人民幣國際化背景下資本跨境流動對在岸匯率影響的實證分析

姚文寬+李維

內容摘要：人民幣離岸市場匯率通過資本跨境流動對人民幣在岸市場匯率產生聯動影響，但是離岸市場人民幣存量較小，對我國在岸市場人民幣匯率沖擊影響不大，造成我國人民幣在岸市場匯率波動的原因是我國企業和居民在經常項目下自行調節結售匯，將政府外匯儲備轉變為民間外匯儲備。

關鍵詞：在岸匯率 跨境流動 外匯儲備

相關文獻回顧

薛鶴翔（2015）通過研究發現，自2008年我國修訂《外匯管理條例》后，我國持匯主體發生變化，之前的持匯主體是中央銀行，之后的持匯主體依次是中央銀行、商業銀行和企業。李建軍（2014）指出，2009年跨境貿易人民幣結算啟動后，人民幣離岸市場與在岸市場聯動性開始加強，人民幣離岸市場匯率與在岸市場匯率表現為顯著的同步變動關系。由于資本項目實行管制，資本項目下人民幣回流機制尚未順暢，導致我國人民幣離岸市場匯率和在岸市場匯率仍然存在較大差別。陶士貴（2014）指出，盡管我國資本項目下人民幣尚未實現可自由兌換，但是資本項目下的信貸項目、直接投資項目和直接投資清盤項目已經實現基本可以自由兌換；債券投資項目、股票投資項目和房地產投資項目實現了部分可自由兌換；金融衍生品項目投資則不允許兌換。葉亞飛（2012）指出，我國貿易項目實現人民幣跨境結算后，人民幣跨境結算規模對我國國際收支在短期內產生影響，表明人民幣離岸市場與在岸市場聯動性加強。馮邦彥（2013）認為，香港人民幣離岸市場在境外人民幣離岸市場中具有得天獨厚的優勢，香港人民幣離岸市場可以更有效的建立資本項目下人民幣回流機制。張杰（2015）指出，人民幣離岸市場與在岸市場的關聯性隨著資本項目管制的放松而強化，當一國放松資本項目中信貸市場后，人民幣離岸市場與在岸市場的關聯性會顯著加強。2016年8月，我國人民幣匯率形成機制改革使當日人民幣匯率中間價不再由中國人民銀行決定，而是由外匯交易的參與行參考前一日人民幣收盤價格決定，人民幣離岸市場與在岸市場的聯動性進一步加強，人民幣在岸市場匯率受到人民幣離岸市場匯率變動的影響。

研究設計

（一）模型設計

雖然我國目前尚未實現人民幣在資本項目下的可自由兌換，但是自2005年8月開始的人民幣匯率形成機制改革及人民幣國際化進程加速，我國資本跨境流動逐步寬松，由此形成對我國短期資本項目的波動及對人民幣匯率的沖擊，造成我國資本項目逐漸寬松的政策是多方面的。

造成資本跨境流動對我國在岸人民幣匯率市場沖擊的渠道是多方面的，既有資本領域逐步放松，資本跨境流動便利性對我國在岸人民幣匯率市場的沖擊，也有人民幣跨境流動形成境外人民幣資金池以及人民幣回流機制建立形成的對我國在岸人民幣匯率市場的沖擊。因此本文對資本跨境流動對在岸人民幣匯率市場的沖擊主要分成兩個部分：首先，建立回歸模型檢驗人民幣離岸市場與在岸市場是否存在聯動性，如果人民幣離岸市場與在岸市場存在聯動性，則可以將人民幣離岸市場貨幣存量作為影響在岸人民幣匯率的一個因素納入回歸模型中；其次，建立影響人民幣在岸市場匯率多元回歸模型，以檢驗2005年8月我國實行人民幣匯率形成機制改革以來，各種改革政策因素對在岸人民幣匯率形成的影響。人民幣匯率形成機制改革后，人民幣國際化進程大大加速，資本項目盡管尚未實現開放，但是在多個子項目實現松動。本文研究造成我國人民幣貶值和外匯儲備下降的影響因素。

（二）變量選擇及數據來源

描述人民幣離岸市場對在岸市場聯動性的變量可以反映為在岸市場外匯占款變動，也可以反映為國際收支平衡表各月度國際儲備的變動。外匯占款是指中央銀行為了收購外匯資產在外匯市場投放的本幣量。當一國外匯占款增加，表明該國為購入外匯向市場凈投放本幣，形成國際收支順差；當一國外匯占款減少，表明該國向市場投放外匯資產回籠本幣，形成國際收支逆差。國際儲備是指一國官方持有的用于彌補國際收支逆差的外匯資產，外匯資產與國際儲備呈正相關，國際儲備沒有考慮到匯率實時變動形成的誤差因素，本文要分析人民幣離岸市場與人民幣在岸市場聯動性，因此選擇外匯占款reserve作為人民幣在岸市場貨幣變動量。

描述我國境外人民幣資金池的變量有兩個，一是境外人民幣資產offorermb，這是指整個境外人民幣資金池的總和，另一個是香港人民幣資產Hongkongrmb。在衡量人民幣離岸市場與在岸市場聯動性時，本文選取境外人民幣資產offorermb和香港人民幣資產Hongkongrmb兩個變量。

2008年外匯管理局修訂《外匯管理條例》，不再要求企業和銀行強制結匯，企業可以根據人民幣匯率的變動和企業外匯需求狀況，自主決定是否將外匯存入銀行經常項目賬戶中，因此當企業將外幣資產出售給商業銀行，會造成外匯市場人民幣升值的壓力，同時企業在銀行經常項目的外幣資產將減少；當企業不將外幣資產出售給商業銀行，會造成外匯市場人民幣貶值的壓力，同時企業在銀行經常項目的外幣資產將增加，因此企業在銀行經常項目中的外幣資產變動會對在岸人民幣匯率產生直接影響。我國外匯管理局銀行只給出企業在銀行的外幣存款，該外幣存款包括資本項目存款和經常項目存款，但是由于我國仍對資本項目實行管制，資本項目外幣賬戶的規模很小，且缺乏流動性，企業在銀行外幣存款賬戶的變動主要是經常項目賬戶存款的變動，因此可以用企業在銀行外幣存款賬戶變量作為衡量企業調整外匯資產規模對外匯市場匯率產生影響的指標，因此引入企業在銀行外幣存款規模變量remittance。

新修訂的《外匯管理條例》也允許銀行保留外幣資產，而不再要求強制出售給中央銀行，因此銀行也可以根據自身需要決定外匯頭寸，當人民幣具有升值潛力時，在經常項目下銀行會增持人民幣資產，減持外幣資產，表現為銀行外幣資產規模下降；當人民幣具有貶值壓力時，在經常項目下銀行會增持外幣資產，減持人民幣資產，表現為銀行外幣資產規模上升。銀行外幣資產規模由經常項目外幣資產和資本項目外幣資產構成，由于我國尚未開放資本項目，銀行資本項目外幣資產缺少流動性，銀行外幣資產流動主要表現為經常項目外幣資產，因此引入銀行外匯資產變量asset。endprint

為了檢驗人民幣匯率形成機制改革這一政策變量對我國匯率的影響，引入政策變量policy，2016年8月后，policy取值為1；2016年8月前，policy取值為0。

由于我國在2005年8月以前實行較為嚴格的資本項目管制，且人民幣匯率長期保持固定匯率制度，因此回歸模型的樣本空間為2005年8月-2016年7月的月度數據。外匯占款數據來源于中國人民銀行貨幣當局資產負債表；境外持有人民幣資產、香港離岸市場人民幣存量資產和在岸人民幣匯率月度數據來源于中國金融信息網；我國銀行持有的外幣資產和企業在我國銀行存入的外幣資產數據月度來源于中國人民銀行金融機構信貸統計表。回歸模型變量定義如表1所示。

（三）平穩性檢驗

時間序列分析需要對各變量進行平穩性檢驗，如果時間序列是非平穩的，回歸模型會出現預測有偏、預測有誤或者基于OLS的常規統計推斷有誤。ADF是常用的時間序列變量平穩性檢驗方法，表2給出了各變量的ADF檢驗值。reserve、offorermb、Hongkongrmb、exrate、asset在10%的顯著性水平下未能通過ADF檢驗，即在10%的顯著性水平下不能拒絕時間序列數據的非平穩性，remittance在5%的顯著性水平下未能通過ADF檢驗，即在5%的顯著性水平下不能拒絕時間序列數據非平穩性。因此需要對上述變量進行一階差分修正，經過一階差分修正后，境外機構持有人民幣資產一階差分變量Δofforermb在1%的顯著性水平下通過ADF檢驗，即在1%的顯著性水平下，不能接受一階差分Δofforermb非平穩性假設，人民幣在岸匯率一階差分變量Δexrate、銀行外幣資產一階差分變量Δasset在5%的顯著性水平下通過ADF檢驗，即在5%的顯著性水平下不能接受一階差分變量Δexrate、一階差分變量Δasset非平穩性假設。外匯占款一階差分變量Δreserve、香港人民幣資產一階差分變量ΔHongkongrmb、企業在銀行外幣存款一階差分變量remittance在5%的顯著性水平下未能通過ADF檢驗，因此需要對這三個變量進行二階差分修正，修正后的外匯占款二階差分變量Δ2reserves在1%的顯著性水平下通過ADF檢驗，即在1%的顯著性水平下不能接受Δ2reserves非平穩性假設，香港人民幣資產二階差分變量Δ2Hongkongrmb、企業在銀行外幣存款二階差分變量Δ2remittance在5%的顯著性水平下通過ADF檢驗，即在5%的顯著性水平下不能接受Δ2Hongkongrmb、Δ2remittance非平穩性假設。

實證分析

由于人民幣跨境結算規模在2009年8月之后呈現顯著差別，因此以2009年8月為分界點，將人民幣離岸市場與人民幣在岸市場的聯動性分成兩個時間跨度，一是2005年8月-2009年8月，二是2009年8月-2016年7月，對比不同政策因素下人民幣離岸市場匯率與在岸市場匯率的聯動性。

離岸市場與在岸市場人民幣跨境流動的聯動性，如表3所示。模型（1）建立以2009年8月后reserve為因變量，offorermb為自變量的一元回歸模型。offorermb在1%的顯著性水平下通過檢驗，即在1%的顯著性水平下不能接受offorermb系數為0的假設。常數項為153213，表明該一元回歸模型顯著遺漏自變量，因此大量不能被offorermb解釋的因素被包含在常數項中。R2=0.75表明offorermb與reserve之間存在高度的線性相關，offorermb系數為2.64。模型（2）建立以2015年8月后reserve為因變量，Hongkongrmb為自變量的一元回歸模型，Hongkongrmb在5%的顯著性水平下通過檢驗，表明在5%的顯著性水平下不能接受Hongkongrmb系數為0的假設。R2=0.67表明Hongkongrmb與reserve之間也存在高度的線性相關。模型（1）和（2）說明在2015年8月人民幣實行匯率改革后，offorermb、Hongkongrmb均與我國外匯占款呈正相關，當我國國際收支出現巨額順差，外匯占款增加時，人民幣處于升值狀態，境外機構出于升值預期的動機，也會增加持有人民幣，因此境外人民幣資產也會增加。境外人民幣資產、香港人民幣資產與我國外匯資產呈現正相關，這也表明2015年8月我國人民幣跨境流動實現套利的動機是顯著的。

模型（3）建立以2009年8月我國啟動跨境貿易人民幣結算前reserve為應變量，offorermb為自變量的回歸模型，offorermb在5%的顯著性水平下通過檢驗，表明在5%的顯著性水平下不能接受offorermb系數為0的假設。模型（4）建立以2009年8月我國啟動跨境貿易人民幣結算前reserve為因變量，Hongkongrmb為自變量的一元回歸模型，Hongkongrmb在5%的顯著性水平下通過檢驗，表明在5%的顯著性水平下不能接受Hongkongrmb系數為0的假設。模型（3）、模型（4）與模型（1）、模型（2）相比較，模型（1）、（2）的R2分別是0.75、0.67，顯著高于模型（3）、（4）。這說明在2015年8月后reserve與Hongkongrmb、offorermb的線性相關性顯著高于2015年8月匯率改革前。因此在2015年8月人民幣匯改前，人民幣套利的動機不及2015年8月人民幣匯改后。回歸模型分析表明在2009年8月前，由于我國尚未實現跨境貿易人民幣結算，人民幣離岸業務主要表現為境外無本金交割市場離岸業務（NDF），人民幣流向境外的渠道有限，離岸人民幣與在岸人民幣嚴格分離，不存在回流機制，因此人民幣離岸市場與在岸市場聯動性不強。2009年8月我國啟動跨境貿易人民幣結算后，人民幣離岸業務迅速發展，形成人民幣巨額資金池，同時在經常項目領域并不存在阻礙人民幣跨境流動的障礙，在資本項目領域人民幣也已形成多渠道回流機制，人民幣離岸市場與在岸市場的聯動性加強。endprint

2009年8月后，offorermb和Hongkongrmb對在岸人民幣匯率的影響顯著，如果要將上述兩變量納入影響人民幣在岸匯率的因素，則需要剔除2009年8月前的樣本數據。因此選擇2009年8月后的樣本數據建立多元回歸模型分析，以分析影響在岸人民幣匯率的各個因素，回歸分析結果見表4。

模型（1）建立以exrate為因變量，offorermb和Hongkongrmb為自變量的回歸模型，offorermb的系數為-0.0312，表明offorermb與exrate呈現負相關，當境內人民幣升值時，境外機構有增加持有人民幣資產的動機；當境內人民幣貶值時，境外機構有減持人民幣資產的動機。Hongkongrmb系數為-0.0247，表明Hongkongrmb與exrate呈負相關。offorermb和Hongkongrmb在10%的顯著性水平下未能通過檢驗，即在10%的顯著性水平下不能拒絕系數為0的假設。因此盡管offorermb和Hongkongrmb會由于套利動機進行跨境交易，但是由于存量規模有限，不會對我國在岸市場人民幣匯率產生沖擊。

模型（2）以exrate為因變量，asset為自變量建立一元回歸模型。asset在1%的顯著性水平下通過檢驗，即在1%的顯著性水平下不能接受asset系數為0的假設，asset的系數為0.092，表明asset系數與我國人民幣匯率呈正相關關系，當人民幣升值時，銀行減少外幣資產；當人民幣貶值時，銀行增加外幣資產。模型（2）回歸結果表明我國銀行調整外幣資產會對在岸人民幣匯率產生顯著影響。

模型（3）以exrate為因變量，asset、remittance為自變量，建立多元回歸模型。與模型（2）相比，模型（3）增加了企業在銀行的外幣存款變量。模型（3）asset和remittance變量均在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明在1%的顯著性水平下不能接受asset和remittance變量系數為0的假設，remittance變量系數為-3.66，表明remittance與我國在岸人民幣匯率變動呈負相關，當在岸人民幣升值時，企業會調整其在商業銀行經常項目的外幣賬戶，減少企業商業銀行經常項目的外幣存款；當在岸人民幣貶值時，企業會增加其在商業銀行經常項目的外幣存款。與回歸模型（2）相比，回歸模型（3）的asset系數由0.092變為5.43，表明引入remittance變量后，對回歸模型的影響是顯著的，remittance變量會對我國在岸人民幣匯率產生顯著影響。

模型（4）以exrate為因變量，asset、remittance和虛擬變量policy為自變量，建立多元回歸模型。引入政策變量policy是為了檢驗2015年8月匯改后，是否對在岸人民幣匯率產生顯著影響，因此在2015年8月以前，政策變量policy的系數取值為0；2015年8月以后，政策變量系數取值為1。asset和remittance在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明在1%的顯著性水平下不能接受asset和remittance系數為0的假設。與模型（4）相比，asset的系數由5.43變為5.56，remittance的系數由-3.66變為-3.71，表明引入政策變量policy對回歸模型的影響并不顯著。policy系數為-0.008，且在10%的顯著性水平下未能通過檢驗，表明在10%的顯著性水平下不能拒絕系數為0的假設。模型（4）表明政策變量對我國在岸人民幣匯率影響不顯著。造成我國人民幣匯率顯著變化的是企業和商業銀行對我國人民幣匯率變動產生預期，2008年我國實行匯率改革，使得商業銀行和企業都可以根據市場供求關系自主決定經常項目的外幣資產存量，商業銀行和企業通過調整經常項目的外幣資產存量是造成我國人民幣在岸市場匯率變動的原因。

結論與啟示

第一，我國外匯資產儲備結構發生變化。從2005年開始，我國開始超越日本成為外匯儲備第一大國，但這僅是從中央銀行層面進行對比，如果算上民間資產的儲備，我國持有的外匯資產規模遠不及日本、德國、英國，我國并未出現資本大量出逃而導致的外匯儲備減少，而是資本項目逐漸寬松背景下，企業和商業銀行自主決定增加外匯資產，導致一國外匯儲備下降。

第二，自2009年我國實行跨境貿易人民幣結算后，人民幣離岸市場和在岸市場的聯動性大大加強，離岸市場與在岸市場聯動性表現為正相關，即境外人民幣資產和香港離岸人民幣市場規模增加時，在岸市場外匯占款增加；反之，當境外人民幣資產和香港離岸人民幣資產規模減少時，外匯占款規模也下降。表現為當人民幣具有升值潛力時，國際貿易結算采用人民幣作為結算貨幣，境外人民幣資產和香港離岸人民幣市場資產規模增加，企業與銀行不愿保留外幣資產，外匯占款增加；當境外人民幣資產和香港離岸人民幣市場資產規模減少時，企業與銀行愿意保留更多外幣資產，外匯占款減少。但是由于境外人民幣資產和香港離岸人民幣市場規模較小，且在資本項目下缺少跨境流動機制和回流機制，因此境外人民幣資產和香港離岸人民幣資產對人民幣匯率影響不大。

參考文獻：

1.陳鑫燕，趙凱，胡佳斐.跨境貿易人民幣業務與境外人民幣存量：一個實證研究[J].上海金融，2012（3）

2.李繼民.人民幣境外存量考察：基于季度數據的協整分析和間接估計[J].上海金融，2011（2）

3.巴曙松，嚴敏.人民幣現金境外需求規模的間接測算研究：1999-2008[J].上海經濟研究，2010（1）

4.董繼華.境外人民幣流通規模估計—基于季度數據的協整分析[J].當代經濟科學，2008（1）

5.馬榮華，饒曉輝.人民幣的境外需求估計[J].國際金融研究，2007（2）

6.徐奇淵，劉力臻.香港人民幣存量估計：M1口徑的考察[J].世界經濟，2006（9）endprint