全球流動性輸入對中國經(jīng)濟(jì)的影響

全球流動性輸入對中國經(jīng)濟(jì)的影響

F12，F(xiàn)820.4A1004-4833(2010)05-0090-06一、引言自20世紀(jì)80年代以來，流動性過剩已經(jīng)成為全球性的問題，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以后，全球流動性過剩問題變得尤為突出[1]。在全球國際收支失衡的背景下，我國國際收支的經(jīng)常項目和資本項目出現(xiàn)“雙順差”，并在很大程度上造成國內(nèi)流動性泛濫。雖然2007年8月美國次級債危機(jī)導(dǎo)致全球流動性有所收緊，但是“危機(jī)救助說”認(rèn)為，當(dāng)大型金融機(jī)構(gòu)出現(xiàn)問題并引發(fā)金融市場振蕩時，中央銀行往往傾向于主動或者被動進(jìn)行市場干預(yù)，向市場投放流動性，從而形成新一輪的流動性積累[2]。由于國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、工業(yè)化加快發(fā)展、人口紅利等因素，中國仍然會在較長時期內(nèi)保持貿(mào)易順差，未來過剩的全球流動性仍然會通過國際傳導(dǎo)渠道流入中國。研究全球流動性過剩對一國國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響，并采取相應(yīng)的宏觀調(diào)控措施加以治理，目前已成為我國政府和學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)話題。在國內(nèi)外的相關(guān)研究中，流動性過剩對就業(yè)、匯率、產(chǎn)出等經(jīng)濟(jì)變量的影響受到學(xué)者們的關(guān)注。Rüffer和Stracca對全球流動性過剩進(jìn)行了全面的研究。他們建立VAR模型，分析了流動性過剩的沖擊對美國和歐元區(qū)的一些內(nèi)部經(jīng)濟(jì)變量的影響。其結(jié)論顯示，全球流動性過剩的沖擊對歐元區(qū)的產(chǎn)出、一般物價和資產(chǎn)價格有顯著的影響，而美國面對全球流動性的沖擊則是絕緣體[13]。在外部貨幣沖擊影響國家和地區(qū)內(nèi)部流動性過剩方面，Holman和Neumann研究了美國和加拿大之間的貨幣沖擊傳導(dǎo)機(jī)制。他們發(fā)現(xiàn)貨幣沖擊會對其他國家的實(shí)際部門產(chǎn)生顯著的溢出效應(yīng)，同時證明一國的貨幣擴(kuò)張不會帶來伙伴國的貨幣緊縮[4]。Sousa和Zaghini關(guān)注了全球流動性對歐元區(qū)的影響，并對歐元區(qū)和全球經(jīng)濟(jì)(包括全球流動性總量)進(jìn)行了分析。其脈沖響應(yīng)函數(shù)表明歐元區(qū)外部的流動性對歐元區(qū)廣義貨幣供應(yīng)量M[，3]以及價格水平的持久性增長有正向的沖擊，對歐元區(qū)實(shí)際產(chǎn)出的暫時性提高和實(shí)際有效匯率的暫時性升值也有正向的沖擊[5]?，F(xiàn)有的研究大多是針對發(fā)達(dá)國家流動性傳導(dǎo)的相互影響進(jìn)行分析的，而對近年來吸收全球流動性的重要經(jīng)濟(jì)體——中國的研究則明顯不足；國內(nèi)學(xué)者也大多分析流動性傳導(dǎo)的理論機(jī)制，而且采用定量分析的文獻(xiàn)較少。對此，本文將基于SVAR模型，就全球流動性對中國經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行實(shí)證研究。二、理論假設(shè)流動性過剩有著一國“傳染”他國的能力。這種“傳染”可以通過利率機(jī)制、匯率機(jī)制、資產(chǎn)價格機(jī)制以及貨幣沖擊機(jī)制對他國進(jìn)行流動性過剩的國際傳導(dǎo)。在當(dāng)今全球經(jīng)濟(jì)金融一體化趨勢愈演愈烈的情況下，任何一個國家的內(nèi)部經(jīng)濟(jì)問題都不可能不影響到其他國家，也不可能不受其他國家的影響。因此，一旦某一個或某些對全球經(jīng)濟(jì)影響較大的經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部發(fā)生了流動性過剩問題，就必然會對世界經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生聯(lián)動影響。全球流動性輸入對一國經(jīng)濟(jì)影響的范圍是全方位的，既有宏觀影響又有微觀影響。標(biāo)準(zhǔn)的開放經(jīng)濟(jì)模型假定，短期內(nèi)流動性的大量輸出會導(dǎo)致輸出國總需求的急劇縮減，表現(xiàn)為本幣貶值、通貨緊縮；反之，流動性的大量輸入則會導(dǎo)致輸入國總需求的過度膨脹，表現(xiàn)為通貨膨脹壓力加大、實(shí)際匯率升高、經(jīng)常項目赤字增加等。在全球流動性輸入下，輸入國經(jīng)濟(jì)體的宏觀經(jīng)濟(jì)變量在輸入流動性的過程中通常會發(fā)生變動。一般來說，這些變動會基于以下的一些假設(shè)。假設(shè)1：流動性輸入促進(jìn)實(shí)際產(chǎn)出水平的提高。早在上世紀(jì)中期，MacDougall建立的兩國模型就證明了資本的輸入能夠幫助東道國提高邊際勞動產(chǎn)出和工資，產(chǎn)生的福利高于資本流出國國內(nèi)邊際勞動產(chǎn)出的減少[6]。在大多數(shù)情況下，流動性輸入會導(dǎo)致輸入國實(shí)際產(chǎn)出的增加。當(dāng)然，除了一些特殊情形，如金融危機(jī)發(fā)生前國際過剩流動性大進(jìn)大出的時期，大量的短期流動性對金融穩(wěn)定帶來了威脅。大量持續(xù)的外匯流入往往具有資本形成效應(yīng)、技術(shù)外溢效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng)，不過這樣的過程總是需要一定的時間才能完成。20世紀(jì)中葉以來，眾多東亞國家和地區(qū)(包括中國)在國際過剩流動性轉(zhuǎn)移的過程中獲得了發(fā)展的機(jī)會。因此，穩(wěn)定的流動性輸入從長期來看對一國生產(chǎn)率的提高乃至產(chǎn)出水平的提高具有重要的促進(jìn)作用。假設(shè)2：流動性輸入導(dǎo)致價格水平上升。在大多數(shù)情況下，流動性輸入會導(dǎo)致輸入國資金充裕和價格水平的上升。貨幣流動性的增加必將使國內(nèi)經(jīng)濟(jì)形成擴(kuò)張態(tài)勢。在貨幣乘數(shù)的作用下，增加的廣義貨幣供應(yīng)量會直接擴(kuò)大社會總需求。短期內(nèi)供給的調(diào)整趕不上需求的擴(kuò)張，再加上貨幣供給的增加還能降低資本市場的利率，而降低的利率又能刺激投資，在投資乘數(shù)的作用下，投資需求也會有較大增加。因此，在商品市場上能觀察到的現(xiàn)象就是商品價格上漲。假設(shè)3：流動性輸入引起名義利率的提高。名義利率主要受一國政府的控制。一國對流動性輸入的反應(yīng)，主要視政府對經(jīng)濟(jì)信息的敏感程度和對政策調(diào)整的態(tài)度。名義利率是各國貨幣政策的重要調(diào)節(jié)對象，在流動性輸入下政府需要提高名義利率，減少貨幣供給并抑制通貨膨脹。假設(shè)4：流動性輸入導(dǎo)致實(shí)際匯率升值。流動性大量輸入在國內(nèi)表現(xiàn)為外幣增多和本幣相對減少。在這種情況下，固定匯率制下的本幣立即面臨匯率升值的壓力，而浮動匯率制下則意味著匯率的直接升值，總體表現(xiàn)為本幣實(shí)際匯率升值。假設(shè)5：流動性輸入促進(jìn)外匯儲備增長。在流動性輸入的情況下，尤其是在固定匯率制度下，政府一般都要進(jìn)行干預(yù)以減輕流動性過剩對匯率的影響。當(dāng)流動性源源不斷地向某個經(jīng)濟(jì)體輸入時，為了防止本幣匯率升值或升值過快，這個經(jīng)濟(jì)體的外匯儲備會非自愿、非均衡的增長。以上只是筆者根據(jù)全球流動性輸入對一國主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量影響的相關(guān)理論提出的若干假設(shè)，這些假設(shè)對中國而言是否成立，還有待于本文進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。三、模型的設(shè)立與估計VAR模型雖然在許多研究領(lǐng)域取得了成功，但也存在著參數(shù)過多的問題，只有所含經(jīng)濟(jì)變量較少的VAR模型才可以通過OLS和極大似然估計得到滿意的估計結(jié)果。Sims采取可識別參數(shù)的非遞歸同期結(jié)構(gòu)VAR模型，區(qū)分了貨幣需求沖擊和貨幣供給沖擊。這種可識別參數(shù)的VAR模型即被稱為SVAR模型[8]。SVAR模型通過對參數(shù)空間施加約束條件來減少待估的參數(shù)。如果能從所估計的誘導(dǎo)型系數(shù)求出一個結(jié)構(gòu)方程參數(shù)值的估計值，那么就說該方程是可以識別的。一般來說，參數(shù)識別比較簡便的方法是通過Cholesky分解建立遞歸形式的短期約束，表示經(jīng)濟(jì)變量對結(jié)構(gòu)沖擊同期的響應(yīng)。Blanchard和Quah提出了施加長期約束條件，從而減少了模型的待估參數(shù)，減少了一般向量自回歸模型誤差項的同相關(guān)性，并識別出經(jīng)濟(jì)中的總需求沖擊和總供給沖擊[9]。在經(jīng)濟(jì)波動和貨幣政策研究方面，這種方法常被用到。本文的SVAR模型的觀測期為1999年1月至2007年6月，共計102個樣本期，數(shù)據(jù)全部來源于IFS(InternationalFinancialStatistics)及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫中的OECD月度數(shù)據(jù)。模型中所涉及的變量具體說明如下：1.全球流動性(MS)①。按照相關(guān)文獻(xiàn)中通常的研究方法，本文選取的全球流動性主要以G5經(jīng)濟(jì)體如美國(USA)、歐元區(qū)(EUROAREA)、英國(UK)、加拿大(CANADA)以及日本(JAPAN)的貨幣流動性總量以及中國(CH)的流動性為代表。出于數(shù)據(jù)的可得性考慮，在不少研究文獻(xiàn)中許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家都用G5或者G7經(jīng)濟(jì)體的各種經(jīng)濟(jì)變量來替代世界總量。本文加入中國巨大的流動性總量后將會加強(qiáng)研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。樣本期內(nèi)全球流動性總和見圖1。從圖1中可以看出，自2002年開始全球流動性加速擴(kuò)張。圖11999年1月至2007年6月全球六大經(jīng)濟(jì)體流動性總和(10億美元)2.廣義貨幣供應(yīng)量(M)。由于各國對廣義貨幣供應(yīng)量的定義不同，廣義貨幣供應(yīng)量的選取指標(biāo)為中國M2，美國M2，歐元區(qū)M3，加拿大M2+GROSS，日本M2+CDS，英國M4，均以美元計價，單位為百萬美元。這需要用名義匯率計算出以美元計價的廣義貨幣供應(yīng)量，從而計算出全球流動性。名義匯率選取中國期末名義匯率以及五大經(jīng)濟(jì)體市場匯率。3.實(shí)際產(chǎn)出(IP)。本文選取工業(yè)產(chǎn)出指數(shù)表示實(shí)際產(chǎn)出，以2000年為基期。4.一般價格水平(P)。本文選取消費(fèi)者價格指數(shù)表示一般價格水平，以2000年為基期。5.名義利率(CR)。本文選取銀行一年期居民儲蓄存款利率表示名義利率。6.實(shí)際匯率(RER)。本文采用基于消費(fèi)者價格的實(shí)際有效匯率指數(shù)表示實(shí)際匯率；以2000年為基期，指數(shù)上升代表實(shí)際匯率升值，下降則表示實(shí)際匯率貶值。7.外匯儲備(FE)。外匯儲備以美元計價，單位為百萬美元。筆者在實(shí)證研究中將考慮消除截面異方差和同期相關(guān)的問題而采取適當(dāng)?shù)姆椒ā榱讼惙讲?，本文的各變量取對?shù)，以下所有檢驗(yàn)均是對各變量的對數(shù)序列進(jìn)行檢驗(yàn)。在實(shí)證分析之前，筆者對各變量首先用單位根檢驗(yàn)方法做平穩(wěn)性檢驗(yàn)(見表1)。從表1可以看出，各變量通過了ADF檢驗(yàn)，變量的一階差分均平穩(wěn)，符合本文建立模型的要求。關(guān)于SVAR模型中參數(shù)的識別，Kim以及Sousa和Zaghini在對貨幣沖擊的研究中提出的模型參數(shù)識別比較具有標(biāo)桿性[10-11]。筆者在此基礎(chǔ)上根據(jù)流動性過剩及其國際傳導(dǎo)的典型事實(shí)，結(jié)合設(shè)置長短期約束的參數(shù)識別方法，改進(jìn)SVAR模型及參數(shù)約束條件。對于k元p階SVAR模型需要施加k(k-1)/2個限制條件才能估計出結(jié)構(gòu)式模型的參數(shù)，因此在采用MS，I，P，CR，RER，F(xiàn)E，M共7個變量的情況下，根據(jù)模型=(MS，I，P，CR，RER，F(xiàn)E，M)，需要施加21個限制條件才能估計出結(jié)構(gòu)式模型的參數(shù)。參數(shù)識別的過程如下。在全球流動性過剩的沖擊下，實(shí)際產(chǎn)出有擴(kuò)張的趨勢。由于實(shí)際產(chǎn)出和一般價格水平變化對全球流動性輸入中的其他變量的影響存在著時滯，因?yàn)閺S商總是在觀察了當(dāng)期價格水平、利率等變量后才會對其產(chǎn)出和價格做出調(diào)整，則。一般價格水平作為實(shí)體變量對其他金融變量當(dāng)期變化的反應(yīng)較為遲鈍，但是按照供求關(guān)系其對流動性沖擊及當(dāng)期產(chǎn)出的增減反應(yīng)靈敏，則。由于信息的時滯性，廠商對產(chǎn)出和價格的調(diào)整不會被貨幣當(dāng)局當(dāng)期就獲知，因而貨幣當(dāng)局不會在當(dāng)期就調(diào)整利率，而其他變量的變動，貨幣當(dāng)局當(dāng)期就容易獲知，故。由于實(shí)際匯率的特征與資產(chǎn)價格相似，其他變量的當(dāng)期變化會通過實(shí)際匯率立刻體現(xiàn)出來，而貨幣當(dāng)局調(diào)整名義利率對實(shí)際匯率所起的作用在同期里是不確定的，因此。外匯儲備會在當(dāng)期影響廣義貨幣供應(yīng)量，而廣義貨幣供應(yīng)量當(dāng)期的變動則不會影響外匯儲備，名義利率和實(shí)際匯率對外匯儲備也不會產(chǎn)生同期影響。名義利率的調(diào)整會引起外匯流入流出，從而使外匯儲備的變動存在著時滯，而實(shí)際匯率變動對外匯儲備變動的影響并非是當(dāng)期的，特別在浮動匯率制國家，中央銀行維持匯率平穩(wěn)的操作不會隨時隨地與實(shí)際匯率的變動同步，因此。考慮到不同經(jīng)濟(jì)體的個體特征，廣義貨幣供應(yīng)量的變化多多少少會受到其他因素的同期影響。本文的結(jié)構(gòu)方程為非遞歸結(jié)構(gòu)，根據(jù)以上推論和假設(shè)，采用Eview6.0軟件StructuralVAREstimates對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行計算處理。模型估計結(jié)果為：log極大似然估計值為674.93，卡方檢驗(yàn)值為3977.60，參數(shù)估計模型通過了1％的顯著性水平。由此可見，整體模型得到了較好的估計結(jié)果。具體的參數(shù)估計模型如下：脈沖響應(yīng)函數(shù)體現(xiàn)了一次對變量的沖擊不僅直接影響該變量，而且通過模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給所有的其他變量。在全球流動性輸入下，上述模型采用了StructuralDecomposition方法，對實(shí)際產(chǎn)出、一般價格水平、名義利率、實(shí)際匯率、外匯儲備以及廣義貨幣供應(yīng)量進(jìn)行了脈沖響應(yīng)軌跡的描述。圖2顯示中國具體經(jīng)濟(jì)變量在全球流動性沖擊下的脈沖響應(yīng)(見下頁)，圖中橫坐標(biāo)表示沖擊發(fā)生后的時間間隔(月度)，縱坐標(biāo)表示變量對一個標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)構(gòu)新息沖擊的反應(yīng)程度(百分比)。圖2顯示，在期初時，全球流動性對中國的實(shí)際產(chǎn)出、一般價格水平、名義利率、實(shí)際匯率、外匯儲備以及廣義貨幣供應(yīng)量的沖擊均為正向。全球流動性對實(shí)際產(chǎn)出的正向沖擊是暫時的，長期影響并不確定，因此可以推斷，在全球流動性輸入的情況下外資并不一定對中國經(jīng)濟(jì)的增長具有長期的促進(jìn)作用。近年來，外國資本主要是被中國出口部門(加工貿(mào)易部門或勞動密集型產(chǎn)業(yè))的投資機(jī)會所吸引而進(jìn)入，從而使我國加工貿(mào)易部門在經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)中所占比重增加。2007年我國加工貿(mào)易在進(jìn)出口總額中的占比為45.36％，而同期一般貿(mào)易在進(jìn)出口總額中的占比為44.49％。“兩頭在外”的貿(mào)易模式不僅不能獲得核心技術(shù)，而且產(chǎn)品附加值較低，大量的國內(nèi)加工企業(yè)相互之間的低價競爭惡化了我國的出口狀況，并且與其他發(fā)展中國家在相同市場的競爭削弱了我國代工的議價能力，導(dǎo)致勞動力工資長期維持較低的水平。這些因素不利于我國對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展。圖2中國的變量在一單位全球流動性結(jié)構(gòu)新息沖擊下的脈沖響應(yīng)全球流動性對實(shí)際匯率的影響在2至8期處于波動狀況，8期后產(chǎn)生了永久性的正向沖擊?？梢钥闯?，全球流動性對中國實(shí)際匯率的影響與實(shí)際情況相符。雖然我國2005年以前名義匯率長期低估，但是全球流動性輸入對實(shí)際匯率升值的長期正向影響始終會表現(xiàn)出來，特別是在2007年以來我國實(shí)際匯率加速升值。據(jù)國際清算銀行公布的數(shù)據(jù)顯示，2007年人民幣實(shí)際有效匯率升值幅度達(dá)5.13％。從名義利率、外匯儲備和廣義貨幣供應(yīng)量的脈沖響應(yīng)圖來看，全球流動性對它們均起到永久性的正向沖擊。因此，廣義貨幣供應(yīng)量的增加明顯屬于輸入型，外匯儲備的非均衡擴(kuò)張也歸因于輸入了巨額的全球流動性。可以說，中國經(jīng)歷的流動性過剩是全球流動性過剩下的“推動型”過剩。隨著外匯流入的不斷增加，中國不得不進(jìn)入加息周期，僅2007年我國就6次上調(diào)金融機(jī)構(gòu)存貸款利率。與脈沖響應(yīng)函數(shù)相比，方差分解提供了另外一種描述系統(tǒng)動態(tài)的方法。脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對變量的沖擊效果，而方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步分析不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。根據(jù)方差分解可以看出在全球流動性輸入下中國的各主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量受到的影響程度。表2(見下頁)顯示了在結(jié)構(gòu)性分解下，我國的實(shí)際產(chǎn)出、一般價格水平、名義利率、實(shí)際匯率、外匯儲備及廣義貨幣供應(yīng)量6個變量在24期即兩年間受到全球流動性沖擊的貢獻(xiàn)度變化，每一數(shù)值表示每個擾動項所引起的預(yù)測方差的占比。全球流動性、實(shí)際產(chǎn)出、一般價格水平、名義利率、實(shí)際匯率、外匯儲備和廣義貨幣供應(yīng)量本身共7個變量貢獻(xiàn)度的總比重為100％。從表2中可以看出，全球流動性輸入對廣義貨幣供應(yīng)量、外匯儲備和名義利率的影響較大，貢獻(xiàn)度都超過了40％，對物價水平和實(shí)際匯率的影響不明顯，對實(shí)際產(chǎn)出的總體影響最小。可見，在全球流動性輸入的過程中，我國貨幣政策的獨(dú)立性受到嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，為了吸收過多的外匯占款，貨幣供應(yīng)量被動地急劇增加，進(jìn)而導(dǎo)致外匯儲備非均衡的增長。我國的流動性過剩并非本國寬松的貨幣政策引致，更多的是取決于全球流動性輸入，而這些多余的流動性在短期內(nèi)并沒有流入實(shí)體經(jīng)濟(jì)，以促進(jìn)投資和產(chǎn)出的大幅度增長。另外，對于當(dāng)前學(xué)者們普遍關(guān)心的中國通貨膨脹問題，本文的研究發(fā)現(xiàn)，廣義貨幣供應(yīng)量對物價水平的影響最大，全球流動性輸入只會引起潛在的通貨膨脹。因此，面對全球流動性輸入，主動地控制貨幣供應(yīng)量而不是被動地沖銷外匯占款，是抑制當(dāng)前通貨膨脹的首要任務(wù)。四、結(jié)論和政策啟示本文在基本理論假設(shè)的基礎(chǔ)上建立了SVAR模型，分析全球流動性輸入對中國主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的沖擊，從而得出的結(jié)論是：全球流動性輸入對我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了顯著的貨幣政策擴(kuò)張效應(yīng)，導(dǎo)致我國貨幣量快速增加。全球流動性輸入能引起潛在的通貨膨脹，而我國的通貨膨脹則在更大程度上取決于貨幣供應(yīng)量的增加。為了抑制通貨膨脹，貨幣當(dāng)局往往通過提升名義利率來應(yīng)對貨幣的外部沖擊，而在全球流動性沖擊下，對名義利率的干預(yù)則會影響外匯儲備的增長速度，尤其是固定匯率制下的國家外匯儲備出現(xiàn)大幅度增加的時候。在全球流動性過剩輸入下