中国国际资本流动与货币政策动态关系：1994-2007——基于BGT模型抵消和冲销系数分析，本文主要内容关键词为：中国国际论文,系数论文,货币政策论文,模型论文,资本论文，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。
一、引言
国际资本的流动程度会对货币政策的有效性产生重要影响，资本流动程度越高，货币政策效果受影响的程度就越大，甚至会造成货币政策失效。根据国际经验，一般来说，发达国家国际收支平衡表中的经常项目余额和资本项目余额是互为相反的，多是通过汇率的浮动来调节国际收支以保持货币政策的独立性，而发展中国家(尤其是亚洲发展中国家)经常项目和资本项目可能会出现“双顺差”并以外汇储备形式积累，对外汇占款通常会采取冲销干预的手段以维持货币政策的独立性。中国作为最大的发展中国家，已积累了世界第一多的外汇储备，资本的净流入与货币政策之间的冲突不断显现出来，因此，在当前背景下，分析中国资本流动与国内货币政策之间定量关系十分重要。
阿吉和科里(Argy，Kouri，1974)，科里和波特(Kouri，Porter，1974)对国际资本流动与货币政策定量关系做出了开创性研究，他们分析了中央银行的资产负债结构，利用净国外资产变化(ΔNFA)与净国内资产变化(ΔNDA)相互影响间接衡量资本流动对货币政策的抵消和货币政策对国际资本流动的冲销作用，典型的“抵消和冲销系数”模型如下：
一般来说，资本流动程度越高，资本流动对货币政策抵消作用越大，央行货币政策冲销效力就越低，抵消系数越小冲销系数越大，货币政策独立性就越好。
自“抵消和冲销系数”模型提出后，大量文献对国际资本流动与货币政策之间的关系进行了实证研究。例如，塞拉森、德尼泽和何(Celasun，Denizer，He，1999)使用两阶段最小二乘法(2SLS)，以实际汇率、真实GDP和政府财政赤字作为控制变量，检验了1990年2月到1996年6月土耳其货币政策对国际资本流动的冲销系数，结果显示冲销系数为-0.37；埃米尔、卡拉斯和克努特(Emir，Karasoy，Kunter，2000)使用联立方程方法对土耳其1990-1999年月度数据进行了检验，并按照1994年土耳其货币危机发生时间将样本划分为1990-1993年和1995-1999年，检验结果显示抵消系数和冲销系数在危机前较低，危机后明显变高。另外，金姆(Kim，1995)对韩国、塞维帝斯(Savvides，1998)对中非和西非国家、罗斯克伦尼(Rooskareni，1998)对印度尼西亚、西克洛斯(Siklos，2000)对匈牙利抵消或冲销系数分别做了实证检验。
但是，以上实证检验建立的模型都缺乏理论基础，尤其是在控制变量的选择上比较随意，直到巴司密斯—吉布森—察卡洛托斯(Brissimis-Gibson-Tsakalotos，2002)(简称BGT模型)将净国外资产变化(ΔNFA)与净国内资产变化(ΔNDA)变量纳入央行目标损失函数(Loss Function)，建立反映抵消系数和冲销系数的联立方程组，在严格的理论推导基础上对抵消系数和冲销系数进行了研究，并就此对德国进行了实证检验。由于BGT模型是建立在发达国家基础上得出的，欧阳和拉詹(Ouyang，Rajan，2005)及欧阳、拉詹和威利特(Ouyang，Rajan，Willett，2007)对模型进行了修正以适应对发展中国家进行检验。
国内专门就抵消系数和冲销系数研究的文献较少，陈敏强(2003)对抵消系数模型做了简要评价，并运用简化的抵消系数模型，采用OLS方法对东亚六国②1975-1997年间抵消系数作了估计。徐明东、田素华(2007)采用1994-2007年间的季度数据对中国的冲销系数进行了估计，并采用递归参数方法估计了中国的动态冲销系数。
基于以上研究现状，本文结构安排如下：第二部分引入BGT模型研究框架，在欧阳和拉詹(Ouyang，Rajan，2005)修正思路的基础上作了新的修正，以使之更好的适应中国；第三部分根据中国央行资产负债表特点，考虑外汇资产的估值效应和收入效应，重新构造了净国外资产变化(ΔNFA)与净国内资产变化(ΔNDA)变量；第四部分采用OLS和联立方程(2SLS)方法对中国1994年汇改以来的抵消系数和冲销系数进行了估计，检验了模型的稳健性，并采用递归系数方法估计了抵消系数和冲销系数的动态变化过程；第五部分对本文做了简要小结。
二、BGT模型及其修正
借鉴欧阳和拉詹(Ouyang，Rajan，2005)的思路对BGT模型进行以下修正。首先，在BGT模型中央行的目标损失函数包含与目标汇率偏离程度一项，这里考虑到目标汇率难以确认，假设中国央行只注重汇率稳定，央行损失函数中只包含汇率波动一项；其次，由于汇率水平高低会通过进口商品价格和资本流动传导机制影响国内价格水平，因此，这里假设通货膨胀不仅受货币供应量和前期通货膨胀率的影响，还与汇率水平有关；另外，假定经常项目余额是内生变量，由国内产出水平和实际有效汇率决定，在周期性收入函数中，加入政府财政赤字作为外生变量；最后，在汇率波动的影响因素中，BGT模型假定汇率波动与央行净国外资产成反比，这与中国实际情况不符，本文对此也进行了修正。
在BGT模型中，央行目标损失函数为：
下面具体分析央行目标损失函数中各变量与ΔNFA和ΔNDA的关系。
(14a)为资本流动方程，解释变量(ΔNDA)的系数即为资本流动对货币政策的抵消系数，其他7个控制变量通过不同传导机制影响国际资本流动(净国外资产)：货币乘数增大会提高货币供给，降低利率从而减少资本流入；通胀率上升促使本币贬值，引起资本外逃；周期性收入增加和政府财政支出增加，会增加进口，导致外汇储备减少，但另一方面，国内产出增加也会引起资本流入增加，促进外汇储备的积累；人民币实际有效汇率的上升会减少经常项目顺差，减少国外资产的积累；另外，人民币汇率波动水平和预期汇率以及国外利率水平均会不同程度影响国际资本的流动。
同样，在货币政策方程(14b)中，解释变量(ΔNFA)系数即为货币政策对资本流动的冲销系数，央行货币政策(净国内资产变动)也同时受到其他7个控制变量的影响：央行货币政策会对通胀、货币乘数和本币的预期升值做出反向操作；通常情况下，货币政策对周期性收入增加、过度的财政赤字也会偏向收紧；另外，实际有效汇率的上升和国外利率的上升会恶化国际收支，央行也会做出相反的操作以吸引资本流入；为降低国内利率波动，央行在货币市场上投放货币或回收货币，利率市场波动越大，央行对冲力度也越大。
三、变量构造和数据描述
(一)对ΔNFA和ΔNDA变量的构造和调整
根据中国中央银行的资产负债表(表1)各项目之间的关系，将中央银行资产负债表简化为表2，由资产等于负债的原则可以得到以下等式：
MB=NFA+NDA=NFA+NdA+NOA-K(15)
但是，这里的NFA和NDA是按照央行资产负债中以人民币计价记账平衡原则得出的，与BGT模型中反映国际资本流动的净国外资产和反映货币政策的净国内资产有所差别，其至少忽略了以下两方面非国际资本流动因素：一是资产的重估效应(Revaluation Effect)，主要由黄金价值和汇率波动变化引起的，例如，美元贬值会使中国外汇资产缩水，反映在央行资产负债表上就是NFA变小，同时为记账平衡，NOA也会相应做出变化；二是资产的收入效应(Income Effect)，中国的外汇资产不管是买美国国债还是投资到其他资产中，均会得到相应的收入，同时，中国的外债也要支付利息，此时并没有发生国际资本流动，这些因素也不会导致国内基础货币的变化，但均被简单的记入央行资产负债表相应项目中，因此，为了排除上述非资本流动因素，需要对央行资产负债表中净国外资产和净国内资产进行调整。
鉴于黄金储量在央行国外资产中所占份额较小，而且变化不大，同时，为了剔除黄金价值变动在国外资产估值中的影响，因此，可以使用央行外汇储备作为央行国外资产的替代变量。理论上，应该用外汇储备的货币结构和人民币与各储备货币之间的汇率来计算外汇储备的价值，但限于数据的可得性，这里外汇储备全部以美元计价，用人民币与美元汇率折算，外债直接来自央行资产负债表，③得到净国外资产如下：=
(二)其他变量的构造和数据来源
本文选取的样本空间为1994年1季度到2007年4季度的季度数据，其中GDP、政府财政赤字、汇率和利率数据来自WIND资讯数据库，其他数据来自国际货币基金组织(IMF)国际金融统计(IFS)数据库，各季度增量数据均为同比数据。为消除规模因素影响，现有文献常使用GDP(Rooskareni,1998)或基础货币MB(Sarijito,1996)作为规模因子，由于难以区分两种规模因子的优劣，这里借鉴欧阳和拉詹(Ouyang,Rajan,2005)的做法同时使用GDP和MB作为规模因子，变量ΔNFA、ΔNDA、ΔG均除以规模因子加以处理。由于是季度数据，加入三个季度虚拟变量。具体各变量的构造和数据来源如表3所示。
四、计量检验和实证结果
(一)检验方法和实证结果
实证估计抵消系数和冲销系数一般有三种方法：简单模型(OLS)、VAR模型和联立方程。OLS方法主要问题在于变量的内生性问题，VAR模型虽然不必区分内生变量和外生变量，但难以估计出内外生变量结构性的关系，而使用工具变量的联立方程模型既能部分减轻内生性问题，又能估计出变量间结构性关系。加上资本流动方程(14a)和货币政策反应方程(14b)各变量间联系比较紧密，一般来说，最好采用联立方程同时估计(Argy，Kouri，1974；Obstfeld，1982)抵消系数和冲销系数。但是，考虑到中国这样的转型经济体，各经济变量之间还未形成完善的传导机制，或者说没有稳定的函数关系来体现经济系统的结构性特征，采用联立方程不一定适合中国(徐明东、田素华，2007)。基于以上分析，这里同时使用联立方程(使用两阶段最小二乘法，2SLS)和OLS两种方法来估计。模型检验结果如表4和表5所示。
从拟合优度上看，各模型拟合效果均较好，拟合优度都在0.87以上，使用OLS法建立的模型略好于使用2SLS法建立的模型，使用基础货币(MB)去除规模因子略好于使用GDP去除规模因子，但各模型相差不大。从回归结果各系数大小和显著性来看，各模型差别也不大，说明模型具有一定的稳健性。
从资本流动方程回归结果看，央行净国内资产变化的62.2％～74.4％都被净国外资产反方向变化所抵消，即国际资本流动对货币政策的抵消系数为-0.7左右。货币乘数和周期性收入在各模型中均显著，且与资本流入呈反方向变化，这与BGT模型分析一致。通胀率和政府赤字虽然不显著，但各系数符号均为负，也符合前面的分析。实际有效汇率和预期汇率调整后的国外利率变量均不显著，且其系数为正与理论分析不一致，可能的原因是中国利率和汇率还没有形成有效的传导机制所致。另外，汇率波动变量与资本流入成正向变动关系，符合本文前面对BGT模型的修正。
从货币政策反应方程回归结果看，央行净国外资产变化的85.2％～95.2％都被净国内资产反方向变化所抵消，即货币政策对国际资本流动的冲销系数为-0.9左右。通胀、货币乘数、周期性收入和财政赤字系数为负，表明央行货币政策会对通胀上升、货币乘数增大、周期性收入和财政赤字增加做反方向操作，这与前面分析一致。与资本流动方程一样，实际有效汇率和预期汇率调整后的国外利率变量均不显著。利率波动变量虽然不显著，但各模型系数均为负，表明央行货币政策对货币市场利率走向做了反向操作，以稳定市场利率。
(二)稳健性检验
为检验模型的稳健性，本文从变量选择、模型调整、滞后期选择等方面对模型进行重新检验。首先，直接使用央行资产负债表中未调整的净国外资产和净国内资产代入模型，结果显示抵消系数在-0.85左右，冲销系数在-0.8左右，主要变量系数也比较显著，模型拟合优度都在0.9以上，表明建立的模型结构具有稳健性特征。这里的拟合优度虽更好，但未考虑外汇资产收入效应和重估效应估计的抵消系数和冲销系数会有所偏差：如果外汇资产的收入增加大于外汇资产的贬值幅度，央行资产负债表中净国外资产变化会高估国际资本的流入，净国内资产变化会低估央行货币政策的反应力度，使抵消系数变大，冲销系数变小；反之，如果外汇资产的收入增加小于外汇资产的贬值幅度，会低估国际资本的流入，高估央行货币政策的反应力度，使抵消系数变小，冲销系数变大。
另外，我们还做了以下尝试：第一，假设经常项目贸易余额为外生变量，将经常项目余额(CA)代替财政赤字和实际有效汇率代入模型(Brissimis，Gibson，Tsakalotos，2002)；第二，将公众汇率预期水平由完全预期
代入模型(Ouyang，Rajan，Willett，2007)；第三，逐个去除不显著变量或加入滞后一期变量(包括被解释变量)作为解释变量。以上多种尝试检验结果均不改变抵消系数和冲销系数的显著性，其大小也分别稳定在-0.65～-0.78和-0.80～-0.95之间，从而说明了模型的稳健性。
(三)递归系数估计
为了具体分析抵消系数和冲销系数变化的动态过程，我们采用了递归系数方法估计出1998Q2-2007Q4抵消系数和冲销系数的动态变化(如图1至4)。
结果显示2003年以前，我国的国际资本流入对货币政策的抵消系数维持在比较低的水平，其中个别年份甚至还出现对货币政策正向的补充作用，但2003年抵消系数迅速上升，2004年后虽有所下降但一直保持较高水平。这与我国经济背景是相符合的，1997年开始，由于亚洲金融危机的影响，人民币出现贬值压力，出口增长大幅下降，贸易结售汇出现了严重的“顺差不顺收”、非贸易结售汇顺差大幅减少甚至出现逆差，此阶段资本流入对国内货币供给压力较小，抵消系数较低。但2002年后，尤其是2003年以来，形势迅速发生了逆转，由于国内经济形势较好，美国IT泡沫破灭进入降息周期、中外币出现正向利差，市场对人民币升值预期强烈，贸易结售汇出现“顺收超顺差”，资本结售汇逆差大幅减少并出现顺差，此阶段资本流入对国内货币供给形成较大的压力，抵消系数迅速上升。
同样，央行对资本流入的冲销力度也经历了类似的动态变化过程，2003年前冲销系数处于比较低的水平，2003年后在资本流入对货币政策抵消作用大幅上升的压力下，央行对资本流入的冲销力度也开始不断增强，尤其是2005年7月人民币汇率改革以来，受贸易顺差增量放大、人民币预期升值促进资本流入的影响，央行的冲销力度加大，接近完全冲销。
五、结论
本文通过修正的BGT模型，并根据中国央行资产负债表的特点，重新构造了净国外资产变化(ΔNFA)与净国内资产变化(ΔNDA)变量，同时采用OLS和联立方程估计(2SLS)方法对中国自1994年汇改以来的抵消系数和冲销系数进行了估计，得出以下几点结论：
1.自1994年以来，中国国际资本流动对货币政策的抵消系数总体来说比较大(-0.62～-0.74)，尤其是2003年以来一直处于较高的水平。按照时间发展顺序，国际资本流动对货币政策可以归纳为三次冲突：第一次冲突是1994-1996年间，人民币预期升值和贸易顺差增加，资本大量流入与央行严格控制货币投放以控制通货膨胀的货币政策目标相悖；第二次是1997-2001年间，亚洲金融危机爆发，人民币预期贬值，贸易顺差减少、资本外逃与国内为控制通货紧缩需实行扩张的货币政策相冲突；第三次是2002年以来，国内经济好转，通货紧缩问题缓解，人民币由预期贬值转为预期升值，资本流动状况与货币政策重现了1994-1996年的冲突老路，尤其是2003年以来，国际资本流动对货币政策的冲销系数明显变大，中国国际资本净流入促使央行净国外资产大幅增加，央行货币供给(基础货币)增长甚至完全表现为净国外资产的增加(见图5)。
图5 中国央行资产负债表增量结构变化(1994-2008)
资料来源：IFS，中国人民银行。
2.1994年以来，央行先后利用再贷款、公开市场操作和发行票据等干预手段冲销了大部分国际资本流动带来的货币供给变化，冲销系数已充分大(-0.85～-0.95)，但同时，抵消系数也比较大，因此，很难说央行货币政策就保持着较好的独立性。相反，受再贷款余额降低和债券市场不完善的制约以及发行票据成本的增大，央行冲销政策的局限性和弊端也逐渐显现出来，尤其是2006年四季度以来，在外汇资产大幅增加压力下，央行的冲销力度已显不足，造成基础货币增量相对前一阶段明显变大。这主要存在两种解释：一是2007年，由财政部发行特别国债购买外汇储备，注资2000亿美元成立中投公司，中投公司通过汇金公司向商业银行注资，在央行资产负债表上表现为净国内资产和基础货币增加；④二是外汇资产增量已经确实大到央行无法冲销的程度，中国央行冲销工具面临无效性的难题(Aizenman & Glick，2008)。第一种解释主要是一种短期因素影响。按照近年实际发展情况看，央行已被迫采取一系列措施，如实行汇率改革并给予更大的浮动空间、取消结售汇制度、鼓励企业海外投资等非冲销手段，以化解外汇占款造成的国内通胀压力。从这角度看第二种解释的可能性更大。
3.1994-2007年，总体上来说，外汇资产的收入效应大于外汇资产的贬值效应，央行资产负债表中净国外资产变化高估了国际资本的流入，净国内资产变化低估了央行货币政策的反应力度，如果直接估计会使抵消系数变大，冲销系数变小，本文使用调整后的净国外资产变化(ΔNFA)与净国内资产变化(ΔNDA)变量进行估计，部分消除了非国际资本流动因素，估计结果更加准确。但是，要更准确地估计抵消系数和冲销系数，更多的因素需要考虑。如2002年年初，不知为何原因央行资产负债表中国外资产出现了较大幅度降低(Ouyang，Rajan，Willett，2007)；再如2003年成立汇金公司和2007年成立中投公司动用的都是央行外汇储备，但是央行资产负债表上外汇储备并没有相应明显减少，央行在会计上究竟如何处理？以及汇金公司利用外汇储备注资商业银行对基础货币产生多大影响？它们对抵消系数和冲销系数影响又如何？这些问题都是本文未涉及到的，有待进一步研究。
注释：
①在实证检验中，抵消系数和冲销系数也可能小于-1，如陈敏强(2003)检验新加坡的抵消系数为-1.126，西克洛斯(Siklos，2000)检验匈牙利的冲销系数为-1～1.14，可能反映的是过度抵消或冲销效应。
②六个东亚国家分别是印度尼西亚、韩国、马来西亚、菲律宾、新加坡和泰国。
③理论上这里外债也应以外币计价，然后按照汇率折算成人民币计价，但受限于数据可得性，外债直接采用央行负债表中人民币计价的外债，由于外债规模较小，这样处理对实证结果不会产生多大影响。
④财政部发行特别国债购买外汇储备，央行资产负债表上表现为国外资产减少和对政府债权增加(净国内资产增加)；而中投公司成立时经营目标之一就是向国内金融机构注资，这可能会产生“二次结汇”问题，促使外汇储备增长和基础货币增大。
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