摘要：隨著人民幣國際化和中國ODI的快速發(fā)展，對兩者相關性分析具有重要意義。引入“缺口估計法”估算出人民幣境外流通量，根據(jù)人民幣國際化的條件建立人民幣國際度指數(shù)，并進一步分析了中國ODI對人民幣國際度的影響。結論顯示，人民幣國際化與中國ODI互為因果、相互影響。

關鍵詞：人民幣國際化；中國ODI；定量分析

中圖分類號：F74文獻標識碼：A文章編號：16723198（2013）23006502

1人民幣國際化和中國ODI的現(xiàn)狀

自2008年起，中國與一些國家及地區(qū)簽訂了一系列的雙邊本幣互換協(xié)議。迄今已經(jīng)有20個國家和地區(qū)的央行與中國央行簽署了互換協(xié)議，包括澳大利亞、巴西、俄羅斯等。目前，人民幣國際化主要表現(xiàn)在中國與多個國家和地區(qū)簽訂雙邊“貨幣互換協(xié)議”，人民幣離岸業(yè)務在中國香港展開和人民幣跨境貿易結算三個方面。在人民幣國際化發(fā)展的同時，中國ODI自2005年進入了快速發(fā)展階段。根據(jù)商務部編制的《中國ODI公報》顯示：中國ODI凈額（流量）實現(xiàn)了連續(xù)十年的增長，達到746.5億美元，同比增長8.5%。截至2011年底，中國對外投資累計凈額（存量）達到4247.8億美元，位居全球第13位。探討人民幣國際化是如何影響中國ODI的對促進中國ODI的發(fā)展具有重要意義。

2人民幣境外流通量分析

隨著人民幣境外流通的增加，有很多學者和專家對人民幣境外流通量進行了估算，估算的方法主要有直接法和“缺口估計法”。由于直接估算人民幣境外流量存在較大漏洞，本文引用徐奇淵、劉力臻（2006）的有條件“缺口估計法”對人民幣流通量進行估算。首先，建立貨幣需求模型，將據(jù)1978年-1998年（P1時期）的數(shù)據(jù)求出模型中的各個參數(shù)，再將模型參數(shù)代入1999年-2011年（P2時期）的模型，計算出國內貨幣需求數(shù)量，將這部分從人民幣供應量中扣除，得出人民幣境外需求量。

本文選取1978年-1998年的數(shù)據(jù)進行模型的回歸和參數(shù)分析是因為1998年以前人民幣基本屬于國內流通貨幣，人民幣境外流通量相對較少，可以忽略不計，貨幣供應量基本等于人民幣國內需求量。1997年亞洲金融危機爆發(fā)后，中國政府承諾人民幣不貶值使得人民幣的國際信譽大大提高，周邊地區(qū)乃至全世界對人民幣信心大增，1998年人民幣開始大規(guī)模境外流通。1998年作為人民幣境外大規(guī)模流通的起始年份，計入P1時期。

根據(jù)凱恩斯、弗里德曼貨幣需求模型，貨幣國內需求量的影響因素有國內生產總值GDP、利率r、價格指數(shù)CPI、貨幣化指數(shù)EX等因素。因此，建貨幣需求模型如下：

LgMlt=β0+β1LgGDPt+β2LgCPIt+β3rt+β4DCt+μ（1）

為避免單位不同影響模型的回歸準確性，對貨幣供應量M0t和GDPt兩個變量取對數(shù)。誤差項μ，滿足E（μ）=0。

貨幣供應量M1、國內生產總值GDP：選取1978年-1998年的年度數(shù)據(jù)；居民消費價格指數(shù)CPI：選取1978年-1998年的年度城市居民消費價格指數(shù)；利率水平R：選取1978年-1998年各年一年期定期城鄉(xiāng)居民儲蓄存款利率為代表，一年中有多個利率的取算術平均數(shù)；貨幣化程度（the degree of currency，DC）：貨幣化程度以一定時期內貨幣交易總額在國內生產總值GDP或者國民生產總值GNP中占的比重——M2/GDP或者M2/GNP。改革開放以來，我國貨幣化進程開始加速，貨幣化進程在20世紀90年代結束。國內學者易綱（1996）、謝平（1996）、麥金農（1996）等認為我國貨幣化程度的指標在1991年高達97%，此后我國貨幣化進程結束。因此，可以認為1992以后我國貨幣化程度近似取1；1992以前貨幣化程度指標選取M2/GDP。

數(shù)據(jù)來源：《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒2012》、中國人民銀行網(wǎng)站。

ADF單位根檢驗：

由于選取的變量為時間序列數(shù)據(jù)，為避免計量結果出現(xiàn)“偽回歸”，先對時間序列進行ADF（Advanced Dickey Fuller）平穩(wěn)性檢驗，驗證序列LgM1t 、LgGDPt、LgCPI、R、DC之間是否存在單位根。

ADF檢驗結果顯示：模型存在單位根，時間序列為非平穩(wěn)序列。對變量進行一階差分，差分后的ADF檢驗值均小于臨界值，一階差分數(shù)據(jù)均通過平穩(wěn)性檢驗。序列LgM1t、LgGDPt、LgCPI、R、DC均為一階單整。

建立一個VAR的差分向量自回歸模型，根據(jù)AIC和SC信息準則確定滯后階數(shù)VAR模型的滯后階數(shù)為2。在此基礎上做協(xié)整檢驗，結果顯示：序列LgM1t、LgGDPt、LgCPI、R、DC之間存在協(xié)整關系。模型方程如下：

LgM1t=0.188127+1.060499LgGDPt+0501495LgCPIt-0.00915R+0.110692DC+μ（2）

由方程可知，LgGDPt、LgCPIt、DC與貨幣需求量正相關，利率R與貨幣需求量負相關，符合傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論。

接下來將P2時期的數(shù)據(jù)代入方程，估算其國內貨幣需求量，進而用“缺口估計”法計算出P2時期各年人民幣境外流通量。

表1“缺口估計”法得出的1999-2011年境外人民幣流通量

年份預測LgM1t實際LgM1t人民幣境外流通量（億元）19994.5306854.66121911899.3820004.581824.7254814968.5920011.7772214.62768717440.2620024.8505354.66924524189.5420034.9248924.72915630159.5620044.9821344.80690631862.56續(xù)表20055.0305144.87035333087.4920065.1004924.93984738969.5520075.1834415.03244444803.4620085.2206765.11523235830.4620095.3424265.14704179706.9720105.4258955.22757997741.1620115.4621705.30459589587.26“缺口估計法”估算出的人民幣境外流通量自1999年呈逐年上升狀態(tài)，由1999年的11899.38億元上升到2011年的89587.26億元。其中，2008年人民幣境外流通量受全球金融危機影響而有所下降，2011年在歐債危機下的全球經(jīng)濟不景氣及國內產業(yè)結構調整使得人民幣境外流通量出現(xiàn)小幅下降。根據(jù)《中國ODI統(tǒng)計公報》，隨著中國政府與多個國家“雙邊貨幣互換協(xié)議”的簽訂，人民幣境外流通量大幅上升。

3人民幣國際化指數(shù)與中國ODI的計量分析

3.1變量的選擇和數(shù)據(jù)的選取

人民幣國際化的四個條件分別為：（1）經(jīng)濟規(guī)模，GDP；（2）對外貿易規(guī)模；（3）貨幣幣值穩(wěn)定；（4）中國在國際上政治地位高。上述四個條件作為人民幣國際化的前提條件，也是影響人民幣國際化的重要因素。因此，本文根據(jù)上述四個條件構建計量模型。上述條件是人民幣國際化的充分非必要條件，中國ODI各年流量數(shù)據(jù)可以作為一個干擾項引入模型進行分析，得出人民幣國際化與中國ODI的定量關系。

目前，貨幣國際化指數(shù)是近年來研究的一個熱門，但是尚未形成統(tǒng)一的規(guī)范。本文認為一國貨幣國際化的程度的絕對值可以用貨幣境外流通量與貨幣供應量M1的比值粗略估計。這不僅是因為計量上的方便，更重要的原因是貨幣境外流通量包含了貨幣的官方儲備，并且在一定程度上可以代替本幣境外流通范圍指數(shù)。因此，作為數(shù)量的估計，可以用貨幣境外流通量與貨幣供應量M1的比值進行粗略的估計。

因此，人民幣國際化指數(shù)（RMB internationalization index，RII）：選取人民幣境外流通量m與貨幣供應量M1的比值。人民幣境外流通量選取第二節(jié)中根據(jù)“缺口估計法”得出的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為：M1數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

國內生產總值（Gross Domestic Product，GDP）：選取1999-2011年的國內生產總值，數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計年鑒》。

中國ODI（China's overseas direct investment，ODI）：選取1999-2011年中國ODI年流量，數(shù)據(jù)來源為：1999-2001年數(shù)據(jù)摘自聯(lián)合國貿發(fā)會議發(fā)布《世界投資報告》網(wǎng)址：http：//www.unctad.org/；2002-2011年數(shù)據(jù)摘自中國ODI公報，網(wǎng)址為http：//www.mofcom.gov.cn/。

對外貿易規(guī)模（Foreign trade scale，F(xiàn)T）：選取中國進出口總額來代替，這兩者的涵義相同。數(shù)據(jù)來源為：《中國統(tǒng)計年鑒》。

人民幣匯率（RMB exchange rate，EX）選取1美元兌人民幣匯率的年平均值，因為美元匯率固定為1，可以認為是人民幣匯率的絕對值。（因為人民幣匯率中包含了價格等干擾因素，需要做對數(shù)處理，1人民幣兌美元匯率數(shù)據(jù)較小，處理結果本身帶有負號，不便于操作，因此選用1美元兌人民幣匯率。）數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》。

中國在世界政治地位高（High political status）：由于較高的政治地位是一個虛擬變量，無法用數(shù)值進行衡量。我們暫時將其歸入隨機干擾項中。

由于GDP、中國ODI流量，進出口總額和人民幣匯率包含了年度的價格因素等多種干擾因素，因此對上述三個變量做對數(shù)處理。

3.2模型的建立和單位根、協(xié)整檢驗

根據(jù)上述分析，建立中國ODI對人民幣國際化的影響衡量模型如下：

RII=β0+β1LgGDP+β2LgODI+β3LgFT+β4LgEX+μ（3）

RII=mM1，誤差項μ滿足：E（μ）=0。

由于模型中包含多個時間序列變量，因此需現(xiàn)進行ADF單位根檢驗和Johansen協(xié)整檢驗才能驗證數(shù)據(jù)的可用性。

對RII，LgODI，LgFT，LgEX序列做ADF檢驗，結果可知，變量RII，LgODI，lgFT均為一階差分平穩(wěn)，lgEX原數(shù)據(jù)平穩(wěn)，一階差分也平穩(wěn)，因此可以認為序列滿足一階差分平穩(wěn)，可以做協(xié)整檢驗。

建立VAR模型，做協(xié)整檢驗，結果顯示，序列RII，LgGDP，LgODI，LgEX，LgFT存在協(xié)整關系，只有一個協(xié)整方程。

RII=-12.09317+2.459868LgGDP+0.116602389706LgODIt+

5.639035LgEX+1.055241LgFT+μ

由方程可以看出，表明LgGDP、LgODI、LgEX、LgFT與人民幣國際化指數(shù)正相關。其中，LgODI的系數(shù)小于其他變量的系數(shù)，表明LgODI對人民幣國際化的影響小于其他經(jīng)濟因素，但是中國ODI在一定程度上可以人民幣國際化的發(fā)展。中國ODI的流量每增加1億元人民幣，人民幣國際化指數(shù)增加0.1166。

3.3格蘭杰因果檢驗

對RII和LgODI做格蘭杰因果關系檢驗，結果如下：

表2格蘭杰因果關系檢驗

原假設OBSF-StatisticProb.LgODI不是RII的原因1114.26060.0053RII不是LgODI的原因1115.26360.0047由上表可知，LgODI與RII互為因果關系，即中國ODI流量與人民幣國際化水平互為因果關系，兩者之間存在內在的相互影響。人民幣國際化在一定程度上促進中國ODI的發(fā)展，中國ODI在某些方面也能夠促進人民幣國際化的進程。

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作者簡介：錢岳（1974-），男，江蘇武進人，常州輕工職業(yè)技術學院管理系講師、工商管理碩士，研究方向：貿易、金融、投資。