外匯占款沖銷視角下外匯流入對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響?yīng)?/h1>
2017-02-21 09:02:31水兵兵
水兵兵
摘要：我國特殊的結(jié)售匯制度，使外匯占款、沖銷成為決定我國基礎(chǔ)貨幣投放量的重要因素。由于我國不同地區(qū)對外開放水平的差異和外匯占款的原因，更多的基礎(chǔ)貨幣自然地流入東部沿海地區(qū)，而貨幣的沖銷卻是全國統(tǒng)一的，這種不可逆的貨幣投放、回籠過程，最終導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣的投放在各地區(qū)的不均衡，產(chǎn)生貨幣區(qū)域效應(yīng)，影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。利用我國東中西部9個省份的面板數(shù)據(jù)，基于協(xié)整和誤差修正模型的實(shí)證研究，得出結(jié)論：一個省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與外匯流入水平存在長期均衡關(guān)系，外匯流入的不均衡是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡的原因之一。
外匯占款沖銷是隨著我國的特殊結(jié)售匯制度而出現(xiàn)的一種貨幣政策，目前已成為我國貨幣政策的重要組成部分。外匯占款沖銷影響貨幣政策繼而產(chǎn)生貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要影響。國外關(guān)于貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究，自歐盟實(shí)施統(tǒng)一貨幣政策后逐漸興起。G.Carlinol等[1]對美國5個地區(qū)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)其中一個地區(qū)的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)非常明顯，另外兩個地區(qū)則不敏感。EE Meade等[2]從區(qū)域研究的視角出發(fā)，通過對歐盟58個地區(qū)的數(shù)據(jù)分析，得出：歐盟5個國家存在顯著的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，隨著歐盟國家之間的逐步融合，這種差異逐漸減小。國內(nèi)相關(guān)研究是從改革開放尤其是中國加入WTO后逐漸多起來的，主要集中在貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的一般化研究。曹永琴[3]認(rèn)為，對貨幣政策的反應(yīng)，南部地區(qū)比北部地區(qū)更敏感。劉玄等[4]認(rèn)為，對貨幣政策的反應(yīng)，東部地區(qū)較敏感，中西部地區(qū)較遲鈍，東部地區(qū)傳導(dǎo)的速度和深度均大于中西部。張晶[5]認(rèn)為，中、東部反應(yīng)彈性較大，西部反應(yīng)彈性小但持續(xù)時間長。關(guān)于導(dǎo)致出現(xiàn)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的原因，學(xué)者們主要從貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制入手，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異、地區(qū)開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平與結(jié)構(gòu)、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與規(guī)模、國企比重、國有銀行信貸制度等是產(chǎn)生貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的主要原因[3-4]，但從外匯占款沖銷視角分析的則很少。
近年來，我國國際收支連年出現(xiàn)巨額順差，外匯儲備迅速增加，最高時超過4萬億美元，居全球首位。由于我國實(shí)行強(qiáng)制結(jié)售匯制度，外匯占款已成為投放基礎(chǔ)貨幣的最重要渠道。為了調(diào)節(jié)國內(nèi)貨幣總量、平抑通貨膨脹，中國人民銀行采取貨幣沖銷來達(dá)到回籠資金的目的。可見，外匯占款沖銷已經(jīng)成為當(dāng)前我國貨幣政策非常重要的組成部分。外匯占款沖銷的規(guī)模在很大程度上決定基礎(chǔ)貨幣的投放、回收的規(guī)模，從而決定最終投放到各地區(qū)的基礎(chǔ)貨幣的數(shù)量。由于我國各地區(qū)對外開放水平不均衡，外匯占款所投放的貨幣更多地流向東部沿海地區(qū)，而通過沖銷回籠貨幣的政策卻是全國統(tǒng)一的、“一刀切”的，基礎(chǔ)貨幣的投放和回籠顯然是兩條不可逆的路徑，結(jié)果將導(dǎo)致各地區(qū)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡。這種特殊的貨幣政策體系，勢必會在原有傳導(dǎo)機(jī)制的基礎(chǔ)上進(jìn)一步放大貨幣的區(qū)域差異效應(yīng)。李健[6]認(rèn)為，各地區(qū)外匯流入的不平衡和全國“一刀切”的沖銷政策，最終將導(dǎo)致貨幣在各地區(qū)供應(yīng)的不平衡，造成東部流動性過剩、西部流動性過緊的現(xiàn)象。
本文擬利用我國東中西部9個省份的面板數(shù)據(jù)，基于協(xié)整和誤差修正模型的實(shí)證研究，探尋導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡的原因，以期有助于實(shí)現(xiàn)我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展。
一、數(shù)據(jù)選取與研究方法
1.數(shù)據(jù)選取
本文選取2003—2012年屬于東部沿海地區(qū)的廣東、江蘇、浙江，屬于中部地區(qū)的河南、安徽、江西、湖北和屬于西部地區(qū)的陜西、青海9個省份的面板數(shù)據(jù)。其2012年的GDP和NF（凈出口額+外商直接投資）見表1。從表1可以看出，東部沿海省份2012年的NF，無論絕對規(guī)模還是占本省GDP的比重，都大于中部地區(qū)，而中部地區(qū)大于西部地區(qū)，差異明顯，呈階梯式。
2.研究方法
首先對GDP和NF取自然對數(shù)變換為lnGDP和lnNF（見圖1）。從圖1可以看出，lnGDP序列和lnNF序列均呈上升趨勢，表現(xiàn)出非平穩(wěn)性。因此首先對這兩個序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并求出其單整階數(shù)。兩個序列雖然都呈上升趨勢，但走向比較一致，可能具有長期均衡關(guān)系。如果兩個序列單整階數(shù)相同，則繼續(xù)檢驗(yàn)兩個序列的協(xié)整性；如果協(xié)整，則建立誤差修正模型，進(jìn)一步分析兩者之間的長期靜態(tài)特征和短期動態(tài)特征。
二、實(shí)證檢驗(yàn)
1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)
lnGDP和lnNF序列平衡性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表2可以看出，lnGDP和lnNF原序列均未通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，lnGDP的一階差分序列通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，lnNF的一階差分序列有兩種方法通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)（LLC，PP），且LLC和PP的統(tǒng)計(jì)量值均比較大，因此可以認(rèn)為lnNF的一階差分序列在很大概率上通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此lnGDP和lnNF均是一階單整序列，單整階數(shù)相同，且DlnGDP、DlnNF～I(xiàn)（0），可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。
2.協(xié)整檢驗(yàn)
本文基于Kao檢驗(yàn)來檢驗(yàn)lnGDP序列和lnNF序列的協(xié)整性，結(jié)果見表3。由表3可知，ADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)顯著（在5%的置信水平下），即Kao檢驗(yàn)認(rèn)為兩個序列之間存在協(xié)整關(guān)系。
3.誤差修正模型
根據(jù)格蘭杰定理，如果兩個變量協(xié)整，則這兩個變量必有誤差修正模型表達(dá)式的存在。因此，本文將建立lnGDP和lnNF的誤差修正模型（ECM），回歸結(jié)果見表4，表達(dá)式如下：
三、結(jié)語
我國特殊的結(jié)售匯制度和東中西部對外開放水平的不均衡，導(dǎo)致了貨幣投放在各地區(qū)的差異，進(jìn)而影響到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。通過對分別來自我國東中西部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析得出結(jié)論：一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與外匯流入水平具有長期均衡關(guān)系。從長期來看，外匯流入的不均衡確實(shí)是產(chǎn)生地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的原因之一，這從一個方面解釋了東部沿海地區(qū)比中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的原因。從短期均衡來看，非均衡誤差并不顯著，可能是因?yàn)镚DP和NF在很短時間內(nèi)就達(dá)到均衡狀態(tài)，這與我國對外經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)有一定關(guān)系。這也從一個側(cè)面反映出我國仍處在“走出去”的初級階段，資源密集型、勞動力密集型等產(chǎn)業(yè)鏈很短，投入短時間內(nèi)就可以見到成效的初級加工貿(mào)易然仍占很大比重，而創(chuàng)新性強(qiáng)、技術(shù)含量高、產(chǎn)業(yè)鏈長的技術(shù)密集型、資本密集型產(chǎn)業(yè)所占比重還比較低。這也是今后我國提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整所需要解決的問題之一。
參考文獻(xiàn)：
[1]
CARLINO G，DEFINA R.The differential regional effects of monetary policy[J].Review of Economics and Statistics，1998（11）：572.
[2] MEADE EE，SHEETS N.Regional influences on U.S.monetary policy：some implications for Europe[J].Journal of Economic Integration，2001（9）：399.
[3] 曹永琴.中國貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（9）：37.
[4] 劉玄，王劍.貨幣政策傳導(dǎo)地區(qū)差異：實(shí)證檢驗(yàn)及政策含義[J].財(cái)經(jīng)研究，2006（5）：70.
[5] 張晶.中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)差異及其原因研究——結(jié)構(gòu)VAR模型下的實(shí)證分析[J].廣東金融學(xué)院學(xué)報，2006（4）：70.
[6] 李健.外匯占款沖銷對貨幣供應(yīng)不平衡的影響研究[J].未來與發(fā)展，2012（4）：71.
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外匯占款沖銷是隨著我國的特殊結(jié)售匯制度而出現(xiàn)的一種貨幣政策，目前已成為我國貨幣政策的重要組成部分。外匯占款沖銷影響貨幣政策繼而產(chǎn)生貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要影響。國外關(guān)于貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的研究，自歐盟實(shí)施統(tǒng)一貨幣政策后逐漸興起。G.Carlinol等[1]對美國5個地區(qū)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)其中一個地區(qū)的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)非常明顯，另外兩個地區(qū)則不敏感。EE Meade等[2]從區(qū)域研究的視角出發(fā)，通過對歐盟58個地區(qū)的數(shù)據(jù)分析，得出：歐盟5個國家存在顯著的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)，隨著歐盟國家之間的逐步融合，這種差異逐漸減小。國內(nèi)相關(guān)研究是從改革開放尤其是中國加入WTO后逐漸多起來的，主要集中在貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的一般化研究。曹永琴[3]認(rèn)為，對貨幣政策的反應(yīng)，南部地區(qū)比北部地區(qū)更敏感。劉玄等[4]認(rèn)為，對貨幣政策的反應(yīng)，東部地區(qū)較敏感，中西部地區(qū)較遲鈍，東部地區(qū)傳導(dǎo)的速度和深度均大于中西部。張晶[5]認(rèn)為，中、東部反應(yīng)彈性較大，西部反應(yīng)彈性小但持續(xù)時間長。關(guān)于導(dǎo)致出現(xiàn)貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的原因，學(xué)者們主要從貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制入手，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異、地區(qū)開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展水平與結(jié)構(gòu)、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與規(guī)模、國企比重、國有銀行信貸制度等是產(chǎn)生貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的主要原因[3-4]，但從外匯占款沖銷視角分析的則很少。
近年來，我國國際收支連年出現(xiàn)巨額順差，外匯儲備迅速增加，最高時超過4萬億美元，居全球首位。由于我國實(shí)行強(qiáng)制結(jié)售匯制度，外匯占款已成為投放基礎(chǔ)貨幣的最重要渠道。為了調(diào)節(jié)國內(nèi)貨幣總量、平抑通貨膨脹，中國人民銀行采取貨幣沖銷來達(dá)到回籠資金的目的。可見，外匯占款沖銷已經(jīng)成為當(dāng)前我國貨幣政策非常重要的組成部分。外匯占款沖銷的規(guī)模在很大程度上決定基礎(chǔ)貨幣的投放、回收的規(guī)模，從而決定最終投放到各地區(qū)的基礎(chǔ)貨幣的數(shù)量。由于我國各地區(qū)對外開放水平不均衡，外匯占款所投放的貨幣更多地流向東部沿海地區(qū)，而通過沖銷回籠貨幣的政策卻是全國統(tǒng)一的、“一刀切”的，基礎(chǔ)貨幣的投放和回籠顯然是兩條不可逆的路徑，結(jié)果將導(dǎo)致各地區(qū)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不均衡。這種特殊的貨幣政策體系，勢必會在原有傳導(dǎo)機(jī)制的基礎(chǔ)上進(jìn)一步放大貨幣的區(qū)域差異效應(yīng)。李健[6]認(rèn)為，各地區(qū)外匯流入的不平衡和全國“一刀切”的沖銷政策，最終將導(dǎo)致貨幣在各地區(qū)供應(yīng)的不平衡，造成東部流動性過剩、西部流動性過緊的現(xiàn)象。
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一、數(shù)據(jù)選取與研究方法
1.數(shù)據(jù)選取
本文選取2003—2012年屬于東部沿海地區(qū)的廣東、江蘇、浙江，屬于中部地區(qū)的河南、安徽、江西、湖北和屬于西部地區(qū)的陜西、青海9個省份的面板數(shù)據(jù)。其2012年的GDP和NF（凈出口額+外商直接投資）見表1。從表1可以看出，東部沿海省份2012年的NF，無論絕對規(guī)模還是占本省GDP的比重，都大于中部地區(qū)，而中部地區(qū)大于西部地區(qū)，差異明顯，呈階梯式。
2.研究方法
首先對GDP和NF取自然對數(shù)變換為lnGDP和lnNF（見圖1）。從圖1可以看出，lnGDP序列和lnNF序列均呈上升趨勢，表現(xiàn)出非平穩(wěn)性。因此首先對這兩個序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并求出其單整階數(shù)。兩個序列雖然都呈上升趨勢，但走向比較一致，可能具有長期均衡關(guān)系。如果兩個序列單整階數(shù)相同，則繼續(xù)檢驗(yàn)兩個序列的協(xié)整性；如果協(xié)整，則建立誤差修正模型，進(jìn)一步分析兩者之間的長期靜態(tài)特征和短期動態(tài)特征。
二、實(shí)證檢驗(yàn)
1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)
lnGDP和lnNF序列平衡性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表2可以看出，lnGDP和lnNF原序列均未通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，lnGDP的一階差分序列通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，lnNF的一階差分序列有兩種方法通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)（LLC，PP），且LLC和PP的統(tǒng)計(jì)量值均比較大，因此可以認(rèn)為lnNF的一階差分序列在很大概率上通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此lnGDP和lnNF均是一階單整序列，單整階數(shù)相同，且DlnGDP、DlnNF～I(xiàn)（0），可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。
2.協(xié)整檢驗(yàn)
本文基于Kao檢驗(yàn)來檢驗(yàn)lnGDP序列和lnNF序列的協(xié)整性，結(jié)果見表3。由表3可知，ADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)顯著（在5%的置信水平下），即Kao檢驗(yàn)認(rèn)為兩個序列之間存在協(xié)整關(guān)系。
3.誤差修正模型
根據(jù)格蘭杰定理，如果兩個變量協(xié)整，則這兩個變量必有誤差修正模型表達(dá)式的存在。因此，本文將建立lnGDP和lnNF的誤差修正模型（ECM），回歸結(jié)果見表4，表達(dá)式如下：
三、結(jié)語
我國特殊的結(jié)售匯制度和東中西部對外開放水平的不均衡，導(dǎo)致了貨幣投放在各地區(qū)的差異，進(jìn)而影響到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。通過對分別來自我國東中西部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析得出結(jié)論：一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與外匯流入水平具有長期均衡關(guān)系。從長期來看，外匯流入的不均衡確實(shí)是產(chǎn)生地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的原因之一，這從一個方面解釋了東部沿海地區(qū)比中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的原因。從短期均衡來看，非均衡誤差并不顯著，可能是因?yàn)镚DP和NF在很短時間內(nèi)就達(dá)到均衡狀態(tài)，這與我國對外經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)有一定關(guān)系。這也從一個側(cè)面反映出我國仍處在“走出去”的初級階段，資源密集型、勞動力密集型等產(chǎn)業(yè)鏈很短，投入短時間內(nèi)就可以見到成效的初級加工貿(mào)易然仍占很大比重，而創(chuàng)新性強(qiáng)、技術(shù)含量高、產(chǎn)業(yè)鏈長的技術(shù)密集型、資本密集型產(chǎn)業(yè)所占比重還比較低。這也是今后我國提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整所需要解決的問題之一。
參考文獻(xiàn)：
[1]
CARLINO G，DEFINA R.The differential regional effects of monetary policy[J].Review of Economics and Statistics，1998（11）：572.
[2] MEADE EE，SHEETS N.Regional influences on U.S.monetary policy：some implications for Europe[J].Journal of Economic Integration，2001（9）：399.
[3] 曹永琴.中國貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（9）：37.
[4] 劉玄，王劍.貨幣政策傳導(dǎo)地區(qū)差異：實(shí)證檢驗(yàn)及政策含義[J].財(cái)經(jīng)研究，2006（5）：70.
[5] 張晶.中國貨幣政策區(qū)域效應(yīng)差異及其原因研究——結(jié)構(gòu)VAR模型下的實(shí)證分析[J].廣東金融學(xué)院學(xué)報，2006（4）：70.
[6] 李健.外匯占款沖銷對貨幣供應(yīng)不平衡的影響研究[J].未來與發(fā)展，2012（4）：71.
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