■ 姚文寬　李　維　教授（廣西工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院　南寧　530004）

人民幣跨境結(jié)算對(duì)我國(guó)貨幣政策影響實(shí)證分析

■ 姚文寬李維教授（廣西工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院南寧530004）

2009年我國(guó)開放人民幣貿(mào)易跨境結(jié)算業(yè)務(wù)后，境外人民幣存量迅速增加。通過多元回歸模型發(fā)現(xiàn)，人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算、資本項(xiàng)目下的人民幣離岸債券、滬港通等業(yè)務(wù)對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響是顯著的。政府部門在制定貨幣政策時(shí)應(yīng)當(dāng)充分考慮境外人民幣回流對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量的沖銷作用。

人民幣跨境結(jié)算資本流動(dòng)貨幣政策

2009年4月我國(guó)啟動(dòng)人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算試點(diǎn)以來，人民幣跨境結(jié)算業(yè)務(wù)快速發(fā)展。人民幣跨境結(jié)算業(yè)務(wù)已經(jīng)擴(kuò)展到貨物貿(mào)易、服務(wù)貿(mào)易和投資收益在內(nèi)的所有經(jīng)常項(xiàng)目結(jié)算，資本項(xiàng)目人民幣自由兌換也逐步放開。人民幣回流機(jī)制也逐步完善，離岸人民幣可以通過人民幣存款、投資境內(nèi)銀行間債券市場(chǎng)、滬港通方式回流內(nèi)地。盡管我國(guó)尚未允許人民幣資本項(xiàng)目下的可自由兌換，在人民幣資本項(xiàng)目逐步開放，跨境貿(mào)易結(jié)算迅速發(fā)展的背景下，國(guó)內(nèi)的貨幣政策不可避免地受到境外人民幣離岸市場(chǎng)貨幣量變動(dòng)的影響。本文將通過計(jì)量模型對(duì)境外人民幣存量影響國(guó)內(nèi)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析，進(jìn)一步探討離岸人民幣利率和匯率變動(dòng)是否會(huì)對(duì)貨幣政策產(chǎn)生影響，以及人民幣跨境結(jié)算政策變動(dòng)是否會(huì)對(duì)貨幣政策產(chǎn)生影響。

文獻(xiàn)回顧

離岸人民幣存量會(huì)通過傳導(dǎo)機(jī)制影響一國(guó)國(guó)內(nèi)的貨幣政策。傳導(dǎo)機(jī)制的中介目標(biāo)與央行貨幣政策應(yīng)當(dāng)具有穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系，中介目標(biāo)能夠被量化（劉名遠(yuǎn)，2006）。中央銀行的貨幣政策是通過貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)來實(shí)現(xiàn)的，外生變量可以通過影響一國(guó)的貨幣供應(yīng)量間接影響一國(guó)的貨幣政策。因此可以把貨幣供應(yīng)量變動(dòng)看做是一國(guó)貨幣政策的變動(dòng)。在實(shí)行有管理的浮動(dòng)匯率制的國(guó)家，一國(guó)外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)會(huì)產(chǎn)生貨幣沖銷現(xiàn)象，政府對(duì)匯率的管制作用越強(qiáng)，外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)對(duì)貨幣沖銷越顯著（曲強(qiáng)，2009）。資本項(xiàng)目尚未放開的前提下，一國(guó)可以通過本幣的跨境結(jié)算途徑對(duì)一國(guó)的外匯儲(chǔ)備產(chǎn)生影響，從而影響一國(guó)的貨幣供應(yīng)量（劉大勇，2011）。

表1　回歸模型變量定義

在資本完全自由兌換的條件下，國(guó)際資本對(duì)一國(guó)利率特別敏感，當(dāng)利率發(fā)生變化時(shí)，會(huì)根據(jù)兩國(guó)的利差變動(dòng)，實(shí)現(xiàn)貨幣的跨境流動(dòng)，從而改變一國(guó)的貨幣政策（Bauer，2004）。境外資本也會(huì)受到一國(guó)匯率變動(dòng)的影響，當(dāng)一國(guó)貨幣預(yù)期升值時(shí)會(huì)有境外資本流入，增加一國(guó)貨幣的供給；當(dāng)一國(guó)貨幣預(yù)期貶值時(shí)，會(huì)有境外資本流出，減少一國(guó)貨幣的供給（Tommy，2006）。但是無論國(guó)際資本是出于利差動(dòng)機(jī)還是匯率動(dòng)機(jī)的跨境流動(dòng)都會(huì)對(duì)一國(guó)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響（王力，2003）。由于我國(guó)對(duì)人民幣資本項(xiàng)目實(shí)行比較嚴(yán)格的管制，在岸人民幣匯率市場(chǎng)與離岸人民幣匯率市場(chǎng)處于相對(duì)隔離的狀態(tài)，境內(nèi)外人民幣匯率存在明顯的偏差（張?zhí)諅ィ?010）。張利（2012）用回歸模型證明離岸人民幣市場(chǎng)匯率與在岸人民幣市場(chǎng)匯率之間不存在明顯的線性關(guān)系。

研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇了從2002年1月-2015年6月相關(guān)數(shù)據(jù)，以對(duì)比人民幣跨境結(jié)算業(yè)務(wù)啟動(dòng)前后兩個(gè)時(shí)期，離岸人民幣對(duì)境內(nèi)貨幣政策影響。2002年之前，我國(guó)尚未加入世界貿(mào)易組織，經(jīng)濟(jì)開放程度較低，不具備可比性。2002年后，我國(guó)國(guó)際收支順差每年以2000億規(guī)模遞增，國(guó)際收支對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣政策的影響開始凸顯。

相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中國(guó)金融信息網(wǎng)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和香港離岸人民幣市場(chǎng)。香港、新加坡和倫敦都成立了離岸人民幣交易中心，香港離岸人民幣市場(chǎng)的規(guī)模占據(jù)了離岸人民幣業(yè)務(wù)的70%以上，我國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目也是從香港離岸人民幣中心試點(diǎn)，再推廣到其它地區(qū)，香港人民幣離岸市場(chǎng)具有很強(qiáng)的代表性，本文的離岸人民幣匯率和離岸人民幣利率數(shù)據(jù)以香港地區(qū)為樣本。各變量的統(tǒng)計(jì)口徑存在不一致，有些數(shù)據(jù)是按照季度統(tǒng)計(jì)，如外匯儲(chǔ)備，有些數(shù)據(jù)是按照月份統(tǒng)計(jì)，例如跨境貿(mào)易結(jié)算月度數(shù)據(jù)。為了便于回歸分析，將月度數(shù)據(jù)通過加權(quán)平均方式調(diào)整為季度數(shù)據(jù)。

表2　變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表3　一階差分后平穩(wěn)性檢驗(yàn)

（二）變量的選擇

本文選擇國(guó)際收支變動(dòng)作為跨境資本流動(dòng)對(duì)境內(nèi)貨幣政策變動(dòng)影響的量化指標(biāo)?？缇迟Y本對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響是通過國(guó)際收支變動(dòng)體現(xiàn)的，因此選擇國(guó)際收支平衡表中的外匯儲(chǔ)備變動(dòng)作為因變量。人民幣離岸市場(chǎng)的形成，人民幣結(jié)算的經(jīng)常項(xiàng)目全部開放以及資本項(xiàng)目的逐步開放，利率和匯率都會(huì)對(duì)貨幣政策產(chǎn)生影響。一般地，一國(guó)利率和匯率政策保持短期小幅振動(dòng)狀態(tài)，計(jì)算季度利率和匯率的加權(quán)平均數(shù)容易產(chǎn)生偏差，而且跨境資本的變動(dòng)不僅僅是受到利率和匯率的絕對(duì)值的影響，更受到兩者變動(dòng)的影響，因此將選擇匯率變動(dòng)幅度和利率變動(dòng)幅度作為解釋變量，匯率變動(dòng)幅度和利率變動(dòng)幅度取決于該季度最大值與最小值之差。離岸交易中心有分離型和融合型兩種類型，我國(guó)離岸人民幣交易中心采用風(fēng)險(xiǎn)較小的分離型，形成了相對(duì)隔離的人民幣在岸市場(chǎng)和人民幣離岸市場(chǎng)。人民幣匯率和利率形成機(jī)制受到兩個(gè)相對(duì)隔離市場(chǎng)影響，形成四個(gè)獨(dú)立的變量在岸人民幣利率變動(dòng)、在岸人民幣匯率變動(dòng)、離岸人民幣利率變動(dòng)、離岸人民幣匯率變動(dòng)。上述四個(gè)變量可以作為解釋變量引入模型。在目前資本項(xiàng)目尚未全面開放，人民幣國(guó)際化進(jìn)程還處于跨境貿(mào)易結(jié)算階段，人民幣跨境流動(dòng)主要表現(xiàn)為跨境貿(mào)易結(jié)算，因此需要將人民幣跨境結(jié)算量也作為解釋變量。

鑒于我國(guó)離岸人民幣市場(chǎng)存量受到國(guó)內(nèi)諸多政策影響，本文在回歸模型中引入四個(gè)控制變量：time（時(shí)間變量）、interbank bond（境外機(jī)構(gòu)投資銀行間債券市場(chǎng)政策變量）、off-shore bond（境內(nèi)機(jī)構(gòu)發(fā)行離岸人民幣債券政策變量）、SKSC（滬港通變量）（見表1）。Time、interbank bond、off-shore bond、SKSC 是控制變量，以檢驗(yàn)不同的離岸人民幣開放政策對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響。我國(guó)影響離岸人民幣流通的政策很多，不可能逐一引入模型，這些政策基本上是在2009年4月我國(guó)啟動(dòng)跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算之后開始的，因此引入Time時(shí)間變量作為離岸人民幣開放政策的總變量，2009年4月后開始實(shí)施離岸人民幣開放政策，則time取值為1，2009年4月1日前未實(shí)施離岸人民幣開放政策，則time取值為0。Off-shore bond 是離岸人民幣債券回流政策變量，2011年8月，我國(guó)啟動(dòng)離岸人民幣債券回流機(jī)制，離岸人民幣債券出現(xiàn)井噴，2011年8月之前off-shore bond取值為0，2011年8月之后offshore bond 取值為1，以對(duì)比離岸人民幣債券回流機(jī)制啟動(dòng)前后，跨境人民幣流動(dòng)對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響。Interbank bond是國(guó)內(nèi)銀行間債券市場(chǎng)允許人民幣回流政策變量，2010年8月我國(guó)允許境外機(jī)構(gòu)投資國(guó)內(nèi)銀行間債券市場(chǎng)，2010年8月以前interbank bond 取值為0，2010年8月以后interbank bond取值為1，以對(duì)比境外機(jī)構(gòu)投資國(guó)內(nèi)銀行間債券市場(chǎng)對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響。SKSC是滬港通機(jī)制政策變量，2014年11月之前，變量SKSC取值為0，2014年11月之后，變量SKSC取值為0，以對(duì)比我國(guó)啟動(dòng)滬港通之后對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)回歸分析是用過去的數(shù)據(jù)量化歷史關(guān)系。如果過去的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，可以用數(shù)據(jù)量化歷史關(guān)系，如果過去的數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，數(shù)據(jù)存在隨機(jī)趨勢(shì)。隨機(jī)變量隨時(shí)間的變動(dòng)而出現(xiàn)趨勢(shì)性變動(dòng)，這不符合OLS模型獨(dú)立同分布的假設(shè)，用非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)量化歷史關(guān)系會(huì)存在很大的回歸誤差。在進(jìn)行多元回歸分析前，要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。常見的平穩(wěn)性檢驗(yàn)分析方法是ADF檢驗(yàn)法。如果通過ADF檢驗(yàn)，則時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，如果沒有通過ADF檢驗(yàn)，則時(shí)間序列是不平穩(wěn)的，需要用差分方法修正數(shù)據(jù)使其平穩(wěn)。

表2是對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的分析結(jié)果，從表2中可以看出，因變量reserve在5%的顯著性水平下通過ADF檢驗(yàn)，時(shí)間序列reserve是平穩(wěn)的，不存在隨機(jī)趨勢(shì)。解釋變量exchange、rate、cross-border trade也在5%的顯著性水平下通過ADF檢驗(yàn)，各個(gè)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)也是平穩(wěn)的。變量offshore exchange 和off-shore rate 僅在10%的顯著性水平下通過ADF檢驗(yàn)，這兩組時(shí)間序列數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，需要進(jìn)行一階差分消除其隨機(jī)趨勢(shì)?？刂谱兞?time、off-shore bond、SKSC、interbank bond 不是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，不存在隨機(jī)趨勢(shì)，不需要進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

表4　變量相關(guān)性分析

對(duì)off-shore rate和off-shore exchange進(jìn)行一階差分后，再進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。從表3分析可知，Δoff-shore exchange的檢驗(yàn)值是-2.914，Δoff-shore rate的檢驗(yàn)值是-2.476，解釋變量Δoffshore exchange 和Δoff-shore rate都在5%的顯著性水平下通過ADF檢驗(yàn)，即在5%的顯著性水平下，時(shí)間序列Δoff-shore exchange和Δoffshore rate是平穩(wěn)的，不存在隨機(jī)性趨勢(shì)，因此經(jīng)過一階差分后的Δoff-shore exchange和Δoff-shore rate可以進(jìn)行回歸分析。

（四）離岸市場(chǎng)與在岸市場(chǎng)相關(guān)性檢驗(yàn)

本文引入了Δoff-shore rate（離岸市場(chǎng)人民幣利率）與Δoff-shore exchange（離岸市場(chǎng)人民幣匯率），rate（在岸市場(chǎng)人民幣利率）與exchange（在岸市場(chǎng)人民幣匯率）四個(gè)變量作為解釋變量。在融合型的離岸市場(chǎng)變量與在岸市場(chǎng)變量之間存在高度相關(guān)性，整個(gè)回歸模型會(huì)存在多重共線性。我國(guó)離岸市場(chǎng)和在岸市場(chǎng)是分離型的，而且資本項(xiàng)目下也未實(shí)現(xiàn)人民幣的可自由兌換，我國(guó)離岸市場(chǎng)與在岸市場(chǎng)的利率和匯率并不必然存在高度相關(guān)性。但是仍有必要在建立回歸模型之前，對(duì)離岸市場(chǎng)人民幣利率和在岸市場(chǎng)人民利率變動(dòng)、離岸市場(chǎng)人民幣匯率與在岸市場(chǎng)人民幣匯率進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，如果存在高度相關(guān)性，則需要剔除有關(guān)變量；如果不存在高度相關(guān)性，則各個(gè)變量都可以作為解釋變量引入模型。因此以exchange為因變量，Δoff-shore exchange為自變量；以rate為因變量，Δoff-shore rate為自變量分別建立一元回歸模型，回歸模型分析結(jié)果如表4所示。

回歸模型（1）Exchange=β0+β1（Δoff-shore exchange）在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，我們不能接受Δoff -shore exchange系數(shù)為0的假設(shè)。但是R2=0.163顯著偏低，表明Δoff-shore exchange只能解釋exchange殘差的16.3%，有83.7%的殘差不能通過回歸模型進(jìn)行解釋，回歸模型中存在遺漏變量。exchange和Δoff-shore exchange的相關(guān)性很小，另外相關(guān)系數(shù)Correlation coefficient=0.105 也說明exchange和Δoff-shore exchange不存在明顯的正相關(guān)?；貧w模型（2）Rate=β0+β1（Δoff -shore rate）未通過顯著性5%的檢驗(yàn)。因此在5%顯著性水平下，不能拒絕Δoff -shore rate系數(shù)為0的假設(shè)?；貧w模型（2）R2=0.154，僅有15.4%的殘差可以通過回歸模型進(jìn)行解釋，還有74.6%的殘差不能通過回歸模型解釋?；貧w模型中存在遺漏變量，解釋變量與因變量之間不存在明顯的正相關(guān)。相關(guān)系數(shù)Correlation coefficient=0.09顯著偏低，也說明解釋變量與因變量之間不存在明顯正相關(guān)。綜合上述分析可知，exchange和Δoff -shore exchange，rate和Δoff-shore rate之間不存在明顯的正相關(guān)，可以作為獨(dú)立的解釋變量引入回歸模型分析。

（五）建立回歸模型

為了檢驗(yàn)人民幣跨境結(jié)算各變量對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響，本文以reserve 為因變量，建立回歸模型如下：

Reserve=β0+β1exchange+ β2Δoff-shore exchange+β3rate+ β4Δ off-s ho re rate+β5cro ssbordertrade+α1time+α2off-shorebond +α3SKSC+α4interbank bond

在具體的回歸分析中，首先建立回歸模型（1），以reserve為因變量，exchange、off-shore exchange、rate、off-shore rate為解釋變量的回歸模型，以檢驗(yàn)離岸人民幣匯率、離岸人民幣利率、在岸人民幣匯率、在岸人民幣利率四個(gè)解釋變量對(duì)reserve的影響。然后逐次引入time、interbank bond 、off-shore bond、SKSC四個(gè)變量，建立回歸模型（2）、（3）、（4）、（5）以檢驗(yàn)跨境人民幣結(jié)算以及銀行間債券市場(chǎng)、離岸人民幣債券市場(chǎng)和滬港通機(jī)制政策啟動(dòng)后，離岸人民幣對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響，最后將time從回歸模型中剔除，建立回歸模型（6），檢驗(yàn)除銀行間債券市場(chǎng)、離岸人民幣債券市場(chǎng)和滬港通機(jī)制政策外，其它政策是否對(duì)我國(guó)貨幣政策產(chǎn)生顯著影響。

實(shí)證分析

回歸模型（1）不考慮所有的控制變量，只建立以reserve為因變量，以exchange、Δoff-shore exchange、rate、Δoff-shore rate為解釋變量的多元回歸模型，目的是檢驗(yàn)排除所有政策因素，離岸人民幣跨境流動(dòng)對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響。從模型（1）回歸的結(jié)果分析，exchange與Δoff-shore exchange都是負(fù)數(shù)，匯率變動(dòng)與我國(guó)外匯儲(chǔ)備增加呈現(xiàn)反向變動(dòng)。人民幣在岸匯率和離岸匯率升值時(shí)，外匯儲(chǔ)備減少，人民幣在岸匯率和離岸匯率貶值時(shí)，外匯儲(chǔ)備增加。這個(gè)結(jié)果與經(jīng)濟(jì)理論是不相符的。R2=0.198，回歸模型能夠擬合的因變量只有19.8%，回歸模型存在著巨大的遺漏變量偏差。rate只在顯著性10%的水平下通過檢驗(yàn)，這表明在5%的顯著性水平下，我們不能拒絕rate系數(shù)為0的假設(shè)。模型（1）分析結(jié)果說明，以exchange、Δoff-shore exchange、rate、Δoff-shore rate為解釋變量的多元回歸模型是不能令人滿意的，除上述四個(gè)解釋變量外，還存在其它的解釋變量。模型（1）回歸結(jié)果不理想，這表明人民幣跨境流動(dòng)受到我國(guó)對(duì)人民幣資本項(xiàng)目管制的顯著性影響。我國(guó)人民幣跨境結(jié)算的政策因素對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響是顯著的。

表5　回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果

引入time變量作為解釋跨境人民幣結(jié)算政策變動(dòng)的因素，建立模型（2）。2009年4月以前，我國(guó)對(duì)人民幣跨境結(jié)算實(shí)行嚴(yán)格限制，time的取值為0，從2009年4月開始，人民幣跨境貿(mào)易結(jié)算試點(diǎn)啟動(dòng)，人民幣結(jié)算業(yè)務(wù)政策逐漸開放，time的取值為1。回歸模型（2）的所有變量都通過了5%顯著性水平的檢驗(yàn)，其中Δoff-shore rate和crossborder trade在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，這說明在5%的顯著性水平下，我們不能接受各變量系數(shù)為0的假設(shè)。因此整個(gè)回歸模型（2）在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。Exchange和Δoffshore exchange系數(shù)為正數(shù)，在岸人民幣匯率升值和離岸人民幣匯率升值都會(huì)導(dǎo)致國(guó)際收支增加，這與經(jīng)濟(jì)理論與實(shí)踐是相吻合的，當(dāng)本幣升值時(shí)，國(guó)際收支增加；當(dāng)本幣貶值時(shí)，國(guó)際收支減少。變量Exchange的系數(shù)是8.27，變量offshore exchange的系數(shù)是7.17，在岸人民幣匯率變動(dòng)比離岸人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)貨幣政策影響更明顯，exchange增加1%，我國(guó)本季度的國(guó)際收支會(huì)增加8.27%，Δoffer-shore exchange增加1%，我國(guó)國(guó)際收支會(huì)增加7.17%。變量rate系數(shù)是14.08，變量Δoff-shore rate系數(shù)是5.97，離岸利率對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響比在岸利率變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣政策影響小，離岸人民幣市場(chǎng)與在岸人民幣市場(chǎng)相分離，離岸人民幣市場(chǎng)主要是反映國(guó)外對(duì)人民幣需求，對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣政策影響小。與匯率相比，利率對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響更大。變量cross-border trade系數(shù)為負(fù)數(shù)，跨境貿(mào)易結(jié)算與外匯儲(chǔ)備變動(dòng)呈反向關(guān)系，當(dāng)跨境貿(mào)易結(jié)算增加時(shí)，我國(guó)國(guó)際收支減少，國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量會(huì)減少；當(dāng)跨境貿(mào)易結(jié)算減少時(shí)，我國(guó)國(guó)際收支增加，國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量增加?；貧w模型（2）分析結(jié)果R2=0.773，表明有77.3%的因變量可以由解釋變量擬合，只有21.7%的殘差不能由回歸模型解釋。與回歸模型（1）相比，擬合優(yōu)度從19.8%提高到77.3%，這說明2009年4月后我國(guó)對(duì)人民幣跨境結(jié)算的政策松動(dòng)對(duì)我國(guó)貨幣政策產(chǎn)生了顯著的影響。2009年4月之前，跨境人民幣結(jié)算政策嚴(yán)格管制，我國(guó)跨境人民幣流動(dòng)很少，跨境人民幣變動(dòng)對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量影響很小，換言之，跨境人民幣變動(dòng)對(duì)我國(guó)貨幣政策影響很小。2009年4月之后，我國(guó)跨境人民幣結(jié)算政策逐漸松動(dòng)，人民幣跨境流動(dòng)對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響逐漸變大。從回歸結(jié)果分析，隨著時(shí)間的推移，人民幣結(jié)算政策的開放，境外人民幣跨境流動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣政策影響越大，這個(gè)結(jié)論與現(xiàn)實(shí)是相符的。

將interbank bond引入模型，建立回歸模型（3）以檢驗(yàn)我國(guó)貨幣當(dāng)局允許境外人民幣機(jī)構(gòu)投資國(guó)內(nèi)銀行間債券市場(chǎng)，國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)。從表5分析結(jié)果可以看出，各個(gè)變量均在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，其中crossborder trade和time在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，表明各個(gè)變量在5%的顯著性水平下都可以拒絕系數(shù)為0的假設(shè)，整個(gè)回歸模型在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。exchange的系數(shù)從8.27下降為8.16，Δoff-shore exchange的系數(shù)從7.17下降到7.15。引入interbank bond變量后，銀行間外匯匯率每提高1%，國(guó)際收支變動(dòng)從8.27%下降到8.16%；離岸人民幣外匯匯率每提高1%，國(guó)際收支變動(dòng)從7.17%下降到7.15%。rate的系數(shù)從14.08下降到13.96，Δoff-shore rate的系數(shù)從5.97上升到6.05， rate每變動(dòng)1%，國(guó)際收支變動(dòng)從14.08%下降到13.96%，Δoff-shore rate每變動(dòng)1%，國(guó)際收支從5.97%上升到6.05%。interbank bon的引入并沒有使其它變量的系數(shù)產(chǎn)生明顯的變化，這表明interbank bond對(duì)于解釋因變量reserve影響不大，是一個(gè)可以忽略的變量。R2=0.779表明有77.9%的因變量可以通過回歸模型解釋，比剔除interbank bond變量的回歸模型（2）R2=0.793提高了0.6%。擬合優(yōu)度也沒有明顯的改善，這與引入interbank bond后各個(gè)變量的系數(shù)變化不大是吻合的。這是因?yàn)槲覈?guó)對(duì)于境外人民幣持有機(jī)構(gòu)投資國(guó)內(nèi)債券市場(chǎng)實(shí)行嚴(yán)格的管制，苛刻的市場(chǎng)準(zhǔn)入制度和配額制度使能夠投資銀行間債券市場(chǎng)的境外機(jī)構(gòu)和投資額度很少，通過銀行間債券市場(chǎng)回流人民幣的數(shù)量非常有限，境外人民幣持有機(jī)構(gòu)投資銀行間債券市場(chǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣政策沒有明顯影響。

模型（4）引入off-shore bond變量，檢驗(yàn)我國(guó)國(guó)內(nèi)企業(yè)離岸人民幣債券發(fā)行對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響。各個(gè)解釋變量在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，其中rate、cross-border trade 和time三個(gè)變量在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，因此不能在5%的顯著性水平下接受系數(shù)為0的假設(shè)，整個(gè)回歸模型在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。exchange和off-shore exchange系數(shù)出現(xiàn)明顯變化，exchange的系數(shù)從8.16下降到8.08，Δoff-shore exchange系數(shù)從7.15下降到7.09，off-shore bond變量對(duì)exchange和Δoff-shore exchange的稀釋作用不大，這說明off-shore bond對(duì)匯率沒有產(chǎn)生明顯的影響，因?yàn)槲覈?guó)企業(yè)發(fā)行離岸人民幣債券并不需要在外匯市場(chǎng)進(jìn)行兌換后才能進(jìn)入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，而是通過回流機(jī)制直接進(jìn)入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，因此對(duì)在岸匯率和離岸匯率的影響均不大。rate、Δoff-shore rate和crossborder trade三個(gè)變量的系數(shù)也出現(xiàn)明顯上升，rate的系數(shù)從13.96上升到14.91，Δoff-shore rate系數(shù)從6.05上升到8.38，cross-border trade系數(shù)從-3.47上升到-2.13，off-shore bond稀釋了相當(dāng)一部分rate、Δoff-shore rate和cross-border trade對(duì)因變量的解釋。Off-shore bond使離岸人民幣市場(chǎng)需求出現(xiàn)新的明顯變化，造成Δoffshore rate對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量乘數(shù)效應(yīng)更加明顯，相當(dāng)一部分人民幣通過離岸人民幣債券方式，而不再通過跨境貿(mào)易人民幣方式回流國(guó)內(nèi)，造成離岸人民幣債券利率效應(yīng)上升。這說明off-shore bond能夠?qū)σ蜃兞縭eserve進(jìn)行有效解釋，能夠擬合相當(dāng)一部分原來由rate、Δoff-shore rate和cross-border trade虛擬的解釋。模型（4）R2=0.848，這表明有84.8%的因變量可以通過解釋變量解釋，不能由解釋變量解釋的殘差只占16.2%。R2由79.7%提高到0.848，這說明引入off-shore bond變量后回歸殘差進(jìn)一步減少，擬合優(yōu)度進(jìn)一步提高。

模型（5）引入滬港通機(jī)制變量，以檢驗(yàn)我國(guó)引入滬港通機(jī)制資本項(xiàng)目下的股票投資有限度開放對(duì)我國(guó)貨幣政策的影響。從回歸結(jié)果分析，除SKSC外各個(gè)變量均在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，但是SKSC只在10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，也就是說在5%的顯著性水平下不能拒絕SKSC系數(shù)為0的假設(shè)。在多個(gè)變量的聯(lián)合假設(shè)檢驗(yàn)條件下，如果有一個(gè)變量沒有通過顯著性水平的檢驗(yàn)，不能簡(jiǎn)單接受或者拒絕在顯著性水平下整個(gè)回歸模型檢驗(yàn)，需要對(duì)回歸模型進(jìn)行F檢驗(yàn)，如果F檢驗(yàn)?zāi)軌蛲ㄟ^顯著性水平檢驗(yàn)，則整個(gè)模型可以通過檢驗(yàn)；如果F檢驗(yàn)不能通過顯著性水平檢驗(yàn)，則整個(gè)模型不能通過檢驗(yàn)。模型（5）的F檢驗(yàn)結(jié)果是3.88，在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，因此整個(gè)回歸模型在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。exchange的系數(shù)從8.08下降到7.28，ΔOff-shore exchange的系數(shù)從7.09下降到6.45。SKSC 稀釋了相當(dāng)一部分exchange和ΔOff-shore exchange對(duì)因變量的解釋，SKSC對(duì)匯率的影響是顯著的，rate的系數(shù)從16.91上升到17.82，ΔOff-shore rate的系數(shù)從8.38上升到9.85，rate和Δoff-shore rate的乘數(shù)效應(yīng)更加明顯，這表明開放滬港通項(xiàng)目后，境外人民幣可以直接進(jìn)入國(guó)內(nèi)股票市場(chǎng)，人民幣的流通對(duì)利率更加敏感，利率的乘數(shù)效應(yīng)上升。

模型（6）剔除time因素，time是2009年我國(guó)開放人民幣跨境結(jié)算的政策變量的總和，剔除Time變量，保留interbank bond、off-shore bond和SKSC變量以檢驗(yàn)，是否存在其它政策變量對(duì)貨幣政策產(chǎn)生影響。回歸模型（6）各個(gè)解釋變量均在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，各個(gè)變量在5%的顯著性水平下不能接受系數(shù)為0的假設(shè)，其中變量exchange，interbank bond在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，整個(gè)回歸模型在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。剔除time變量后，其余各個(gè)變量的系數(shù)發(fā)生明顯變化，表明各個(gè)變量需要對(duì)原由time解釋的殘差進(jìn)行擬合，擬合優(yōu)度明顯降低，R2=0.749，與剔除time之前進(jìn)行比較，不能解釋殘差的部分從12.2%上升到25.1%。除上述off-shore bond、interbank bond和SKSC外還存在其它政策變量對(duì)我國(guó)貨幣政策產(chǎn)生影響，因此剔除time變量后，擬合精度明顯降低。

結(jié)論

人民幣跨境結(jié)算政策變動(dòng)對(duì)貨幣政策產(chǎn)生顯著影響。2009年之后我國(guó)允許人民幣跨境結(jié)算后，人民幣結(jié)算規(guī)模迅速增加，對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量及貨幣政策產(chǎn)生了明顯的影響。我國(guó)資本項(xiàng)目逐步松動(dòng)，人民幣離岸債券、滬港通等跨境業(yè)務(wù)的實(shí)施，造成人民幣明顯回流國(guó)內(nèi)，在一定程度上對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生沖擊?？缇橙嗣駧磐顿Y國(guó)內(nèi)債券市場(chǎng)規(guī)模不大，對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)貨幣政策沒有產(chǎn)生明顯的影響。因此可以逐步放寬資本項(xiàng)目下的人民幣跨境結(jié)算，尤其是給予更多的境外人民幣持有機(jī)構(gòu)投資國(guó)內(nèi)銀行間債券市場(chǎng)，并給予更多的投資配額。在各種影響國(guó)內(nèi)貨幣政策的跨境人民幣業(yè)務(wù)中，人民幣貿(mào)易結(jié)算對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量的影響比其它結(jié)算政策更為顯著。

離岸人民幣匯率與利率對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣市場(chǎng)的影響。在未開放人民幣跨境結(jié)算時(shí)，境外的人民幣存量很少，并沒有形成真正意義上的人民幣離岸金融市場(chǎng)，離岸人民幣匯率和離岸人民幣利率與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)處于相對(duì)隔離狀態(tài)，并未產(chǎn)生明顯影響。開放資本項(xiàng)目下人民幣回流機(jī)制后，境外人民幣通過資本項(xiàng)目回流國(guó)內(nèi)的渠道增加，離岸人民幣匯率和利率與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)利率和匯率呈現(xiàn)相關(guān)性趨勢(shì)，但是資本項(xiàng)目人民幣開放尚處于初始階段，因此兩者表現(xiàn)為弱相關(guān)性。

在制定貨幣政策時(shí)應(yīng)考慮境外人民幣存量因素。境外人民幣已經(jīng)在一定程度上造成對(duì)國(guó)內(nèi)貨幣政策和國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量的沖擊。因此在制定貨幣政策和保證國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量時(shí)要考慮境外人民幣產(chǎn)生的沖銷作用。需要建立和拓寬人民幣回流機(jī)制，引導(dǎo)人民幣有序回流國(guó)內(nèi)，大量的境外人民幣存量會(huì)在某個(gè)特定時(shí)期造成對(duì)我國(guó)貨幣市場(chǎng)的沖擊。境外人民幣存量對(duì)國(guó)內(nèi)在岸人民幣匯率的影響是顯著的，對(duì)國(guó)內(nèi)在岸利率市場(chǎng)不明顯，因此在沖銷境外人民幣回流作用時(shí)應(yīng)更多使用匯率工具，充分利用我國(guó)的外匯儲(chǔ)備。

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姚文寬，廣西桂林人，廣西工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院講師，研究方向：國(guó)際貿(mào)易、國(guó)際投資。

李維，廣西工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院教授，副院長(zhǎng)。

本文系廣西高校科研項(xiàng)目“貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)傳導(dǎo)機(jī)制研究”（項(xiàng)目編號(hào)YB2014552）階段性科研成果

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