鐘顯榮

摘要：在我國現(xiàn)行的外匯管理體制下，外匯儲備增長導(dǎo)致了基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量的增長。為維持匯率穩(wěn)定和防止流動性過剩，央行采取沖銷干預(yù)手段對沖外匯占款。本文通過固定效應(yīng)模型實證分析得出：沖銷干預(yù)通過影響信貸資金的區(qū)域供給狀況，進而影響區(qū)域信貸利率。據(jù)此，本文提出進一步完善匯率制度、改善金融生態(tài)環(huán)境等相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：沖銷干預(yù)；信貸利率；區(qū)域效應(yīng)

Abstract：In Chinas current foreign exchange management system，the growth of foreign exchange reserve led to the rapid growth of basic money supply. To maintain stability of exchange rate and prevent excess liquidity，the central bank use sterilized intervention to hedge foreign exchange. Through the analysis on the fixed effect model of panel data，the paper holds that sterilized intervention affects the regional supply situation of the credit funds， thereby affecting the regional credit interest rates. Finally，the paper puts forward related policy recommendations to improve the exchange rate system，financial ecological environment and so on.

Key Words：sterilized intervention，credit interest rate，regional effect

中圖分類號：F830.31文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2012）02-0038-04

一、引言

理論上，在資本自由流動的前提下，地區(qū)間的利率差異可以通過資本流動得以消除，然而事實卻并非如此簡單。如目前歐元區(qū)內(nèi)各個國家的利率仍然存在差異、一個國家內(nèi)部各地區(qū)的利率也通常存在一定的差異。戴維斯（Lance Davis）通過對美國戰(zhàn)前的區(qū)域利率進行分析發(fā)現(xiàn)：中部地區(qū)的利率持續(xù)高于紐約地區(qū)的利率，區(qū)域短期利率差別較大且收斂較慢。布里吉和斯科爾庫（Brighi和Scorcu）研究意大利的區(qū)域利率后發(fā)現(xiàn)：區(qū)域名義利率收斂，而真實利率收斂不明顯。我國區(qū)域金融報告的利率統(tǒng)計數(shù)據(jù)也表明：我國各地區(qū)加權(quán)后的真實利率也存在區(qū)域差異，而且普遍表現(xiàn)為東部沿海地區(qū)的利率要低于內(nèi)陸地區(qū)（見表1）。

表1：我國各地區(qū)金融機構(gòu)各利率浮動區(qū)間貸款占比表

年份 利率區(qū)間 東部 中部 西部

2006 0.9-1.3合計 81.21 75.32 76.82

1.3以上合計 18.75 24.80 23.19

2009 0.9-1.3合計 87.86 81.55 82.58

1.3以上合計 12.15 18.48 17.44

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)歷年《中國區(qū)域金融報告》數(shù)據(jù)整理、計算。

國外很多學(xué)者對區(qū)域利率差異的原因進行過研究。萊恩和雷科夫（Lane和Rockoff）認為貨幣政策通過金融中心傳導(dǎo)到邊緣地區(qū)，同樣也會影響邊緣地區(qū)的銀行信貸利率。貨幣政策的傳導(dǎo)途徑不同導(dǎo)致了區(qū)域信貸利率的差異。弗什和亨佩爾（Fischer 和Hempell）對德國1992年至2006年間銀行產(chǎn)品利率的定價研究后發(fā)現(xiàn)：當(dāng)?shù)劂y行競爭和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)會影響到銀行利率定價，進而導(dǎo)致區(qū)域信貸利率差異。戴維斯（Davis）認為銀行承擔(dān)的風(fēng)險是決定資本收益率的一個重要因素，區(qū)域風(fēng)險不確定性存在差異是導(dǎo)致區(qū)域利率差異的原因。

二、作用機理分析

隨著對外貿(mào)易的加速增長，我國形成了巨額的貿(mào)易順差，同時外商直接投資也加速進入我國，使得人民幣升值壓力較大，央行被迫不斷地在外匯市場拋出本幣、購入外匯。由于過多的外匯占款容易產(chǎn)生“流動性過?！?，央行必須通過發(fā)行票據(jù)等措施來收回市場中過多的流動性，以防止產(chǎn)生通貨膨脹效應(yīng)，但這種沖銷干預(yù)會影響信貸資金的區(qū)域供給狀況。

一是外匯占款產(chǎn)生階段。在強制結(jié)售匯制度下，創(chuàng)匯能力高的地區(qū)由于出口創(chuàng)匯多和外商直接投資額較大，該地區(qū)外匯占款也較多。相比較而言，創(chuàng)匯能力低的地區(qū)外匯占款較少。我國各地區(qū)的對外開放度差異較大、創(chuàng)匯能力差異較大，從而造成各地區(qū)貨幣資金分配不平衡。一般來說，創(chuàng)匯能力高的地區(qū)是外向型經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，創(chuàng)匯能力低的地區(qū)是外向型經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)。所以，外向型經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的資金投放較多，外向型經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的資金投放較少。

二是對沖外匯占款階段。自1994年起我國開始實行比例管理的信貸管理體制，強調(diào)商業(yè)銀行的法人地位，各商業(yè)銀行總行可以根據(jù)各地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境狀況和分支機構(gòu)的綜合效益統(tǒng)一授權(quán)貸款額。外匯占款過多造成的“流動性過剩”局面，可由央行通過發(fā)行票據(jù)和正回購操作進行對沖。但是，收回的資金實質(zhì)上多是來源于各商業(yè)銀行從欠發(fā)達地區(qū)收縮的信貸資金，因為外向型經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的金融生態(tài)環(huán)境普遍較差、分支機構(gòu)的綜合效益低，商業(yè)銀行受利益驅(qū)動必然會縮減欠發(fā)達地區(qū)的信貸額度來執(zhí)行央行的管理政策。這就使得欠發(fā)達地區(qū)資金相對緊張、發(fā)達地區(qū)的資金較為寬裕。根據(jù)《中國地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境評價報告》（2008—2009）的評價結(jié)果：在評分最高的前10個省市中，除了排在第9位和第10位的重慶和四川，其余全都為東部沿海發(fā)達省份。在這種區(qū)域資金供給與需求現(xiàn)狀下，央行的沖銷干預(yù)政策必然會通過影響信貸資金的區(qū)域供給狀況，進而影響區(qū)域信貸利率。沖銷干預(yù)強度越大、區(qū)域信貸資金的供給差異越大，區(qū)域信貸利率差異也就越大。

三、實證分析

（一）變量、數(shù)據(jù)和模型說明

1. 貸款利率上浮度（ROL）：為了考察沖銷干預(yù)對區(qū)域信貸利率的影響，本文選擇各省、自治區(qū)、直轄市的貸款利率上浮度（ROL）為因變量。本文的ROL是由各地貸款利率上浮區(qū)間占比加權(quán)計算而來。ROL值較大表明很多借款者愿意承擔(dān)更高的利息來獲得銀行貸款，說明資金緊缺、流動性不足，反之則說明資金充裕、流動性過剩。

2. 利率（I）：市場化的信貸利率是由信貸市場供求決定的，利率變動靈敏地反映了市場供求狀況的變化。因此，本文從信貸資金的供給和需求角度分析區(qū)域信貸利率的影響因素，并選取相應(yīng)的因素變量作為解釋變量。目前我國已放開了銀行貸款利率上限，因此信貸市場供求決定信貸利率的建模假設(shè)有其合理性。

3. 沖銷（CX）：指央行為收回流動性進行公開市場操作、回籠基礎(chǔ)貨幣的過程，主要包括發(fā)行票據(jù)和正回購。發(fā)行票據(jù)額越大、正回購金額越大，央行回籠基礎(chǔ)貨幣越多，沖銷力度越強、對區(qū)域信貸利率的影響也越大。本文用央行票據(jù)額和正回購額之和代表沖銷的力度，并且取其增長率為代理變量，數(shù)據(jù)來源于人民銀行季報和公開市場公告。

4. 儲蓄存款（CK）：它是信貸資金的重要來源。金融機構(gòu)對外放貸的資金大部分是來源于儲蓄存款。一個地區(qū)儲蓄存款的多少在一定程度上決定著可貸資金的多少，本文以儲蓄存款的增長率作為代理變量。

5. 順差（SC）：表明一個地區(qū)的創(chuàng)匯能力。順差越大、外匯占款就越大，該地區(qū)的貨幣供應(yīng)量也就較充足，相當(dāng)于增加了信貸資金的來源。相反，如果一個地區(qū)的順差較小，那么通過外匯占款補充貨幣供應(yīng)的渠道就會受到阻礙。本文的順差用凈出口額和外商直接投資額之和表示，并且以順差的增長率作為代理變量。

6. 沖銷與順差的交互項（CXSC）：由于各地區(qū)對外開放程度差異較大，再加上沖銷干預(yù)對各地資金的不對稱機制，使得沖銷與順差相互影響，最終影響信貸資金的供給。模型中的“沖銷*順差”回歸預(yù)期符號為負是因為沖銷和順差同時增加（減少）時，其聯(lián)合影響以順差為主導(dǎo)。本文以各地區(qū)2005—2009年順差的平均值為劃分依據(jù)，設(shè)置一個虛擬變量D（D為1表示該地區(qū)順差大于平均值的中位數(shù)，D為0表示該地區(qū)順差小于平均值的中位數(shù)）。將D取1的地區(qū)設(shè)為A組，包括：河北、山西、遼寧、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖南、廣東、四川、新疆。A組地區(qū)的外貿(mào)依存度為50%，屬于對外開放程度較大的地區(qū)。將D取0的地區(qū)設(shè)為B組，包括：北京、天津、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、湖北、廣西、海南、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏。B組地區(qū)的外貿(mào)依存度為22%，屬于對外開放程度較小的地區(qū)。

7. 存款準(zhǔn)備金率（R）：它是央行經(jīng)常使用的調(diào)控流動性的政策工具，它的變動直接影響著商業(yè)銀行可貸資金的多少。本文對各個時期的準(zhǔn)備金率進行加權(quán)計算得出年度平均存款準(zhǔn)備金率。

8. 固定資產(chǎn)投資（I）：一個地區(qū)的固定資產(chǎn)投資增長較快，說明該地區(qū)對資金的需求較為旺盛，從而會拉動貸款利率上浮。該變量以其增長率表示。

9. 國有企業(yè)密集度（GY）：指國有及國有控股企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入與該地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的占比。國有企業(yè)獲得銀行貸款的利息成本一般較低。因此，如果一個地區(qū)國有企業(yè)密集度越大，貸款利率相應(yīng)地較低。

10. 股票債券融資占比（ROEB）：指非金融機構(gòu)通過股票債券融資占整個地區(qū)融資的比重。如果一個地區(qū)股票債券等直接融資渠道暢通，那么企業(yè)對銀行貸款的需求就少，該地區(qū)貸款利率上浮幅度也較小。

本文選取2005—2009年各省（市、自治區(qū)）的年度數(shù)據(jù)進行面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)分析，以考察各區(qū)域貸款利率上浮度的變化對沖銷干預(yù)力度變化的反應(yīng)。數(shù)據(jù)來源于2005—2009年的《中國區(qū)域金融報告》和人民銀行網(wǎng)站。本文采用的模型為：

（1）

其中 是地區(qū)非觀測效應(yīng)， 為變量的向量形式。同理， 等均為向量形式。T為時期總數(shù)，N為截面樣本容量，隨機擾動項 相互獨立且滿足零均值、等方差。

本文使用三種方法進行估計：最小二乘法（OLS）、固定效應(yīng)模型（FEM）、隨機效應(yīng)模型（REM）。為了選擇最好的模型，首先進行F檢驗和H檢驗。如果在F 檢驗中拒絕原假設(shè)說明面板數(shù)據(jù)模型比OLS模型好。如果在H檢驗中拒絕原假設(shè)說明隨機效應(yīng)模型比固定效應(yīng)模型好。模型中各變量的取值和回歸系數(shù)符號預(yù)期見表2。

表2：模型各變量回歸系數(shù)符號預(yù)期情況

變量 取值 性質(zhì) 符號 變量 取值 性質(zhì) 符號

沖銷 央票+正回購 供給 + 存款準(zhǔn)備金率 法定存款準(zhǔn)備率 供給 +

順差 外貿(mào)順差+FDI 供給 - 國有企業(yè)密集度 國有工業(yè)主營收入占比 需求 -

沖銷*順差 見上 供給 - 股票債券融資 股票債券融資額占比 需求 -

儲蓄存款 儲蓄存款余額 供給 - 固定資產(chǎn)投資 社會固定資產(chǎn)投資額 需求 +

（二）實證結(jié)果分析

由F檢驗結(jié)果可知面板數(shù)據(jù)模型要比OLS模型更適用，由H檢驗結(jié)果可知固定效應(yīng)模型比隨機效應(yīng)更適用，所以本文應(yīng)該采用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型進行分析。根據(jù)固定效應(yīng)分析結(jié)果可以得到以下結(jié)論：其一，模型的擬合優(yōu)度達到0.4713，說明固定效應(yīng)模型有較好解釋力度。其二，沖銷與順差的交互項在5%的置信水平下顯著，而沖銷和順差都不能通過顯著性檢驗。對此的解釋是：沖銷和順差單獨作用不會對區(qū)域信貸供給狀況產(chǎn)生影響，但是兩者結(jié)合在一起就會影響區(qū)域信貸供給，進而影響區(qū)域信貸利率。交互項的回歸系數(shù)值為負值（-0.0451），這與前文的分析是一致的，即順差的影響占主要地位。其三，準(zhǔn)備金率和國有企業(yè)密集度的系數(shù)在5%置信水平下顯著，非金融機構(gòu)股票債券融資占比的系數(shù)在1%置信水平下顯著，這說明這些因素對區(qū)域信貸利率的影響較大。其中，準(zhǔn)備金率系數(shù)為-0.5237，說明準(zhǔn)備金率的變化對信貸供給的影響很大，準(zhǔn)備金率上調(diào)100個基點將會使信貸利率上浮度下降0.5237個百分點（見表3）。

表3：三種模型的匯總結(jié)果

計量方法 OLS估計 FEM REM

變量 系數(shù)值 T值 系數(shù)值 T值 系數(shù)值 T值

C 121.0613*** 23.7104 119.2975*** 20.9038 117.3665*** 18.5487

CX -0.0112 -0.3905 -0.0339 -1.3184 -0.0032 -0.0869

CK -0.1193 -1.2367 0.0708 0.4299 -0.0722 -0.5789

SC 0.0032 0.8222 -0.0009 -0.2391 0.0040 1.0610

D*CXSC -0.0193 -0.8956 -0.0451** -2.0552 -0.0482* -1.8312

R -0.4519* -1.9624 -0.5237** -2.5525 -0.1465 -0.5066

I 0.0114 0.1928 0.0594 1.0113 0.0153 0.2049

GY 0.0902** 2.5202 0.1195 ** 2.5999 0.0934** 2.0013

ROEB -0.2586*** -3.8240 -0.3507*** -4.7226 -0.2577* -3.2411

擬合優(yōu)度

0.1774 0.4713 0.115

Wald F test F(30,116)=2.2175 p值 0.0014

Hausman test chi-sq(8)=9.8776 p值 0.2737

由實證分析可知：沖銷干預(yù)與順差的相互作用會影響區(qū)域信貸的供給狀況，進而影響區(qū)域信貸利率水平、產(chǎn)生區(qū)域效應(yīng)。具體表現(xiàn)為：降低了外向型經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的信貸利率、提高了外向型經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的信貸利率。

四、結(jié)論與建議

（一）基本結(jié)論

1. 隨著央行加大沖銷干預(yù)力度，外匯占款渠道逐漸成為貨幣投放的主要渠道，但是由于我國各地區(qū)的對外開放程度存在差異，導(dǎo)致外匯占款渠道投放的貨幣在各地區(qū)的分配不平衡。

2. 在實行“比例管理”的信貸管理體制下，為了防止“流動性過剩”，央行通過發(fā)行大量票據(jù)和正回購操作進行對沖。但由于欠發(fā)達地區(qū)外匯占款量較少，從欠發(fā)達地區(qū)收回的資金相對于發(fā)達地區(qū)過多，從而導(dǎo)致信貸資金在各地區(qū)配置方面存在偏差。

3. 央行外匯占款沖銷干預(yù)的合力通過影響區(qū)域信貸資金的供給狀況，進而影響各地區(qū)的信貸利率，其具體表現(xiàn)為——降低了外向型經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的信貸利率、提高了外向型經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的信貸利率。

（二）政策建議

1. 進一步完善匯率制度。自2005年匯率改革以來，我國已逐步放寬匯率的波動范圍，下一步應(yīng)進一步擴大人民幣匯率的浮動區(qū)間、增大人民幣匯率彈性、增加國際游資的風(fēng)險，從而緩解境內(nèi)外對人民幣升值一邊倒的預(yù)期、逐步完善匯率形成機制，使匯率能夠真正反映人民幣與各國貨幣購買力比價的真實狀況。

2. 改善金融生態(tài)環(huán)境狀況。欠發(fā)達地區(qū)的政府部門應(yīng)當(dāng)從法治環(huán)境、行政監(jiān)管、金融發(fā)展、誠信體系建設(shè)等各個層面改善本地區(qū)的金融生態(tài)環(huán)境，從而吸引各商業(yè)銀行提高對本地區(qū)的信貸資金供給。

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（責(zé)任編輯孫軍；校對SJ）