導語：論國際資本對貨幣政策的影響一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

資本流動與外匯占款的變動

按資本流動期限可以將國際資本流動分為長期與短期資本流動，具體資本流動的差額可以表示為資本賬戶投資收益差額、資本和金融賬戶差額以及凈誤差與遺漏三項之和（參見表1）。其中，中國對外直接投資和外國在華直接投資構成中國的直接投資部分，中國對外證券投資和外國在華證券投資構成中國的證券資本流動部分。此外，國際資本流動還包括一些其他的地下資本流動，反映在凈誤差與遺漏中。中國宏觀經濟金融的運行在一定程度上會受到國際資本的沖擊和影響，特別是伴隨我國資本賬戶的逐漸開放，根據WTO的相關規定，將逐漸放松對外資進入中國市場的“限制”，國際資本進入我國的程度逐漸加深，這一定程度上會帶來國際收支失衡壓力。從圖1可以看出，我國的外匯儲備、外匯占款規模與資本流動差額的走勢基本一致，大量的資本流入、持續巨額雙順差，導致外匯儲備急劇增加，進而導致外匯占款激增。外匯占款從2000年底的14291．14億元增加到2011年底的263161．15億元。進入新世紀以后，我國的外匯儲備也突飛猛增，2008年到2011年短短四年時間，我國的外匯儲備達到近翻番的水平（見圖2）。目前，我國外匯儲備已經初步具備規模優勢，國際支付能力與日俱增，但是如此規模的外匯儲備也增加了中國人民銀行實施貨幣政策的困境。因為我國外匯儲備的增加，是以外匯占款為前提的，相當于向市場中投入了基礎貨幣，從2008年以來我國的M2、外匯儲備增長趨勢來看，二者走勢相近（見圖2）。這種外匯儲備的增長模式，會使我國貨幣政策的獨立性受到影響，而且中央銀行也將左右為難：如要維持人民幣幣值穩定，就需要被迫投放基礎貨幣，但是這樣就形同為市場注入流動性，可能引發通貨膨脹，因而又需要收緊貨幣政策。這就需要進一步分析如何在國際資本流動的條件下保持我國貨幣政策的有效性，并根據資本的流動情況相機實行貨幣政策，以起到事半功倍的效果。

國際資本的不完全流動對中國貨幣政策獨立性的影響

從上文的數據分析中可以發現，資本流動變化會對貨幣供給產生不可忽視的影響，其中外匯占款則是一個重要的中間變量。鑒于我國國際收支實踐的具體情況，國際收支對貨幣供應量產生影響有兩種渠道：一是貨幣需求渠道，這種需求也是部分社會總需求，最終的表現形式是外匯儲備；另一種渠道是匯率的安排，通過匯率途徑使外匯占款有所變動，對基礎貨幣產生影響，導致貨幣供應量的變動。為了更好地詮釋在國際資本流動條件下的我國貨幣政策效應及對策，以下選用蒙代爾－弗萊明（M－F）模型加以說明。（一）蒙代爾－弗萊明模型的基本框架①蒙代爾－弗萊明模型假定商品價格不變且產出完全由總需求決定。這兩個假定表明M－F模型的分析和結論具有短期特征。用簡單線性的形式表述，有如下方程。1．商品市場均衡（IS曲線）商品市場均衡是指國內總供給等于總需求，可以表示為：Y＝（A－βi）＋（γe－tY），其中b＞0，c＞0，0＜t＜1（1）式中左邊表示總供給，右邊表示總需求。其中，β、γ分別是利率和匯率對需求影響的系數，A是自發吸收余額，e是直接標價法下的匯率。所以右邊第一部分表示國內吸收，第二部分表示凈出口。在短期內，產出完全由總需求決定，所以（1）式可以改寫成：i＝A＋γe－（1＋t）Yβ（2）式（2）表明，在一定的匯率水平上，利率i下降，則產出Y增加；本幣貶值（e上升），則在一定的利率水平上鏟除增加。2．貨幣市場均衡（LM曲線）貨幣市場均衡是指居民對貨幣的需求等于貨幣供給，可以表示為：MS＝p（δY－θi），k＞0，h＞0（3）式（3）左邊是貨幣供給，右邊是名義貨幣需求，p為物價水平，δ、θ分別是產出和利率對貨幣需求影響的系數。貨幣市場達到均衡的調整過程，就是在一定的收入水平下，通過利率的變化而使居民的貨幣需求等于外生的貨幣供給。因為商品價格不變，所以可將價格p一般化為1，改寫式（3）得到：i＝δY－MSθ（4）式（4）表明，隨著產出增加，利率會上升；隨著本國貨幣供給的增加，利率下降。3．國際收支平衡（BP曲線）國際收支平衡表現為經常賬戶和資本賬戶之和的平衡。可以表示為：（ce－tY）＋ω（i－i＊）＝0（5）經常賬戶的收支由貿易決定，即凈出口。資本賬戶的收支由國內外利率差異決定，國內利率i高于國際市場利率i＊時，就有資本流入。其中，ω由資本流動程度決定。當資本完全不流動時，ω＝0，BP是條垂直線；當資本完全流動時，ω→＋∞，BP是條水平線；當資本不完全流動時，ω＞0，BP是條斜率為正的直線。（二）蒙代爾－弗萊明模型對我國當前貨幣政策的分析通過前文關于我國當前宏觀經濟政策和資本流動情況的分析，當前我國為了抑制通貨膨脹，正在施行提高利率的適度從緊的貨幣政策。以此為例，在蒙代爾－弗萊明模型的分析框架下本文對當前的貨幣政策實施效果加以討論。由于我國資本流動仍受到一些管制，因此BP曲線的斜率較大，這里假設其斜率大于LM曲線斜率更符合我國的實際。在M－F理論框架下，當資本不完全流動，且處于浮動匯率制度下時，緊縮性的貨幣政策調節過程如圖3（a）所示（由于我國資本管制較為嚴格，所以BP曲線斜率較大）。初始狀態為A點，采取緊縮性貨幣政策之后，LM曲線左移至LM＇處，此時，LM＇曲線與IS曲線相交于B點，位于BP曲線左側，導致貿易順差。在浮動匯率制度下，貿易順差將引起本幣升值，根據公式（2）與（5），e下降，引起IS曲線與BP曲線左移，最終在LM＇曲線上相交，達到新的均衡點A＇。在這個過程中，貨幣政策是完全有效的，但是在理論模型中沒有考慮資本流動等其他因素。在M－F理論模型的基礎上，加入資本流動因素，并考慮我國當前所實行的內外政策，模型可以改進為如圖3（b）所示。當政府采取緊縮性貨幣政策時，LM曲線左移至LM＇處，此時LM＇曲線與IS曲線相交于B點，此時，國際資本流動將基于以下幾點因素對貨幣政策產生影響。第一，利差因素。利率由原來的i0處上升到達i′處，通過前文對資本流動要素分析的結果，我國與資本市場利差的加大將吸引大量的國際資本流入，而增加的國際資本流入又會增加我國貨幣的被動發放，這在之前的經驗事實分析中已經加以驗證。第二，升值預期因素。LM＇曲線與IS曲線相交于B點，位于BP曲線上方，相對于國際收支平衡的水平而言，產出偏低，利率偏高，所以帶來了國際收支順差，外匯市場外幣需求小于供給，從而會加大人民幣匯率的升值預期，因而會進一步吸引國際資本的流入。第三，匯率有限浮動因素。雖然我國已經加大了人民幣匯率的波動彈性，但是如上一節中討論的那樣，我國為了保證貨幣政策的獨立性，只達到了資本的有限流動和匯率的有限浮動，因此匯率的有限浮動也一定程度上制約了貨幣政策的效果。因此，在多種作用下，LM＇曲線向右移動，同時IS、BP曲線左移，最終IS＇曲線、BP＇曲線與M＇＇曲線相交于A＇點，此時，相對于原來的B點貨幣政策的效果大打折扣。通過上面的分析可以發現，國際資本流入削弱了緊縮性貨幣政策的效果，這主要是通過外匯占款影響貨幣供給實現的。從理論上說，如果一國實行的是浮動匯率制，匯率的波動就能夠消除資本流動對于本國貨幣儲備的影響；但是如果是固定匯率制度，國際流動資本就會對國內的外匯儲備產生影響。我們國家自2005年開始，實施的是有管理的浮動匯率制，但是人民幣匯率的實際情況是只在小范圍內浮動，行政干預的痕跡仍舊濃重。在此背景下，如果有國際資本進入中國市場，中央銀行為了穩定人民幣匯率，就會進行必要的管控，購買國外貨幣而減少持有人民幣，在增加外匯儲備的同時也產生了大量的基礎貨幣，貨幣供應量提高，貨幣政策的有效性受到質疑。

實證分析

上一部分我們利用M－F理論模型定性分析了資本流動對我國貨幣政策效果的影響，這其中一個重要的中間變量就是外匯占款。高增的外匯儲備，使央行被動地放出巨額基礎貨幣，從而造成了大量外匯占款，人民幣的被動發放直接削弱了貨幣政策的獨立性和有效性。因而通過外匯占款對我國貨幣發放的影響程度，可以反映我國國際資本流動對貨幣政策效果的影響。從2000年以來我國外匯占款和M2的增長情況來看（見圖4），外匯占款占M2的比例逐年攀高，尤其2008年以來已經達到30％左右，其對M2的影響已經不可小覷。下面將利用計量經濟模型對其進一步做定性分析。（一）模型變量選取及數據來源基于上文的分析，外匯儲備是資本流動影響貨幣供給量的重要參數，而外匯占款更能直接反映資本流動對M2的影響，所以這里選擇外匯占款（PFP）作為外匯儲備的變量，數據來源于中國人民銀行金融機構人民幣信貸收支表。另外，選擇貨幣供給量M2作為貨幣供給的變量，數據來源為中國人民銀行網站。鑒于數據的可得性，樣本空間選擇2000年1月到2012年2月月度數據。（二）單位根檢驗及Granger非因果關系檢驗1．單位根檢驗從表1檢驗的結果可以看出，對于貨幣供給量M2和外匯占款PFP都是一階平穩向量，而且對變量實施一階差分后，結果顯示為在99％的置信水平下，接受備擇假設，拒絕了原假設，即M2與PFP都為I（1）變量。2．Granger非因果檢驗由于Granger非因果檢驗的前提是數列必須是平穩的，因此通過上邊的平穩性檢驗，我們必須先對變量貨幣供給量M2和外匯占款PFP做一階差分，即對M2增加值與PFP增加值做Granger檢驗，結果見表2。從Granger非因果檢驗的結果來看，與我們之前的理論分析結果大致相符。在10％的顯著性水平下拒絕DPFP不是DM2的Granger原因的原假設，接受DM2不是DPFP的Granger原因的原假設，即說明外匯占款增長具有很強的解釋貨幣供給量增長的能力，而相反，貨幣供給量增長卻不具備解釋外匯占款增長的能力。金融研究｜JINRONGYANJIU（三）VAR模型及相關分析1．VAR模型建立及單位根檢驗建立VAR模型前首先考慮滯后階數k的選擇問題，根據施瓦茨（SC）檢驗的結果，滯后2期為最優滯后期，所以選擇最優滯后階數為2。含有單位根的自回歸過程對脈沖沖擊具有長久記憶能力。同理，含有單位根的VAR模型也是非平穩過程，將對接下來要做的脈沖響應分析有不小的影響，因此，在此對VAR模型進行平穩性分析。檢驗結果如表3所示，沒有特征根在單位圓之外，即特征值的模均小于1，則過程平穩。2．脈沖響應分析研究VAR模型的穩定性目的在于，當把一個脈動沖擊施加在VAR模型中的一個方程的新息過程上時，隨著時間的推移，旨在分析這個沖擊是否會逐漸消失。如果是，則系統是穩定的。從上面的分析來看，該系統穩定，在此基礎上，對模型進一步天津財經大學進行脈沖響應分析。脈沖響應是分析一個誤差項發生變化，這里主要分析外匯占款增量DPFP對貨幣供給量增量DM2當前值和未來值所帶來的沖擊作用。將脈沖響應時間設定為20期。用殘差協方差矩陣的Chol－esky因子的逆來正交化脈沖，結果如圖5所示，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數，縱軸表示貨幣供給增量DM2的響應，實線表示脈沖響應函數，代表了外匯占款增量對貨幣供給增量的沖擊的反應，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。從圖5可以看出，當在本期給外匯占款增量一個正沖擊后，貨幣供給增量在第二個月小幅下降之后，將在第三個月產生最大的正向沖擊，之后這種沖擊波動逐漸呈波浪形減弱，并在1年半后逐漸接近零點。這表明，外匯占款增量對貨幣供給增量的正向沖擊效果主要在短期顯現，而之后這種影響逐漸減弱。3．方差分解為了進一步分析外匯占款增量DPFP在貨幣供給增量DM2被動增加方面的影響程度，即貢獻率，這里將采用方差分解方法做進一步分析。圖6中橫軸表示之后期間數（單位：月度），縱軸表示DPFP對DM2變化的貢獻率（單位：％）。從圖可以看出，在第3個月DPFP對DM2的貢獻率上升幅度最大，達到約4％，在之后的半年內貢獻度逐漸上升，并在半年后穩定在8％左右。總體來看，外匯占款增量DPFP對貨幣供給增量DM2變動的貢獻率將近達到8％，影響不容忽視，可以進一步為貨幣政策的實施提供一定的決策依據。（四）實證分析結論通過上述的實證分析，可以得到以下幾點結論。第一，通過Granger非因果檢驗分析，外匯占款增量對貨幣供給增量的影響是顯著的，即外匯占款是我國貨幣供應量變化的原因之一。通過外匯占款與貨幣供應量的因果性檢驗，證明了中國國際資本流動變化通過外匯占款對貨幣供給量的影響傳遞途徑及其作用效力。第二，通過脈沖響應分析的結果，我們可以看到外匯占款增量對貨幣供給增量的正向沖擊在第3個月達到最大，并隨著時間推移逐漸減少并消失，這說明我國外匯占款對貨幣供應量的影響有一定的時滯，這里包括內部時滯與外部時滯。不過這種影響是收斂的，因此，其對貨幣供應量的影響主要體現在短期內。第三，方差分解的結果顯示，國際資本流動所引起的外匯儲備流動已成為我國基礎貨幣變動的重要因素。但是從結果來看，外匯占款增量對貨幣供應增量的影響并不十分明顯，這也使得基礎貨幣呈現很強的內生性。

政策建議

（一）擴大人民幣匯率的浮動區間根據“克魯格曼”不可能三角形，中國貨幣政策有效性是國家經濟主權和調控能力的表現，貨幣政策有效性的提升，在全球資本流動日益頻繁條件下，需要匯率在合理水平上趨于動態均衡。較為現實的選擇是采取參考一攬子貨幣作為轉向浮動匯率制的中間過渡，不斷提高匯率波動彈性，擴大匯率浮動空間，逐步推進浮動匯率的形成機制。在當前全球資本自由流動的背景下，擴大人民幣匯率的浮動區域，藉此來保證有效貨幣政策的實施，有益于使匯率、資本流動以及貨幣政策保持相對均衡的關系，保障國家宏觀調控的能力，促進經濟長期穩定發展。（二）加強對國際資本特別是境外資本入境后投資方向的監控與管理從短期的趨勢來看，資本自身具有趨利性，短期資本傾向于更多更快地進入到虛擬經濟中，這在一定程度上會造成對當地虛擬經濟領域的沖擊。外資的進入固然可以帶動地方經濟的發展，但是如果外資進入的領域會給行業造成不良影響，勢必會導致經濟不穩定。因而在引進外資的時候，對于外資的流向要進行必要的管理，引導資本流向生產性、技術性產業，通過價格型的外資管理方式，完善我國外匯管理中的稅收機制，一旦認為國際游資激增可能沖擊國內相關行業，可以考慮就其資本利得及時征收稅款，或者要求商業銀行就其外匯借款中的一定比例，上交中央銀行暫存，避免沖擊國內經濟的有序發展。（三）協調國際金融的監管與合作隨著資本全球化的推動，國際投行機構在全球范圍內進行資本配置和業務操作，而且在現代通訊技術急速發展的背景下，跨區域、跨時間的交易也可以瞬間完成，不存在任何技術上和時區上的障礙，因而金融交易逐漸全球化，一國政府很難對于國際金融業務形成有效監管。因而不同國家和地區之間需要協調合作；同時在執行金融監管政策和貨幣政策的時候，注意國際動向，協調不同國家政策導致的溢出，保障國內金融穩定，維護國家經濟安全。

本文作者：王愛儉王璟怡武鑫工作單位：天津財經大學