益多元化，我們也不能期望不同層次貨幣量變動之間保持高度的一致性。這一點，已經被改革開放以來的實踐所證實。根據1979～2001年間貨幣量與GDP增長率數據，我們可以知道：M0增長率與GDP增長率、M1增長率與GDP增長率、M2增長率與GDP增長率之間的相關系數分別只有0.614、0.305、0.54（具體如圖1所示）。根據1979年到993年貨幣增長的年度數據，我們還可以知道：M0與M1、M0與M2、M1與M2的相關系數分別只有0413、0.269和0.5。根據1994年第一季度到2001年第四季度貨幣量增長率的季度數據，我們可以知道：M0與M1、M0與M2、M1與M2的相關系數也分別只有0.705、0.513和0.539。
圖1貨幣量增長與GDP增長的低相關性
從可控性角度看，人民銀行對貨幣量的控制能力也比較低。我們知道，貨幣供應量是由流通中的現金和具有高度流動性的存款組成的。而中央銀行能夠直接控制的只是基礎貨幣〔具體由流通中現金和商業銀行持有的準備金（法定準備金和超額準備金）組成，亦稱高能貨幣〕，在基礎貨幣量和貨幣供應量之間還存在著一個商業銀行為了牟取更大經濟利益、利用手中持有的超額準備金發放貸款、創造存款的貨幣創造過程。這個“兩步走”的特點就決定了央行對貨幣供給只具有部分的控制力。央行對貨幣供應量不具有完全控制力的集中體現就是貨幣乘數的多變性。從貨幣乘數的計算公式，我們知道：貨幣乘數取決于法定準備金率、超額準備金率、現金漏損率、居民的存款結構等因素（其中，法定準備金率還是由中央銀行決定的）。所以，貨幣乘數能否維持在一個穩定的水平上，或按照中央銀行的意愿發生變化，就取決于超額準備金率（商業銀行對超額準備金的持有）和現金漏損率（居民對現金的持有）是否穩定、取決于居民對不同流動性金融資產的持有比率是否穩定或具有可測性。
從商業銀行持有超額準備金的角度看，在90年代初以前，在經濟高漲時期，中央銀行在“倒逼機制”作用下，投放了大量現金。當經濟走向低谷時，隨著貸款規模的下降，這部分基礎貨幣就過剩了。但在國債市場規模很小，中央銀行持有很少國債的情況下，中央銀行不可能通過拋售國債的辦法將這筆多余資金靈活收回，這就導致了銀行超額準備金的被動增加。反過來，當經濟轉向高漲時，各商業銀行則把資金拆借給下屬信托公司，通過迂回的辦法把這筆超額準備金貸放出去，從而造成信貸規模的急劇擴張。1992年上半年，在基礎貨幣投放減少的條件下，M1的增長仍能較上年同期增加32.8%，其根本原因就在于銀行系統超額儲備的迅速下降。隨著商業化改革的不斷深入和債券市場的發展，商業銀行對超額準備金的持有越來越依賴于其對成本和收益的權衡。而東南亞金融危機以來，出于防范金融風險的考慮，各商業銀行更是普遍增加了對超額儲備的持有。
從居民金融資產的持有行為看，我國居民持有現金的行為取決于收入、利率、金融資產多元化程度、對未來的預期等因素。1988年，人民銀行調高銀行存貸款利率，并對3年期以上定期儲蓄存款實行保值。結果，極大地調動了群眾儲蓄的積極性，加快了現金的回籠。開展保值儲蓄服務以后的4個月中，城鄉儲蓄的增長比前8個月高出15.89個百分點(景學成、沈炳熙等：《中國利率市場化進程》P69中國財政經濟出版社1999年)。10年以后，國家多次降低利率以刺激居民消費，但居民儲蓄存款卻大量分流到股票市場上，其根本原因就是股票投資收益率和銀行存款收益率的差距被拉大。另外，迅速發展的金融電子化浪潮在方便居民現金存取和交易支付的同時，也在一定程度上替代了現金流通。銀行超額儲備和居民現金持有行為的復雜多變性，決定了我國貨幣乘數的復雜多變性。我國貨幣乘數的變化情況具體如圖2所示(圖表資料來源：根據《中國金融年鑒》各期和中國人民銀行網頁公布的數據計算而得)。
圖2我國貨幣乘數的無規則變化
由于體制、制度乃至市場發育程度等因素的影響，我國中央銀行對基礎貨幣發放的控制力也不強。這一點，可以從圖3我國基礎貨幣的無規則增長中得到印證。在黨的“十四大”以前，“放權讓利”的改革使地方、企業和個人獨立的經濟利益不斷凸現，市場在資源配置中的作用不斷增強；但與此同時，我們卻沒有建立起相應的約束機制，整個社會充滿了強烈的投資沖動。在這種情況下，不僅貸款規模難以控制，現金投放計劃也很難得到嚴肅地遵守。黨的“十四大”以來，財政與銀行的關系逐漸理順、四大專業銀行商業化經營取得進展、企業市場約束和風險意識逐步強化……，這種種變化為人民銀行通過間接手段控制基礎貨幣的發行創造了有利條件。但恰恰就是自1994年以來，我國基礎貨幣投放的渠道發生了重大變化：外匯占款對基礎貨幣投放的影響越來越大。1994年以前，外匯占款在基礎貨幣發行中所占的比重一般都不到10%，但1994年以來，由于出口和國外直接投資的強勁增長，人民銀行通過購買外匯投放的基礎貨幣迅速增加，并發展成為我國貨幣發行的主渠道(1994年，我國通過外匯占款渠道投放的貨幣占當年基礎貨幣投放量的55.5%，并且此后連續數年，通過外匯占款渠道投放的基礎貨幣都維持在較高的
水平上。在東南亞金融危機、美國股市泡沫破滅、恐怖襲擊事件導致的世界性經濟衰退等因素的作用下，1998～2000年，我國通過外匯占款渠道投放的貨幣量有所減少。但自2001年起，我國外匯儲備又恢復了迅猛增長的勢頭，通過外匯占款渠道投放的貨幣量又開始迅速增加)。在保持人民幣匯率穩定的前提下，當外匯市場供求失衡時，人民銀行只能放棄對基礎貨幣發放的完全控制權，通過被動的外匯買賣來維持供求總量的平衡。特別需要指出的是，加入WTO以后，國內金融市場與國際金融市場的聯系將更加密切，跨國資本流動也將更加頻繁，這必然會進一步增加央行有效控制基礎貨幣增長的難度。
圖31985年以來我國基礎貨幣的無規則增長(根據王煜：《中國貨幣政策趨勢》P164和中國人民銀行統計季報整理)。
無規則的貨幣乘數變化和對基礎貨幣的低質量控制相結合，決定了我國貨幣供應量計劃目標的完成情況只能是較差。1994年以來我國貨幣增長計劃的完成情況具體如圖4所示。
圖4貨幣量增長率偏離計劃的情況
其實，即使在推行信貸規模管理的1985～1995年，信貸規模管理的具體實施情況也很不理想，根據王煜的統計，在1985～1993年的9年里，信貸實際增長幅度偏離計劃增長的程度占計劃增長速度的比率（絕對值），有3年超過了60%，有3年在24～40%之間，有兩年在15～20%之間，只有1年低于10%(資料來源：王煜：《中國貨幣政策趨勢》P134～135中國金融出版社1999年)。
不久前，中國人民銀行為了完善貨幣指標統計體系，決定把股票交易保證金計入貨幣供應量M2。需要指出的是：股票交易保證金屬于投機性資金需求性質，它的變動主要受資產相對收益率變動的影響，與實體經濟運行和物價變動沒有什么相關性。當貨幣供給M2的變化主要來自居民金融資產持有行為的變化時，其在預測實體經濟運行方面的有效性也必然會消失殆盡。
三、可行的對策思路
那么，解決問題的出路何在呢？在筆者看來，“盯住通貨膨脹”應當是好的選擇。但“盯住通貨膨脹”要以央行具有高超的經濟運行預測能力和高度的政策獨立性、以及貨幣政策、財政政策、匯率政策乃至產業政策之間密切配合為前提。所以，“盯住通貨膨脹”在目前的中國還不具備現實性，它只能是遠期目標和努力方向。當前，可行的選擇應當是在進一步增加貨幣政策透明度、強化央行獨立性（如自主調節利率等）的同時，淡化對貨幣量指標的關注，轉向綜合利用多種金融變量所提供的信息來指導貨幣政策的操作，而不是像一些學者所宣稱的那樣，考慮用利率取代貨幣供應量充當我國貨幣政策的中介目標。
今后我國貨幣政策的操作應當體現以下要求：
（一）央行責任更加明確，對央行的約束進一步強化
這主要包括以下兩方面的內容：賦予央行變更貨幣政策工具的自，不斷增強央行的獨立性；增加貨幣政策透明度，強化對央行的外部約束。
1995年《中華人民共和國中國人民銀行法》明確規定：“中央銀行就年度貨幣供應量、利率、匯率和國務院規定的其他重要事項作出的決定，報國務院批準后執行”，這表明我國央行并不具有真正的獨立性。相應地，貨幣政策委員會，這個在國外通常充當貨幣政策決策者的機構，在中國也只起一個政策咨詢機構的作用。這種做法，有利于中央政府綜合各種政策手段（財政政策、貨幣政策、匯率政策乃至直接的行政管制等）來維持物價的穩定，但卻使中國人民銀行面臨著權利與義務不對稱的尷尬局面。其結果，就是當物價出現波動時，沒有明確的主體來承擔相應的責任。因此，應根據時勢的變化，賦予央行更多的決策自，明確相應責任，不斷完善我國貨幣政策的決策機制。
目前，中央銀行公布的月度和季度金融數據，基本符合國際貨幣基金組織數據公布標準所要求的范圍、頻率和即時性要求。但和國際貨幣基金組織的要求相比，我國貨幣政策的透明度在以下方面還顯得不足：（1）在人民銀行網站上，對貨幣政策作用機制的說明不夠簡潔、形象，增加了公眾理解上的難度；（2）貨幣當局雖然已經能夠就貨幣政策的變更作出公開的解釋，但對于貨幣政策決策的具體過程卻缺乏說明，對貨幣政策改變對經濟運行和物價變動的影響，也缺乏可信的、比較準確的預測。這種種差距為今后增加貨幣政策透明度指明了方向。
（二）更加強調消費、投資等實際經濟因素變動對貨幣政策操作的指導意義
經濟結構的迅速變化帶來了貨幣流通渠道和規則的變化以及貨幣量指標有效性的下降；另一方面，資金流通環境的變化也改變著利率的作用環境，降低貨幣量指標有效性的因素也會降低利率指標的有效性，使利率調節作用表現出不確定性。貨幣量、利率等金融指標相關性的下降，不僅要求我們降低對貨幣量、利率等金融指標的關注程度，也要求我們尋找到新的、更有效的經濟運行預測指標（體系）。物價變動是全社會供求總量對比態勢發生變化的結果，因此，要準確預測物價變動趨勢，就必須更加倚重投資、消費、進出口乃至設備利用率等實體經濟指標所提供的信息。上世紀80年代以來，真實經濟周期模型一反過去側重于從金融變量預測經濟周期的傳統，把經濟變動的根源歸結為資本、勞動、技術進步等真實變量的變化上，并且能夠逐漸流行開來，在一定的程度上就反映了這種趨勢(MankiwG.:RecentDevelopmentsinMacroeconomics:aVeryQuickRefresherCourseJournalof
Money,CreditandBankingvol.21,1988pp.436～49.)。
（三）央行政策操作的手段應當更加靈活多樣
同成熟市場經濟國家相比，我國的市場經濟還不完善。所以，要擴大內需、消除通貨緊縮的壓力，就不能單純依靠降低利息率、放寬貸款條件的辦法，而應把著眼點放在理順關系、疏通渠道上，放在鼓勵金融創新、不斷完善金融服務和開拓新的信貸業務增長點上，放在調整信貸結構、以結構調整促進總量增長上。因此，我國的貨幣政策操作，不僅要依賴三大傳統工具（公開市場操作、改變再貼現率、調整存款準備金率），更要因地制宜，著力通過完善金融市場體系、加強制度建設、加強窗口指導等方式來實施貨幣政策，如通過發展個人消費信貸體系，促進居民消費結構的升級；通過完善助學貸款體系，推進“科教興國”戰略的實施；通過完善貸款擔保體系，增加對中小企業的貸款支持；改進農村金融服務，完善農村小額信用貸款方式，增加對農業的支持力度；適時發展民間銀行，促進金融體系競爭等。
（四）突出政策操作的“前瞻性”和“預防性”，注重對真實利率的調節
只有真實利率才準確反映了借貸雙方的利益分配關系，因此，能夠調節經濟運行的，自然是真實利率而不是名義利率。相應地，貨幣當局也應當把政策的著眼點放在對真實利率的調節上。真實利率等于名義利率減去借貸期間的物價上漲率，所以，要調節真實利率，央行就應當突出政策操作的“
預防性”和“前瞻性”，根據對未來一段時間內物價變動趨勢的預測來決定其名義利率的調節幅度。相反，僅僅根據上一階段的物價上漲幅度，對名義利率進行適應性調整，往往會因為物價變動幅度發生變化而導致實際利率調整不到位，發生貨幣政策“名緊實松”或“名松實緊”的現象。今后，應盡力避免這類現象的發生。
（五）區分外部沖擊的來源和性質，采取不同的應對措施
導致物價變動的原因，具體可分為帶來需求變動的需求沖擊和帶來供給變動的供給沖擊。沖擊的性質不同，對均衡國民收入水平和物價變動的影響也不一樣：需求沖擊會導致國民收入、物價與需求的同方向變動；而且，我們可以通過對總需求的逆向調節使物價恢復穩定，把國民收入保持在潛在水平上。而供給沖擊則帶來國民收入與物價的逆向變動，我們不能簡單地通過調節社會總需求的辦法，在保持物價穩定的同時，把國民收入均衡在潛在國民收入水平上。從維持經濟持續、穩定增長的角度看，當發生供給沖擊時，我們選擇的只能是以一定程度的物價穩定為前提，盡可能把國民收入維持在潛在水平上。這樣，在發生有利的供給沖擊時（如進口原材料價格大幅下跌），我們就應該適當降低物價穩定標準的上限門檻，及早采取相應的緊縮性措施，防止物價比較穩定但經濟已經過熱現象的發生（具體如80年代后期的日本經濟）。反之，當出現大的負面供給沖擊時，為了防止國民收入的過度下降，央行應適當提高物價穩定標準的上限門檻，容忍稍高程度的物價上漲（具體如70年代的聯邦德國經濟）(這種因外部負面沖擊而帶來的物價上漲，在德國曾被稱為是不可避免（unavoidable）的通貨膨脹)。此外，根據外部沖擊持續時間的不同，我們還可以把外部沖擊分為瞬時的（或一次性的）外部沖擊和持久的外部沖擊。如果貨幣當局對瞬時的外部沖擊作出敏感反應的話，那么，由于貨幣政策存在明顯的時滯效應，也由于外部沖擊對物價的影響是暫時的，貨幣當局穩定物價的舉措不僅不可能消除已經發生的物價波動，而且還會對后期的物價穩定產生負面影響。相反，對于持續性的外部沖擊而言，由于其對價格的影響也是持續的，貨幣當局應及時推出適當的應對措施，以維持物價穩定。
霍懋征范文6
關鍵詞：出口貿易；貨幣政策；VAR模型；實證研究
中圖分類號：F79 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2013）04-0-02
一、研究背景
席卷全球的金融危機由 2008年 9月15日投資銀行雷曼兄弟公司宣布申請破產保護作為觸發點，隨后美國近十年的金融寬松政策所積累出來的漏洞迅速在發酵，緊接著美國的這場金融危機開始逐漸衍變為危及全球的金融海嘯。從2008年開始，世界上主要的危機體都出現了金融機構倒閉事件，并蔓延到實體經濟后，各國的失業率劇增，經濟增長出現衰退甚至負增長。美國作為世界上最大的經濟體，是各國出口的重要目的地，但在金融危機爆發后，美國國內對進口商品的需求急轉直下，進而嚴重威脅到全世界的經濟發展。
在全球金融風暴中，處于風口浪尖的進出口行業受到的沖擊最直接也最嚴重。首先，危機從金融層面轉向經濟層面，直接影響出口。美國消費支出占GDP的70%以上，2007年美國國內消費規模約10萬億美元，而同期中國消費者支出約為1萬億美元。短期內，中國國內需求的增加無法彌補美國經濟對華進口需求的減少。據測算，美國經濟增長率每降1%，中國對美出口就會降5%～6%。其次，次貸危機進一步強化了美元的弱勢地位，加速了美元的貶值速度，從而降低了出口產品的優勢。與此同時，國際貿易保護主義重新抬頭，特別是主要的發達國家，為了穩定國內市場和促進就業，紛紛采取貿易保護主義政策，表現為一方面大幅提高進口關稅，另一方面設置重重的非關稅壁壘，如反傾銷、反補貼等來打壓國際市場上的競爭對手以保護國內市場。在上述因素的作用下，中國出口呈現減速跡象。與據海關初步統計，2008年1—9月全國進出口總值為19671.3億美元，同比增長25.2%，其中：出口10740.6億美元，增長22.3%；進口8931億美元，增長 29%；而2009年1—9月，全國進出口總值為15578.2億美元，同比下降 20.9%，其中：出口8466.5億美元，下降21.3%；進口 7111.8億美元，下降20.4%。直到2009年 12月底，全國當月進出口總額才出現了同比正增長[1]。針對這一狀況，從2009年年初開始，為扭轉經濟增速的急速下滑，中國人民銀行執行寬松的貨幣政策，具體包括 6次下調基準利率，5次下調存款準備金率，并不斷新增貸款，擴大貨幣供應增長幅度的貨幣政策和啟動了總額達4萬億元的擴大內需的財政政策。截至2009年年底，各類政策效果明顯，中國率先擺脫金融危機陰霾，整體經濟形勢呈現企穩復蘇的態勢。
對于目前良好的經濟形勢，學術界普遍認同，2009年開始實施的一系列貨幣政策和財政政策，有效地擴大了市場的有效需求，特別是貨幣政策，在短期內促進了國內投資的增長，而對于一系列貨幣政策是否對進出口部門有所影響，國內學者李津（2010）[2]在其《貨幣供應量與進出口貿易的動太相關性研究》一文中，采用VAR模型對其進行了研究。但該文在如下兩個方面值得商榷：第一，該文采用2006—2009年的數據，但是我國在2009年初才開始執行較寬松的貨幣政策，由于該政策存在時滯性的問題，該時期的數據有可能無法模擬出貨幣政策的效果。第二，Rudiger Dornbusch、Stanlery Fisher、Richard Startz（1977）[3]的研究表明，執行寬松的貨幣政策時，會引起國內總產出的增加，我國學者耿中元、曾令華（2008）[4]也得到相同的結論，可以看出貨幣政策有可能影響凈出口，但對進出口總額的影響是不明確的，將進口數據與出口數據簡單的相加得到的進出口數據，可能無法反應出貨幣政策對兩者的分別影響。因此，本文將采用2009年1月至2012年6月的數據，仍采用VAR模型動態分析金融危機期間貨幣供應量與出口總額之間的動態關系，以此來驗證其結論的正確性，并為后金融危機時期的中國進出口部門和宏觀經濟政策提出有效的政策建議。
二、實證研究
（一）數據來源及其處理
本文將樣本期間定為 2009年1月至2012年6月，以檢驗央行執行寬松貨幣政策之后，與出口額之間的相互影響。貨幣供應量采用廣義貨幣供應量 M2，數據來自于中國人民銀行官方網站；出口額月度數據來自于中國海關總署官方網站。考慮到消除量綱的影響以及對時間序列數據進行對數化后容易得到平穩序列，而且不改變序列數據的特征，對變量作對數化處理，并將廣義貨幣供應量和進出口總額分別記為lm2，lexport。
（二）平穩性檢驗
由于時間序列普遍具有非平穩性的特點，而非平穩數列容易造成偽回歸現象。因此，我們在進行回歸模擬之前必須要對變量進行平穩性檢驗，由于在前面已經對數據進行過對數處理，實質上已消除了一階單位根的影響。再對對數化后的數據進行ADF單位根檢驗，檢驗結果如下：
本文選用加入漂移項和截距項模型進行ADF檢驗，從表1的結果來看，lm2以及lexport兩個變量在5%顯著性條件下是平穩的，因此，可以對其進行回歸模擬分析。
（三）格蘭杰因果檢驗
經濟時間序列會經常出現偽相關的問題，即經濟意義表明幾乎沒有聯系的序列卻可能得到較大的相關系數，比如有人做過女性裙子長短與經濟增長之間的關聯度分析，盡管它們之間沒有經濟相關性，但在一些數據中卻能發現存在正相關性。因此，進行格蘭杰因果檢驗是有很大的必要性。
從表2的檢驗結果來看，出口額和貨幣供應量是一對相互影響的變量，也就是互為因果，無法區分自變量和因變量。在這種情況下，建立線性模型是不合適的，而建立VAR（向量自回歸）模型是合理的。
VAR模型重點并不在于對其系數的深究，而在于其內部各個變量之間的相互影響的關系，也就是脈沖響應分析和方差分解分析。
（四）脈沖響應分析
在向量自回歸模型的基礎上，通過脈沖響應函數隨機擾動項的一個標準差變動來考察它對內生變量及其未來取值的影響?？紤]每一個變量作為因變量時，來自其他變量包括因變量自身的滯后值的一個標準差的隨機擾動所產生的影響，以及其影響的路徑變化，即由所得的 VAR模型基于脈沖響應函數式，可以得到貨幣供應量和進出口總額之間的相互沖擊的動態響應路徑。如下圖所示，橫坐標是脈沖響應函數的未來響應基數，縱坐標是因變量對擾動項的一個標準差沖擊的響應程度[5]。
圖1表示廣義貨幣供應量的一個信息沖擊給自身所帶來的影響，可以看到這種影響是相當平穩且具有較持久的平穩性。圖2表示出口額的一個信息沖擊會給廣義貨幣供應量帶來的影響，在短期內這種影響是負面的，即出口額增加會引起貨幣供應量的下降，但在第6期以后，出口額對貨幣供應量的影響就會呈現正向效應。從長期角度來看，出口額增加會導致貨幣供應量的增加，但影響會在將來慢慢減小，第10期以后基本消失。這說明我國的貨幣政策還是有相當程度的獨立性，央行的政策受外部因素影響較小。
圖3表示貨幣供應量的信息沖擊導致的出口額的變化，這種影響也是在短期內呈現出負影響，但在第4期之后也會引起出口額的增加，且影響會慢慢加大。圖4表示出口額變動對自身的影響，這種影響效果是比較短暫的，但第2期的時候影響基本消除。這說明我國的國際貿易受貨幣政策影響較大，而自身的調節能力較小，外貿出口需要政府政策的扶持。
（五）方差分解分析
為了更進一步了解進出口與貨幣供應量M2之間的相互作用關系，考察它們相互影響的程度，可以對上述VAR模型做方差分解分析。與脈沖響應函數法采用信息沖擊來觀察變量波動的方法不同，方差分解則是一種將變量預測方差進行分解的技術，某個變量預測方差有可能由自身引起，也可能由系統內其他變量引起。將這個預測方差分解為自身和系統內其他變量作用的結果，可以發現該變量變化的原因，并且能直接的反映出每種影響因素的大小[5]。
圖5顯示，對影響我國貨幣供應量的因素中，最主要因素來源于其自身。從圖5中可以看出，在第1期，貨幣供應量變動只受其自身因素影響，到第2期時，開始穩定，其自身因素占到總變動因素的90%以上。從圖6可以看出，出口額貿易對貨幣供應量的變動影響是很有限的，僅在第2期與第3期時影響較大，到第4期時隨時間增長而下降，保持在10%以下。這也驗證了在脈沖響應模型中所描述的我國央行政策制定的獨立性。
圖7中顯示，貨幣供應量在第3期后，對出口額影響變動的貢獻率維持在40%的較高水平上，隨著時間的增長而緩慢增長。由圖8可以看出，出口額對自身變動的影響也較大，但第3期后開始減小，隨著時間的增長而緩慢下降。這說明我國的貨幣政策對出口額有著舉足輕重的影響，要積極的運用貨幣政策來促進出口貿易。
三、結論
從以上的分析我們可以看出，我國的貨幣政策對于出口額影響是比較大的，這與李津（2010）[1]得出的結論相反，由此可看出我國的貨幣政策的確是存在時滯效應，并且政策對出口與進口的影響可能存在相反的作用；相對而言，出口額對貨幣政策的影響相對而言是比較小的。眾所周知，在2008年世界性的經濟危機中，我國經濟能夠保持比較高的增長，是與我國貨幣政策有很大的關系，其中四萬億的投入對貨幣供應量的增大起著重要的作用，這也說明了中央政府的決策使我國渡過了最艱難的世界經濟大蕭條時期。但另一方面，實證結果也說明了出口額對貨幣政策影響很小，也就是出口額的增大無法對貨幣供應量的增大形成一個良好的制約作用，從而可能會引起例如通貨膨脹的惡果，這在我國今天也能看到，CPI的持續上漲與天量的貨幣供應有著密切的關系[6]。因此，本文提出以下兩條建議：
1.在全球經濟還不是太景氣的情況下，適度的放松貨幣政策，擴大貨幣供應量是一條可取的政策，可以緩解國內消費不足和就業壓力較大的嚴峻形勢，擴大出口額。
2.在天量貨幣供應量的情況不可能短時間解決的背景下，應該進行必要的宏觀調控，減緩CPI指數高漲的趨勢，減少國內矛盾。在進行適度寬松的貨幣政策同時，可以進行減稅等一系列緊縮財政政策操作和擴大銀行等金融行業業務范圍，拓寬國內居民投資的渠道，讓這些熱錢有一個合理的輸送渠道。
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