我国货币流动性过剩外部传染效应的实证检验.doc

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1、我国货币流动性过剩外部传染效应的实证检验庞晓波 庞晓波（1955），男，吉林大学商学院数量经济学教授，博士生导师。 李艳会 梁风波（吉林大学数量经济研究中心、吉林大学商学院 130012）内容提要：本文认为，随着国际经济一体化进程的不断深入，国际间的流动性过剩正在通过贸易及跨国投资渠道在国家间逐渐蔓延，甚至有泛滥的趋势。我国近年的货币流动性过剩问题，与重要的贸易相关国家对我国的货币流动性外部传染效应有一定关系。本文运用协整检验、向量自回归、脉冲响应函数、方差分解等方法，针对欧美日等国家流动性冲击对我国货币流动性的传染问题进行实证分析。实证结果表明，我国的流动性过剩受外部影响显著。关键词：全球流

2、动性外溢 Johansen协整检验 VAR 脉冲响应 方差分解一、引言2006年以来，学术界普遍认为我国存在流动性过剩现象。徐茂魁等(2007)认为，高增长率与高储蓄率是我国流动性过剩的主要原因，流动性过剩可能成为我国经济运行的一种常态；卜永祥(2007)把我国流动性过剩的原因归结为基础货币投放过快、金融机构货币信贷扩张意愿强烈以及国内资本市场的活跃；唐双宁(2007)认为，我国流动性过剩的主要原因是出口导向型经济和结汇政策、持续走高的储蓄率以及过低消费水平；徐丹丹(2007)通过微观市场主体(银行、居民、企业和政府)以及宏观经济结构内外部失衡两个层面阐述了我国当前流动性过剩的根源；钱小安(2

3、007)总结我国流动性过剩的主要原因在于经济的过快增长、国际资本流入、宽松的货币政策以及市场投资诱因；彭兴韵(2007)认为我国流动性过剩的根源不在于货币供应与信贷的较快增长，而应是人们持有的短期资产超过了合意的均衡水平，长期资产不足。经济全球化的新时代背景，使各国经济的传染性和脆弱性也大大不同于以往。美国的一场次级债危机引发了全球金融市场大动荡，流动性过剩的问题席卷全球。我国流动性过剩问题与全球经济一体化的时代背景密不可分。张雪春(2007)把我国流动性过剩问题的根源归结为内外部因素共同作用的结果；王建(2007)认为，我国流动性过剩的直接原因是大量外资的流入，是新的全球化浪潮的结果；唐双宁

4、(2007)认为我国的流动性过剩与国际流动性密切相关，但并没有对此进行进一步的分析。Rasmus Rffer和Livio Stracca(2006)分析了国际流动性冲击对美国、欧元区、日本等主要国家和经济体的影响，得出全球流动性冲击对发达国家溢出效应显著的结论。本文运用协整检验、向量自回归(VAR)、脉冲响应、方差分解等方法，对美、欧、日货币流动性冲击对我国货币量及产出的影响进行实证研究，分别针对美国、欧元区及日本对我国流动性的传染效应建立三个VAR系统，并将汇率、利率、物价水平纳入这三个VAR系统中。本文的研究将为流动性国家间传染效应提供理论上的分析，并为我国流动性过剩受外部传染的事实提供实

5、证检验。本文其余部分结构安排如下：第二部分对货币流动性溢出的相关理论进行综述；第三部分定义变量和数据、给出实证结果及分析；第四部分给出本文结论。二、货币流动性溢出的相关理论金本位制具有防止各国贸易账户失衡的自动调整机制，在金本位制下，贸易失衡不会维持很久，世界经济也不会产生流动性过剩现象。1971年美元和黄金脱钩，彻底改变了世界经济和国际金融市场的格局。1973年以后，世界几大经济体的货币陆续与黄金脱钩，美元取代黄金成为国际货币体系的基石，而这正是全球经济失衡和流动性过剩的根源。近年来的全球流动性过剩本质上是纸币本位下的一种货币现象，美元本位制使全球经济陷入了全面流动性过剩的窘境。Cassel

6、(1922)系统的提出了购买力平价理论，为货币流动性在国家间的溢出提供了一定的理论支持。假设商品套利是完美的(完全信息、无交易成本、商品同质、投资者理性)，同一物品在任何国家的价格按照货币比价换算后完全相同。其“一价定律”如(1)式所示： (1)其中i为商品代码，和分别表示本国和外国在t时期商品i的价格，为t时期的名义汇率。假定在两个国家存在同样的N种商品，每种商品的物价权重在两国是相等的，均为，。则和分别代表两国的一般物价水平。当一国的货币量增加，导致本国物价上涨时，可以通过汇率传导到外国，导致外国的物价水平上涨、货币量增加。对于国际间货币传导机制的研究，蒙代尔弗莱明模型(The Munde

7、ll-Fleming framework)具有比较深远的影响力。扩张性的货币政策冲击，既中央银行提高货币供给量，导致本国利率下降，本国资本流出，进一步导致本币贬值，本国产品的国际竞争力提高，本国产出增加。这种货币政策效果是通过牺牲外国产出为代价来提高本国产出水平的，因此带有明显的“与邻为壑”性质。货币量是一个内生变量，并不会直接外溢，然而，当外国的货币当局把提高货币供给量作为应对办法的时候，便会产生这样一种现象：一国提高货币供给量，会导致贸易相关国家的货币当局增加货币供给量，以此来抵消“支出转移效应”给产出带来的影响，两国的产出水平并没有因此而发生很大的变化。Obstfeld和Rogoff(1

8、995)在其新开放经济模型(The New Open Economy Models)中指出，在名义刚性和跨国资产不完全替代的前提下，传统的MF模型的结论是不正确的，扩张性的货币政策能够达到本国与外国产出同时增加的结果。在MF模型中，扩张性货币政策导致本币贬值，外国产品竞争力下降。然而，由于外国货币的升值，导致粘性价格预期上升，降低了外国资产的实际利率，现期消费将会比将来消费更加便宜，从而当期消费需求增加，导致产出增加。按照新开放经济模型的思路，一国的货币供给量增加，将导致本国和外国产出的同时增加。按照这一研究框架，许多学者进行进一步的研究。Betts和Devereux(2001)认为，由于公司

9、定价策略的依据是整个国际市场，而不单纯是国内市场，因此为了维持现有的市场份额，本国利率下降的情况下，公司并不会急于更改产品价格，因此一国的扩张性货币政策并不会带来外国产出水平的变动，或者说这种变动并不显著。Borondo(2000)认为，经济发达的国家，其货币政策的取向会在一定程度上影响外国的产出及货币量，而不发达国家的这种影响则不显著。Kollmann(2001)认为，跨国流动性可以通过成本推动型的冲击进行传导。如果外国的货币供给量增加，在价格变动没有被汇率变动所补偿的前提下，本国出口将会增加，本币升值，那么这将直接导致企业的边际正本增加，从而导致成本推动型的通货膨胀。Rasmus Rffe

10、r和Livio Stracca(2006)通过实证分析，发现1995来以来，国际流动性冲击引起美国、欧元区、日本的物价显著上涨，特别是欧元区物价上涨的73%来自这一外部冲击。国际流动性过剩还给三大经济体带来了股市和楼市综合资产价格11-17%的波动。国家的大小、国力的强弱和经济对外开放的程度，将影响其对国际流动性冲击的承受能力。国力雄厚的发达国家，在国际贸易中一般处于主动有利的地位，它们受国际流动性冲击的影响要小一些，而其对国际流动性过剩及紧缩的形成和对他国流动性的影响要大一些。另外，开放程度越大，可能受国际流动性冲击的影响越大，反之则越小。我国在2005年7月人民币汇率形成机制改革之前，汇率

11、基本上是固定的，利率市场化程度也很低，在这两条主要传导途径都不十分顺畅的情况下，理论上讲，国际流动性过剩给我国经济带来的影响应该并不显著。事实是否与理论假设相符呢？本文以下部分将对此进行实证分析。三、欧美日等国家流动性对我国货币流动性影响的实证本文以Rasmus Rffer和Livio Stracca(2006)的国际流动性传染的投资组合模型为基础，进行实证研究。该模型包含四个资产市场：国内货币市场M，国内证券市场B，外国证券市场B*，本国实际资本市场K，如方程(2)、(3)、(4)、(5)所示。 (2) (3) (4) (5)i，i*，r，Y分别代表本国利率、外国利率、双边汇率及本国产出水平

12、，W代表投资组合总资产。国内各个资产与总资产是成比例的。每种资产的投资组合份额与其自身的收益率正相关，与其他资产的收益率负相关。方程(5)是投资组合的预算约束。与标准的投资组合模型相比，货币资产是内生的，因此考虑货币资产的内生改变的可能性。关于货币的内生性，假定中央银行以调节利率作为调控手段，而不是货币供给量。私人经纪人可以通过国内证券市场调整他们货币资产的持有量。经纪人可以将国内证券转换为现金。考虑外国实行扩张性的货币政策，导致外国的利率减少。由于持有货币的机会成本减少，外国的中介经纪人将减少外国证券市场的资产而持有更多的外国货币，从而使外国的货币资产持有量增加。外国利率的减少似乎会吸引国内

13、的中介经纪人对于国内货币及国内证券的持有。在短期，外国的货币扩张对国内货币资产的影响似乎是不明确的。如果国内货币需求对外国利率的弹性在任何时期均大于国内货币需求对国内证券的弹性，短期内国内货币资产量将会增加。在长期的均衡中，货币资产的增加同样是不明确的，取决于实际资产的需求弹性。特别地，当把实际资产的投资考虑进去，短期的货币余额将大于经纪人想要持有的数量。在这种情况下，由于对实际资产的投资需求增加，货币余额将会随着时间的推移而逐渐减少。当实际资产的收益重新回到投资组合均衡时，达到均衡。基于上一节中对于流动性外溢传导机制的分析，我们发现，流动性冲击是以国与国之间的进出口作为主要传导途径，因此，在

14、实证分析的过程中，我们并不考虑国外整体的流动性冲击对于我国产出及货币量的影响。美国、欧盟及日本作为世界经济的三极，对全球经济的影响举足轻重，与我国的贸易往来也最为密切，因此，本文选取美国、欧元区及日本作为我国流动性过剩受国际传染的冲击源头。本文的目标变量选取美欧日的流动性水平(用M2/GDP衡量)、我国的产出水平(GDP)及我国的广义货币量(M2)，中间变量选取欧美日的利率、欧美日与我国的双边汇率、我国的利率及我国的物价水平。根据数据的可获得性原则，本文选取的样本区间为1996年第1季度2007年第四季度。如无特殊说明，本文中变量均取实际值，既剔除了物价变动的影响。数据来源为：国际货币基金组织

15、数据库(http:/www.imfstatistics.org/imf/)；中华人民共和国国家统计局网站(1ADF单位根检验及协整关系检验首先，对各变量进行ADF单位根检验。其中，LU、LJ、LE分别代表美国、日本及欧元区的货币流动性水平(用M2/GDP来衡量)，EU、EJ、EE分别代表中美、中日及中欧之间的实际汇率，RC、RU、RJ、RE分别代表我国、美国、日本及欧元区的实际利率(银行间同业拆借隔夜利率减去居民消费价格指数的变动率)，GDPC代表我国的实际国内生产总值，M2C代表我国的广义货币量，PC代表我国的物价水平(用居民消费价格指数CPI来衡量)。除利率变量以外，其他变量均取对数，以消

16、除异方差，将指数趋势转换为线性趋势，便于弹性分析，且这种变换不影响变量之间的长期稳定关系和调整效应。根据ADF检验的结果，各变量的水平值为非平稳序列，一阶差分序列为平稳序列，我们只给出一阶差分序列的ADF检验结果，如表1所示。表1 ADF单位根检验变量统计量t-Statistic检验类型(c,t,n)1%显著水平临界值5%显著水平临界值10%显著水平临界值CGPD-6.543*(c,n,4)-3.581-2.927-2.601M2C-5.842*(c,n,4)-3.585-2.928-2.602PC-9.412*(n,n,4)-2.620-1.949-1.612CR-6.660*(c,n,4)

17、-4.171-3.512-3.186EU-2.707*(c,n,4)-3.597-2.933-2.605RU-3.141*(c,n,4)-3.581-2.927-2.601LU-4.607*(c,t,4)-4.171-3.511-3.186EJ-6.711*(c,n,0)-3.581-2.927-2.601RJ-5.813*(c,n,4)-3.581-2.927-2.601LJ-4.844*(c,n,4)-3.581-2.927-2.601EE-5.303*(c,n,4)-3.581-2.927-2.601RE-3.506*(c,n,3)-3.581-2.927-2.601LE-3.155*(

18、c,n,4)-3.592-2.931-2.604注：括号内字符表示检验的类型，c表示含截距，t表示含有时间趋势，n表示不含时间趋势，数字表示滞后阶数。*表示在10%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，*表示在5%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，*表示在1%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设。接下来进行协整分析。分别考察美国、日本及欧元区的流动性冲击对我国经济的影响，我们将变量分成3组第一组（美国组）：LU，EU，RU，CGDP，CM2，CP，CR。第二组（日本组）：LJ，EJ，RJ，GDPC，M2_C，PC，RC。第三组（欧元区组）：LE，EE，RE，GDPC，M2C，PC，RC。，

19、用Johansen最大似然法分析各组变量的协整关系。协整模型的设定和滞后期确定原则是先根据最小化AIC和SC信息的标准选取，然后进行模型检验(Cochrane-Orcutt和CUSUMS等方法修正残差自相关、正态性检验和稳定性)，若不能通过检验，则重新进行设定，直到找到相对理想的模型。经过反复检验确定协整变量具有线性趋势、无截距项，3组变量分别选择滞后4期、滞后3期及滞后4期，Johansen协整检验结果见表2。表2 Johansen协整检验结果第一组（美国组）：LU，EU，RU，CGDP，CM2，CP，CR假设的协整关系数特征值迹统计量5%临界值P值None*0.9991015.120 12

20、5.615 0.000 Atmost1*0.990 431.145 95.754 0.000 Atmost2*0.909 232.305 69.819 0.000 Atmost3*0.750 129.454 47.856 0.000 Atmost4*0.645 69.763 29.797 0.000 Atmost5*0.427 25.206 15.495 0.001 Atmost60.029 1.257 3.841 0.262 第二组（日本组）：LJ，EJ，RJ，GDPC，M2_C，PC，RC假设的协整关系数特征值迹统计量5%临界值P值None*0.973 458.987 125.615 0.

21、000 Atmost1*0.916 303.834 95.754 0.000 Atmost2*0.867 197.414 69.819 0.000 Atmost3*0.715 110.562 47.856 0.000 Atmost4*0.549 56.621 29.797 0.000 Atmost5*0.379 22.379 15.495 0.004 Atmost60.043 1.880 3.841 0.170 第三组（欧元区组）：LE，EE，RE，GDPC，M2C，PC，RC假设的协整关系数特征值迹统计量5%临界值P值None*0.992 556.881 125.615 0.000 Atmo

22、st1*0.958 349.707 95.754 0.000 Atmost2*0.842 213.693 69.819 0.000 Atmost3*0.743 134.250 47.856 0.000 Atmost4*0.604 75.845 29.797 0.000 Atmost5*0.548 36.034 15.495 0.000 Atmost60.042 1.856 3.841 0.173 注：*表明在5%的显著性水平下拒绝原假设。从Johansen协整检验结果来看，在5%的显著水平下三组变量之间均存在5个协整关系，其长期均衡关系如下： (-5.14) (4.49) (-10.21) (

23、-4.91) (5.77) (-5.48) (-4.34) (-3.28) (3.26) (-5.96) (-4.51) (3.29) (-3.82) (4.29) (-3.93) (-4.12) (-4.82) (-3.52)括号中的数字表示各个系数的t统计量，所有系数都通过显著性为5%的t检验进入协整方程。从长期均衡关系来看，美国、日本及欧元区增加1%的流动性，将会导致我国产出分别下降0.543%、0.606%及0.229%，货币量分别增加0.202%、0.621%及0.089%。对于第一、二、三组变量，分别建立7变量VAR(4)、VAR(3)及VAR(4)模型如下：VAR1=VAR(LU

24、，EU，RU，RC，PC，GDPC，M2C)VAR2=VAR(LJ，EJ，RJ，RC，PC，GDPC，M2C)VAR3=VAR(LE，EE，RE，RC，PC，GDPC，M2C)2脉冲响应分析脉冲响应分析的结果与变量进入VAR的顺序有关，本文根据识别假设，根据国家间流动性传染的传导链条中各变量发生作用的先后顺序，对变量进入VAR的顺序进行安排，设置各变量进入VAR的顺序为：LU(LJ、LE)、EU(EJ、EE)、RU(RJ、RE)、RC、PC、GDPC、M2C。具体传导理论如第二部分所述。分别对VAR1、VAR2、VAR3进行脉冲响应分析，结果如图1-图6所示：图1我国产出对美国流动性冲击的脉冲

25、响应 图2我国货币量对美国流动性冲击的脉冲响应在由LU(LJ、LE)、EU(EJ、EE)、RU(RJ、RE)、RC、PC、GDPC、M2C构成的VAR系统中，本文选择时间滞后为10期。给LU(LJ、LE)一个标准差大小的冲击，得到关于我国产出GDPC和我国货币量M2C的脉冲响应函数图。图1和图2（图3和图4，图5和图6）中，横轴分别表示冲击作用的滞后期间数(单位：季度)，纵轴表示我国产出水平GDPC和我国货币量M2C，实线表示GDPC和M2C对LU(LJ，LE)冲击的脉冲响应函数。在图1中，我国GDP对美国流动性冲击具有一定持久的负向响应。前两个季度的响应十分微弱，从第3季度开始出现持续的负响

26、应，第5季度开始到第10季度基本趋于稳定。可以看到，美国的流动性过剩对于我国的产出水平具有持续性的负向影响，这与理论综述部分所分析的“与邻为壑”效应是一致的。在图2中，我国货币量M2C对美国的流动性冲击具有越来越显著的正向响应。第1季度的响应并不明显，从第2季度开始，正向响应开始显现，并从第8季度开始，正向响应有继续扩大的趋势。这说明，当美国实行扩张性的货币政策，会对我国的货币量产生一个正向的影响，这与理论部分分析的国家间的货币传导是一致的。图3我国产出对日本流动性冲击的脉冲响应 图4我国货币量对日本流动性冲击的脉冲响应在图3中，我国GDP对日本的流动性冲击在第1季度几乎没有响应，第2季度和第

27、3季度的响应略有反复，从第4季度开始，显现出持续的负向响应，并在第9季度达到最大值。总体来看，日本的流动性过剩能够带来我国产出水平的下降，并且这种冲击具有一定的持久性。在图4中，我国货币量M2C对日本的流动性冲击具有一定持久的正向响应。第1季度的响应很微弱，从第2季度开始，正向响应开始显现，并在第7季度达到最大值。这说明，日本的流动性增加，会带来我国的货币量的增长。图5我国产出对日本流动性冲击的脉冲响应 图6我国货币量对日本流动性冲击的脉冲响应在图5中，我国的GDP对欧元区的流动性冲击在第1季度并不明显，第2季度和第3季度负向响应开始显现，经过第4季度的反复，从第5季度开始，继续呈现出负向响应

28、，并在第6季度后逐渐趋于稳定。可以看出，欧元区的流动性冲击从长期来看，会带来我国的产出水平的下降。在图6中，我国货币量M2C对欧元区的流动性冲击具有先升后降的正向响应。从第1季度开始，这种正向响应就开始显现，并在随后的几个季度逐渐扩大，到第5季度达到最大值。随后几个季度，这种正向响应逐渐变弱，到第10季度响应变得很微弱。从整体来看，欧元区的流动性过剩能够带来我国货币量的增加。从图1到图6的脉冲响应结果来看，美欧日的流动性冲击会带来我国的产出水平的下降及货币量的增加，货币流动性传染效应得到验证。3方差分解分析表3 方差分解VAR1我国产出水平GDPC的方差分解季度标准差LURUGDPCM2CPC

29、RCRU10.0190.0262.56797.4060.0000.0000.000 0.00050.0325.74318.73539.28519.4946.7329.478 0.532100.0347.64420.51335.04318.0498.5279.696 0.528VAR1我国货币量M2C的方差分解季度标准差LURUGDPCM2CPCRCRU10.013 2.948 17.425 4.778 74.849 0.000 0.000 0.000 50.020 12.643 19.333 13.793 38.509 6.466 7.913 1.344 100.024 14.829 22.1

30、39 13.611 28.609 11.953 6.897 1.962 VAR2我国产出水平GDPC的方差分解季度标准差LURUGDPCM2CPCRCRU10.008 4.668 0.205 95.128 0.000 0.000 0.000 0.000 50.014 8.100 9.605 55.352 9.159 3.072 4.868 9.844 100.017 13.060 9.231 43.883 10.086 3.055 5.820 14.864 VAR2我国货币量M2C的方差分解季度标准差LURUGDPCM2CPCRCRU10.045 0.170 0.427 22.276 77.1

31、26 0.000 0.000 0.000 50.083 10.061 16.593 10.519 37.093 0.448 6.463 18.822 100.102 10.115 17.238 11.020 31.097 1.268 5.587 23.675 VAR3我国产出水平GDPC的方差分解季度标准差LURUGDPCM2CPCRCRU10.008 0.000 1.919 98.081 0.000 0.000 0.000 0.000 50.011 6.789 5.592 52.907 11.820 9.287 5.452 8.152 100.014 6.676 9.843 47.702 1

32、1.088 10.836 5.411 8.443 VAR3我国货币量M2C的方差分解季度标准差LURUGDPCM2CPCRCRU10.048 1.152 2.668 15.198 80.982 0.000 0.000 0.000 50.062 10.369 6.870 15.127 60.206 4.010 1.001 2.416 100.068 17.641 6.956 14.244 47.615 5.750 1.525 6.269 从方差分解的结果来看，美国的流动性冲击对我国实际产出、货币量的长期解释力度分别为7.644%、14.829%；日本的流动性冲击对我国实际产出、货币量的长期解释力

33、度分别为13.060%、10.115%；欧元区的流动性冲击对我国实际产出、货币量的长期解释力度分别为6.676%、17.641%。结果表明，变量对自身变化的解释力度最大，我国流动性过剩的根源还是在国内。同时，美欧日对我国的流动性传染效应也是存在的，美欧日流动性外溢对我国的产出水平和货币量的长期解释力度很显著。值得思考的一点是，2005年7月以前我国的汇率制度是盯住美元的固定汇率制度，我国的利率市场化程度也一直比较低，市场自身无法顺利行使“价格调节”的作用，国际流动性外溢的汇率传导机制与利率传导机制都存在一定程度的阻碍。即便如此，我国的流动性仍受外部流动性传染显著。四、结论1997年东南亚金融危

34、机以后，我国的流动性过剩问题需要在国际经济一体化的前提下去考察，是一个关乎国家金融安全层面的大事。为了分析美欧日等国家流动性过剩对我国的传染效应，本文分别建立了3个VAR模型，运用协整分析、脉冲响应分析及方差分解分析，进行实证检验。基本结论如下：1我国的流动性过剩受外部影响显著。从内部及外部两个层面来考察我国的货币流动性问题，我们能够发现，我国的流动性过剩问题根源在内部，但欧美日流动性外溢对我国产出及货币量的冲击效果是显著的。流动性外部传染效应值得我们继续关注。2实证结果表明，美欧日实行扩张性的货币政策，会带来我国产出水平的下降，这与“与邻为壑”的理论事实相符。3实证结果表明，美欧日货币流动性

35、冲击能够带来我国货币量的增加，这与购买力平价理论关于货币国际间传导的理论事实相符。4从欧美日三个世界主要经济体对我国流动性影响的差别来看，美国及欧元区对我国流动性的传染主要通过货币量来传递，日本主要通过GDP来传递。参考文献：1约瑟夫斯蒂格利茨、布鲁斯格林沃尔德，通往货币经济学的信范式，陆磊、张怀清译，中信出版社，2005年5月版。2卜永祥，1999：我国货币流动性的周期变动及其成因，金融研究第8期。3卜永祥，2007：流动性过剩的特征、成因及调控，经济学动态第3期。4刘春航、张新，2007：“繁华预期”、流动性变化和资产价格，金融研究第6期。5彭兴韵，2007：流动性、流动性过剩与货币政策，

36、经济研究第11期。6钱小安，2007：流动性过剩与货币调控，金融研究第8期。7唐双宁，2007：关于解决流动性过剩问题的初步思考，经济研究第9期。8王建，2007：“流动性过剩”问题研究，新华文摘第10期。9王毅，2002，用金融存量指标对我国金融深化进程的衡量，金融研究第1期。10夏斌、陈道富，2007：我国流动性报告，上海证券报7月9日。11徐茂魁等，2007：货币需求、金融资产膨胀与流动性过剩，经济学动态第9期12徐丹丹，2007：化解我国当前流动性过剩问题的路径选择，金融研究第12期。13张雪春，2007：流动性过剩：现状分析与政策建议，金融研究第8期。14Betts C, & Dev

37、ereux M B, 1996, “The Exchange Rate in a Model of Pricing to Market” J, European Economic Review. Vo1.40, No1, pp.1007-2021.15Betts C, & Devereux M B, 2000, “Exchange rate dynamics in a model of pricing-to-market”, European International Economic, Vo1.50, No.1, pp.215-244.16Cassel, Gusta, 1922, “Mon

38、ey and Foreign Exchange Rate After 1914 M. New York: Macmillan.17Hirshleifer, Jack.1968, “Liquidity, uncertainty, and the accumulation of assets”. CORE discussion paper.18 Joao Sousa & Andrea Zaghini, 2006, “Monetary Policy Shocks in The Euro Area and Global Liquidity Spillovers”, International Jour

39、nal of Finance and Economics, Published online in Wiley InterScience.19Kevin Warsh, 2007, “Market Liquidity: Definitions and Implications”, http:/www.federalreserve.gov.20Kollmann, Robert, 2001, “The Exchange Rate in a Dynamic-Optimizing Current Account Model with Nominal Rigidities: A Quantitative

40、Investigation”, Journal of International Economics, Vo1.55, No.1, pp. 243-262.21Kyle, Albert S., 1985, “Continuous auctions and insider trading”, Economctrica, Vol.53, pp.1315-1365.22Obstfeld, M. and Rogoff, K, 1995, “The Mirage of Fixed Exchange Rates”, Journal of Economic Perspectives, Vol.9, No.4

41、23Rasmus Ruffer and Livio Stracca, 2006, “What Is Global Excess Liquidity, and Does It Matter”, ECB Working Paper Series, No. 696, November.24Roger W. Ferguson, 2005, “Asset Prices and Monetary Liquidity”, http:/www.federalreseve.gov.25Vinay Datar Raymond & W. So Yiuman Tse,2008, “ Spillover in the

42、US and Japanese markets: an intraday analysis using exchange-traded funds”, Rev Quant Finan Acc, DOI 10.1007/s11156-008-0084-9.26Yongjun Tang & Hong Yan, 2006, “Liquidity, Liquidity Spillover, and Credit Default Swap Spreads”, 20060201063616.pdfThe Empirical Test of Global Liquidity Spillover on Chi

43、nese Excess LiquidityAbstract: We believes that as the international economic integration process going further, global excess liquidity is spreading gradually through trade and cross-border investment channels between countries, and even overflowing. In recent years, Chinese money excess liquidity

44、is to a certain extent of external relations to the spillover of counties that trade us most. We use cointegration test, VAR, impulse response function, variance decomposition to give Chinese excess money liquidity a empirical analysis aiming at the impulse of American European and Japanese excess liquidity. The empirical results show that Chinese excess liquidity significantly been influenced by global liquidity spillover.Key words: global liquidity spillover, Johansen cointegration test, VAR, impulse respons