人民币境外流通原因的实证分析

　　摘 要：基于1988-2004年间人民币每年在境外流通数量的估计，以及对人民币跨境流通原因进行的实证分析结果表明，人民币境外流通的原因按其重要性依次是：我国的经济总量占世界经济总量的比率、人民币的汇率水平和我国的通货膨胀率。为此，应该(1)继续保持中国经济在亚洲及世界上的较快增长速度，增加我国的经济总量在世界经济总量中的比例；(2)保持人民币币值的相对稳定和长期升值的趋势；(3)严格控制我国的通货膨胀水平。

　　关键词：人民币境外流通；规模；原因；实证分析

　　中图分类号：F822．2 文献标识码：A 文章编号：1005-0892(2006)09－0043－05

　　

　　一、引言

　　

　　由于我国综合国力的迅速增强和对外经济贸易规模的不断扩大，人民币逐渐在一些周边国家和地区被接受。人民币境外流通可以增加我国的铸币税收益，对发展我国的国际贸易和吸引外国投资都有益处，所以我国政府把我国外汇管理体制改革的长远目标定为实现人民币的可自由兑换，进而实现人民币国际化。鉴于此，研究如何促进人民币境外流通规模的扩大就具有重要的现实意义。而要研究如何促进人民币的境外流通，就必须首先找到人民币境外流通的原因。目前有关人民币跨境流通的原因分析都是定性的，本文则尝试对人民币跨境流通的原因做定量分析。

　　

　　二、人民币境外流通规模的估计

　　

　　(一)思路

　　我国境内流通的人民币数量和一些宏观经济变量保持着一种稳定的关系，而且这种稳定关系长期保持不变。具体而言，境内流通的人民币和部分宏观经济变量存在如下的关系：

　　其中：M0为境内货币现金总额；GDP为我国名义国内生产总值；户为价格水平；r为我国实际利率；X为我国经济货币化程度。

　　方程式左边代表本地需求的流通货币现金，它一般是和国民收入同方向变动、和利率水平反方向变动(因为利率水平代表持有货币的机会成本)、和货币化程度同方向变动。方程式右边第二项是国民收入，使用国内生产总值作代表；第三项是利率水平，使用城乡居民储蓄存款一年期定期(整存整取)利率作代表；第四项则是经济货币化程度。由于货币化过程不可直接观测，而要做计量分析，因此必须寻找一个可观测的变量来描述货币化过程。这个变量与货币化过程有较高的相关性，如城镇人口占总人口的比例、集贸市场的数量和交易量、农民对非农业人口的零售总额、私营和个体商业的销售总额等等。这些变量在一定程度上都从不同的角度，反映了中国经济的货币化过程。由于我们仅有城镇人口占总人口的比例数据，所以只好选择城镇人口占总人口的比例来估计货币化程度。经济学界一致认为，我国的经济货币化进程开始于1978年，但是关于我国的货币化进程在哪一年结束却有争论，多数学者认为我国的货币化进程在1992年结束。假定我国1958-1977年间的货币化程度是1，1978-1992年间的货币化程度使用这些年城镇人口占总人口的比率与1977年城镇人口占总人口的比率之比来衡量，认为1993-2004年的货币化程度和1992年的一样。

　　假设人民币的境外流通是1988年之后才发生的，于是把我国的数据分为两个时段： (1)1958-1987年；(2)1988-2004年。使用1958-1987年的数据以估计出我国境内需求的货币和宏观经济变量之间的稳定关系，再使用这种稳定关系来推测1988-2004年我国境内需求的货币，最后使用1988-2004年我国实际供给的货币和推测出来的货币之间的缺口来判断人民币境外流通的数量。

　　

　　(二)数据的选取

　　M0是流通中的现金，GDP是国内生产总值，X是货币化程度，r是我国的实际利率(即我国的名义利率与通货膨胀率之差)。选择我国城乡居民储蓄存款一年期定期利率作为名义利率的代表，选择我国商品零售价格指数年变动率作为通货膨胀率的代表。1985年之前的肘。和1977年之前的GDP来自惭中国五十年统计资料汇编》；1985年之后的M0、1977年之后的GDP、历年商品零售价格指数和城镇人口占总人口比率来自历年的《中国统计年鉴》；历年的名义利率来自每年的《中国金融统计年鉴》

　　

　　(三)对第一时段的数据分析(1958-1987年)

　　1．对方程(1)中的变量进行单位根检验

　　由于传统的经济计量学方法对非平稳的时间序列不再适用，因而在利用传统方法对计量模型进行统计推断时，许多参数的统计量分布不再是标准分布，所做的回归被称为“伪回归”。为克服“伪回归”现象，一般采用处理非平稳序列的方法――协整检验。其基本思想是：当每个变量分别是不平稳的，而线性组合是平稳的时，则变量之间被认为有协整关系。这就意味着每个系列就其本身来说有分离的趋势，但多个变量相联系并组合起来，可发现它们之间有长期的、稳定的均衡关系。在做协整检验之前，必须进行单位根检验，以判断各变量的平稳性质。本文采取的单位根检验方法是ADF(Augment Dikey Fuller)检验法，检验过程是从带趋势和截矩项模型、带截矩项模型、不带趋势和截矩项模型等三种模型中逐步进行检验。将式(1)中的四个变量进行ADF单位根检验后，我们得出的结论见表1。

　　从表1可以看出，方程(1)中的Ln(CDP／P)和r是乎稳的时间序列；Ln(M0／P)和X是非平稳序列，但它们[Ln(M0／P)和X]的一阶差分序列是平稳的时间序列。

　　2．协整检验

　　一般进行协整检验的方法是Ende和Granger提出的EG两步法。然而，当对两个以上变量做协整检验时，这种方法存在一个较大的缺陷：把不同的变量作为被解释变量时，可能检验出不同的协整向量。因此，本文采用一种多变量协整检验方法――JJ检验法。这种方法是由Johansen和Juselius于1990年提出的，它不仅克服了EG两步法的缺陷，而且做多变量检验时还可以精确地检验出协整向量的数目。检验结果见表2。

　　从检验结果可以看出，这四个变量之间存在协整关系。

　　3．回归分析

　　对方程(1)进行回归分析，得到：

　　分析表3和表4：第一，由于t0.005(26)=2．779，故Ln(CDP／P)、r和C的系数及常数项的t统计量在1％的显著水平上不为零；第二，在1％的显著水平下，临界值F0.01(3，26)=4．64，因为F=409．3621>F0.01(3，26)=4．64，故模型整体是显著的；第三，调整的可决系数是0．976876，表明模型在整体上拟合非常好；第四，D．W=1．264116，给定显著性水平a＝0．05，查表可得在

n＝30、k'=3时，dL=1.2114，du=1．65，可以近似看作不存在一阶自相关性；第五，真实国内生产总值艮n(CDP／P)]的系数符号为正，实际利率(r)的系数符号为负，货币化程度(X)的系数符号为正，表明境内需求的货币现金与国民收入成正比、与利率水平成反比、与经济货币化程度成正比。这些都与理论分析结果相一致。

　　4．异方差检验(White检验)(见表5)

　　检验统计量nR2=9．2722　　其中，x20.05(7)=14．0671是临界值，因此在5％的显著水平上，无法拒绝原假设，不存在异方差。

　　因此，(2)式表示了该时期货币供给总量与其他一些宏观经济变量之间存在的稳定关系。我们再对该回归所得的残差项做单位根检验，得到ADF检测值为-4．9263，对应显著性水平为1％的临界值是-3．6852。显然，该残差是一个平稳的时间序列。所以，在此回归中的四个变量存在协整的关系。

　　

　　(四)对第二时段M0的分析(1988-2004年)

　　把1988-2004年的数据代入方程(2)，就可以预测出1988-2004年间的Ln(M0/P)；再把预测值和真实值相对比，就可以计算出1988-2004年间的境外人民币占总人民币数量的比率以及境外人民币的具体数量，结果见表6。

　　

　　三、人民币境外流通原因的实证分析

　　

　　(一)计量经济模型的确定

　　从国际货币演变的历史当中，我们可以发现国际货币所具有的共同特征是：高的单位价值、货币价值的内在稳定性、由经济大国发行、发行国积极参与国际贸易、政治上稳定和经济上强大，以及发行国家都是金融大国等。由于样本容量有限，我们只选择出四个最主要的因素来进行实证分析，它们分别是国家的经济实力(用GDP代表)、货币的对外价值(用汇率代表)、货币的对内价值(用通货膨胀率代表)和参与国际贸易的程度。因此，人民币境外流通原因的计量经济模型为：

　　其中：M是人民币境外流通的数量；Y是我国的GDP占世界GDP总额的比率，这里的GDP是经过购买力平价法调整后计算得出的；E是人民币的名义汇率；户是我国的通货膨胀率，P=(CPI-CPI-1)／CPI，CPI是居民消费价格指数，CPI-1是上年的居民消费价格指数；T是我国的贸易(进出口)总额占世界贸易(进出口)总额的比率。

　　

　　(二)数据及其来源

　　样本期间是1988-2004年，M使用前面估计出来的数据；E和户的数据来自各年的《中国统计年鉴》；Y的数据来自国际货币基金组织网站(IMF；WorldEconomic Outlook Database)；T的数据由国际货币基金组织网站的相关数据计算得出。

　　

　　(三)实证方法

　　对方程(3)所示的模型统计检验采用“向后剔除变量回归”(backword regression)的OLS方法。首先，选定剔除变量的显著性水平；其次，将所有变量全部进入模型进行回归，把符合剔除显著性水平的变量剔除，然后将剩余变量再进行回归；最后，重复第二步，直到进入模型的所有变量的显著性水平都达到要求，并且达到较好的调整可决系数R2和d统计量。该方法的缺点是：第一，各变量可能是非平稳序列，以至于利用传统方法所做的回归是“伪回归”；第二，各变量之间虽然存在依存性，但它们之间可能并不存在因果关系。克服第一个缺点的办法是采用处理非平稳序列的方法――协整检验。在做协整检验之前，必须进行单位根检验，以判断各变量的平稳性质；克服第二个缺点的办法是对变量进行格兰杰(Cranger)检验。

　　

　　(四)回归结果及分析

　　对模型(3)进行回归，得出的估计方程是：

　　给定a=0．10，得临界值t0.06(15)=1．753，上式中T变量系数是不显著的。把T变量从模型中剔除，得出的估计方程是：

　　估计方程(5)的变量系数的显著性水平相当高，调整的可决系数R2也是比较理想的。至于d统计量，在显著性水平a=0．01下，查表可得在n=17、k'=3时，dL=0．672，du=1．432。由于duv，表明不存在一阶自相关。对残差项进行异方差检验(White检验)，结果见表7。

　　检验统计量nR2=_13．63548　　其中，x0.05(7)=14．0671是临界值，因此在5％的显著水平上，无法拒绝原假设，不存在异方差。

　　方程(5)中变量系数的符号也和理论分析的结果相一致：人民币境外流通的规模和我国的经济总量成正比，和人民币汇率水平成正比，和我国的通货膨胀率成反比。因此，方程(5)是较好的估计方程。从该方程中我们可以看出，我国的经济总量占世界经济总量的比率上升一个百分点，就会增加823．43亿元的人民币在境外流通；一美元少兑换一元人民币，就会增加732．24亿元的人民币在境外流通；我国的通货膨胀率降低一个百分点，就会增加125．44亿元的人民币在境外流通。因此，影响人民币境外流通最重要的因素是我国的经济总量占世界经济总量的比率，其次是人民币的汇率水平，最后是我国的通货膨胀率。

　　

　　(五)协整分析

　　1．单位根检验

　　将估计方程(5)中的四个变量进行ADF单位根检验后，得出的结论见表8。

　　从表8可以看出，境外人民币流通规模和人民币汇率是非平稳序列，但它们的一阶差分序列都是平稳的时间序列。我国GDP占世界GDP总额的比率和我国的通货膨胀率是平稳序列。

　　2．协整检验

　　对估计方程(5)中的四个变量进行协整检验。采用JJ检验法，检验结果见表9。

　　从检验结果可以看出，这四个变量之间存在协整关系，即四个变量之间存在长期的均衡关系。再对估计方程(5)的残差项进行ADF检验，结果是在没有趋势项和截矩项以及滞后变量阶数为1时，ADF值是-2．8021，对应显著性水平为1％的临界值是-2．7411。显然，该残差是一个平稳的时间序列，从而验证了协整关系的正确性。

　　

　　(六)格兰杰(Granger)检验

　　对估计方程(5)中的四个变量进行格兰杰检验，结果见表10。

　　从表10可以看出，在滞后长度为1和显著性水平为0．1时，P→M的单向因果关系得到支持；在滞后长度为3和显著性水平为0．05时，Y→M的单向因果关系

得到支持。但是，E→M的单向因果关系只在滞后长度为1和显著性水平为0．25时才得到支持。E→M的单向因果关系的弱显著性，可能是人民币汇率水平对人民币境外流通规模确实影响不大，也可能是由于我们的样本期间太小造成的。

　　

　　(七)误差修正模型检验

　　证明了变量之间的协整关系，也就是确定了在我国的经济总量、人民币汇率水平、物价水平和人民币境外流通规模之间存在着长期的均衡关系。为了研究我国的经济总量、人民币汇率水平和物价水平对人民币境外流通规模的动态影响过程，必须建立误差修正模型进行分析。

　　把通过长期方程式(5)计算出的残差项作为误差修正项Ec。由于数据量的原因，选取滞后阶数为1；利用一般误差修正模型对数据进行回归分析，并且逐步剔除不显著项，最终得出的误差修正模型为：

　　从统计量的检验值来看，所有变量的参数都通过了检验。在显著性水平a=O．01下，查表可得在n＝16、k＝3时，dL=0．633，dU=1．446。由于du＜d＜4-du，表明不存在一阶自相关。在方程(6)中，各差分项反映了变量短期波动的影响。被解释变量的波动可以分为两个部分：一部分是短期波动；另一部分是长期均衡。根据模型估计的结果，人民币境外流通主要受人民币汇率水平和我国物价水平短期变化的影响；Ec项系数的符号为负，正好与调整机制相符合，其大小反映了人民币汇率水平和我国物价水平对人民币境外流通规模偏离长期均衡的调整力度。从其参数估计值来看，调整的力度是相当可观的。由此可见，无论是长期还是短期，人民币汇率水平和我国物价水平对人民币境外流通规模都有较大的影响；但我国经济总量占世界经济总量的比率对人民币境外流通规模只有长期的影响，不存在短期的影响。

　　

　　四、结论、理论思考和政策建议

　　

　　(一)结论

　　影响人民币境外流通最重要的因素首先是我国的经济总量占世界经济总量的比率，其次是人民币汇率水平，最后是我国的通货膨胀率。无论是长期还是短期，人民币汇率水平和我国的物价水平对人民币境外流通规模都有较大的影响；但我国经济总量占世界经济总量的比率对人民币境外流通规模只有长期的影响，不存在短期的影响。

　　(二)理论思考

　　我国经济总量占世界经济总量的比率，主要是通过影响境外居民对人民币汇率水平稳定与否的信心，以及影响境外居民对人民币汇率水平长期走势的预期来影响他们对人民币的接受程度。而这种信心和预期，一般只能在长期中起作用。目前境外很大部分的人民币是通过我国的边境贸易输出的。境外居民之所以愿意接受人民币为结算货币，很重要的原因是人民币币值的稳定和人民币升值的趋势。因为币值的不稳定会增加持有人民币的境外居民的风险，而人民币贬值则会立刻给他们带来损失，因此人民币汇率水平在短期内对境外人民币流通的规模具有影响。由于目前境外机构很少开展人民币贷款业务，人民币在境外不能生息，因此境外居民一般不愿意长期持有人民币，而是希望在短期内通过购买我国的商品或者劳务，把人民币花费出去。于是，我国的物价水平(人民币的购买力)在短期内就会影响到境外居民接受人民币的意愿。人民币的对外价值(汇率水平)和对内价值(物价水平)会在长期内影响人民币的国际声望，从而使人民币的汇率水平和我国的物价水平在长期内影响境外人民币流通的规模。

　　

　　(三)政策建议

　　(1)继续保持中国经济在亚洲及世界上的较快增长速度，增加我国的经济总量在世界经济总量中的比例。保持一个较高的经济增长率，才能在21世纪中叶赶上一些西方中等发达国家，进而跃变为世界经济大国。人民币的境外需求是一个随着我国总体经济实力和综合国力的增强而日益增强的发展过程。

　　(2)保持人民币币值的相对稳定和长期升值的趋势。

　　(3)严格控制我国的通货膨胀水平。在这方面最重要的是加强我国中央银行的独立性，中国人民银行应独立于财政部等部门，而且具有独立制定货币政策的权力。同时还要建立和完善我国的金融宏观调控体系，加强对商业银行及非银行金融机构的监督与管理。

　　注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。