楊東霖
(南京財經(jīng)大學, 江蘇 南京 210023)
由于在我國基礎貨幣投放體系中,外匯占款是一個非常重要的通道。在2015年,我國的外匯占款達到峰值,外匯占款在貨幣投放體系中幾乎成為了決定性因素。同時,央行往往會通過沖銷操作以此減弱貨幣供給的外生性,達到重新控制貨幣供給的作用。Bilimeier等人(2002)通過比較捷克斯洛伐克、羅馬尼亞、克羅地亞等實行有非浮動匯率制度的國家,得出結論:在處于轉型期的小型開放經(jīng)濟體中,如果在M2供應量中外匯占款所占的比重較高,則貨幣政策的獨立性較低,即央行對一國金融風險的控制能力較低,國家金融穩(wěn)定受到較大的威脅。王方靜(2014)認為:貿(mào)易順差的不斷積累使得我國的經(jīng)常賬戶和資本賬戶形成雙順差局,使我國的外匯儲備規(guī)模急劇擴大。在我國的匯率制度下,會導致外匯占款增加,進而增強了貨幣供給的內(nèi)生性,對我國貨幣政策的實施和效果帶來不利影響,從而影響到了貨幣政策的獨立性。
同時,貨幣政策的獨立性也反應在了一國貨幣政策的效果上。梁曉潔和陳玉梅(2008)基于1994年至2007年的數(shù)據(jù)研究了在國際資本流動情況下我國貨幣政策的實施效果,結論認為我國貨幣政策具有內(nèi)生性,外匯占款是我國投放基礎貨幣的主要渠道。
因此,本文作者認為,定義中國貨幣政策的獨立性應該從我國貨幣政策的外生性出發(fā),即在開放經(jīng)濟條件下,如果央行的貨幣發(fā)行量能夠較好的與貨幣需求量相契合,則有較高的獨立性;如果外匯占款導致央行的貨幣發(fā)行量被迫升高,無法與需求量相契合,則貨幣政策的獨立性較低。
湯軒(2016)認為,我國外匯儲備增長速度較快的原因主要由于國際收支雙順差結構,即資本項目與經(jīng)常項目都呈現(xiàn)順差的情況,以及國際資本流等造成,從而導致我國出現(xiàn)了大量的外匯占款。認為央行應通過央行公開市場業(yè)務或發(fā)行票據(jù)等方式實現(xiàn)資金回收,從而提升我國金融的穩(wěn)定程度和抗風險能力,提高央行對經(jīng)濟運行的掌控能力。
在今年來國際經(jīng)濟形式波動的情況下,我國的外匯占款額開始出現(xiàn)小幅的下降趨勢,基于此,楊偉(2016)通過研究外匯占款渠道與再貸款渠道基礎貨幣投放的派生機制,得出結論:在我國現(xiàn)行外匯占款減少的情況下,央行應該創(chuàng)新貨幣政策工具,增加基礎貨幣的投放渠道,以減小外匯占款對基礎貨幣供應量的沖擊。
丁劍平和吳洋(2021)通過空間計量模型分析,得到結果表明:貨幣政策的獨立性與本國貿(mào)易往來密切或地理位置接近的國家之間存在空間正相關,因此,要防范貿(mào)易往來渠道對貨幣政策獨立性造成的沖擊;我國現(xiàn)階段需要貨幣政策的高度獨立性,因此人民幣匯率和資本市場改革的進程需要把握好節(jié)奏,尤其要控制好資本市場改革的速度,以減少其對貨幣政策獨立性的影響。
二戰(zhàn)后,隨著各國發(fā)展的需要,經(jīng)濟全球化與自由貿(mào)易成為了發(fā)展的主流。國家經(jīng)濟政策的獨立性與全球化之間的矛盾也更加明顯,這也為匯率制度與貨幣政策的理論發(fā)展提供了現(xiàn)實基礎。有很多學者都對此提出了比較成熟的見解。研究貨幣政策獨立性(或者貨幣政策有效性)影響因素研究的最著名理論是由Fleming(1962)和Modell(1963)提出的,在20世紀60年代發(fā)展的Mundell-Fleming模型分析框架,克魯格曼對該模型框架進行了進一步的分析最終成為“不可能三角”理論。2001年,我國加入WTO。無論是從我國還是整個世界的角度來看,都是經(jīng)濟全球化進程中的一大步。本文的理論基礎是“不可能三角”理論,并用近20年來的數(shù)據(jù)對外匯占款對貨幣政策獨立性進行分析。
此模型是以凱恩斯的IS-LM模型為基礎,經(jīng)過弗萊明等人補充完善,最終演化成為蒙代爾——弗萊明模型(Modell-Fleming Model)。M-F模型的主要內(nèi)涵是:在開放經(jīng)濟條件下,一國達到商品市場、貨幣市場、國際收支三者完全均衡的條件以及當外生變量發(fā)生改變時對三種均衡的沖擊。其得出的結論是:在浮動匯率制度下,一國的資本外流會導致本幣貶值,從而刺激出口使得匯率回到原有水平,貨幣政策是完全有效的;在固定匯率制度下,資本外流形成的本幣貶值壓力需要中央銀行拋出外匯吸收本幣以緩解,貨幣政策是完全無效的。
“不可能三角”理論是保羅·克魯格曼(Krugman,1999)在M-F模型的基礎上提出的,其內(nèi)涵是:一國最多同時選擇貨幣政策獨立性、資本賬戶開放以及固定匯率制度這三個特征中的兩個,所以該結論也通常被稱為“三元悖論”。我國在不同的歷史時期側重點有所不同。在2008年金融危機之后至2015年以前,我國在加快利率市場化的改革,同時也在加大資本賬戶的開放力度,配合著對外經(jīng)濟貿(mào)易的高速發(fā)展,我國積累了大量的外匯儲備,同時也形成了巨額的外匯占款,貨幣政策的獨立性、有效性受到了一定的沖擊。近年來全球經(jīng)濟不穩(wěn)定性增強,貿(mào)易保護主義抬頭,尤其是2020年新冠疫情的爆發(fā)對全球經(jīng)濟造成的毀滅性打擊,中國人民銀行又逐步加強了對貨幣政策的控制力度,貨幣政策的獨立性和有效性得到了提升。
貨幣政策的獨立性受到了國際資本流動的影響。當國際資本加速流向一國時,該國的經(jīng)濟有可能陷入被動境地,特別是對外資的管理和利用不當會造成對外資的嚴重依賴。所以一國央行在制定貨幣政策時需要考慮到外資的流入水平。關于外國資本流入以及貨幣供應量的指標選擇。通過分別對外匯儲備額、外匯占款額、資本與金融賬戶差額等指標與廣義貨幣供應量M2進行一元線性回歸分析,得到其相關系數(shù),并選擇相關系數(shù)最大的指標值作為國際資本流入的代表性指標。為了增強統(tǒng)計結果的可靠性,我們采用月度數(shù)據(jù),共240組。利用Stata16進行分析,發(fā)現(xiàn)外匯占款與M2的相關系數(shù)最高,達到了0.8895,屬于較強相關。同時,在做了進一步的分析后,我們發(fā)現(xiàn):以2014年為分界,2001年至2014年的相關系系數(shù)達到了0.9729,2015以后的相關系開始出現(xiàn)波動,其原因是2015年后,受到股市振蕩、人民幣進入SDR籃子、匯率市場化改革等事件的影響,央行逐漸加強了對貨幣政策獨立性的管控,告別了此前犧牲貨幣政策獨立性以獲得匯率穩(wěn)定、資本開放的時代。從貨幣供給的角度來看,我們可以用外匯占款來代表外國資本的流入。
1.存款準備金率。存款準備金是央行最有力的貨幣政策。通過對存款準備金率的調(diào)整可以有效改變基礎貨幣的供應量。我們選取了近20年來中國人民銀行的存款準備金率數(shù)據(jù),具體的處理方式是:若當月央行未公布新的存款準備金率,我們就使用央行上一階段公布的存款準備金率;若該月公布新的法定存款準備金率,則將用時間長短(每30天的長度假設為1單位)對存款準備金率進行加權計算,新的存款準備金率從實施之日起開始計算。
2.黃金儲備。盡管金本位制度已經(jīng)退出歷史舞臺,但是黃金仍是一國央行最重要的資產(chǎn)之一。足夠量的黃金儲備可以有效提高一國抵御金融風險、經(jīng)濟危機的能力,也對一國貨幣匯率保持穩(wěn)定與提升國際地位有重要影響,所以央行在發(fā)行貨幣時會考慮到黃金儲備量。
3.中央銀行債權。央行通過發(fā)行債權等方式將貨幣注入到金融系統(tǒng),央行債權是央行的資產(chǎn)之一。根據(jù)中國人民銀行的統(tǒng)計,央行債權分為:央行對政府債權、央行對其他存款性公司債權、央行對其他金融性公司債權以及央行對非金融機構債權。由于央行對非金融機構債權的總體占比很小,在下文不予考慮。其中,央行對政府債權的數(shù)據(jù)均為央行對中央政府的債權。
根據(jù)以上指標的選取,通過計算可得到下列數(shù)據(jù):
各變量名稱與簡寫對應關系:
m2:廣義貨幣供給 fe:外匯占款
r:法定存款準備金率
gr:央行黃金儲備 cg:央行對政府債權
cd:央行對其他存款性公司債權
cf:央行對其他金融性公司債權
表1 各項數(shù)據(jù)匯總整理
我國自加入WTO以來,對外貿(mào)易順差不斷擴大。根據(jù)國家海關總署的統(tǒng)計數(shù)據(jù),我國在2001年的對外貿(mào)易順差達到了1865.26億人民幣,這一數(shù)據(jù)在2020年達到了37096.00億人民幣,增長幅度接近20倍。同時,我國的外匯占款也由2001年的17856.43億人民幣增加到了2020年的211308.1億人民幣,增幅達到了11.83倍,其中外匯占款在2015年達到峰值時,是2001年的16.47倍。由于我國施行結匯制,所以外國資本的流入會迫使央行投入大量的人民幣進入市場。在我國要保證匯率基本穩(wěn)定的條件下,央行就需要通過貨幣政策來回流市場上的部分貨幣資金,這就影響到了貨幣政策的獨立性。貨幣政策的獨立性受到影響中央銀行的基礎貨幣投放通過再貸款、財政透支與借款、外匯占款三重渠道投放。在2015年以前,我國外匯占款已經(jīng)成為了基礎貨幣投放最重要的渠道。大量流入我國的外國資本對我國的基礎貨幣供給產(chǎn)生影響,影響了貨幣政策的傳導途徑。對金融監(jiān)管當局也提出了更高的要求。
在我國現(xiàn)行的經(jīng)濟政策組合選擇中,我們選擇有管理的浮動匯率制度,并且資本賬戶已經(jīng)有了一定程度的開放,所以我們其實已經(jīng)讓度了部分貨幣政策的獨立性。本文通過構建m2與資本流入(外匯占款代替)、央行法定存款準備金率、央行的各項債權的多元線性回歸模型來分析它們之間的關系驗證我國不同階段貨幣政策的獨立性和有效性。本文利用2001-2020年相關數(shù)據(jù)構建多元線性回歸模型,其基本回歸方程如下:
各變量名稱已在上文中說明。α,α,α,α,α,α,α均為需要檢驗和驗證的參數(shù),將通過回歸進行確定。我們首先將2001-2020年作為一個整體階段進行考慮,將20年的數(shù)據(jù)導入至Stata16中做統(tǒng)一的回歸處理,得到以下的方程和數(shù)據(jù):
相關系數(shù)=0.9974 R=0.9947 Adjusted R=0.9946 F=45220.2026
α反映了fe與m2之間呈現(xiàn)正相關關系,即在20年的時間維度下,每增加一單位外匯占款,相應會增加5.3831 單位的 m2。α,α,α,α,α,α,α的 P 值檢驗結果均 <0.01,α=0.083,呈現(xiàn)顯著性特征。
由于經(jīng)過檢驗后發(fā)現(xiàn)存在較為嚴重的多元共線性。因此我們對數(shù)據(jù)進行了進一步分析。由于數(shù)值較大,我們首先對統(tǒng)計量做取對數(shù)處理,再進行計算。于是得到方程為:lnm2=α+α×lnfe+α×lnr+α×lngr+α×lncg+α×lncd+α×lncf
將數(shù)據(jù)帶入后可以得到:
相關系數(shù)=0.9998 R=0.99969 Adjusted R=0.99968 F=123514.4190
但是多元共線性檢驗不通過。
為此,我們進行逐步回歸分析。我們發(fā)現(xiàn),由于央行的法定存款準備金率變動幅度不大,且不常調(diào)整,所以不利于我們進行分析,我們將其剔除;根據(jù)歷史數(shù)據(jù),我國在21世紀初的幾年,為了處理國有四大行的不良資產(chǎn),分別設立四家國有資產(chǎn)管理公司,這一系列動作導致在2000年后的幾年,cf出現(xiàn)了大幅度的波動,使之長期數(shù)據(jù)不具有一定的穩(wěn)定性。同時,cf在央行的總資產(chǎn)占比中呈現(xiàn)下降趨勢,在2020年12月的數(shù)據(jù)統(tǒng)計中,占比僅為1.14%,所以我們將此項數(shù)據(jù)去除。
整理過后得到調(diào)整后的m2方程為:
同時,由于時間跨度較長,政策存在波動性,為了使得結果更加合理,具有更強的解釋力,我們采用分組回歸的方法,按照5年為一組將2001-2020年劃分了四段時間。即2001-2005為第一段時間并令其方程為 (1)式,2006-2010年為第二段時間,令其方程為 (2)式,2011-2015年為第三段時間并令其方程為 (3)式,將2016-2020年作為第四段時間,并令其方程為(4)式,我們可以得到四段時間的回歸方程和數(shù)據(jù)如下:
相關系數(shù)=0.9983 R=0.9967 Adjusted R=0.9964 F=4175.609
各項P值檢驗均<0.01,呈現(xiàn)顯著性,進行多元共線性檢驗后,各變量VIF值均小于10,通過多元線性回歸檢驗。
圖1 2001-2005數(shù)據(jù)共線性檢驗結果
相關系數(shù)=0.9950 R=0.9901 Adjusted R=0.9894 F=1386.167
各項P值檢驗均<0.01,呈現(xiàn)顯著性,進行多元共線性檢驗后,除外匯占款外,變量VIF值均小于10,通過多元線性回歸檢驗??紤]到數(shù)據(jù)使用為面板數(shù)據(jù),可忽略多元共線性對模型結果造成的影響。
圖2 2006-2010數(shù)據(jù)共線性檢驗結果
相關系數(shù)=0.9889 R=0.9780 Adjusted R=0.9764 F=612.7309
各項P值檢驗均<0.01,呈現(xiàn)顯著性,進行多元共線性檢驗后,各變量VIF值均小于10,通過多元線性回歸檢驗。
圖3 2011-2015數(shù)據(jù)共線性檢驗結果
相關系數(shù)=0.9639 R=0.9292 Adjusted R=0.9240 F=180.5736
各項P值檢驗均<0.01,呈現(xiàn)顯著性,進行多元共線性檢驗后,各變量VIF值均小于10,通過多元線性回歸檢驗。
圖4 2016-2020數(shù)據(jù)共線性檢驗結果
通過分組回歸后,各組數(shù)據(jù)基本滿足計量相關要求,可以有效作為我們進行解釋的依據(jù)。
表2 各變量對lnm2的影響系數(shù)變動
從上表中可以發(fā)現(xiàn),貨幣占款對m2供應量影響有明顯的轉折。在前三個時間段lnef對lnm2的影響系數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢,在2015年后出現(xiàn)快速下降。結合“不可能三角”理論和我國的實際情況進行分析,結果發(fā)現(xiàn)最近20年來,基于“不可能三角”理論,我國各時間段政策的側重點有所不同,以2015年為分界線,前期我國主要把中心放在開放資本賬戶以及保持匯率穩(wěn)定,后期提升了貨幣政策的獨立性。由于加入世貿(mào)組織的原因,我國自2001年起外貿(mào)總額與順差迅速擴大,導致我國形成了大量的外匯占款,使得外匯占款一直是我國最主要的貨幣發(fā)行渠道。在保證外匯結匯穩(wěn)定的情況下,為了防止人民幣大幅度升值以及吸引外商來華投資,在一定程度上,央行吸收了大量的外匯占款,并最終通過發(fā)行人民幣的方式來吸收外匯緩解人民幣升值的壓力。從這一角度講,外資的流入已經(jīng)影響了我國貨幣政策的獨立性。
2015年后,由于人民幣出現(xiàn)貶值預期,同時疊加美聯(lián)儲加息的預期,導致國際資本外流,使我國的外匯儲備呈現(xiàn)減少的趨勢。同時,我國在2017年提出了高質(zhì)量發(fā)展,產(chǎn)能結構進行了調(diào)整,也促成了外資的外流,所以在2016-2020這個階段,外匯占款對我國m2的影響逐漸減小,也逐漸變?yōu)榉秦泿虐l(fā)行的主要渠道。
隨著外匯占款在最后一個階段的減少,黃金儲備對央行貨幣發(fā)行量的影響顯著增強,這說明了央行的貨幣政策更加穩(wěn)健。這也從一個方面反應了在世界經(jīng)濟遭受沖擊的背景下,我國更加注重貨幣政策的獨立性,提高了對防范金融風險的重要程度。由于黃金儲備的變動幅度相較于外匯占款而言較小,所以可以推斷未來一段時間,我國將仍然實行穩(wěn)健的貨幣政策。
通過上表的分析,我們可以發(fā)現(xiàn)中央政府債權作為調(diào)控流動性的手段,并未在我國m2的供給中發(fā)揮更為顯著的作用。在外匯占款減少的背景下,我國可以適當對貨幣政策工具進行創(chuàng)新,增加我國貨幣發(fā)行的渠道,這也可以向金融機構、企業(yè)、居民、地方政府等提供融資支持和流動性便利,提升貨幣政策效果。
在外匯占款減少的情況下,需要保持貨幣發(fā)行量與經(jīng)濟增長處在合理的范圍內(nèi),我國需要更加依賴其他貨幣發(fā)行渠道。除了公開市場操作外,可以嘗試創(chuàng)新其他的貨幣發(fā)行工具。
在貿(mào)易保護主義盛行的經(jīng)濟形勢下,新冠疫情明顯降低了各國抵御金融風險的能力,導致全球避險情緒升溫。我國的幾個主要貿(mào)易大國,受新冠疫情的沖擊都較大,因此這些國家出臺的相關刺激經(jīng)濟計劃可能會影響到與我國的經(jīng)貿(mào)關系,由此引起的外匯占款變動對我國的貨幣政策的效果、獨立性仍會有沖擊。因此,在外部不穩(wěn)定性增強的情況下,我國的貨幣政策獨立性需要得到高度的保障,才能抵御來自外部的金融風險,提高金融穩(wěn)定性。
基于M-F模型,我國目前需要提高貨幣政策的獨立性,因此人民幣匯率和資本市場改革的進程應該注意節(jié)奏,尤其要注意控制資本市場改革的速度,只有制定與中國的金融基礎設施建設情況相適應的改革措施,才能減少其對貨幣政策獨立性的沖擊。因此仍需要對匯改和資本市場改革保持謹慎的態(tài)度。