1991-2010年热钱流入中国的动因分析，本文主要内容关键词为：动因论文,中国论文,热钱论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F822.2 文献标识码：A 文章编号：1002-0594(2011)08-0047-07
国际短期资本，往往也称国际“热钱”(Hot Money)，是新兴市场国家多次金融海啸与金融风暴等灾难背后共同的阴影。次贷危机及美国两轮QE之后，发达国家中央银行争相实行宽松货币政策，过剩的全球流动性一方面会拉高国际大宗商品价格，加大中国输入型通胀的压力；另一方面也将使热钱加速流入中国，加剧国内的流动性过剩，助推资产泡沫和加剧通胀。热钱的涌入，也使得人民币升值的压力加大，而中国所持有的大量的美元外汇资产则会严重缩水；同时，国际热钱的流入还势必蚕食中国货币政策、外汇政策的独立性和有效性。国际热钱流动虽然一般是顺周期的，但是毕竟其涌入与撤出难以预料，只能因势利导和未雨绸缪。为此，本文将以1991-2010年国际热钱净流入中国的数据为基础，重点就其流入动因进行实证分析，以期对热钱流入动向的把握和相关政策的制定有所裨益。
一、文献综述
国外学者(Calvo，Leiderman & Reinhart，1993)主要将热钱的流动与金融危机联系起来考察。认为伴随热钱的大量涌入，国内会产生投资狂热；而当某种偶然原因引起短期国际资本大规模外逃时，则会导致经济恐慌。他们指出，热钱过度流入会引起一国价格的普遍上涨，东道国政府应该提高国内利率以抵消热钱流入的负面效应。
关于国际短期资本流动的原因，Prasad & Wei(2005)、Steven Bamett，ete.(2006)和Bouvatier(2007)的研究都曾发现：中国在2003-2004年间非FDI资本流入急剧增多，甚至超出了经常项目顺差和净FDI流入，其原因主要在于中美利差、人民币升值预期、经常账户顺差，还有经济高速增长等。
2003年之后，随着国际热钱日益涌入中国，我国学者对热钱的规模进行了大量的研究，何泽荣、徐艳(2004)，唐旭、梁猛(2007)，张明、徐以升(2008)等都曾从不同的角度进行了分析和估算；但结论相差很大。
我国学者对热钱流入的影响因素的分析，结论也各不相同。汪洋(2004)考察了1994年以来我国的资本流动，验证了利率和物价是我国热钱流入的主要因素；王国松等(2006)，王世华和何帆(2007)的实证结果则认为人民币预期升值率是其决定因素；宋勃、高波(2007)，邓永亮(2010)，王元龙(2007)都认为房地产市场是流入中国的热钱的主要去向；张谊浩、沈晓华(2008)的结果则认为其动因是人民币升值和股价上涨；冯彩(2008)认为主因是经济增长率；黄志刚(2009)认为是地产价格和汇率；陈浪南等(2009)认为主因是人民币汇率、国内外利差和房地产收益率。
出现争议原因很多，方法有简有繁，数据所跨时段有长有短，替代变量组合不同，计算精确度要求不一等等。尽管如此，本文将采用最新的权威数据，选定更为中肯的方程和更合理的变量，力争揭示出更有说服力和更能广为接受的结果，为我国宏观经济调控提供一个更有精度的依据。
本文检验数据主要源自世界银行数据库、美国联邦储备体系、彭博资讯社、路透社、中国商务部、中国外汇管理局、中国人民银行以及中国经济研究中心(CCER)。
二、变量选取
关于检验的动因及变量，我们设为以下几项：
(一)热钱净流入规模测算
热钱净流入(Net Hot-Money Inflow)的测算方法主要有直接法、间接法和分渠道法。本文选定的是间接法，也是广为选用的方法。测算公式是：
热钱净流入HM
=外汇储备增长-贸易顺差增长-FDI增长＋通过贸易和FDI渠道流入的热钱
利用公式测算后，我们又对外汇储备、贸易顺差和FDI等各项都进行了细致的调整①，最终获得1991-2010年热钱净流入中国的规模数据，见图1。
图1：1991-2010年度中国的热钱净流入规模(单位：亿美元)
资料来源：国家外汇管理局公布的各年BOP数据，计算调整方法见注释①。
实证检验中，因变量就以国际短期资本净流入(HM)表示。
(二)热钱流入动因与自变量
1.套取中外利差收益。根据利率平价理论，国际资本将由低利率国流向高利率国逐利。高利率国现汇汇率上浮，期汇汇率贴水。中国的名义利率除短暂几年之外，很长时期都高于美国(见图3)，由此显然可吸引热钱流入。现实地看，近年我国实际利率经常为负，但储蓄存款却不降反升，表明新增储蓄存款有可能并非全部来自国内。人民币定期储蓄存款2007年末同比增长17.9%；2008年5月末金融机构本、外币各项存款同比增长18.56%；2008年12月始，定期储蓄存款更是直线上升，2009年前5个月月均增加额超过3000亿元。
有理由选定国内外实际利差(LC)为中外利差的代表变量。本文以我国1年期定期存款利率减去中国的通货膨胀率来代表国内实际利率水平，以美国联邦基金加权平均利率减去美国通货膨胀率来代表国外实际利率水平；二者都是该国基准利率，具有直接的可比性，二者之差，应可代表国内外实际利差。
2.博取人民币升值预期收益。2005年汇改之后，人民币几乎一直处于升值通道之中。2008年，人民币对美元的升值加速，仅1月17日～7月16日，升幅即达6.09%左右。这表明，若将1000万美元在1月兑换成人民币，7个月后就将坐拥68万美元的无风险收益。
我们用自变量汇率差(IC)表示人民币升值预期。在选择其替代变量的时候，我们曾计算人民币NDF汇率一年期远期汇率的月度加权平均数与人民币即期汇率月度平均数的差额，以代表人民币升值预期，并用以检验它与热钱净流入的关系。但是NDF汇率在2003年9月之前成交量极小，数据年限较短，因此代表性不强。为综合反映人民币汇率在即期和远期市场的变动情况，我们选用人民币汇率的走势定义人民币汇率预期，也即：
图2：中美名义利率与真实利率
资料来源：中国人民银行、美国联邦储备体系。
图3：人民币对美元的汇率走势(间接法表示)
其中LV代表人民币即期汇率，t代表本期，t-1代表前一期。
3.追逐中国资产升值收益。在中国经济高速增长过程中，国际资本会追逐资本的增值收益，尤其是那些流动性强和利润率畸高的资产市场，主要有二：
一是流入中国股市。理论上，股市完全符合热钱灵活迅速转向的内在要求。现实中，2002年到2005年热钱流入在波动中增加，2005年到2007年则大规模涌入，而当时我国股市也是一路飙升；2008年后半年国际热钱迅速撤离，而此时我国股市也处迅速跌落通道；2009年上半年，国际热钱卷土重来，同期我国股指水平从1600多点反弹到3400多点，翻了一番还多。事实表明，热钱完全有可能是我国股价波动的重要因素。
股市增值(TURN)这个因素，我们以“上证所股票成交金额”来代表，见图4。理由是：“价格指数变动”往往只由短暂或者小量的成交额而带来，其背后的资金支撑往往并不充足，并不能反映市场交易真相；而成交量的变化可以透视出股票市场的吸引力和认同度，所以个股或者股指的涨落还要参照有无量能的配合，不过单单分析成交量又不能看出价格趋势的变化。因此，综合二者，成交金额不仅能反映资产真实成交价格，而且能代表资产的成交数量，是更为科学合理的度量指标。
二是流入房地产市场。我国房地产长期具有高利润、高投机性，符合热钱的内在要求。一些特大城市如上海，年收益率可达20%～50%，个别城市如杭州更高；而美国的房地产投资的年平均收益率只在6%～7%，日本只4%左右。此外，我国一些地方政府为“引资”而以优惠价格出让土地使用权，也鼓励国际热钱投机当地房地产。1997-1999年中国商品房价格涨幅非常小涨速也非常慢，同期中国正面临“资本外逃”；2001年后，中国房地产市场复苏，并在2003-2006年间出现了大幅的价格拉升，同期也正遇国际热钱流入洪峰。
这一动因我们采用房地产市场增值(SPF)表示。与股市动因同理，这里也以商品房成交金额及其变动来代表房地产市场的增值及其变动。
本文的检验方程基本取这种形式，但将其中的价格因素进一步细分为股票市场增值和房地产市场增值因素，具体表达如(1)：
其中C为热钱净流入量，c表示常数项，LC、IC、TURN、SPF分别表示国内外实际利率差、汇率升值预期、股票市场增值和房地产市场增值。
(二)回归估算结果
为避免出现虚假回归，我们首先对序列进行单位根检验，结果见表1。检验发现，各变量的原序列都不是平稳序列，但一阶差分序列都是平稳的，即Ⅰ(1)序列。所以我们接下来对序列进行回归分析。
计量分析时，由于时间序列数据往往具有一定程度的自相关特征，因而必须加以识别和消除。在回归分析中含有解释变量滞后项的情况下，常用的D.W.指标并不能完全反映数据的自相关特性。因此，在实际估计时，我们以检验残差自相关的LM统计量来对数据的自相关特性加以识别。同时，为了消除有可能存在的自相关性，我们对相应变量按1-ρL的操作进行了转化，其中L代表对相应变量的滞后操作。对于ρ的估计，我们采用的是Cochrane—Orcutt的迭代方法。
表2列出了各种因素作用下热钱流动的估计结果。从LM统计量和D.W.值的情况来看，回归分析中残差序列并没有存在特别明显的自相关。这说明，我们回归分析的估计结果整体上是有效的。
计量分析时，我们首先将股价因素代入模型对其影响进行了估计。从估计结果(见表2第二列)来看，变量的符号为正，
达到0.62，说明股价因素的确推动了热钱的流入，这一点与经验观察是基本一致的。但是D.W检验值只有0.78，这说明残差序列存在正相关。在此基础上，我们将房地产价格因素引入模型，检验结果见表格第三列(2)。我们发现，在加入变量后，热钱变量的方程拟合更好，能够更好解释说明其变动情况。接下来，为了避免遗漏变量对回归结果准确性的考虑，我们在(2)的基础上，逐一添加汇差和利差变量，继而得到模型(3)-(4)的估计结果。从估计结果来看，汇差的影响在统计上显著为正，而利差则在统计上不显著，也没有明显变化。为更好发现利差与热钱的关系，我们参考其与热钱的相关系数，只有0.051，而其他因素与热钱的相关系数分别为IC0.233、SPF0.852、TURN0.787。对其与因变量的回归结果见(5)，可以发现，系数只有0.0035，这说明至少在1991-2010年期间，利差对我国热钱流动影响极小。由于显著性非常差，我们在以下的研究中将其剔除。
另外，由于1994年我国实行了汇率改革，汇率对于经济的影响由此差别可能很大，所以本文将1994-2010年间的各因素进行了分析，结果见(6)，但是发现差别并不明显，股票价格与房地产价格因素的影响基本没有变化，汇率的因素负值小一些，但也比1991-2010年间的小一些；同时考虑到为使各项因素的分析年限尽可能长，本文以下依然以1991-2010年的数据为基础进行分析。
最后，我们将不显著的利差变量进行剔除以后，重新对式(1)加以估计，结果即如表2中(3)的估计结果。我们据此对热钱进行了拟合，结果见图7。图7与图6的分析结果类似，但拟合优度要好于图6。从图7可以看出，我们拟合的热钱流动和实际的热钱流动之间呈现出较强的一致性，这进一步印证了我们模型估计结果的有效性。
(三)脉冲响应分析
在前文的分析中，我们对影响热钱流入的因素进行了讨论，认为一国股票价格、房地产价格和汇率升值预期是影响热钱流动水平的重要因素。但需要注意的是，这样的分析强调的是各变量对热钱流入的单向影响，并未考虑各变量之间的相互作用关系。同时，由于回归估计的系数反映的是整个样本时期的整体特征，而未针对不同变量影响热钱的时间效应和重要性的相对大小进行考察。因此，接下来，我们通过建立VAR模型，通过脉冲响应函数和方差分解的方法来对各变量影响变化的时间路径和相对重要性进行讨论。
基于前文的分析，我们构建一个包含热钱、股票价格、房地产价格、汇率升值预期4个变量的VAR模型。实际分析时，以赤池信息准则和施瓦茨信息准则选择滞后期为3期。我们通过Cholesky正交分解残差矩阵对冲击信息加以识别。由于在采用Cholesky正交分解技术时，变量的排序至关重要。因此，据排位靠前变量不会同时受排位靠后变量影响的原则，将变量的次序设定为：热钱、股票价格、房地产价格和汇率升值预期。图8～图10作出了各相关变量2个标准差的正向模拟冲击及对热钱流动产生影响的动态过程。
图6：热钱的实际值和拟合值(方程含有5个变量HM、TURN、SPF、IC和LC)
图7：热钱的实际值和拟合值(方程含有4个变量HM、TURN、SPF和IC)
图8:房地产市场价格波动对热钱流动的动态影响
图9：股票价格对热钱流动的动态影响
图10：汇率升值预期对热钱流动的动态影响
结合图8～图10，我们可以得到以下几个结论：(1)房地产市场升值对我国热钱的影响整体为正，但效应随时间变化逐渐减小，在七八期之后逐渐消失。(2)股票市场升值对热钱的影响初始为正，随后转负，在第3期的影响达到最大值以后，影响逐渐减小，并在四五期之后趋向于零，后期主要呈现负向影响，体现了短期资本流动撤出对股价的打击力。(3)汇率预期对热钱的影响略显复杂，其影响初始为负，并在第二期达到最大值，之后逐渐减小，在三期之后由负转正，六期之后影响基本消失。
综上，脉冲响应的结果在就各变量对我国热钱流动水平的影响进行动态刻画的同时，也在另一个层面佐证了我们前面的分析，即伴随着我国股价和房地产价格及汇率升值的预期，我国国内热钱流入也在不断积聚。
(四)方差分解
在利用脉冲响应分析不同变量对热钱流动的动态影响之后，接下来，我们对不同变量在决定热钱方差变动中的相对重要性进行分析。与脉冲响应函数类似，方差分解的情况对变量的排序要求同样严格，在此我们继续采纳之前变量的排序设定，具体的分析结果见表3。
从表3可以看出，在影响热钱流动的诸多因素中，从短期看，股票市场价格是最为主要的决定因素，第二期其影响即高达46%以上；汇率升值预期是次要因素，其影响接近5%；房地产市场的影响为2.4%。而从长期看，房地产价格是更重要的决定因素，从第3期即达到30%，第7期提高到40%，而第10期则接近了63%。
这说明，在防范热钱冲击的各种政策中，短期看，主要是如何保护好股票市场最为关键；而长期看，则应当重点在房地产市场加以防范；汇率升值预期对热钱方差变动的解释力度开始较强，为4.59%，之后减少，第6期增加到5.7%之后又开始减少，基本稳定在2%以上，这说明汇率因素对热钱流入中国只有很有限的影响，不是主要的因素。
(五)格兰杰因果关系检验
为明确各变量间的因果关系，由于变量是一阶差分平稳的，我们继续对其进行格兰杰因果关系检验，结果见表4。
从分析结果看，股价是热钱流动的格兰杰原因，反之则不然，而房地产价格不是热钱流动的格兰杰原因，反之，热钱流动则是房地产价格变动的格兰杰原因；汇率升值预期、利差因素与热钱流动则相互都没有格兰杰因果关系。
四、实证检验结论和政策建议
综上，基于1991-2010年的经验数据，在考虑利率因素、汇率因素和股票市场升值、房地产市场升值两类最主要的资产价格变动的基础上，我们对国际热钱流入中国的动因做了系统分析。结论是国际热钱流入中国的原因主要在于获取股市资产增值收益，其次是房地产价格上涨收益，而人民币升值和国内外利差因素则极不显著。
这个结果与我们经济现实中的观察也存在一致性，对于政策制定当局应有重要启示。
1.国际热钱之所以流入中国，首要动机是为分享经济增长成果，其手段不排除在我们还不成熟的资本市场上兴风作浪或推波助澜，谋取暴利，其镜像是快速获利迅速撤离。股市成交金额与热钱流动规模呈较强的正相关性，脉冲响应分析、方差分析以及格兰杰因果关系检验的结果，都表明这个动因是首要的。
2.至于房地产市场，有研究认为其规模太大、变现周期长、金额大，短期获利有难度，因此不会是热钱兴趣之所在。但本文检验证明，热钱与房地产市场的关联程度也比较高，尤其是从长期来看，仅次于股市，这说明我国房地产市场上的套利空间一度很大。
3.人民币升值可带来很大收益，但检验结果却没能表明影响力很大。原因应在于升值过程毕竟非常缓慢，预期获利与其各项成本相抵后会大打折扣。但值得政策当局注意的是：一旦高升值预期陡现或逆转，短期资金就有可能大规模地涌进或溃逃，冲击中国金融系统的稳定性。国此，有必要继续避免人民币短期大幅升值。
4.热钱借道中外利差获利并不现实。检验结果没有发现利差影响热钱流动的证据。原因可能在于中国存在较为严格的利率管制，存款利率不能很好反映市场真实利率；中国的通胀因素也导致实际利率并没有那么高；相反，美国的实际利率也没有那么低。可见，在人民币升值压力较大的时期，适当保持低利差，可以缓解国际热钱的流入和冲击。
最后，本检验也存在值得提及的缺憾：一是由于人民币NDF汇率影响力还难确定，本文用汇率动态变化代替升值预期，可能会对测算结果的精度产生影响；二是房地产市场可分为许多种类，如商品房、商品住宅、办公楼及高端地产、中端地产、低端地产等，而本文仅采用的是商品房数据，虽最有代表性，但仍难免有遗憾；三是限于篇幅，我们已经做的许多月度考察未能详列，也可能会影响本文的说服力。
(石艾馨电子邮箱：kaihuashitou@sina.com)
注释：
①外汇储备调整的说明：由于2003年底至2008年11月，为支持中行、建行、工行、国开行、光大银行、农行的改革或上市，中央汇金公司对其注资动用了外汇储备，这里相应作了调增处理；2007年我国成立主权财富基金，通过央行和财政部互换资产1.55万亿人民币特别国债购买外汇储备2000亿美元形成中投公司的外汇注册资本，但中投以670亿美元从央行手中收购中央汇金公司，又发生外储流回，这里相应作了调整；2005年6月和8月，汇金公司对银河证券、申银万国证券、国泰君安证券和银河金融控股公司注资共计约23.75亿美元，2007年9月央行开始要求商业银行用外汇缴存存款准备金，对于缴纳准备金所需的外汇，商业银行可以用人民币向央行购买，其数额也相应调回。对于贸易顺差项的调整，主要是2005-2007年间，采用社科院张明的推定法，但是更为保守谨慎，就前期贸易顺差增长的规律，以前期贸易顺差增长30%以外的部分定为游资。对于FDI项的调整，主要是FDI的税后利润留存和折旧资金可能转化为热钱，笔者同样根据趋势推定，选择保守数值2005-2007年在华FDI中所隐藏的热钱应当分别是：469、485.5与515亿美元。
②黄琳、李秀玉：热钱流入对中国经济的影响及其对策思考，见《经济问题》2009年第5期。
③NDF(Non-deliverable Forward，无本金交割远期)是专门为非自由兑换或交易量稀少的货币特别设计的远期合约；它由银行充当中介机构，供求双方基于对未来汇率走势的不同看法签订交易合约。NDF合约到期时，不对其本金进行交割，只对已确定的即期汇率和NDF汇率的差价以自由兑换货币进行交割，交易主要在新加坡和中国香港等地开展，参与者主要是花旗银行、汇丰银行和渣打银行等国际性金融机构，也包括一些跨国公司和对冲基金等。离岸NDF市场是完全市场化的，其报价主要取决于参与者的心理预期，一定程度上可以代表人们对于人民币币值的期望。
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