人民币境外存量、国际收支与人民币国际化进程，本文主要内容关键词为：人民币论文,国际收支论文,存量论文,境外论文,进程论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
货币国际化是一个由低级到高级循序渐进的过程。20世纪90年代中后期以来，由于我国经济实力的增强以及边贸往来日益密切，人民币逐渐为周边经济体接受和使用。2003年我国内地与中国港澳地区分别签订《关于建立更紧密经贸关系的安排》(CEPA)，扩大了人民币向中国港澳地区的流通规模。2009年4月，我国开始推行跨境贸易人民币结算试点改革政策，正式启动了人民币国际化战略，更加促进了人民币在境外的流通和影响，人民币国际化进入到一个崭新的发展期。但与美元、马克、日元等国际货币相比，人民币的流通规模、范围及影响力仍显不足。并且我国长期以来实行对资本项目“宽入严出”的管制措施，导致1999-2013年(除2012年外)我国国际收支保持双顺差状态，对外资本输出不足，这不利于人民币的国际化进程。本文基于现有研究成果，以国际收支结构为主要研究视角，分析其对人民币国际化进程的影响，以期为人民币国际化提供有针对性的政策建议。 二、文献综述 (一)人民币国际化程度的度量 多数学者选择人民币境外存量作为人民币国际化程度的度量标准，对人民币境外存量的测算方法分为直接测算法和间接测算法。直接测算法通常采用边境贸易额、出入境旅游人数和人均消费额等调查资料对境外人民币存量进行直接估计。该方法多应用于早期的人民币国际化研究。李婧等人、中国人民银行人民币现金跨境流动调查课题组、方志国、李德运和龚新蜀分别以我国边境贸易额、进出口银行结算额、个人出入境旅游消费等数据对其样本时期内人民币境外存量进行了大致估测。[1][2][3][4]直接测算法虽然原理简单，方便操作，但以跨境经济活动本身相关的货币流量对人民币境外存量进行直接估计具有较大的主观随意性，且无法涵盖其他途径流出的人民币数量，得出的数据也往往误差偏大，不易控制。 人民币境外存量的间接测算法主要有季节测算法、生物计量法、最大似然法和扣除本地需求法等。其中具有代表性的方法是霍金斯和梁(Hawkins and Leung)提出的扣除本地需求法。[5]该方法的测算原理如下：在封闭情况下，由于不存在货币外流现象，一国货币供给与该国国内货币需求大体相等。根据弗里德曼货币需求理论，国内货币需求是由经济发展水平、持有货币的机会成本、物价水平和制度因素等一系列经济变量决定的长期稳定函数。当一国由封闭状态转为开放状态后，货币在境内外同时流通，此时本国货币供给量应与境内外对该货币的需求总量大体相等。鉴于国内货币需求函数是稳定的，一国货币境外存量规模可以表示为国内货币供给量和国内货币需求量的缺口。该方法较直接估计法更加准确，因此在当前针对人民币境外存量规模的研究中被广泛采用。董继华运用季度数据对1999-2005年的人民币境外存量进行估测后得出，人民币境外持有规模呈上升趋势，但季度性波动较大。[6]李继民通过建立ARDL模型并将其转为误差修正模型的形式拟合出我国国内货币需求函数，利用季度数据估算出2001-2008年人民币境外存量，结果显示人民币境外存量呈波动上升的趋势。[7]陶士贵和叶亚飞以季度数据估测出2006-2012年人民币境外存量，结果显示，人民币境外存量受人民币跨境交易的影响在波动中上升。[8]沙文兵以1992年1月-2003年12月的国内生产总值、价格水平和利率水平为变量建立国内货币需求模型，并通过测算发现，2004年以来，人民币境外存量基本上呈稳步上升的态势。[9] (二)人民币国际化影响因素研究 蒙代尔(Mundell)提出一种较为全面的国际货币衡量标准。他认为一国货币要作为国际货币必须具备如下条件：货币发行国在全球经济、贸易和金融中占较大份额，对外开放度高，无外汇管制，货币政策有连续性和可预见性，币值稳定，有一定的政治、军事实力和充足的黄金及外汇储备等。[10]在此基础上，弗兰德力和约布斯特(Flandreau and Jobst)、坎南(Kannan)、钱和弗兰克尔(Chin and Frankel)等学者分别从贸易地位、汇率稳定性、国家经济规模和通胀水平等因素出发，更加深入地研究上述因素对国际货币化进程的具体影响。[11][12][13]金融危机爆发后，我国政府正式启动了人民币国际化战略，推出了跨境贸易人民币结算、双边货币互换等一系列推动人民币国际化的政策措施，受到了国内外学者的高度关注，相关研究成果也不断涌现。艾肯格林(Eichengreen)、萨伯拉曼尼和凯斯勒(Subramanian and Kessler)等学者通过实证研究后认为巨大的经济规模和对外贸易流量等因素推动了人民币国际化进程。[14][15]普雷斯特和叶(Prased and Ye)、弗兰克尔(Frankel)、鲍泰利和达杜什(Bottelier and Dadush)等学者以我国资本和金融市场为研究对象，认为当前受控制的人民币汇率、发展不完善的金融市场、严格的资本项目管制和经常项目的结构性盈余等因素都不利于人民币国际化进程。[16][17][18] 我国学者对人民币国际化问题的研究也取得了一定成果。部分学者通过研究当前主要国际货币国际化进程的影响因素，为促进人民币的国际化提出建议。李美洲通过对货币国际化的静态模型和动态模型进行研究后发现，静态模型中国家经济规模、进出口市场规模、货币的升值及其稳定程度是货币国际化的主要影响因素，而在动态模型中，主要影响货币国际化进程的是历史惯性因素。[19]白晓燕和邓明明采用GMM模型研究货币国际化的影响因素后发现，强大的国家经济和外贸实力、完善的金融市场、稳定的币值是货币国际化的基石；[20]钟阳和丁一兵对货币国际化影响因素和外部性作用进行分析后得出结论，短期利率和实际人均GDP是影响某一货币在亚洲市场国际化的重要因素，并且短期利率与货币持有量有反向因果关系，证明了外部性的存在。[21]杨荣海以美元、欧元、英镑、日元和瑞士法郎等国际货币为研究对象，重点分析了资本项目的开放对货币国际化进程的影响。[22] 另一部分学者以间接估测法计算出的人民币境外存量为研究对象，分析人民币国际化进程的影响因素。相关研究成果主要有：陈鑫燕等人通过实证分析后发现跨境人民币业务额和人民币境外存量存在长期协整关系且二者呈正相关。[23]中国人民银行济南分行国际收支处课题组通过建立VAR模型对人民币境外存量和国际收支结构的动态关系进行分析后认为，我国国际收支双顺差结构存在着稳定性不强、对外资本输出缓慢等诸多问题，不利于推进人民币国际化进程。[24]沙文兵采用协整分析法证明人民币汇率、中国贸易地位和人民币境外存量存在长期协整关系，且贸易地位相较于汇率因素对人民币境外存量的影响程度更大。[9] 基于对上述文献的归纳和分析可知，首先，国内外学者对人民币国际化进程影响因素的研究多集中于国内生产总值、汇率稳定性、贸易地位等因素，较少有文献将国际收支结构纳入经验研究的范畴。其次，对国内货币需求模型的设定缺乏稳定性检验，难以保证间接测算法中货币需求函数应为长期稳定的函数这一前提条件。因此，本文在吸收和借鉴先前学者研究的基础上作出如下改进：通过经验分析及模型稳定性检验设定人民币出现境外流动的分段时点，搜集整理1992-2014年相关季度数据，采用时间序列协整分析方法，试图对人民币境外存量规模进行更为准确、可靠的估计，并以我国国际收支结构为分析角度，以期为人民币国际化提出合理建议。 三、基于扣除本地需求法对人民币境外存量规模的估测 (一)模型建立与变量数据来源 鉴于直接测算法存在主观随意性大、对人民币流动渠道涵盖面不全、样本缺乏时间的连续性和空间的一致性等缺陷，本文在对人民币境外存量进行估测时采用扣除本地需求的间接测算法。 使用扣除本地需求法首先要设定国内货币需求函数。古典货币理论对货币需求模型的研究具有代表性的成果为费雪方程式①和剑桥方程式②，二者分别从货币的交易手段和资产功能对货币需求予以分析。随后凯恩斯在其所著《就业、利息和货币通论》一书中发展了剑桥学派的货币需求理论，将个体货币需求动机分为交易动机、审慎动机和投机动机。[25]其中由交易动机和审慎动机决定的货币需求主要取决于收入水平，而基于投资动机的货币需求取决于利率水平，凯恩斯据此提出了凯恩斯货币需求函数。③ 现代货币主义的代表弗里德曼基于传统货币理论以及剑桥学派和凯恩斯以微观主体行为作为分析起点和把货币看做是受到利率影响的一种资产的观点，提出了弗里德曼需求函数④：
式中，
为实际货币需求；y为实际恒久性收入；w为非人力财富占个人总财富的比率；
为货币预期收益率；
为固定收益的债券利率；
为非固定收益的证券利率；1/P×dP/dt为预期物价变动率；u为反应主观偏好、风尚及客观技术与制度等因素的综合变数。由此函数可知，影响货币需求的因素大体分为三类：y，w代表财富因素；
，1/P×dP/dt在货币需求分析中被统称为机会成本变量，衡量了持有货币的潜在收益或损失；u则代表多种实际因素的综合变数。 鉴于扣除本地需求法的隐含前提为货币需求函数应具备长期稳定性，故本文基于弗里德曼需求函数选定若干经济变量构建国内货币需求模型：以我国实际国内生产总值GDP与
之比衡量财富因素；以我国定期存款的名义利率
衡量机会成本因素。除上述因素外，影响我国货币需求的另外两个重要因素分别为使用货币进行市场交易的货币化程度
和衡量灰色经济规模的宏观税率
。⑤本文以上述两变量衡量弗里德曼需求函数中的综合变数u。 基于上述分析，本文建立的国内货币需求函数计量模型如下：
模型变量具体设定和数据来源如下：
为我国流通中现金的季度末余额，数据来源于中经网数据库(http://db.cei.gov.cn)。
为我国以上年同季度为基期的CPI指数，数据来源于中经网数据库。
为我国国内生产总值季度数据，数据来源于中经网数据库。
为我国货币化率，由我国货币和准货币的季度末余额M[，2]和对应季度的GDP之比表示，
数据来源于IMF数据库(http://www.imf.org)及中经网数据库。
为我国的宏观税率，由我国季度公共财政收入和对应季度GDP之比来表示，公共财政收入数据来源于中经网数据库。
为我国一年期定期存款利率，季度数据源于中国人民银行利率数据(http://www.pbc.gov.cn)。 (二)人民币境外存量规模大致估测 本文样本数据区间为1992年第1季度—2014年第3季度，对人民币境外存量的估测分为下述三个步骤进行： 1.设定人民币境外流动的分段时点。由于间接测算法需要将样本数据分为两个时段，其中第一时段假定人民币只在我国境内流通，第二时段出现了人民币跨境流动，故两阶段分段时点的选择尤为重要。国内多数学者认为1997年亚洲金融危机使周边国家和地区的货币相继大幅贬值，而人民币币值稳中有升的强势表现增强了非居民持有和使用人民币的信心，因此应以1997年作为人民币跨境流动的分段时点并以1997年以前的经济数据估计国内货币需求模型。但这一分段时点的选择并未考虑我国1997年的经济体制改革，在此期间政府实施了具有实质性的所有制改革，⑥稳步推进国内金融市场规范建设与对外开放，⑦不断完善外贸、外汇改革等一系列经济政策，⑧国民经济整体处于调整和转变时期，加之20世纪90年代中期我国基本完成了价格自由化改革，故1997年前后的经济数据可能因为政府的一系列改革措施而存在结构性变化。因此以1997年作为人民币出现跨境流动的分段时点可能会导致估计的货币需求模型缺乏长期稳定性，本文通过对样本数据进行Chow检验及Quandt-Andrews检验对上述观点加以验证。 由于样本数据选用的是1992-2014年的季度数据，故本文在进行稳定性检验前对各个变量采用Census X12方法进行季节性调整，以消除季节性因素对模型的干扰，使模型估计结果更为可靠。本文首先采用Chow检验对1997年前后模型是否存在结构性变化进行检验，检验结果如表1所示。 由表1可知，虽然Chow检验F值不显著，但似然比统计量在1%的显著水平下拒绝原假设，即认为货币需求模型在1997年前后存在结构性变化。为了保证检验结果的可靠性，本文采用Quandt-Andrews检验方法(剔除15%样本观测值)再次对模型进行稳定性检验，检验结果如表2所示。
从表2可以看出，似然比F-统计量和沃尔德F-统计量都在1997年第1季度样本点处达到最大值，且对应P值均在10%的显著水平下拒绝在该样本点处不存在突变点的原假设，即本文设定的货币需求模型在1997年前后模型参数出现了变异。 基于稳定性检验可知，1997年前后货币需求模型出现结构性变化，故以1997年作为人民币出现跨境流动的分段时点将导致估计的货币需求函数缺乏长期稳定性，违背了间接测算法最重要的隐含前提。因此，本文通过分析跨境人民币业务的发展过程，将样本数据的分段时点设定为2003年，理由如下：首先，加入世贸组织前，人民币主要通过人员往来、边境贸易、边境旅游等方式向我国毗邻国家及中国港澳台地区流出，其规模较小。其次，加入WTO后，我国开始逐步放开人民币流出限制，人民币流动规模有所扩大且主要集中于我国港澳地区，特别是2003年内地与香港、澳门特区政府分别签订《关于建立更紧密经贸关系的安排》后，人民币出现了大规模离岸流动，对外流动速度明显加快。学者沙文兵通过其研究也认为应以2003年作为人民币跨境流动分段时点。[9] 本文对2003年作为模型分段时点的稳定性检验如表3所示。
由表3可知，Chow检验的F值与似然比统计值均不显著，即接受模型在2003年不存在突变点的原假设，可以认为货币需求模型在2003年前后未发生结构性变化，在此基础上估计出的货币需求函数具有长期稳定性，满足间接测算法的隐含前提。 2.估计国内货币需求函数。基于上述分析，本文假定1992-2003年人民币仅在国内流通，2004-2014年人民币在境内外同时流通。现以我国1992-2003年的季度数据对封闭条件下国内货币需求函数进行估计。为了防止时间序列由于非平稳而导致的伪回归问题，首先对各个变量进行单位根检验，检验结果如表4所示。
由表4可知，ln(
)，ln(gdp/P)和lnR均为非平稳变量，而经过一阶差分处理后，所有变量均在10%的显著水平下拒绝零假设，即为一阶单整过程I(1)，可以进行协整检验。 由于模型变量均为一阶单整，因此本文使用E-G协整检验法判断方程(3)中因变量与自变量之间是否存在协整关系，并进一步确定方程中变量系数。首先采用我国1992-2003年季度数据对已建立的货币需求模型进行普通最小二乘法(OLS)回归，得出具体的货币需求函数和模型残差项
。OLS回归结果如下：
t统计值：(11.077)*** (3.838)*** (-4.234)*** (-4.419)*** (4.868)*** R-squared=0.996 Adjusted R-squared=0.996 F-statistic=2 763.468 Prob(F-statistic)=0.000 通过分析国内货币需求回归方程式可知：模型调整后的R-squared为0.996，说明解释变量对被解释变量有较高的解释程度，方程F值为2763.468，对应P值为0.000，表明方程整体上是显著的。各个解释变量的系数均在1%的显著水平下显著且系数符号符合经济学理论，模型整体拟合较好。 对方程(4)中残差项e1进行单位根检验，若不存在单位根则说明被解释变量与解释变量之间存在协整关系，检验结果如表5所示。
由单位根检验可知，残差序列
在1%的显著水平下拒绝存在单位根的原假设，故被解释变量和解释变量存在长期协整关系。 3.基于扣除本地需求法测算2004年第1季度-2014年第3季度的人民币境外存量。依据扣除本地需求法，本文将我国2004-2014年相应季度数据代入方程(4)，可测算出该时段国内货币需求规模，测算值与相应时期货币供给量的真实值之间的差额为人民币境外存量的估测值，本文将其记作m。具体数据如表6所示。 图1直观地表示了利用间接测算法估测的2004年第1季度-2014年第3季度的人民币境外存量测算结果及其占当季
比重。
图1 2004年第1季度-2014年第3季度人民币境外存量规模图 由图1可知，2004年第1季度-2014年第3季度，人民币境外存量均保持正值且呈现波动上升的趋势，其变动趋势以2005年、2008年、2010年为转变节点，大体经历了四个时期。 2004年第1季度-2005年第2季度，间歇性爆发的禽流感疫情影响了边境贸易与人员往来，导致2004年人民币境外存量出现下滑，但于2005年初期有所恢复。 2005年第3季度-2008年第2季度，由于我国自2005起实施人民币汇率形成机制改革，推行以市场供求为基础的参考一篮子货币的有管理的浮动汇率制，提高了人民币汇率的浮动性，人民币稳步升值，增强了非居民持有人民币的信心，故该阶段内人民币境外存量有较大幅度的上升。 自2008年第3季度起，全球金融危机的爆发导致我国出口贸易和经济增长率出现下滑，我国政府暂时将人民币退出了有管理的浮动汇率制，加之全球金融环境恶化，人民币境外存量呈下滑趋势。 自2010年第2季度起，由于人民币跨境贸易结算试点的扩大以及当年第3季度人民币重新回归到有管理的浮动汇率制，一定程度上增强了其他国家对人民币的信心，人民币境外存量再次出现较大幅度的上升。此后由于欧债危机的加剧及美元重新回归强势地位，导致人民币升值势头减弱，人民币境外存量虽保持波动上升趋势，但增速有所放缓。 四、我国国际收支结构对人民币国际化进程影响分析 由图2可知，1990-2013年，我国国际收支总差额保持正值且基本呈现不断扩大的趋势。陈炳才基于国际资本流动视角对传统宏观经济理论中的国民收入恒等式进行扩展后认为，一国经常项目差额=国内储蓄-国内投资-(资本流入-资本流出)，即经常项目差额+资本项目差额=国内净储蓄。[27]通过分析该式可知，一国国际收支出现大幅顺差，在国内表现为净储蓄的增加，即国内资金存量过剩，资本对外输出不足，这不利于该国货币的国际化进程。 图2同时反映了我国国际收支结构的变化。1999-2013年，除2012年我国资本和金融项目出现逆差之外，其余年份我国一直保持着国际收支项目双顺差。基于国际收支恒等式可知：一国经常项目收支差额(CA)+资本和金融项目收支差额(FA)≡净误差与遗漏+储备资产增减额。在假设净误差与遗漏项目为0且不考虑政府通过调整外汇储备进行干预的情况下，一国国际收支均衡条件为：CA+FA=0，即CA=-FA。该式表明在不考虑官方经过外汇储备进行调节的前提下，一国经常项目差额应与其资本和金融项目差额保持规模一致且符号相反。当一国经常项目出现顺差时，有利于增加对外净金融资产和对外净金融债权，提高国家对外支付能力。同时经常项目顺差往往代表一国经济，尤其是制造业发展水平较其他国家处于优势，这对货币国际化有重要的正效应影响。基于国际收支均衡条件，当经常项目出现顺差时，该国资本和金融项目应保持逆差，即为资本输出国，而一国对外资本输出有助于扩大该国货币跨境流动范围，进而增强该国货币的国际地位及推动该货币的国际化进程。而我国由于对资本项目长期“宽入严出”的管制，人民币对外投资尚处于起步阶段，故在经常项目收支出现顺差的同时仍能维持资本和金融项目的顺差状态，即国际收支持续多年呈现双顺差结构，该结构在理论上不利于促进人民币对外流出及人民币国际化进程。
本文现以估测的人民币境外存量规模m作为衡量人民币国际化程度的标准，运用时间序列分析法研究我国国际收支结构对人民币国际化进程的影响。由于数据的可获得性，样本区间为2004年第1季度-2014年第3季度。设定的被解释变量为人民币境外存量估测值m，选取我国经济规模、国际收支结构和实际汇率波动率作为解释变量，并对变量的季度数据进行Census X12季节性调整，具体模型设定如下：
图2 1990-2013年我国国际收支差额变动图 资料来源：中国国家统计局统计数据库(http://www.stats.gov.cn/)年度数据。 模型中设定变量的注解如下：
为由扣除本地需求法计算的人民币境外存量季度数据。
为我国季度GDP占当季20国集团(G20)GDP百分比⑨，用以衡量我国经济规模，我国季度GDP数据来源于中经网数据库；G20的GDP季度数据来源于OECD数据库(http://stats.oecd.org)。
为我国经常项目收支差额占当季GDP百分比，经常项目收支差额数据来源于中经网数据库。
为我国资本和金融项目收支差额占当季GDP百分比，资本和金融项目收支差额数据来源于中经网数据库。
为人民币实际汇率⑩变动率，该变动率是以上一年人民币实际汇率为基期求得，名义汇率季度数据来源于中经网数据库，价格指数数据来源于OECD数据库。 在进行协整分析之前需要对各个变量进行单位根检验，具体检验结果如表7所示。
由表7可知，变量lnm和cu-account均为非平稳序列，但经过一阶差分处理之后，所有变量均在1%的显著水平下拒绝原假设，即不存在单位根，满足协整分析的前提条件。基于ADF检验结果，本文采用E-G协整检验法检验方程(5)中变量之间是否具有协整关系。首先对方程(5)进行普通最小二乘回归，得到回归方程式(6)和相应的残差序列
。其次，检验该残差序列是否平稳，即是否存在单位根。方程(5)回归结果如下： lnm=1.258Eco-scale+0.169cu-account-0.045ca-account-0.179er-fluctuation+3.514 (6)
R-squared=0.817 Adjusted R-squared=0.800 F-statistic=42.025 Prob(F-statistic)=0.000 由回归结果可知，方程(6)修正后的可决系数为0.800，表明解释变量对被解释变量有较高的解释程度。方程的F检验值为42.025，对应P值为0.000，模型在1%的显著水平下具有显著性。除变量ca-account的系数不显著外，其余变量系数均在5%的置信水平下显著且符号符合经济意义，模型整体拟合较好。现对残差序列
进行单位根检验，检验结果如表8所示。
由表8可知，残差序列
在1%的显著水平下拒绝存在单位根的假设，表明模型中解释变量与被解释变量之间存在长期协整关系。 对模型回归结果的分析如下：我国GDP占G20的GDP比重每扩大一个百分点会使人民币境外存量增加1.258%，其系数的绝对值大于其他解释变量系数，说明我国经济规模对人民币国际化的影响最大。经常项目收支差额占GDP比重与人民币境外存量呈正相关关系，经常项目顺差规模每扩大一个百分点，人民币境外存量将扩大0.169%，与传统货币国际化理论相一致。资本和金融项目收支差额占比每扩大一个百分点，人民币境外存量将减少0.045%，二者呈负相关关系，符合先前理论分析。本文对其系数不显著的解释为：鉴于我国当前尚不具备完全放开资本项目的条件，政府对资本和金融项目仍采取一定的管制措施，资本并未处于自由流动状态，故变量ca-account对人民币境外存量影响并不显著。人民币实际汇率较上期每贬值一个百分点，人民币境外存量将相应减少0.179%，且汇率贬值幅度越大，对人民币境外存量的负效应越明显，相反实际汇率升值会扩大人民币境外存量。 为了进一步分析模型中各变量对人民币境外存量的具体影响，本文在协整分析的基础上建立相关VAR模型进行研究。 首先对模型进行格兰杰(Granger)因果检验，以分析各个解释变量与人民币境外存量之间是否具有短期因果关系，检验结果如表9所示。
由表9可知，除变量cu-account外，其余变量与被解释变量lnm之间均为双向格兰杰因果关系，即经济规模、资本和金融项目收支差额规模及人民币实际汇率波动率可以引起人民币境外存量的格兰杰变化，而lnm可以单向引起变量cu-account的变化。 在格兰杰因果分析的基础上建立VAR模型。鉴于本文主要研究各个解释变量对人民币境外存量的影响，故只给出关于
的VAR估计方程，方程结果如表10所示。 由表10可知，模型可决系数为0.858，拟合优度相对较高，Chi2值为242.286，在1%的显著水平下通过了检验，表明
的VAR模型整体是显著的。对方程系数的具体分析如下：首先，滞后一期的经济规模变量每提高1个百分点将使人民币境外存量扩大0.491%；其次，滞后两期的经常项目收支占比每提升1个百分点将使人民币境外存量扩大0.087%；再次，滞后两期的资本和金融项目收支占比每扩大一个百分点将导致人民币境外存量减少0.105%；最后，滞后两期的人民币实际汇率每贬值一个百分点，将致使人民币境外存量下降0.106%。综上所述，我国经济规模对人民币国际化具有正向效应且影响力在各个解释变量中最为显著；经常项目收支差额与人民币国际化呈正相关关系，资本和金融项目收支差额与人民币国际化呈负相关关系；人民币实际汇率出现贬值不利于人民币境外存量的扩大。模型整体结果与前文理论分析及协整分析相一致。 鉴于VAR模型通常不能很好地反映一个变量的变化对另一个变量的影响程度，即不能满足关于解释变量对被解释变量的动态交互影响的分析，故本文借助脉冲响应函数做进一步的分析，图3为人民币境外存量在收到其他因素冲击后的脉冲响应函数。 通过分析图3可知，当在本期给
一个正的冲击后，第1期人民币境外存量会有较大幅度增加并出现峰值，随后几期影响逐渐消退，表明我国经济规模受到正冲击时会促进人民币境外存量的增加。在本期给予
一个标准差的正向冲击时，人民币境外存量在第1期有所下降并在第2期上升至峰值，随后再次出现下降，在4期后基本维持正效应，表明经常项目收支受到正向冲击后在大部分时期有利于扩大人民币境外存量。从关于人民币境外存量对
的一个标准差新息冲击产生的脉冲响应函数可以看出，在本期给
一个标准差的正向冲击后，人民币境外存量在第1期有所增加，之后迅速下降并维持负效应直至第8期影响消除，即资本和金融项目收支顺差会减少人民币境外存量，不利于人民币国际化。当给予
的一个标准差新息冲击时，人民币境外存量立即出现下降且在第二期达到最低点，在随后几期内呈现波动衰减的趋势，表明人民币实际汇率贬值将导致人民币境外存量的减少。脉冲分析结果基本与前文中的协整分析和VAR模型分析一致，符合传统的货币国际化理论。
图3 人民币境外存量对各解释变量的脉冲响应函数图 五、结论与政策建议 本文基于Chow检验及Quandt-Andrews检验设立2003年为人民币出现跨境流动的分段时点，以此为基础采用1992-2003年季度数据估计出具有长期稳定性的国内货币需求模型，并依据扣除本地需求法测算出2004年第1季度-2014年第3季度的人民币境外存量，以此作为衡量人民币国际化的标准。进而采用协整方法、VAR模型及脉冲响应函数等时间序列分析方法对我国国际收支结构、经济规模、实际汇率波动率及人民币境外存量之间的动态关系进行实证分析后得出如下结论： 首先，基于协整分析可知，人民币境外存量与各个解释变量之间存在长期协整关系。从长期来看，我国经济规模越大，其对人民币境外存量的正效应也越大；经常项目顺差对人民币境外存量的增加有一定的促进作用，而资本和金融项目顺差会导致人民币境外存量的下降；实际汇率波动率与人民币境外存量呈负相关关系，表明人民币汇率稳步升值有助于推动人民币国际化进程。 其次，基于VAR模型短期动态分析结果表明，经济规模、国际收支结构及汇率波动率对人民币境外存量均有显著影响。滞后一期的经济规模对人民币境外存量具有显著的正效应；滞后两期的经常项目收支差额与人民币境外存量呈正相关，而资本和金融项目收支差额与人民币境外存量呈负相关关系；滞后一期和滞后两期的实际汇率贬值会致使人民币境外存量的减少，对其具有一定的负向影响。 最后，基于VAR模型的脉冲响应函数分析结果表明，在滞后的1期～8期内，我国经济规模及经常项目收支对人民币国际化均具有正向效应，而资本和金融项目收支差额及汇率波动率在滞后期内对人民币境外存量呈现负效应，与协整分析的结论相一致。 本文基于上述实证结果对人民币国际化给出如下政策建议： (1)稳步发展国民经济。对一国货币的接受和使用本质上是对支撑该货币的国家经济实力的认可与信心。本文通过实证分析也验证了我国经济规模是影响人民币境外存量的主要因素。因此我国在推进人民币国际化进程中应稳步发展国民经济，优化经济结构，以增强人民币国际化的经济基础。 (2)合理有序调节我国国际收支双顺差结构。一方面，经常项目顺差是一国货币国际化的重要价值支撑，但顺差规模过大往往伴随国内通胀压力和外汇储备压力，也容易受到逆差国的反倾销、反补贴调查，故我国应在维持适度经常项目顺差的基础上着重提升顺差质量，变出口成本优势为出口竞争力优势。另一方面，对资本和金融项目顺差进行调整、有序推进资本项目的双向开放已成为人民币国际化的客观要求，但基于我国金融市场发展不完善的现状，应稳步深化金融体制改革，在必要的政府监管和控制下有序放松对资本项目的管制，合理调整我国国际收支双顺差结构。 (3)推进人民币汇率改革，保持币值稳定坚挺。人民币稳步升值可以增强非居民持有人民币的信心，有助于人民币国际化进程。故我国应逐步完善人民币汇率的市场形成机制，使人民币汇率越来越趋近合理浮动区间，以稳健的汇率水平作为推进人民币国际化战略的重要保障。 感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。 ①费雪方程式：MV=PT，其中，M为一定时期流通货币的平均量；V为货币流通速度；P为各类商品价格加权平均数；T为各类商品交易数量，由此可知货币需求由商品交易量、价格水平和货币流通速度决定。 ②剑桥方程式：
=kPY，其中，
为名义货币需求；k为以货币形态保有的财富占名义总收入的比例；P为价格水平；Y为总收入。剑桥学派认为，处于经济体中的个人对货币需求取决于财富水平、利率变动等诸多因素。 ③凯恩斯货币需求函数：
，其中，M为货币需求；
为交易和审慎动机决定的货币需求，是收入Y的函数；
为投机性货币需求，是利率r的函数。 ④本文引用了黄达《金融学》(中国人民大学出版社，2003年版)一书中所采用的弗里德曼货币需求函数。 ⑤罗戈夫(Rogoff)认为，一国的税率水平与该国的地下经济规模有着显著的正相关关系。[26] ⑥1997年我国政府在所有制结构上确立了“以公有制为主体，多种所有制经济共同发展”的指导理论，实行国有资产重组及现代企业股份制改造等所有制改革措施。 ⑦1997年我国金融改革主要包括证券市场的规范与法制建设，维持适度从紧的货币政策，有序推行金融业对外开放和国有专业银行向商业银行转轨进程等。 ⑧外贸、外汇体制改革在1997年主要有两个较大动作：一是获国务院批准的首批中外合资外贸公司的诞生；二是经国务院批准，中资企业被逐步允许保留一定限额的外汇收入。 ⑨由于世界GDP总值季度数据难以获得，本文选取约占世界GDP总值90%的20国集团GDP总值的季度数据作为代理变量。 ⑩人民币实际汇率通过直接标价法下人民币对美元的名义汇率乘以美国与中国的价格水平之比求得。
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