《人民幣國際化影響因素的實證分析》5100字（論文）

人民幣國際化影響因素的實證分析目錄TOC\o"1-2"\h\u27012人民幣國際化影響因素的實證分析 111225摘要 13758關(guān)鍵詞：人民幣國際化；影響因素；實證 18540一、人民幣國際化相關(guān)概述 219901（一）人民幣國際化的含義 26541（二）人民幣國際化的必然性 22230二、人民幣國際化影響因素實證分析 213089（一）因素選取及數(shù)據(jù)來源 215642（二）影響因素實證檢驗 428852三、結(jié)論 1022987參考文獻(xiàn) 10摘要近年來，人民幣國際化問題得到國內(nèi)外學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。人民幣國際化是新興市場經(jīng)濟(jì)體貨幣國際化的一次突破性的實踐。在國際政治經(jīng)濟(jì)格局不斷變化的背景下，對于人民幣國際化的制約因素以及對策研究，有助于中國經(jīng)濟(jì)對外發(fā)展，同時進(jìn)一步推進(jìn)人民幣國際化的實踐進(jìn)程。而在推進(jìn)人民幣國際化的過程中，理清人民幣國際化影響因素是關(guān)鍵。本文主要運用文獻(xiàn)分析法、實證分析法等方法對人民幣國際化影響因素進(jìn)行了研究，以期為人民幣國際化的發(fā)展提供一定的理論參考。關(guān)鍵詞：人民幣國際化；影響因素；實證隨著世界經(jīng)濟(jì)文化的變革，我國經(jīng)濟(jì)隨之高速發(fā)展，而貨幣是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的命脈，與此同時，越來越多的人開始關(guān)注人民幣走向國際化的進(jìn)程。為此，我國積極采取有效的措施，通過增強(qiáng)綜合國力，擴(kuò)大貨幣使用范圍，建立良好的國際信用等方式讓人民幣走向世界舞臺，成為真正意義上的國際化。實現(xiàn)人民幣國際化，一方面可以獲得鑄幣稅收入，降低我國企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易中的匯率風(fēng)險。另一方面可以擴(kuò)大對外貿(mào)易和投資，同時拉動我國經(jīng)濟(jì)增長，增加居民的整體收入水平。人民幣國際化進(jìn)程的有效推進(jìn)顯示了國際社會人民對中國經(jīng)濟(jì)水平的肯定，提高了中國在國際的經(jīng)濟(jì)地位和政治地位。在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的背景下，我國經(jīng)濟(jì)總量仍然巨大，但人民幣國際化水平較低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人民幣國際化水平兩者之間的地位并不匹配，中國要想提高國際影響力并且保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，就必須積極推進(jìn)人民幣國際化。一、人民幣國際化相關(guān)概述（一）人民幣國際化的含義人民幣國際化是指人民幣通過實現(xiàn)跨越國界的自由流通，獲得國際市場的廣泛認(rèn)可，逐漸發(fā)展成為國際計價貨幣、結(jié)算貨幣、儲備貨幣的一個過程。我國央行在2017年正式宣布推出基于市場供求關(guān)系的可控浮動匯率制度，這次變革為我國的市場經(jīng)濟(jì)和可控匯率迎來了全新的生機(jī)。此后，人民幣不再單獨與美元掛鉤，而是適應(yīng)市場對一籃子貨幣的需求和供給，啟用受限浮動控制。自2018年11月以來，人民幣升值速度明顯加快。2011年，人民幣對美元匯率上漲6.9%，呈加速上漲趨勢，超過7.00。2011年，我國在國際金融市場上貨幣的流動性問題得到了順利解決，商業(yè)銀行對非金融公司的恢復(fù)了信貸，人民幣匯率波動可能會加大，但總體趨勢是保持平穩(wěn)的。當(dāng)前，貨幣競爭是國際經(jīng)濟(jì)競爭的主要形式，我國可以通過不斷提升人民幣對其他貨幣的替代性，在國際儲備貨幣中占據(jù)更重要的地位，進(jìn)而實現(xiàn)國際化。（二）人民幣國際化的必然性人民幣國際化有助于我國對外貿(mào)易的穩(wěn)定發(fā)展。人民幣國際化使我國能夠賺取收入。人民幣國際化有助于構(gòu)建多極國際經(jīng)濟(jì)新秩序。我國推動人民幣國際化，擴(kuò)大人民幣的國際結(jié)算、投資和儲備功能范圍。美元、歐元和日元下跌，實際上分擔(dān)了現(xiàn)有國際貨幣的壓力。它不僅是對國際金融規(guī)則演變的公平、公正、全面的推動，也是未來全球經(jīng)濟(jì)金融體系和諧健康發(fā)展的有力保障。二、人民幣國際化影響因素實證分析（一）因素選取及數(shù)據(jù)來源1.變量選取本部分通過實證法分析人民幣國際化影響因素，因變量為人民幣國際化程度指數(shù)。人民幣國際化影響因素可以分別內(nèi)部和外部兩個層次。外部因素難以量化，且相關(guān)的國際事件較多，很難全部進(jìn)行分析，本文僅選取其中具有代表性的“一帶一路”倡議提出、中日釣魚島爭端兩個事件來衡量國際經(jīng)濟(jì)、政治環(huán)境的變化，因此本部分探究人民幣國際化實證分析將內(nèi)部因素和外部因素分開來進(jìn)行研究。其中內(nèi)部因素主要從內(nèi)部經(jīng)濟(jì)、金融、幣值穩(wěn)定、貿(mào)易規(guī)模、網(wǎng)絡(luò)外部性五個維度選取相應(yīng)的指標(biāo)，利用常規(guī)VSR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)的方式進(jìn)行實證分析，外部因素“一帶一路”倡議、中日釣魚島爭端采用單行方程的方式進(jìn)行檢驗。變量及指標(biāo)匯總?cè)缦卤?-1所示。表2-1人民幣國際化影響因素實證變量匯總變量屬性變量名稱變量符號數(shù)據(jù)來源因變量人民幣國際化人民幣國際化指數(shù)CII第2章計算所得自變量經(jīng)濟(jì)我國GDP占世界比重GDP中國統(tǒng)計年鑒金融我國股票總市值占GDP比重EUR中國統(tǒng)計年鑒我國直接投資占GDP比重DI中國統(tǒng)計年鑒幣值穩(wěn)定通貨膨脹率CPI中國統(tǒng)計年鑒匯率波動ERF中國統(tǒng)計年鑒貿(mào)易規(guī)模我國跨境貿(mào)易總額占世界比重TRA中國統(tǒng)計年鑒貨幣慣性世界外匯儲備中人民幣占比CIIMF的COEFR數(shù)據(jù)庫國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境“一帶一路”倡議提出BRI0-1變量國際政治環(huán)境中日釣魚島爭端DYI0-1變量2.數(shù)據(jù)來源本部分研究樣本選取時間段為2000年至2020年。通貨膨脹率用居民消費價格指數(shù)（CPI）衡量，樣本數(shù)據(jù)直接從中國統(tǒng)計年鑒獲取。從中國統(tǒng)計年鑒獲取我國GDP、股票總市值、直接投資總額、匯率、貿(mào)易總額初始數(shù)據(jù)，通過計算獲得經(jīng)濟(jì)、金融、幣值穩(wěn)定、貿(mào)易規(guī)模對應(yīng)指標(biāo)數(shù)據(jù)。貨幣慣性指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織（IMF）的COEFR數(shù)據(jù)庫。外部因素變量“一帶一路”倡議提出、中日釣魚島爭端采用“0-1”變量的方式進(jìn)行量化。其中“一帶一路”倡議提出以2013年9月作為賦值臨界點，即2013年9月前=0；2013年9月后=1。中國和日本在17世紀(jì)初期即開始就釣魚島領(lǐng)土權(quán)出現(xiàn)爭議，但是近代中日關(guān)系在釣魚島問題上真正形成對峙局面是自2010年日本海上保安廳在釣魚島海域沖撞中國漁船開始，因此，本文將中日釣魚島爭端的時間臨界點設(shè)置為2010年9月，即2010年9月前=0；2010年9月后=1。（二）影響因素實證檢驗1.回歸模型檢驗結(jié)果首先根據(jù)上文表2-1的變量構(gòu)建基礎(chǔ)回歸模型，結(jié)合樣本數(shù)據(jù)，利用STATA軟件進(jìn)行動態(tài)回歸，驗證各自變量與因變量人民幣國際化之間的動態(tài)相關(guān)性。結(jié)果如下表2-2所示。動態(tài)回歸模型的R2=0.7617，表示回歸模型對因變量人民幣國際化指數(shù)解釋程度達(dá)到76.17%，具有較好的解釋能力，回歸結(jié)果有效。表2-2動態(tài)短期回歸模型檢驗結(jié)果因變量→CII自變量↓GDP6.0231（2.543）EUR0.0428（0.946）DI0.0557（1.259）CPI-0.0008**（3.629）ERF-0.0014**（4.261）TRA4.3371（3.682）CI0.9541***（6.028）R20.7617調(diào)整R20.7223注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平顯著，括號內(nèi)為t值。2.構(gòu)建VAR模型根據(jù)VAR模型概述中實際應(yīng)用需求，還需進(jìn)一步確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如下表2-3所示。從LR、FPE、AIC、SBIC、HQIC五種檢驗方法下最優(yōu)滯后階數(shù)結(jié)果來看，本部分利用VAR模型研究人民幣國際化影響因素的最優(yōu)滯后階數(shù)設(shè)定為2。表2-3VAR模型滯后階數(shù)選擇lagLLLRFPEAICSBICHQIC0106.88242.01E-5-4.889327-4.926531-4.9726181117.352818.932411.74E-5-6.074316-5.089238-6.3715642126.734311.57294*9.54E-6*-6.583261*-6.231759*-6.925437*3129.32174.0781621.16E-5-6.201174-5.843212-6.4452814131.52698.0954371.03E-5-6.152837-4.662538-6.217384注：*標(biāo)注的即為選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)。利用經(jīng)濟(jì)（GDP）、金融（EUR、DI）、跨境貿(mào)易（TRA）四個內(nèi)生變量構(gòu)建研究人民幣國家化影響因素的VAR(2)模型后，需要利用AR根檢驗該模型的穩(wěn)定性。若VAR(2)模型特征方程的特征根倒數(shù)絕對值均小于，即均落在單位圓內(nèi)，則該模型通過穩(wěn)定性檢驗，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解研究。VAR(2)模型AR根檢驗結(jié)果如下圖2-1所示。InverseRootsofARCharacteristicPolynomialInverseRootsofARCharacteristicPolynomial1.51.50.00.51.0-1.5-0.5-1.0-1.05-1.5-0.50.00.51.0··············圖2-1VAR(2)模型AR根檢驗結(jié)果3.外部因素變量單行方程檢驗結(jié)果將外部因素變量“一帶一路”倡議提出（EBI）和中日釣魚島爭端（DYI）加入VAR(2)模型中，對內(nèi)部因素變量滯后2階和外部因素變量與人民幣國際化指數(shù)（CII）之間的單行方程結(jié)果如下所示：CII=++0.4221EBI?0.2026DYI該單行方程F值為13.2671，即表示該方程的整體顯著性通過檢驗，且R2=0.6327，擬合優(yōu)度良好，回歸結(jié)果有效。其中，外部變量“一帶一路”倡議提出（EBI）和中日釣魚島爭端（DYI）的t值分別為2.8831和4.0267，均在5%水平下顯著?！耙粠б宦贰背h提出（EBI）的系數(shù)為0.4221，即表示“一帶一路”倡議提出確實對人民幣國際化指數(shù)存在顯著的正向促進(jìn)作用，且促進(jìn)程度相對較高。而中日釣魚島爭端（DYI）系數(shù)結(jié)果為負(fù)值，即表示該政治爭端對人民幣國際化指數(shù)存在顯著負(fù)向影響，極大阻礙了人民幣國際化發(fā)展。4.內(nèi)部因素變量脈沖響應(yīng)結(jié)果本部分利用脈沖響應(yīng)分析經(jīng)濟(jì)（GDP）、金融（EUR、DI）、跨境貿(mào)易（TRA）四個內(nèi)生變量與人民幣國際化指數(shù)的關(guān)系，時間期數(shù)t∈[1,10]，首先在分t=1期分別給予經(jīng)濟(jì)（GDP）、金融（EUR、DI）、跨境貿(mào)易（TRA）四個內(nèi)生變量一個正向的標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊，，得到人民幣國際化指數(shù)對各變量沖擊的相應(yīng)結(jié)果分別如下圖所示。1.經(jīng)濟(jì)因素圖2-2為人民幣國際化指數(shù)CII對經(jīng)濟(jì)變量GDP的沖擊響應(yīng)結(jié)果，當(dāng)在t=1期給予變量GDP一個正向沖擊后，經(jīng)濟(jì)變量GDP對人民幣國際化指數(shù)CII由t=1期的負(fù)向作用轉(zhuǎn)變?yōu)閠=2期的正向作用，并在t=3期達(dá)到正向作用最大效果，后續(xù)從t=4期開始正向作用效果逐漸下降，并在t=10期逐漸接近于0。由此可見，我國內(nèi)部經(jīng)濟(jì)水平對人民幣國際化存在顯著正向作用，即促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展將有助于推動人民幣國際化進(jìn)程。圖2-2人民幣國際化指數(shù)CII對GDP的脈沖響應(yīng)2.金融因素圖2-3為人民幣國際化指數(shù)CII對金融市場發(fā)展深度變量EUR的沖擊響應(yīng)結(jié)果，當(dāng)在t=1期給予變量EUR一個正向沖擊后，金融市場發(fā)展深度變量EUR對人民幣國際化指數(shù)CII由t=1期的負(fù)向作用轉(zhuǎn)變?yōu)閠=2期的正向作用，并在t=4期達(dá)到正向作用最大效果，后續(xù)從t=5期開始正向作用效果逐漸下降，并在t=10期逐漸接近于0。由此可見，我國金融市場發(fā)展深度對人民幣國際化存在顯著正向作用，即加快我國金融市場深度發(fā)展將有助于推動人民幣國際化進(jìn)程。但是從曲線變化期數(shù)來看，人民幣國際化對我國金融市場發(fā)展深度提升的反應(yīng)具有滯后性，這也是上文動態(tài)回歸結(jié)果中自變量EUR回歸系數(shù)不顯著的原因，與上文分析結(jié)果具有一致性。并且，在一個時間段內(nèi)我國金融市場發(fā)展深度提升對人民幣國際化的促進(jìn)作用會隨著時間的推移而減弱。圖2-3人民幣國際化指數(shù)CII對EUR的脈沖響應(yīng)3.金融市場開放程度因素圖2-4為人民幣國際化指數(shù)CII對金融市場開放程度變量DI的沖擊響應(yīng)結(jié)果，在t=1期金融市場開放程度變量DI對人民幣國際化指數(shù)CII呈現(xiàn)正向影響，當(dāng)在t=1期給予變量DI一個正向沖擊后，金融市場開放程度變量DI對人民幣國際化指數(shù)CII正向作用有小幅度的提升，并在t=2期達(dá)到正向作用最大效果，后續(xù)從t=3期開始正向作用效果逐漸下降，并在t=10期逐漸接近于0。由此可見，我國金融市場開放程度對人民幣國際化存在顯著正向作用，即促進(jìn)我國金融市場對外開放將有助于推動人民幣國際化進(jìn)程。但是從曲線變化期數(shù)來看，人民幣國際化對我國金融市場發(fā)展深度提升的反應(yīng)具有滯后性，這與上文動態(tài)回歸結(jié)果具有一致性。且從曲線幅度來看，金融市場開放程度對人民幣國際化的促進(jìn)作用明顯小于GDP和EUR。圖2-4人民幣國際化指數(shù)CII對DI的脈沖響應(yīng)4.跨境貿(mào)易因素圖2-5為人民幣國際化指數(shù)CII對我國跨境貿(mào)易規(guī)模變量TRA的沖擊響應(yīng)結(jié)果，從圖中脈沖函數(shù)曲線變化趨勢來看，在t=1期我國跨境貿(mào)易規(guī)模變量TRA對人民幣國際化指數(shù)CII呈現(xiàn)幾乎為0，當(dāng)在t=1期給予變量TRA一個正向沖擊后，跨境貿(mào)易規(guī)模變量TRA對人民幣國際化指數(shù)CII出現(xiàn)顯著正向作用升，并在t=2期達(dá)到正向作用最大效果，后續(xù)從t=3期開始再次下降至負(fù)向作用，并在t=3期至t=10期呈現(xiàn)正負(fù)作用交替的現(xiàn)象，最后在t=10期逐漸接近于0。由此可見，我國跨境貿(mào)易發(fā)展對對人民幣國際化在短期內(nèi)呈現(xiàn)波動效應(yīng)，從長期來看呈現(xiàn)正向的促進(jìn)作用。圖2-5人民幣國際化指數(shù)CII對TRA的脈沖響應(yīng)三、結(jié)論本章主要就人民幣國際化影響因素展開實證分析?；貧w結(jié)果顯示，基礎(chǔ)回歸下，僅有通貨膨脹率、匯率波動和世界外匯儲備中人民幣占比回歸結(jié)果顯著，即短期內(nèi)，僅有幣值穩(wěn)定和貨幣慣性對人民幣國際化存在顯著影響。然后利用VAR模型驗證剩余四個變量我國GDP占世界比重、我國股票總市值占GDP比重、我國直接投資占GDP比重、我國跨境貿(mào)易總額占世界比重與人民幣國際化的關(guān)系。從脈沖響應(yīng)結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)、金融、金融市場開放程度以及跨境貿(mào)易均對人民幣國際化存在顯著的正向作用，且均具有滯后性。其中正向作用最大的是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，最小的是我國金融市場對外開放程度。從脈沖響應(yīng)結(jié)果和方差分解結(jié)