鐘顯榮
摘要:在我國(guó)現(xiàn)行的外匯管理體制下,外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)導(dǎo)致了基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)。為維持匯率穩(wěn)定和防止流動(dòng)性過(guò)剩,央行采取沖銷(xiāo)干預(yù)手段對(duì)沖外匯占款。本文通過(guò)固定效應(yīng)模型實(shí)證分析得出:沖銷(xiāo)干預(yù)通過(guò)影響信貸資金的區(qū)域供給狀況,進(jìn)而影響區(qū)域信貸利率。據(jù)此,本文提出進(jìn)一步完善匯率制度、改善金融生態(tài)環(huán)境等相關(guān)政策建議。
關(guān)鍵詞:沖銷(xiāo)干預(yù);信貸利率;區(qū)域效應(yīng)
Abstract:In Chinas current foreign exchange management system,the growth of foreign exchange reserve led to the rapid growth of basic money supply. To maintain stability of exchange rate and prevent excess liquidity,the central bank use sterilized intervention to hedge foreign exchange. Through the analysis on the fixed effect model of panel data,the paper holds that sterilized intervention affects the regional supply situation of the credit funds, thereby affecting the regional credit interest rates. Finally,the paper puts forward related policy recommendations to improve the exchange rate system,financial ecological environment and so on.
Key Words:sterilized intervention,credit interest rate,regional effect
中圖分類(lèi)號(hào):F830.31文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1674-2265(2012)02-0038-04
一、引言
理論上,在資本自由流動(dòng)的前提下,地區(qū)間的利率差異可以通過(guò)資本流動(dòng)得以消除,然而事實(shí)卻并非如此簡(jiǎn)單。如目前歐元區(qū)內(nèi)各個(gè)國(guó)家的利率仍然存在差異、一個(gè)國(guó)家內(nèi)部各地區(qū)的利率也通常存在一定的差異。戴維斯(Lance Davis)通過(guò)對(duì)美國(guó)戰(zhàn)前的區(qū)域利率進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn):中部地區(qū)的利率持續(xù)高于紐約地區(qū)的利率,區(qū)域短期利率差別較大且收斂較慢。布里吉和斯科爾庫(kù)(Brighi和Scorcu)研究意大利的區(qū)域利率后發(fā)現(xiàn):區(qū)域名義利率收斂,而真實(shí)利率收斂不明顯。我國(guó)區(qū)域金融報(bào)告的利率統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也表明:我國(guó)各地區(qū)加權(quán)后的真實(shí)利率也存在區(qū)域差異,而且普遍表現(xiàn)為東部沿海地區(qū)的利率要低于內(nèi)陸地區(qū)(見(jiàn)表1)。
表1:我國(guó)各地區(qū)金融機(jī)構(gòu)各利率浮動(dòng)區(qū)間貸款占比表
年份 利率區(qū)間 東部 中部 西部
2006 0.9-1.3合計(jì) 81.21 75.32 76.82
1.3以上合計(jì) 18.75 24.80 23.19
2009 0.9-1.3合計(jì) 87.86 81.55 82.58
1.3以上合計(jì) 12.15 18.48 17.44
數(shù)據(jù)來(lái)源:根據(jù)歷年《中國(guó)區(qū)域金融報(bào)告》數(shù)據(jù)整理、計(jì)算。
國(guó)外很多學(xué)者對(duì)區(qū)域利率差異的原因進(jìn)行過(guò)研究。萊恩和雷科夫(Lane和Rockoff)認(rèn)為貨幣政策通過(guò)金融中心傳導(dǎo)到邊緣地區(qū),同樣也會(huì)影響邊緣地區(qū)的銀行信貸利率。貨幣政策的傳導(dǎo)途徑不同導(dǎo)致了區(qū)域信貸利率的差異。弗什和亨佩爾(Fischer 和Hempell)對(duì)德國(guó)1992年至2006年間銀行產(chǎn)品利率的定價(jià)研究后發(fā)現(xiàn):當(dāng)?shù)劂y行競(jìng)爭(zhēng)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)會(huì)影響到銀行利率定價(jià),進(jìn)而導(dǎo)致區(qū)域信貸利率差異。戴維斯(Davis)認(rèn)為銀行承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)是決定資本收益率的一個(gè)重要因素,區(qū)域風(fēng)險(xiǎn)不確定性存在差異是導(dǎo)致區(qū)域利率差異的原因。
二、作用機(jī)理分析
隨著對(duì)外貿(mào)易的加速增長(zhǎng),我國(guó)形成了巨額的貿(mào)易順差,同時(shí)外商直接投資也加速進(jìn)入我國(guó),使得人民幣升值壓力較大,央行被迫不斷地在外匯市場(chǎng)拋出本幣、購(gòu)入外匯。由于過(guò)多的外匯占款容易產(chǎn)生“流動(dòng)性過(guò)剩”,央行必須通過(guò)發(fā)行票據(jù)等措施來(lái)收回市場(chǎng)中過(guò)多的流動(dòng)性,以防止產(chǎn)生通貨膨脹效應(yīng),但這種沖銷(xiāo)干預(yù)會(huì)影響信貸資金的區(qū)域供給狀況。
一是外匯占款產(chǎn)生階段。在強(qiáng)制結(jié)售匯制度下,創(chuàng)匯能力高的地區(qū)由于出口創(chuàng)匯多和外商直接投資額較大,該地區(qū)外匯占款也較多。相比較而言,創(chuàng)匯能力低的地區(qū)外匯占款較少。我國(guó)各地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放度差異較大、創(chuàng)匯能力差異較大,從而造成各地區(qū)貨幣資金分配不平衡。一般來(lái)說(shuō),創(chuàng)匯能力高的地區(qū)是外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),創(chuàng)匯能力低的地區(qū)是外向型經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。所以,外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的資金投放較多,外向型經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的資金投放較少。
二是對(duì)沖外匯占款階段。自1994年起我國(guó)開(kāi)始實(shí)行比例管理的信貸管理體制,強(qiáng)調(diào)商業(yè)銀行的法人地位,各商業(yè)銀行總行可以根據(jù)各地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境狀況和分支機(jī)構(gòu)的綜合效益統(tǒng)一授權(quán)貸款額。外匯占款過(guò)多造成的“流動(dòng)性過(guò)剩”局面,可由央行通過(guò)發(fā)行票據(jù)和正回購(gòu)操作進(jìn)行對(duì)沖。但是,收回的資金實(shí)質(zhì)上多是來(lái)源于各商業(yè)銀行從欠發(fā)達(dá)地區(qū)收縮的信貸資金,因?yàn)橥庀蛐徒?jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的金融生態(tài)環(huán)境普遍較差、分支機(jī)構(gòu)的綜合效益低,商業(yè)銀行受利益驅(qū)動(dòng)必然會(huì)縮減欠發(fā)達(dá)地區(qū)的信貸額度來(lái)執(zhí)行央行的管理政策。這就使得欠發(fā)達(dá)地區(qū)資金相對(duì)緊張、發(fā)達(dá)地區(qū)的資金較為寬裕。根據(jù)《中國(guó)地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境評(píng)價(jià)報(bào)告》(2008—2009)的評(píng)價(jià)結(jié)果:在評(píng)分最高的前10個(gè)省市中,除了排在第9位和第10位的重慶和四川,其余全都為東部沿海發(fā)達(dá)省份。在這種區(qū)域資金供給與需求現(xiàn)狀下,央行的沖銷(xiāo)干預(yù)政策必然會(huì)通過(guò)影響信貸資金的區(qū)域供給狀況,進(jìn)而影響區(qū)域信貸利率。沖銷(xiāo)干預(yù)強(qiáng)度越大、區(qū)域信貸資金的供給差異越大,區(qū)域信貸利率差異也就越大。
三、實(shí)證分析
(一)變量、數(shù)據(jù)和模型說(shuō)明
1. 貸款利率上浮度(ROL):為了考察沖銷(xiāo)干預(yù)對(duì)區(qū)域信貸利率的影響,本文選擇各省、自治區(qū)、直轄市的貸款利率上浮度(ROL)為因變量。本文的ROL是由各地貸款利率上浮區(qū)間占比加權(quán)計(jì)算而來(lái)。ROL值較大表明很多借款者愿意承擔(dān)更高的利息來(lái)獲得銀行貸款,說(shuō)明資金緊缺、流動(dòng)性不足,反之則說(shuō)明資金充裕、流動(dòng)性過(guò)剩。
2. 利率(I):市場(chǎng)化的信貸利率是由信貸市場(chǎng)供求決定的,利率變動(dòng)靈敏地反映了市場(chǎng)供求狀況的變化。因此,本文從信貸資金的供給和需求角度分析區(qū)域信貸利率的影響因素,并選取相應(yīng)的因素變量作為解釋變量。目前我國(guó)已放開(kāi)了銀行貸款利率上限,因此信貸市場(chǎng)供求決定信貸利率的建模假設(shè)有其合理性。
3. 沖銷(xiāo)(CX):指央行為收回流動(dòng)性進(jìn)行公開(kāi)市場(chǎng)操作、回籠基礎(chǔ)貨幣的過(guò)程,主要包括發(fā)行票據(jù)和正回購(gòu)。發(fā)行票據(jù)額越大、正回購(gòu)金額越大,央行回籠基礎(chǔ)貨幣越多,沖銷(xiāo)力度越強(qiáng)、對(duì)區(qū)域信貸利率的影響也越大。本文用央行票據(jù)額和正回購(gòu)額之和代表沖銷(xiāo)的力度,并且取其增長(zhǎng)率為代理變量,數(shù)據(jù)來(lái)源于人民銀行季報(bào)和公開(kāi)市場(chǎng)公告。
4. 儲(chǔ)蓄存款(CK):它是信貸資金的重要來(lái)源。金融機(jī)構(gòu)對(duì)外放貸的資金大部分是來(lái)源于儲(chǔ)蓄存款。一個(gè)地區(qū)儲(chǔ)蓄存款的多少在一定程度上決定著可貸資金的多少,本文以?xún)?chǔ)蓄存款的增長(zhǎng)率作為代理變量。
5. 順差(SC):表明一個(gè)地區(qū)的創(chuàng)匯能力。順差越大、外匯占款就越大,該地區(qū)的貨幣供應(yīng)量也就較充足,相當(dāng)于增加了信貸資金的來(lái)源。相反,如果一個(gè)地區(qū)的順差較小,那么通過(guò)外匯占款補(bǔ)充貨幣供應(yīng)的渠道就會(huì)受到阻礙。本文的順差用凈出口額和外商直接投資額之和表示,并且以順差的增長(zhǎng)率作為代理變量。
6. 沖銷(xiāo)與順差的交互項(xiàng)(CXSC):由于各地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度差異較大,再加上沖銷(xiāo)干預(yù)對(duì)各地資金的不對(duì)稱(chēng)機(jī)制,使得沖銷(xiāo)與順差相互影響,最終影響信貸資金的供給。模型中的“沖銷(xiāo)*順差”回歸預(yù)期符號(hào)為負(fù)是因?yàn)闆_銷(xiāo)和順差同時(shí)增加(減少)時(shí),其聯(lián)合影響以順差為主導(dǎo)。本文以各地區(qū)2005—2009年順差的平均值為劃分依據(jù),設(shè)置一個(gè)虛擬變量D(D為1表示該地區(qū)順差大于平均值的中位數(shù),D為0表示該地區(qū)順差小于平均值的中位數(shù))。將D取1的地區(qū)設(shè)為A組,包括:河北、山西、遼寧、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖南、廣東、四川、新疆。A組地區(qū)的外貿(mào)依存度為50%,屬于對(duì)外開(kāi)放程度較大的地區(qū)。將D取0的地區(qū)設(shè)為B組,包括:北京、天津、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、湖北、廣西、海南、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏。B組地區(qū)的外貿(mào)依存度為22%,屬于對(duì)外開(kāi)放程度較小的地區(qū)。
7. 存款準(zhǔn)備金率(R):它是央行經(jīng)常使用的調(diào)控流動(dòng)性的政策工具,它的變動(dòng)直接影響著商業(yè)銀行可貸資金的多少。本文對(duì)各個(gè)時(shí)期的準(zhǔn)備金率進(jìn)行加權(quán)計(jì)算得出年度平均存款準(zhǔn)備金率。
8. 固定資產(chǎn)投資(I):一個(gè)地區(qū)的固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)較快,說(shuō)明該地區(qū)對(duì)資金的需求較為旺盛,從而會(huì)拉動(dòng)貸款利率上浮。該變量以其增長(zhǎng)率表示。
9. 國(guó)有企業(yè)密集度(GY):指國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入與該地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的占比。國(guó)有企業(yè)獲得銀行貸款的利息成本一般較低。因此,如果一個(gè)地區(qū)國(guó)有企業(yè)密集度越大,貸款利率相應(yīng)地較低。
10. 股票債券融資占比(ROEB):指非金融機(jī)構(gòu)通過(guò)股票債券融資占整個(gè)地區(qū)融資的比重。如果一個(gè)地區(qū)股票債券等直接融資渠道暢通,那么企業(yè)對(duì)銀行貸款的需求就少,該地區(qū)貸款利率上浮幅度也較小。
本文選取2005—2009年各?。ㄊ?、自治區(qū))的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)分析,以考察各區(qū)域貸款利率上浮度的變化對(duì)沖銷(xiāo)干預(yù)力度變化的反應(yīng)。數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2009年的《中國(guó)區(qū)域金融報(bào)告》和人民銀行網(wǎng)站。本文采用的模型為:
(1)
其中 是地區(qū)非觀測(cè)效應(yīng), 為變量的向量形式。同理, 等均為向量形式。T為時(shí)期總數(shù),N為截面樣本容量,隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng) 相互獨(dú)立且滿(mǎn)足零均值、等方差。
本文使用三種方法進(jìn)行估計(jì):最小二乘法(OLS)、固定效應(yīng)模型(FEM)、隨機(jī)效應(yīng)模型(REM)。為了選擇最好的模型,首先進(jìn)行F檢驗(yàn)和H檢驗(yàn)。如果在F 檢驗(yàn)中拒絕原假設(shè)說(shuō)明面板數(shù)據(jù)模型比OLS模型好。如果在H檢驗(yàn)中拒絕原假設(shè)說(shuō)明隨機(jī)效應(yīng)模型比固定效應(yīng)模型好。模型中各變量的取值和回歸系數(shù)符號(hào)預(yù)期見(jiàn)表2。
表2:模型各變量回歸系數(shù)符號(hào)預(yù)期情況
變量 取值 性質(zhì) 符號(hào) 變量 取值 性質(zhì) 符號(hào)
沖銷(xiāo) 央票+正回購(gòu) 供給 + 存款準(zhǔn)備金率 法定存款準(zhǔn)備率 供給 +
順差 外貿(mào)順差+FDI 供給 - 國(guó)有企業(yè)密集度 國(guó)有工業(yè)主營(yíng)收入占比 需求 -
沖銷(xiāo)*順差 見(jiàn)上 供給 - 股票債券融資 股票債券融資額占比 需求 -
儲(chǔ)蓄存款 儲(chǔ)蓄存款余額 供給 - 固定資產(chǎn)投資 社會(huì)固定資產(chǎn)投資額 需求 +
(二)實(shí)證結(jié)果分析
由F檢驗(yàn)結(jié)果可知面板數(shù)據(jù)模型要比OLS模型更適用,由H檢驗(yàn)結(jié)果可知固定效應(yīng)模型比隨機(jī)效應(yīng)更適用,所以本文應(yīng)該采用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。根據(jù)固定效應(yīng)分析結(jié)果可以得到以下結(jié)論:其一,模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0.4713,說(shuō)明固定效應(yīng)模型有較好解釋力度。其二,沖銷(xiāo)與順差的交互項(xiàng)在5%的置信水平下顯著,而沖銷(xiāo)和順差都不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。對(duì)此的解釋是:沖銷(xiāo)和順差單獨(dú)作用不會(huì)對(duì)區(qū)域信貸供給狀況產(chǎn)生影響,但是兩者結(jié)合在一起就會(huì)影響區(qū)域信貸供給,進(jìn)而影響區(qū)域信貸利率。交互項(xiàng)的回歸系數(shù)值為負(fù)值(-0.0451),這與前文的分析是一致的,即順差的影響占主要地位。其三,準(zhǔn)備金率和國(guó)有企業(yè)密集度的系數(shù)在5%置信水平下顯著,非金融機(jī)構(gòu)股票債券融資占比的系數(shù)在1%置信水平下顯著,這說(shuō)明這些因素對(duì)區(qū)域信貸利率的影響較大。其中,準(zhǔn)備金率系數(shù)為-0.5237,說(shuō)明準(zhǔn)備金率的變化對(duì)信貸供給的影響很大,準(zhǔn)備金率上調(diào)100個(gè)基點(diǎn)將會(huì)使信貸利率上浮度下降0.5237個(gè)百分點(diǎn)(見(jiàn)表3)。
表3:三種模型的匯總結(jié)果
計(jì)量方法 OLS估計(jì) FEM REM
變量 系數(shù)值 T值 系數(shù)值 T值 系數(shù)值 T值
C 121.0613*** 23.7104 119.2975*** 20.9038 117.3665*** 18.5487
CX -0.0112 -0.3905 -0.0339 -1.3184 -0.0032 -0.0869
CK -0.1193 -1.2367 0.0708 0.4299 -0.0722 -0.5789
SC 0.0032 0.8222 -0.0009 -0.2391 0.0040 1.0610
D*CXSC -0.0193 -0.8956 -0.0451** -2.0552 -0.0482* -1.8312
R -0.4519* -1.9624 -0.5237** -2.5525 -0.1465 -0.5066
I 0.0114 0.1928 0.0594 1.0113 0.0153 0.2049
GY 0.0902** 2.5202 0.1195 ** 2.5999 0.0934** 2.0013
ROEB -0.2586*** -3.8240 -0.3507*** -4.7226 -0.2577* -3.2411
擬合優(yōu)度
0.1774 0.4713 0.115
Wald F test F(30,116)=2.2175 p值 0.0014
Hausman test chi-sq(8)=9.8776 p值 0.2737
由實(shí)證分析可知:沖銷(xiāo)干預(yù)與順差的相互作用會(huì)影響區(qū)域信貸的供給狀況,進(jìn)而影響區(qū)域信貸利率水平、產(chǎn)生區(qū)域效應(yīng)。具體表現(xiàn)為:降低了外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的信貸利率、提高了外向型經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的信貸利率。
四、結(jié)論與建議
(一)基本結(jié)論
1. 隨著央行加大沖銷(xiāo)干預(yù)力度,外匯占款渠道逐漸成為貨幣投放的主要渠道,但是由于我國(guó)各地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放程度存在差異,導(dǎo)致外匯占款渠道投放的貨幣在各地區(qū)的分配不平衡。
2. 在實(shí)行“比例管理”的信貸管理體制下,為了防止“流動(dòng)性過(guò)?!?,央行通過(guò)發(fā)行大量票據(jù)和正回購(gòu)操作進(jìn)行對(duì)沖。但由于欠發(fā)達(dá)地區(qū)外匯占款量較少,從欠發(fā)達(dá)地區(qū)收回的資金相對(duì)于發(fā)達(dá)地區(qū)過(guò)多,從而導(dǎo)致信貸資金在各地區(qū)配置方面存在偏差。
3. 央行外匯占款沖銷(xiāo)干預(yù)的合力通過(guò)影響區(qū)域信貸資金的供給狀況,進(jìn)而影響各地區(qū)的信貸利率,其具體表現(xiàn)為——降低了外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的信貸利率、提高了外向型經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的信貸利率。
(二)政策建議
1. 進(jìn)一步完善匯率制度。自2005年匯率改革以來(lái),我國(guó)已逐步放寬匯率的波動(dòng)范圍,下一步應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大人民幣匯率的浮動(dòng)區(qū)間、增大人民幣匯率彈性、增加國(guó)際游資的風(fēng)險(xiǎn),從而緩解境內(nèi)外對(duì)人民幣升值一邊倒的預(yù)期、逐步完善匯率形成機(jī)制,使匯率能夠真正反映人民幣與各國(guó)貨幣購(gòu)買(mǎi)力比價(jià)的真實(shí)狀況。
2. 改善金融生態(tài)環(huán)境狀況。欠發(fā)達(dá)地區(qū)的政府部門(mén)應(yīng)當(dāng)從法治環(huán)境、行政監(jiān)管、金融發(fā)展、誠(chéng)信體系建設(shè)等各個(gè)層面改善本地區(qū)的金融生態(tài)環(huán)境,從而吸引各商業(yè)銀行提高對(duì)本地區(qū)的信貸資金供給。
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(責(zé)任編輯孫軍;校對(duì)SJ)