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伉绕鲍
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1 人民币国际化对我国货币供给的影响研究何智伟 ( 湖南大学, 湖南省, 长沙市, 邮编 ) 摘要 : 目前, 人民币国际化已取得阶段性成就, 在带来诸多益处的同时, 也在一定程度上影响了我国货币供给政策实施的有效性和独立性, 基于此, 本文将研究人民币国际化对我国货币供给的影响本文以人民币境外存量作为人民币国际化程度观测指标, 采用间接法, 测算了年人民币境外存量在此基础上, 实证分析了人民币境外存量对货币供给的互动关系研究结果表明, 人民币境外存量的变动, 会对货币供给中不同组成部分产生不同的影响, 进而影响货币供给总量关键词 : 人民币国际化 ; 货币供给 ; 人民币境外存量中图分类号 : F822.2 文献标识码 :A 自 2008 年的金融危机之后, 中国经济的世界影响力加速提高中国经济的影响力不再如过去局限于供给廉价的产品, 现在, 中国经济的繁荣成为维持世界经济的信心的关键, 中国改革与发展的相关政策将极大的影响全球资本的流动全球制造业及服务业的重心转移世界经济的稳定与繁荣等等作为世界第二大经济体, 中国经济已经具有举足轻重的地位在此基础上, 近年来, 由于中国经济的高速增长, 人民币汇率的持续稳定, 以及通过上合组织东盟 10+3 拉美及非盟等多个经济体或经济区域为突破口, 采取区域贸易和双边贸易合作等方式, 增加了人民币跨境贸易性结算功能, 有力推动了人民币国际化进程, 随着国币基金组织宣布人民币将于 2016 年 10 月 1 日正式纳入 SDR, 标志着人民币在国际化的道路上取得了里程碑式的进步因此, 人民币国际化的具体影响力, 成为理论界以及相关市场主体的热点话题中国人民银行在货币政策制订实施过程中以货币供给为主要中间调控目标但是, 人民币国际化后, 在境外将流通一定数量的人民币, 其在国际间的流动可能会削弱中国人民银行对国内人民币的控制能力, 进而影响我国国内宏观调控政策的有效性当人民币还处于非国际货币时, 央行对货币发行量具备较强的调控能力, 货币政策的调控效果十分显著且立竿见影 ; 当人民币国际化后, 全球主要经济体对人民币的吞吐与容纳将对人民币供应量造成较大冲击, 人民币的供给量必须同时满足国内和海外的需求, 这必将对我国中央银行对货币供应量这一中间目标的调控产生影响鉴于此, 本文通过测算人民币境外存量, 对人民币国际化进程中对货币供给的影响进行实证分析 1. 文献回顾人民币国际化是最近十多年才逐步推动进行, 学者们对其对货币供给的影响研究成果主要在两个方面, 一方面是人民币国际化会对货币供给等产生怎样的影响另一方面为如何定量的衡量人民币国际化程度在人民币国际化对货币供给产生影响方面,Islam(2012) [1] 认为, 当一国货币成为国际货币时, 国际市场上须要一种对该货币未来价值及稳定性的预期而国内货币供给的变动将影响货币内在价值进而引起境外持有者的偏好, 通过跨境贸易流动从而影响国内货币供给水平 Otero(2011) [2] 指出, 人民币国际化后, 境内外流动的人民币, 将导致国内货币供给超调控预期的变化, 进而对国内一般价格水平产生影响国内学者如沙文兵刘红忠 (2014) [3] 认为人民币国际化条件下, 非居民拥有持有一定的人民币计价资产, 当人民币计价资产风 - 1 -

2 险收益发生变动时, 将引发跨境资本流动, 从而影响国内货币供给匡可可 (2011) [4] 张青龙 (2011) [5] 认为, 人民币国际化后, 由于存在境内人民币和境外人民币两个市场, 将对人民币国内货币市场供给关系产生影响胡正 (2012) [6] 指出, 当下我国货币存在超额供给, 由人民币国际化所带来的巨额人民币境外存量是原因之一徐奇渊何帆 (2012) [7] 则对人民币国际化的影响作出了更进一步的研究, 认为其不仅会对国内一般价格水平产生影响, 还会冲击人民币的利率与汇率, 增大了货币供给制度的复杂程度李斌伍戈 (2015) [8] 则从微观的角度, 分析了人民币跨境流动分为了三种模式 : 清算行模式代理行模式非居民账户模式 (NRA 账户 ), 在不同的跨境流动模式下, 其对货币供给产生的影响也有所区别, 清算行模式代理行模式下, 回流的境外人民币将会影响货币供给中其他存款这一统计口径数量而在非居民账户 (NRA 账户 ) 情况下, 则影响的是不纳入广义货币存款统计指标如何定量的衡量人民国际化程度方面, 受制于人民币国际化刚刚起步, 学者们较为认同采用以人民币境外存量作为人民币国际化的定量指标人民币境外存量测算分为直接测算和间接测算两种直接测算法通过考量边境贸易量和出入境人数及境外人均消费等相关资料对人民币境外存量进行测算测算的主要依据为跨境贸易量和境外消费所带来的人民币境外存量该方法受人为主观影响较大, 如陈鑫燕 (2012) [9] 依据出境人数, 大致估计人均在境外的人民币消费投资计算出人民币境外存量存在较大的误差间接测算法中较为准确的是扣除国内需求的测算方法其主要思路为假定国内货币需求是稳定的, 每年的货币供给量在满足国内需求后, 多余的货币供给即为满足境外人民币需求 Hawkins and leung(1997) [10] 首先提出了该方法巴曙松和严敏 (2010) [11] 通过测算的年度数据建立了国内货币需求函数, 并以此推算出年人民币境外存量, 结果表明截止 2008 年, 人民币境外存量约为亿元陶士贵叶亚飞 (2013) [12] 在国内需求函数建立中引入货币流通速度等变量, 测算了年人民币境外存量, 显示人民币境外存量在这几年中呈现波动中快速增长趋势,2012 年接近 2.70 万亿元宋芳秀刘苪睿 (2016) [13] 通过测算 2005 年年人民币境外存量, 分析了人民币跨境流动的特点和规律本文在以上分析的基础上, 以年为国内货币需求建模基础, 从而推算出年的人民币境外存量并研究其对货币供给结构产生的不同影响试图得出有意义的结论, 为人民币国际化下货币供给政策的制定提供借鉴 2. 人民币境外存量 2.1 模型建立本文将采用间接法测算人民币境外存量, 具体思路如下 : 本币在境外流通之前, 其供给量应该等于国内货币需求量国内货币需求量则是依据现代货币供给理论的稳定函数当本币同时在境内和境外流通时, 本币供给量则等于国内货币需求量与境外对该货币需求量之和由于国内货币需求与相关经济变量之间具有稳定的函数关系, 可以利用本币境外流通之前数据, 估计出本币的国内需求函数, 再据此对本币境外流通之后的国内货币需求进行预测, 并以实际的本币供给量与预测的国内需求量的差异作为本币境外存量的估计数出于数据可获得性和数据质量的考虑, 本文将采用市场化改革之后的年的季度数据对人民币境外存量进行测算具体来说, 将整个样本期划分为两个阶段 : 1999 年第一季度 2010 年第四季度 2011 第一季度 2015 年第四季度运用第一阶段子样本所估计出的国内货币需求函数, 预测第二阶段国内货币需求量, 并以实际的货币供应量与预测的国内货币需求量的差额, 作为第二阶段人民币境外存量的估计数根据现代货币数量理论, 根据 1999 年至 2010 年数据样本, 以广义货币供给 (M2) 为被解释变量, 以实际国内生产总值 (y) 利率 (r) 物价水平 (p) 货币化程度 (x) 为解释变量, 构建国内货币需求模型 : m2= + (y)+ r p x (1) 1 t t t - 2 -

3 其中,t=1,2,3..T, 为随机扰动项从理论上分析, 货币需求应与实际收入水平物价水平货币化率呈同方向, 利率水平呈反方向变化, 因此, 的值应为正,δ 值应为负在构建国内货币需求函数的基础上, 将 2011 年至 2015 年一季度数据带人上述模型, 同时与实际广义货币供给相比较, 从而测算出 2011 年至 2015 年人民币境外存量 FM2 测算 =M2 实际 m2 测算 (2) 本文为了消除物价水平和时间序列因素的影响, 将变量数据均采用 X12 方法进行季节调整, 同时, 为减轻或消除异方差性, 所有变量均取自然对数形式国内货币供给, 采用 M2 口径的货币供给指标衡量国内货币供给, 季度 M2 数据根据月度数据简单平均得到, 原始数据来自中国人民币银行官方网站一般价格水平 (p) 采用以 1999 年为基期的消费者价格指数 (CPI) 衡量国内一般价格水平, 季度 CPI 数据根据月度数据简单平均得到, 原始数据来自中经网统计数据库实际收入 (y) 为季度数据, 原始数据来自于经网统计数据库利率水平 (r) 采用上海银行间同业拆借利率, 季度几何平均获得, 原始数据来自中国货币信息网 2.2 国内货币需求函数分段时点选择由于间接测算人民境外存量需要将样本数据分为两个时段, 其中第一时段内假定人民币只在我国内流通, 第二时段出现了人民币跨境流动, 故分段时点的选择尤为重要需要保证国内货币需求函数在两个时段中为发生结构性变化, 从而确保模型检验的有效性由于我国于 2010 年开始启动人民币贸易项目下可自由兑换, 标志着人民走向国际化, 故本文首先采用 Chow 检验对 2010 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 : 表 1 Chow 检验结果统计量统计检验值 P 值 F-statistic Log likelihood ratio 表 1 可知,Chow 检验的两个统计值均不显著, 接受模型在 2010 年不存在突变点的假设由此可以认为国内货币需求模型在 2010 年前后没有发生结构性变化, 在此基础上估计出的货币需求函数具有长期稳定性单位根检验由于样本数据为时间序列数据, 用不平稳的时间序列数据进行计量分析, 往往会得到不符合实际的结果因此, 在进行数据分析前需对样本数据进行平稳性检验, 采用平稳的时间序列进行计量分析本文拟用 ADF 方法真的变量数据进行平稳性检验, 结果如表 2 所示 : 表 2 国内货币需求函数单位根 ADF 检验变量 ADF 检验值 (c,t,n) P 值结论 M (c,t,0) 平稳 y (c,t,0) 非平稳 y (c,t,2) 平稳 r (c,0,0) 平稳 p (c,t,0) 非平稳 - 3 -

4 p (c,t,4) 平稳 x (c,t,3) 平稳注 :c 表示截距项 ;t 表示趋势项 ;n 表示滞后变量阶数 ; 表示一阶差分算子由表 2 所示, 表中货币供应量 (M), 利率水平 (r), 货币化率 (x) 大哥变量的 p 值均小于 5%, 进而说明在 5% 的置信水平下, 能够拒绝原假设, 即说明上述三个变量不存在单位根国内生产总值 (y) 物价水平 (p),p 值大于 5%, 即存在单位根, 但在一阶差分后, 数据成平稳序列, 故剔除变量 y p, 保留 y, p 在此基础上, 对其进行协整检验协整检验协整用于刻画两个或以上的序列之间的平稳关系如果序列同时具有单整且相互之间存在协整关系, 那么这些序列之间就可能存在长期稳定的关系本文采用检验协整的方法为 Johansen 协整检验, 不仅克服了 EG 两步法的缺陷, 还可以在做多变量检验时确定协整变量的书面检验结果如表 3 表 3 协整检验原假设特征根迹统计量 5% 临界值 P 值 None * At most 1 * At most At most 3 * 注 : 根据 Eviews8.0 分析结果整理,** 表明在 5% 置信水平下拒绝原假设检验结果表明, 在 5% 的置信水平下, 统计值大于临界值, 拒绝没有协整关系的原假设, 并显示出至少存在三组协整关系, 说明这四个变量之间存在较强的协整关系最小二乘回归在上述变量样本数据, 通过了单位根检验及协整检验后, 本文对 1999 年至 2010 年样本数据建模, 采用最小二乘法进行拟合, 建立国内货币需求回归方程, 拟合结果如下 : M= y i p x (3) t=:(0.0098)*** (0.0000)*** (0.0022)*** (0.0018)***(0.0000)*** P 统计值 :(0.0098) R-squared=0.998 Prob(F-statistic)=0.000 Adjusted R-squared=0.998 通过分析国内货币需求回归方程可知 : 模型调整后 R-squared 为 0.998, 说明解释变量对被解释变量有较高的解释程度, 方程的 F 值为 , 对应 p 值为 , 表明方程整体上是显著的各个解释变量的系数均在 1% 的置信水平下显著且系数符号符合经济学理论, 与预期相符残差检验为说明解释变量和被解释变量存在长期稳定关系, 还需对上式结果残差进行单位根检验, 检验结果如表 4: 表 4 残差的单位根检验变量 ADF 检验值 1% 临界值 5% 临界值 10% 临界值 P 值结论平稳 - 4 -

5 由残差的单位根检验可知, 残差序列在 1% 的显著水平上拒接原假设, 故被解释变量和解释变量存在长期协整关系 2.3 人民币境外存量测算依据之前的划分, 本文将 2011 年第一季度至 2015 年第四季度的变量样本数据代入到式 (3) 中, 将真实的广义货币供应量 M2 真实与预测出来的 m2 预测的差额估算为人民币境外流通存量 (FM2) 测算结果如表 5 所示 : 表 5 人民币境外存量估算单位 : 亿元时间人民币境外流通存量时间人民币境外流通存量 2011q q q q q q q q q q q q q q q q q q q q 图 1 人民币境外流通存量 ( 单位 : 亿元 ) 从表 5 和图 1 可以看出, 在 2010 年施行人民币贸易项下的可自由兑换后, 人民币境外存量大体呈现出一个波动上升的趋势, 在 2012 年第四季度至 2013 年第一季度出现下滑, 并达到最低值, 这与当时的国内经济状况有着密切关联,2013 年一季度, 我国经济增长意外放缓, 在当时加剧了对于全球经济复苏的担忧, 增大了市场上对于人民币的恐慌之后随着我国经济政策的调整, 经济明显复苏, 人民币境外存量持在波动中也持续攀升, 截止 2015 年第四季度达到新高, 据估算境外人民币存量首次突破了 10 万亿元人民币离岸汇率随着人民币境外存量激增之后, 在限行汇率机制下, 出现了较大的贬值压力, 这也从另一个角度解释了从 2014 年 4 季度起至今人民币进入贬值通道的原因 - 5 -

6 3. 人民币境外存量对货币供给影响的实证分析 3.1 SVAR 模型建立根据李斌, 伍戈 (2015) [8] 研究表明, 人民币境外存量通过跨境流动, 其不同渠道下影响的货币统计结构包括纳入 M2 统计中的其他存款, 不纳入广义货币存款因此, 本文在以上研究基础上, 结合之前测算出的人民币境外存量, 构建一个包含人民币境外存量 (FM2) 国内货币供给 ( M2) 与其他存款 ( QT) 不纳入广义货币存款 (NM2) 四个内生变量的 p 阶 SVAR 模型 : AX B B X B X CY B (4) t 0 1 t1 2 t2 t t 上式中,Xt 为 4 1 阶内生变量的列向量,Yt 为外生变量,B 矩阵为各内生变量对当前冲击的反应系数, 为白噪声且为 SVAR 模型的扰动项与此同时, 为了使模型能够被估计, 需要对式子 (3) 进行变换, 并且要对 A 和 B 矩阵进行约束 : X A A X A X DY u (5) t 0 1 t1 2 t2 t t 其中,u t 为结构式冲击,u t 为 t 的线性组合由于滞后效应, 当期人民币境外存量不受当期国内货币当期其他存款与当期非广义货币存款的影响 ( a12=a13 =a14=0 ), 同理, 当期国内货币供给也不受当期其他存款当期非广义货币存款的影响 ( a23=a24=0 ), 当期其他存款不受当期非广义货币存款的影响 (a34=0) 即建立如下的约束条件 : b a A= 0 b B= a31 a b33 0 a41 a42 a b 单位根检验将需要研究的人民币境外存量 (FM2) 国内广义货币供给量 (M2) 其他存款 (QT) 和不纳入广义货币的存款 (NM2), 四个变量的样本数据进行 ADF 检验, 确保样本数据为平稳数据具体检验结果如表 6 所示 : 表 6 单位根 ADF 检验变量 ADF 检验值 (c,t,n) P 值结论 M (c,t,3) 非平稳 M (c,t,2) 平稳 FM (c,t,0) 平稳 FM (c,t,0) 平稳 QT (c,t,1) 非平稳 QT (c,t,0) 平稳 NM (c,t,4) 平稳 NM (c,t,0) 平稳注 :c 表示截距项 ;t 表示趋势项 ;n 表示滞后变量阶数 ; 表示一阶差分算子由上表可知, 国内货币供应量 (M2) 其他存款 (QT) 的 P 值显示为非平稳, 但在进行一阶差分后在置信度 5% 的水平下, 两组样本数据为平稳序列人民币境外存量 (FM2) ADF 检验值在 5% 置信水平下为平稳序列, 为保证模型的准确性, 在进行一阶差分后, 再 1% 置信水平下显示为平稳同理, 不纳入广义货币的存款 (NM2), 在 5% 的置信水平下为平稳, 为确保模型准确, 对其进行一阶差分在上述处理后, 各变量均为一阶单整序列, 其线性组合可能是平稳的, 故继续对其进行协整检验 - 6 -

7 3.3 协整检验对上述三个变量进行 Johansen 协整检验, 以判断其是否存在长期稳定关系, 检验结果如表 7 所示 : 表 7 协整检验结果原假设特征根迹统计量 5% 临界值 P 值 ** None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * 由上表可知, 在 5% 置信水平下, 拒接没有协整关系的原假设, 三个变量中至少存在 3 组协整关系说明四个变量存在一个长期稳定的关系 3.4 SVAR 滞后阶数选择结构 VAR 模型建立在 VAR 基础, 所以任需确定模型 VAR 滞后阶数而 VAR 滞后阶数 P 的选择的确定是此模型最重要的步骤之一一方面, 滞后阶数 p 值越大, 即滞后期数越多, 则模型的动态特征就会越明显另一方面, 滞后阶数越大, 模型的自由度就越少根据 AIC 和 SC 值最小原则确定最优滞后期如表 8 所示, 当滞后期 P=2 时,AIC 和 SC 同时达到最小, 选择 2 阶滞后, 表 8 滞后阶数选择 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ NA* 1.39e e e-07* * * * e 模型稳定性检验为确保构建的 SVAR 模型及其脉冲响应函数的有效性, 需确保所建立的模型稳定性, 故在此对 SVAR 模型的稳定性进行检验图 4.3 表明所建立的 VAR 模型的单位根倒数的模都位于单位圆内, 进而说明此 SVAR 模型为稳定的故可进行进一步分析 - 7 -

8 1.5 Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 图 2 稳定性检验 3.6 格兰杰因果检验格兰杰因果检验由于检验内生变量是否可以作为外生变量若存在格兰杰因果关系, 则说明一个变量受到其他变量的滞后影响在前文分析证明, 四个变量均为一阶差分平稳序列且存在协关系, 故可检验其是否存在格兰杰因果关系结合本文研究主题, 对广义货币供应量 M2 进行格兰杰因果检验, 检验结果如表.9 所示 : Dependent variable: DM2 表 9 M2 的格兰杰因果检验 Excluded Chi-sq df Prob. DFM DNM DQT All 表 10 格兰杰因果检验结果原假设 Obs Chi-sq P 检验结果 FM2 does not Granger Cause M 拒绝 M2 does not Granger Cause FM 接受 FM2 does not Granger Cause QT 接受 QT does not Granger Cause FM 接受 FM2 does not Granger Cause NM 拒绝 NM2 does not Granger Cause FM 拒绝根据结果可以发现, 人民币境外存量 (FM2) 不是国内广义货币供给的格兰杰原因的统计值为 ,P 值为 , 在 10% 的置信水平下, 拒绝原假设即人民币境外存量是 - 8 -

9 国内货币供给的格兰杰原因 1% 的置信水平下, 其他存款 (QT) 是国内广义货币供应量 (M2) 的格兰杰原因未纳入 M2 的存款 (NM2) 不是是货币供给的格兰杰原因于此同时, 人民币境外存量是非广义货币统计存款 (NM2) 的格兰杰原因, 不是其他存款 (QT) 的格兰杰原因 3.7 脉冲响应分析由于 SVAR 为一种非理论模型, 故其采用脉冲响应函数方法进行分析脉冲函数可分析模型受到某种冲击时, 随机扰动项一个标准冲击对其他变量现在及未来取值的影响规矩, 它可以形象的描绘出变量间的动态交互作用及效应本文的目的是研究人民国际化对我国货币供给的影响情况下面是人民国际化程度对国内货币供给其他存款和不纳入广义货币统计存款的脉冲分析人民币国际化与国内货币供给变动的脉冲分析图 3 表示当给人民币境外存量一个正向冲击后, 即人民币境外存量增加后, 由最初的正值, 在第二期之后降为负值, 第三期回升并达到峰值, 之后在平稳一期后, 出现下降回升再下降总体呈现周期性波动, 但波动的幅度在不断减小, 越发趋于平稳从总体来看, 其对国内货币供给量的影响为负值这表明, 随着人民币国际化程度的提高, 在短期内会降低国内货币供应量, 之后随着境外人民币存款的派生和回流, 将扩大国内货币供给, 之后趋于稳定.012 Response of DM2 to Cholesky One S.D. DFM2 Innovation 图 3 人民币境外存量对国内货币供给脉冲响应人民币国际化对其他存款变化的脉冲分析图 4 反映的是当存在一个正向的人民币境外存量变动冲击时, 对其他存款变动的影响当施加一个冲击时, 其他存款变动呈现出逐渐衰退的正负变化, 并最终在零值附近收敛总体表现为负值, 从长期来看, 给人民币国际化施加一个正向冲击对其他存款产生负向的影响 - 9 -

10 Response of DQT to Cholesky One S.D. DFM2 Innovation 图 4 人民币国际化对其他存款变动的脉冲响应人民币国际化对不纳入广义货币存款的脉冲分析如图 5 所示, 当受到人民币境外存量一个正向冲击后, 非纳入货币供给存款平变动由最初的负值向正值变动, 之后出现短暂的下降, 然后再次回升, 之后逐渐收敛, 总体为正值长期视角下, 对人民币境外存量的正向冲击, 会对不纳入广义货币存款产生正效应结合第二章内容, 该部分的影响可能来自于 NRA 账户 Response of DNM2 to Cholesky One S.D. DFM2 Innovation 图 5 人民币境外存量对不纳入货币供应存款水平变动的脉冲响应 3.8 方差分解方差分解是通过分析每一结构冲击对内生变量的贡献程度, 进一步评价不同结构冲击的重要性表 11 显示的是的国内货币供给量 (M2) 的方差分解分析的结果表 11 方差分解结果输出的结果表明, 从第 7 期起, 方差分解的结果基本稳定具体来看, 对于国内货币供给 (M2), 其他存款 (QT) 在各变量中有最大贡献率, 其从最初的 24% 上升至第 4 期最高的 32% 左右, 随后逐步回落, 最终稳定在 28.93% 水平上人民币境外存量的贡献率呈

11 现出波动缓慢增加趋势, 在第 2 期达到最大的 19.34%, 之后逐渐稳定在 15% 左右水平上而非纳入广义货币存款 (NM2) 的贡献度最低, 由 0 缓步升至最高的 4.07% 由此可以看出, 人民币国际化程度对国内货币供给的贡献率呈现迅速上升并逐渐稳定的过程, 在第 9 期中, 其解释程度仅次于其他存款这一变量, 一方面表明人民币国际化的确会对国内广义货币供给产生影响, 另一方面也反映出随着人民币国际化程度的不断加深, 其对广义货币供给的总体影响还会随之增大 4. 结论及政策建议本文在基于相关文献研究基础上, 选定用人民币境外存量来作为人民币国际化观察指标, 通过设立 2010 年为分界点的间接测算方法, 估算出 2011 年第一季度至 2015 年第四季度的人民币境外存量测算结果显示, 随着人民币国际化的全面推进, 人民币境外存量呈现出波动中上升趋势, 特别是 2014 年后增速达到了最大, 且有继续保持高速增长的趋势在测算出境外人民币存量后, 本文建立了多维 SVAR 模型, 在对时间序列数据进行了平稳性检验后, 利用脉冲响应和方差分解的方法, 研究人民币境外存量对国内广义货币供给其他存款及不纳入广义货币的存款的影响实证结果表明, 上述四个变量间存在着一个长期稳定的均衡关系, 人民币境外存量是国内货币供给的格兰杰因果原因, 同时也是不纳入广义货币统计存款的格兰杰原因, 在给人民币境外存量一个正向的外部冲击后, 会对国内广义货币供给其他存款产生影响, 从长期来看其影响为负, 而对不纳入广义货币存款的产生的影响为正此外, 人民币境外存量对我国货币供给具有较大的方差贡献率, 随着人民币国际化程度的加深, 对货币供给变动的解释程度逐步增加本文实证检验证明人民币国际化将会对我国货币供给产生影响, 在人民币国际化不断推进的背景下, 结合国内实际情况, 为减少人民币国际化对货币供给的冲击提出以下相关政策建议 : 第一, 应继续稳步推进人民币国际化一方面是应抓住全球金融系统出现变革的历史机遇, 借力十三五规划, 需要增强国家的综合经济实力, 加快产业升级, 优化资源配置, 全面提升自主创新能力, 大力发展第三产业及高新技术产业, 增强经济开放程度, 从而提升国家的核心竞争力, 为人民币国际化提供坚定的经济基础另一方面, 要加大人民币离岸市场建设, 充分发挥已有离岸中心作用, 扩大市场规模, 丰富金融产品种类, 提高对人民币计价产品的定价权第二, 应不断提高货币统计监测水平要完善境外人民币相关货币统计口径, 将境外人民币纳入货币统计体系中此外, 还应加强人民币境外流通监测体系建设强化境外人民币业务的统计与分析, 提升离岸人民币市场的透明程度, 加大对走私地下钱庄等非法人民币境内外流动的打击力度第三, 应转变货币政策调控方式随着人民币国际化程度的推进, 应改变现有的以货币供给量为中间目标的货币调控框架, 从数量型货币供给逐步转为以利率汇率等价格型货币政策调整工具同时, 应扩大 SHIBOR 的使用范围, 建立健全市场化基准利率体系, 防止由利差带来的对经济的冲击在汇率市场上, 应提升汇率调控水平, 逐步实现汇率价格信息的有效传递

12 参考文献 [1]Islam Bashar. International of Renminbi:What Does the Evidence suggest?[j]. World Review of Busniess Research, 2012,(5):65-85 [2]Otero-Iglesias,M. The Internationalization of the Renminbi:Prospects and isks[r].oxford Brookes University,2011 [3] 沙文兵, 刘红忠, 人民币国际化汇率与汇率预期 [J]. 国际金融研究,2014(8):10-18 [4] 匡可可, 人民币国际化对中国货币政策的影响 [J], 金融理论与实践,2011.(11): [5] 张青龙, 人民币国际化对货币政策的影响基于 IS-LM 模型分析 [J]. 国际金融. 2011,(2): [ 6] 胡正, 中国超额货币之谜成因新析基于人民币跨境流通视角, [J]. 经济体制改革 2012,(5): [7] 徐奇渊何帆, 人民币国际化对国内宏观经济的影响基于人民币跨境结算渠道的分析 [J]. 广东社会科学. 2012,(7): [8] 李斌, 伍戈, 信用创造货币供求与经济结构 [M] 北京 : 中国金融出版社,2015 [9] 陈鑫燕, 赵凯, 胡佳斐. 跨境贸易人民币业务与境外人民币存量 : 一个实证研究 [J]. 上海金融, 2012( 3):18-24 [10] Hawkins, Leung. The Demand and for Hong Kong Dollar [J]. HKMA Quarterly Bulletin,1997, (5): [11] 巴曙松, 严敏. 人民币现金境外需求规模的间接测算研究 :1999 ~2008[J]. 上海经济研究, 2010( 1): [12] 陶士贵, 叶亚飞. 人民币境外存量的估算及其对我国货币供给量的影响基于人民币跨境交易视角 [J]. 财贸经济,2013,(9): [13] 宋芳秀, 刘苪睿. 人民币境外存量的估算及其影响因素分析 [J]. 世界经济研究,2016(6):12-21 Effect of RMB Internationalization on China's Money Supply He Zhiwei (Hunan University, Changsha /Hunan Province, Postal Code410006) Abstract:At present, the internationalization of RMB has achieved some achievements, It brought about a lot of benefits at the same time, but also to some extent affected the effectiveness and independence of China's money supply policy implementation. Based on this, this paper will study the internationalization of RMB Supply of influence. In this paper, the RMB foreign inventory as the internationalization of RMB indicators, using indirect method, measured in year outside the inventory. On this basis, the paper analyzes the interactive relationship between the RMB supply and the inventory of foreign currency. The results show that changes in the foreign currency of the RMB will have different effects on the different components of the money supply, thus affecting the total amount of money supply. Keywords: Internationalization of RMB; Money supply; RMB foreign inventory

目录引言...3 铜价与中国采购经理人指数的实证分析...3 铜价与美国采购经理人指数的实证分析... 7 结论免责申明...12 图表目录图表 1: 中国 PMI 指数与铜的相关性...3 图表 2: 中国 PMI 指数与铜价平稳性检验...4 图表 3: 中国 PMI 指数与铜

目录引言...3 铜价与中国采购经理人指数的实证分析...3 铜价与美国采购经理人指数的实证分析... 7 结论免责申明...12 图表目录图表 1: 中国 PMI 指数与铜的相关性...3 图表 2: 中国 PMI 指数与铜价平稳性检验...4 图表 3: 中国 PMI 指数与铜铜专题系列报告 (1) 2010 年 08 月 16 日采购经理人指数与铜价关系制作 : 王宁电话 :021-33313585 邮箱 :wangning@xiangyu.cn 制作 : 吕爱红电话 :021-33313575 邮箱 :lahong@xiangyu.cn 我们对变量进行相关性检验, 探寻建模的方法, 通过测试结果分析 PMI 和 ISM 与铜价之间的均衡关系中国 PMI 指数,