周 麗

一、文獻(xiàn)綜述

熱錢具有短期性、流動性強、對市場信息敏感性強、高收益伴隨著高風(fēng)險、進(jìn)行虛擬產(chǎn)品的投機等特征。國內(nèi)外學(xué)者都對熱錢流動的影響因素進(jìn)行過分析：Kohli［1］的實證研究表明，資金入境于印度是受該國的價格指數(shù)和股票價格影響所致，這兩個影響因素與入境的國家短期資本之間具有高度的相關(guān)性。吳文旭、陳學(xué)華［2］選擇利率和儲蓄率水平為解釋變量，結(jié)論顯示國內(nèi)利率水平和儲蓄率水平是影響其流動的原因。王信［3］實證研究得出樣本選擇期間的資本流入規(guī)模與短期資產(chǎn)收益率成正比，且受該期短期資產(chǎn)收益率的影響很大。王琦［4］進(jìn)行多元線性回歸實證研究表明，我國國際短期資本流動受到利率水平、匯率水平、通貨膨脹率水平、開放度以及政策因素等的綜合影響。張誼浩、裴平、方先明［5］運用統(tǒng)計數(shù)據(jù)構(gòu)建“三重套利”模型，結(jié)果顯示國際資本流動是受利率水平的影響，兩國利率之差是資本流動的推動因素。劉立達(dá)［6］通過實證分析表明，中國的資本流入不能被利差所解釋。王世華、何帆［7］實證研究得出國內(nèi)外長期出現(xiàn)的利差狀況以及對人民幣升值的市場預(yù)期都是引導(dǎo)國際短期資本向我國流入的助推動力，而人民幣升值預(yù)期對國際短期資本的影響更為顯著。張誼浩、沈曉華［8］通過CLR模型和多重套利模型進(jìn)行實證分析，結(jié)果顯示對人民幣升值的預(yù)期以及上證綜合指數(shù)的上升都對熱錢向我國流入產(chǎn)生作用。蘇多永、張祖國［9］通過構(gòu)建“四重套利”模型，檢驗得出短期國際資本持續(xù)流入的動機主要是為了進(jìn)行“套匯”和“套價”，“套利”和“套稅”動機的影響并不顯著。李永［10］研究認(rèn)為我國的人民幣匯率預(yù)期水平、名義利差、消費物價水平、房地產(chǎn)價格是吸引國際熱錢流入我國的影響因素，而我國的經(jīng)濟增長率以及股票價格則不是熱錢流動的主要因素，兩者對其影響相對較小。

二、熱錢的規(guī)模估算

目前主要利用游資法、余額法和多利法這三種方法對熱錢流動的規(guī)模進(jìn)行測算估計。綜合各方面因素，本文利用經(jīng)過一定調(diào)整的余額法進(jìn)行熱錢規(guī)模的測算。此方法是根據(jù)蘇劍、童立［11］提出的計算方法而來。計算公式如下：

熱錢流入規(guī)模＝外匯儲備增量－統(tǒng)計貿(mào)易順差－FDI＋（統(tǒng)計順差－合理順差）

一國短期內(nèi)的出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、勞動力的成本、要素價格、資源稟賦、技術(shù)進(jìn)步可以看作是穩(wěn)定的，因此，可以認(rèn)為短期內(nèi)進(jìn)出口額比率是相對穩(wěn)定的，貿(mào)易增值與出口額的比率也可以看作是相對穩(wěn)定的。通過Eviews軟件對貿(mào)易差額進(jìn)行擬合，得出合理的貿(mào)易差額。在2000-2002年間，相對流入的熱錢可以忽略不計，以2000-2002年的貿(mào)易差額占出口額的比率為基期指標(biāo)對2003-2013年的貿(mào)易差額進(jìn)行擬合，可以計算得出貿(mào)易順差中包含的貿(mào)易熱錢規(guī)模。表1即是用這一方法估算出來的2003-2012年以及2013年前三季度熱錢流動的規(guī)模。

三、模型變量的選擇

（一）利率差

當(dāng)兩個國家之間的利率差距較大時，通過資金跨國流動獲得的利息收益大于交易成本，投資者往往會進(jìn)行跨國套息來取得利潤。本文的衡量指標(biāo)選取中國1年期存款的基準(zhǔn)利率及美國聯(lián)邦基金利率作為兩國的利率水平。中美利率呈現(xiàn)倒掛現(xiàn)象，熱錢進(jìn)行“套利”就存在可行性。

表1 2003-2012年及2013年前三季度實際流動的熱錢數(shù)值 （億美元）

（二）人民幣升值預(yù)期

我國從匯率改革后，人民幣一直面臨升值壓力，近幾年人民幣匯率不斷升值，引起國際資本的套匯動機。本文選擇人民幣兌美元的即期匯率及一年期存款的人民幣兌美元無本金價格遠(yuǎn)期匯率NDF（Non-deliverable Forward）為衡量指標(biāo)。NDF即無本金遠(yuǎn)期外匯交易，雙方通過簽訂遠(yuǎn)期合約，在合約中事先約定未來指定日期的換算匯率，而到期時只計算約定匯率與即期匯率的差價，進(jìn)行差額交割，不會真正交割。考慮其遠(yuǎn)期交割的特點，其能作為國際市場對人民幣升值預(yù)期的一個合理參考指標(biāo)。將人民幣NDF匯率和人民幣即期匯率兩種匯率綜合為指標(biāo)EP（Exchange Pressure）來衡量人民幣的升值預(yù)期。其中，人民幣升值預(yù)期等于人民幣即期匯率與一年期人民幣兌美元NDF之比。若EP＜1，則預(yù)期人民幣會貶值；若EP＞1，即表明人民幣有升值壓力。EP值越大，人民幣升值預(yù)期越強烈（其中，人民幣兌美元的即期匯率數(shù)據(jù)來源于中宏網(wǎng)，一年期存款的NDF數(shù)據(jù)來源于bloomberg數(shù)據(jù)庫）。

（三）上證股票價格

股票市場的高流動性是國際熱錢進(jìn)行短線投機的佳選，大量熱錢的流入，會引起股票市場的活躍，熱錢就可以從我國進(jìn)入活躍狀態(tài)的股票市場進(jìn)行投機，短期獲利。股票價格的上升必然會引起熱錢流入我國，兩者呈正向關(guān)系。本文股市指標(biāo)的選擇為上證指數(shù)經(jīng)風(fēng)險調(diào)整后的價格 （上證綜指收盤價來源于大智慧軟件）。

（四）房地產(chǎn)價格指數(shù)

由于國內(nèi)對住房的剛性需求，持續(xù)繁榮是其近年來的發(fā)展趨勢。市場巨額利潤的存在，導(dǎo)致大量資金被投向房地產(chǎn)市場，國際短期資金也不會例外。本文選擇房地產(chǎn)行業(yè)價格指數(shù)為變量（數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)）。

四、實證分析

（一）回歸變量的統(tǒng)計性描述

回歸模型中各變量的含義為：HM表示因變量實際熱錢規(guī)模，EP表示自變量中美匯率之差，DI表示中美利率差，RP表示上證綜指月度區(qū)間經(jīng)風(fēng)險調(diào)整后的單位風(fēng)險價格，REP表示中國房地產(chǎn)價格指數(shù)。數(shù)據(jù)樣本期間均為2003年1月至2013年8月。

（二）樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

利用ADF檢驗法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。熱錢規(guī)模和上證綜指收益以及人民幣升值預(yù)期都是平穩(wěn)時間序列，而中美利率差及房地產(chǎn)價格指數(shù)的時間序列在5%的顯著性水平下非平穩(wěn)。因此，需要考察各變量的一階差分平穩(wěn)性，結(jié)果如表2所示。很明顯，在5%的顯著性水平下，所有變量進(jìn)行一階差分之后皆為平穩(wěn)序列。

表2 樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

（三）協(xié)整檢驗

由ADF檢驗結(jié)果可知，中美利率差及房地產(chǎn)價格指數(shù)為非平穩(wěn)序列，但所有變量一階差分均為平穩(wěn)時間序列。利用Johansen法檢驗樣本之間的協(xié)整關(guān)系，其中滯后期的確定根據(jù)AIC準(zhǔn)則。如表5所示。當(dāng)滯后期為3時，AIC最小，因而本文的最佳滯后期為3期。根據(jù)表3的檢驗結(jié)果，在5%的顯著性水平下，HM、DI、EP、RP 及 REP 的協(xié)整關(guān)系最多存在 1個。

表3 Johansen檢驗結(jié)果

（四）格蘭杰因果檢驗

熱錢規(guī)模和人民幣升值預(yù)期及股票價格是平穩(wěn)的時間序列，可以直接進(jìn)行格蘭杰檢驗，而中美利息差及房地產(chǎn)價格指數(shù)為一階單整，差分后進(jìn)行檢驗。四個影響因素變量分別對熱錢流動進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，如表4所示。在5%的顯著性水平下，從格蘭杰檢驗結(jié)果看，人民幣預(yù)期升值為熱錢流動的格蘭杰原因，而熱錢流動不是人民升值預(yù)期的格蘭杰原因。中美利差、房地產(chǎn)價格指數(shù)、上證股票價格四個變量與熱錢流動規(guī)模之間也并不存在單向或者雙向的格蘭杰原因。

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

（五）最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗

確定最為合適的滯后期是建立VAR模型的必要條件，在5%的顯著性水平下，綜合考慮LR統(tǒng)計量、FPE、SC信息準(zhǔn)則、AIC信息準(zhǔn)則與HQ信息準(zhǔn)則五個指標(biāo)進(jìn)行判斷，判斷結(jié)果如表5所示。根據(jù)LR、FPE、AIC信息準(zhǔn)則均選取了3階為最優(yōu)滯后階數(shù)，所以選擇建立VAR（3）模型。

（六）VAR模型的穩(wěn)定性檢驗

根據(jù)檢驗所得的AR根倒數(shù)圖可知，VAR模型的所有單位根的倒數(shù)均位于單位圓之內(nèi)，就表示模型已滿足穩(wěn)定性條件。下文進(jìn)行模型的脈沖響應(yīng)分析以及方差分解。

表5 最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗

（七）脈沖響應(yīng)分析

通過建立VAR模型，在VAR模型的基礎(chǔ)上建立脈沖響應(yīng)函數(shù)，并據(jù)此得到熱錢流動對其他變量的脈沖響應(yīng)路徑。本文為滯后15期，其結(jié)果如圖1所示。從圖1左上方可以看出，在本期給予RP一個正沖擊，HM迅速作出反應(yīng)，在第2期達(dá)到最大值21.49，之后迅速降低至最低點-34.47，之后處于緩慢增長，沖擊效應(yīng)維持在3左右。從圖右上方可以看出，在本期給予DI一個正沖擊過后，HM先是迅速下降至第2期的-37.33，然后迅速增長到第3期的37.55，隨著時間的推移，沖擊效果逐漸減弱，在第11期衰減至-11.7。從圖1左下方可見，在本期給予REP一個正沖擊之后，熱錢流入立刻作出反應(yīng)，在第1期達(dá)到6.31，然后有所下降，第4期過后開始逐步上升，第10期達(dá)到10.79。從圖1右下方可以看出，在給EP一個正向沖擊之后，熱錢流動立刻作出劇烈反應(yīng)，在第1期達(dá)到最大值55.96，之后開始迅速下降，在第4期之后，變化趨勢變得緩慢。由動脈分析圖可知，熱錢的流動對人民幣的預(yù)期升值表現(xiàn)最為敏感，而股市、房地產(chǎn)、中美利差雖然對熱錢流動也有影響，但相較于人民幣匯率的影響相對較微弱。由此可以看出，熱錢的流入正是為了人民幣預(yù)期升值而進(jìn)行套匯所致。

圖1 HM對各影響因素沖擊的響應(yīng)

（八）方差分解

通過方差分解可以將VAR系統(tǒng)中的一個變量的方差分解到各個擾動項上，它代表了每個擾動因素對VAR模型內(nèi)各個變量的影響程度，也可以說各個變量能夠?qū)︻A(yù)測誤差進(jìn)行解釋的程度，即方差貢獻(xiàn)率。由表6可以看出，第1期熱錢流動的波動只受自身的沖擊，從總體上看，熱錢自身的貢獻(xiàn)率是最大的，且一直都在發(fā)生變化，但變化幅度較小。其自身貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)出逐漸遞減的趨勢，但是都在90%左右浮動；從經(jīng)風(fēng)險調(diào)整后的股票價格來看，股價對熱錢的沖擊先是逐漸遞增，到第8期開始下降；從利差來看，利差對熱錢的沖擊大體呈上升趨勢；從房地產(chǎn)價格指數(shù)來看，房地產(chǎn)價格對熱錢的沖擊大體也呈逐漸上升趨勢，但是貢獻(xiàn)率一直很小，到第10期也只有0.39%；從人民幣升值預(yù)期來看，人民幣升值對熱錢的沖擊呈逐漸上升趨勢，在利差、房地產(chǎn)價格、股價、人民幣升值預(yù)期四個因素中，人民幣升值的貢獻(xiàn)率相對最大，僅次于熱錢自身的貢獻(xiàn)率。

表6 熱錢流動的方差分解

五、總結(jié)

本文通過將熱錢流動的“套匯”“套利”“套價”三種動因進(jìn)行“三重套利”的VAR模型的實證分析，從格蘭杰檢驗和脈沖響應(yīng)圖及方差分解圖來看，豪賭人民幣升值是熱錢流入我國的主要動機。雖然股價、房地產(chǎn)、中美利差對于熱錢的影響不是很大，但并不意味著沒有熱錢進(jìn)入股市或者房地產(chǎn)市場。熱錢流入對我國經(jīng)濟必然會產(chǎn)生影響，熱錢進(jìn)入股市進(jìn)行短期的投機炒作，一開始雖然會引起股市的繁榮，股市價格上漲，但是當(dāng)熱錢撤離之后，必然會引起股市大跌，影響股民的信心，對股市產(chǎn)生一定的影響。我國房地產(chǎn)市場泡沫化越來越嚴(yán)重，其中肯定不乏熱錢流入炒作的可能，但是房地產(chǎn)市場周期較長，熱錢流入的規(guī)模相較于流動性強大的股市而言可能會比較少。因此，控制熱錢流入對于保持我國股市的穩(wěn)定發(fā)展和房地產(chǎn)的正常發(fā)展具有非常重要的意義。

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