方 意 邵稚權
(中央財經大學金融學院 北京 102206)
21 世紀以來,重大金融沖擊、地緣政治沖突、公共衛(wèi)生事件以及貿易摩擦事件等重大沖擊時有發(fā)生,給全球金融系統(tǒng)的穩(wěn)定帶來了極大的挑戰(zhàn)。重大沖擊事件具有突發(fā)性和緊迫性,會使全球經濟發(fā)展面臨較高的不確定性,并可能引起全球金融市場震蕩。例如,2020 年被世界衛(wèi)生組織(WHO) 宣布為“國際關注的突發(fā)公共衛(wèi)生事件” 的新型冠狀病毒肺炎(COVID-19) 疫情逐步演變成全球性公共衛(wèi)生危機,幾乎所有高風險金融資產與大宗商品的價格均大幅下跌,美國股市更是史無前例地在2020 年3 月發(fā)生四次“熔斷”。全球金融市場的劇烈震蕩,可能對我國金融市場穩(wěn)定構成較大沖擊。
防范輸入性金融風險對我國維護金融穩(wěn)定具有重要意義。一方面,國際環(huán)境日趨復雜,不穩(wěn)定性和不確定性明顯增加。新冠肺炎疫情影響廣泛深遠,世界經濟陷入低迷,經濟全球化遭遇逆流。全球能源供需版圖正在經歷深刻變革,國際經濟政治格局復雜多變,單邊主義、保護主義、霸權主義對世界和平與發(fā)展構成威脅。另一方面,隨著我國金融市場開放以及人民幣國際化程度的不斷提升,當前我國金融市場面臨的風險敞口增大(韓永輝等,2020)。全球金融市場沖擊對我國的風險外溢作用日益增加,外部風險逐漸成為我國金融市場風險的重要來源。
楊翰方等(2020) 對輸入性金融風險的定義是:在開放的金融市場中,當其他經濟體金融市場出現風險時,會通過多種途徑傳輸進入該經濟體內部,對該經濟體金融市場造成的風險。當前,輸入性金融風險防控問題已經受到重點關注。2019 年政府工作報告強調了要“防范金融市場異常波動” 及“防控輸入性風險”。中國人民銀行發(fā)布的《中國金融穩(wěn)定報告(2019)》 指出要“阻斷跨市場、跨區(qū)域、跨境風險傳染,防范金融市場異常波動和共振”。“十四五” 規(guī)劃提出要“構筑與更高水平開放相匹配的監(jiān)管和風險防控體系”。2021 年11 月《中共中央關于黨的百年奮斗重大成就和歷史經驗的決議》 中指出要“堅持金融為實體經濟服務,全面加強金融監(jiān)管,防范化解經濟金融領域風險”。因此,考察重大沖擊下輸入性金融風險的防控問題,對當前我國防范化解金融風險具有重要意義。
本文的主要貢獻包括:第一,對不同類型的重大沖擊事件做出區(qū)分,有助于完善與各類重大沖擊相適應的宏觀治理應對機制及輸入性金融風險防控對策;第二,系統(tǒng)梳理重大沖擊下我國輸入性金融風險的演變、作用渠道以及防控政策的實施效果,為測度輸入性金融風險提供分析框架與應用實例。
本文首先對金融市場風險度量的相關文獻進行回顧,其次從理論上分析重大沖擊對輸入性風險的影響機制。
與本文相關的研究文獻集中在金融市場風險度量領域。構建輸入性金融風險指標需要從網絡分析視角看待金融市場之間的風險結構:風險網絡的節(jié)點代表單個金融市場自身的波動風險,風險網絡的邊代表金融市場間的跨市場風險傳染程度。
(1) 對單個金融市場風險的度量。單個金融市場的風險通常用兩種指標來進行刻畫:在險價值(value at risk,VaR),該指標反映了金融市場在壓力時期的極端收益損失;二階矩波動率,即收益率的標準差,標準差越大,代表波動越劇烈,風險越大。本文選擇二階矩波動率來度量單個金融市場風險的原因在于:在險價值VaR 衡量的是極端壓力狀況下金融市場的尾部風險,而本文不僅關注2008 年國際金融危機和2020 年新冠疫情等極端沖擊,還考察地緣政治沖突和貿易摩擦事件等非極端沖擊。因此,本文選用二階矩波動率來度量單個金融市場風險。
(2) 對金融市場間風險傳染關系的度量。現有系統(tǒng)性風險測度領域的相關研究主要采用以下三類刻畫關聯性的方法度量金融市場間的風險傳染關系:一是構建金融市場收益率之間的動態(tài)相關系數,主要采用動態(tài)條件相關系數—廣義自回歸條件異方差(DCCGARCH) 模型進行計算。此類方法只能測度系統(tǒng)性風險的總體水平,無法識別風險傳遞的方向,不能衡量單個市場的風險貢獻或敞口。二是通過尾部依賴模型測度風險傳染效應。此類研究主要包括ΔCoVaR (Adrian 和Brunnermeier,2016)、SES (Acharya 等,2017)、SRISK (Brownlees 和Engel,2017) 等指標。SES 和SRISK 指標主要用于金融機構層面的研究,而ΔCoVaR 指標更適用于金融市場層面的研究,因此現有研究主要采用ΔCoVaR 指標計算金融市場間的雙邊尾部風險傳染指數。三是基于VAR 模型的廣義預測誤差方差分解構建波動率溢出指數(Total/From/To/Net 指標) 來刻畫金融市場間的風險傳染網絡(Diebold 和Yilmaz,2014)。通過方法二、三均可以得到兩兩金融市場之間帶有傳染方向的關聯程度,從而構建風險網絡,利用網絡分析法來考察金融市場之間的風險關聯結構及特征。相較于ΔCoVaR 指標,波動率溢出指數具有以下優(yōu)勢:第一,波動率溢出指數站在整個網絡的角度來考慮風險傳染,不再拘泥于兩兩市場之間的傳染,符合系統(tǒng)性風險的底層邏輯。而ΔCoVaR 指數只能刻畫兩兩市場之間的依存關系,沒有基于整個網絡系統(tǒng)的依存來考慮問題。第二,從客觀性的角度看,ΔCoVaR 指數基于分位數回歸測算金融市場風險傳染關系,其分位點的選取具有一定主觀性,從而可能影響結果的穩(wěn)健性。波動率溢出指數不存在分位點選擇問題。第三,從適用條件的角度看,ΔCoVaR 指數適用于分析極端條件下金融市場間的風險傳染特征,而本文的事件選取既包括極端沖擊,也包括非極端沖擊。波動率溢出指數更適合分析本文關注的各類重大沖擊事件對輸入性金融風險的影響。基于此,本文基于VAR 模型的廣義預測誤差方差分解來構建金融市場間的風險傳染網絡。
當全球金融市場發(fā)生異常波動時,波動風險會通過市場間關聯機制傳染我國金融市場,產生風險聯動。我國輸入性金融風險的影響因素包括外部風險、國內金融市場對外部風險來源方的開放程度以及國內金融市場的風險抵御能力(楊翰方等,2020),而共同風險敞口增大是我國金融市場和全球金融市場發(fā)生風險共振的重要原因。共同風險敞口,指我國金融市場和全球金融市場均暴露于相同風險源,因面臨共同的風險因素而發(fā)生風險聯動(梁琪等,2015)。重大沖擊使我國金融市場和全球金融市場共同暴露的風險敞口增大(Lustig 等,2011),這一方面會加劇全球金融市場的波動風險,另一方面會使我國金融市場與全球金融市場之間更容易發(fā)生風險聯動。
除共同風險敞口之外,重大沖擊還會通過加劇全球金融市場的波動風險,或提高中國金融市場與全球金融市場之間的關聯性,增大中國的輸入性金融風險。重大沖擊對輸入性金融風險的作用渠道主要包括經濟基本面機制、投資者情緒機制以及美國貨幣政策機制。理解這三大渠道的作用機制有助于確定輸入性金融風險防控政策的切入點。經濟基本面機制,指重大沖擊會對經濟基本面的供給端或需求端產生負向影響(毛志宏等,2021)。全球經濟基本面惡化會增大全球金融市場的波動風險,中國經濟基本面惡化則會增加中國金融市場脆弱性,進而增大輸入性金融風險。投資者情緒機制,指重大沖擊使投資者面臨的不確定性增加,從而調整不同市場的資產配置(高昊宇等,2017)。投資者的安全投資轉移行為(flight to quality) 以及恐慌性拋售會加劇全球金融市場的波動風險并容易引發(fā)市場間的風險傳染。美國貨幣政策機制,指重大沖擊下美國的寬松貨幣政策會對全球金融市場和中國金融市場產生溢出效應,進而影響中國輸入性金融風險。中心國家實施的貨幣政策可能會引發(fā)全球金融周期,以信用類資本為主的資本流動會使外圍國家表現出繁榮—衰退周期,造成其經濟和金融的不穩(wěn)定(Rey,2015)。此外,美國實施寬松貨幣政策會削弱各國宏觀審慎政策的有效性(譚小芬和李興申,2021)。在重大沖擊頻發(fā)的背景下,國際金融市場可能成為波動的重要風險源,中國面臨的輸入性金融風險增加。
(1) 度量輸入性金融風險的水平。首先,本文采用門限廣義自回歸條件異方差(TGARCH) 模型來測算金融市場波動風險。其次,基于Diebold 和Yilmaz (2014) 的研究,本文采用廣義方差分解法對我國金融市場波動風險進行貢獻度分解,得到風險網絡度量金融市場間的風險傳染關系。基于金融市場間的風險傳染關系可構建我國輸入性金融風險指標。
關于單個金融市場波動風險的獲取,本文采用根據Glosten 等 (1993) 提出的TGARCH (1,1) 模型計算得到的日間動態(tài)波動率來刻畫各金融市場自身的波動風險,其形式如式(1) 所示。
基于Diebold 和Yilmaz (2014) 的研究,本文使用廣義方差分解方法來識別金融市場之間的風險溢出關系,進而根據金融市場之間的風險溢出關系構建輸入性金融風險指標。
首先建立各金融市場間的VAR 模型,滯后階數為,具體形式為:
其中,Φ為系數矩陣, ε~ (0,Σ),Σ 代表協(xié)方差矩陣。 X為內生變量,包括全球和中國各金融市場的波動風險。模型滿足平穩(wěn)條件時,可轉換為移動平均形式:
其次,構建指標To度量全球金融市場引發(fā)輸入性金融風險的整體水平,如式(7)所示。 To代表中國金融市場風險發(fā)生1 個單位的波動,可由單個全球金融市場解釋的比例(0—100%)。該指標衡量了中國輸入性金融風險的整體水平。其中,代表全球金融市場總數。
在一個樣本期內,利用以上方法只能得到一個風險指標的數值。為獲得輸入性風險指標的動態(tài)變化,本文借助滾動窗口法,計算每一個窗口期(250 個交易日,約一年)的指標數值并以此作為窗口期末的風險溢出值。
(2) 度量重大沖擊對輸入性金融風險的影響。本文基于改進的事件分析法量化重大沖擊對輸入性金融風險的短期動態(tài)影響(Gourinchas 和Obstfeld,2012;Schularick 和Taylor,2012;方意等,2019)。事件分析法可用于分析某一類事件發(fā)生對目標變量(即被解釋變量) 的影響,具體做法是:以事件發(fā)生時點為中心,考察事件發(fā)生前后目標變量的變化趨勢及顯著性程度?;貧w模型如式(8) 所示。
本文將設定為6,以分析重大沖擊前后6 個月的窗口期內輸入性金融風險的動態(tài)變動。為比較重大沖擊發(fā)生后不同來源輸入性金融風險的強度,本文構建衡量全球金融市場溢出強度的指標Mag,如式(10) 所示。
重大沖擊下輸入性金融風險的短期效應和長期效應衡量的是重大沖擊發(fā)生期間,全球金融市場和中國金融市場的短期和長期風險聯動程度(co-movement)?;贐aruník 和K?ehlík (2018) 提出的廣義方差分解譜,并改進Diebold 和Yilmaz (2014) 的研究成果,本文構建短期和長期輸入性金融風險指標。
廣義方差分解譜表示法的思路為:第一,將時域上定義的溢出基于異質性頻率響應分解為不同的部分,分別得到高頻域和低頻域的溢出。Diebold 和Yilmaz (2014) 將波動率溢出指數分解為兩個頻域的溢出,且滿足可加性。第二,高頻域上的溢出(即短周期溢出) 占主導,表示此時金融市場會迅速對信息做出響應,沖擊影響的持續(xù)時間較短;低頻域上的溢出(即長周期溢出) 占主導,則表示此時沖擊產生的影響具有持續(xù)性,傳播時間較長。
利用靜態(tài)溢出法分析重大沖擊下輸入性風險的短期效應和長期效應需要該沖擊在連續(xù)時間段持續(xù)產生影響,但地緣政治沖突和貿易摩擦事件對金融市場往往以時點上的離散沖擊為主,而非一段時間內產生的持續(xù)沖擊。因此,本文利用靜態(tài)溢出法探究重大金融沖擊和公共衛(wèi)生事件兩類重大沖擊下輸入性風險的短期和長期效應。具體地,本文以2007—2008 年國際金融危機和2020 年突發(fā)公共衛(wèi)生事件為例進行對比。
4.豬偽狂犬。豬偽狂犬病病毒gpI抗體檢測試劑盒是用于檢測豬血清中偽狂犬病病毒(PRV)gpI(又名gpE)抗體,該檢測試劑盒是用來檢測被檢豬是否曾感染PRV的野毒株和或接種過含gpI(gpE)抗原的疫苗,根據涪陵區(qū)養(yǎng)殖場實際情況,該試劑盒可用來檢測PRV野毒株的感染情況。豬偽狂犬病毒(PRV)gB抗體檢測試劑盒是用來檢測評估PRV的自然感染或免疫狀況。試驗步驟及試驗結果分別按照試劑盒要求進行。
(3) 分析重大沖擊對輸入性金融風險的影響渠道與評估防控政策的效果。本文使用引入交乘項的時間序列回歸模型分析重大沖擊對輸入性金融風險影響渠道,模型設定如式(11) 所示。
其中,被解釋變量To為輸入性金融風險指標總體水平。解釋變量代表重大沖擊事件變量,代表重大沖擊對輸入性金融風險的影響渠道,具體從經濟基本面機制、投資者情緒機制以及美聯儲貨幣政策機制這三個角度進行分析??刂谱兞繛楣餐L險敞口變量。反映了重大沖擊對渠道變量的調節(jié)效應。
本文采用Jordà (2005) 提出的局部投影模型(Local Projection) 分析重大沖擊下輸入性金融風險防控政策的實施效果。局部投影模型得到的結果與VAR 模型的脈沖響應分析類似。相對于VAR 模型,局部投影模型的優(yōu)點在于可以識別外生沖擊(如政策實施)的影響。模型設定如式(12) 所示。
其中,被解釋變量Total為金融市場間風險溢出的總體水平。 α為常數項, shock為沖擊變量?;貧w系數β代表了被解釋變量在第+期對第期shock沖擊的響應。本文構建貨幣政策、財政政策和宏觀審慎指標,依次作為沖擊變量shock進行回歸分析,最終得到重大沖擊下輸入性金融風險防控政策的實施效果。
本文選取全球股票市場、全球債券市場、全球外匯市場、全球原油市場和全球黃金市場作為代表性全球金融市場。關于國際金融市場的指標選取,本文分別以MSCI 全球發(fā)達地區(qū)指數、富時世界國債指數(WGBI)、美國廣義名義有效匯率、紐約商品交易所輕質原油(WTI) 期貨結算價以及倫敦國際黃金現貨價格作為各市場的代理變量。關于中國金融市場的指標選取,本文分別以滬深300 指數、中債新綜合凈價指數以及中國廣義名義有效匯率作為中國股票市場、債券市場和外匯市場的代理變量。各市場收益率為對收盤價取對數差分,數據頻率為日頻。WGBI 數據來自Bloomberg 數據庫,其余數據均來源于Wind 數據庫。由于重大沖擊事件的影響難以在一個月內消散,相較于日度特征,分析輸入性金融風險的月度動態(tài)演變更有意義。此外,渠道和政策分析時選取的風險敞口變量以及政策變量以月頻數據為主,月頻的輸入性金融風險數據與渠道和政策變量的頻率更匹配。因此,本文采用日頻數據計算TGARCH 波動率和輸入性金融風險,按月取日平均值獲得月頻數據用于后續(xù)分析,時間范圍為2003 年1 月至2020 年12 月。
本文采用雙重標準選取重大沖擊事件。條件1:該事件使對應的風險敞口指標顯著上升。具體而言,重大金融沖擊、地緣政治沖突、公共衛(wèi)生事件以及貿易摩擦事件發(fā)生時,金融壓力指數、地緣政治風險指數、新增非典(SARS) 或新冠肺炎確診病例以及貿易政策不確定性的變動處于較高水平。條件2:該事件為具有國際影響的重大沖擊事件。本文通過權威媒體新聞報道對風險敞口指標顯著上升的時點進行驗證,確保該時點發(fā)生了符合重大沖擊特征的事件。
本文首先采用事件分析法來量化分析重大沖擊對我國輸入性風險總體水平和不同來源輸入性風險的影響,提出各類重大沖擊下我國輸入性金融風險的主要來源。其次,運用廣義方差譜表示法來分析重大沖擊下輸入性金融風險的短期效應和長期效應,即衡量重大沖擊發(fā)生期間,全球金融市場和我國金融市場的短期和長期風險聯動程度。
我們使用事件分析法量化得出四類重大沖擊對我國輸入性金融風險總體水平To和不同來源輸入性金融風險To的影響。表1 展示了重大沖擊對不同來源輸入性金融風險的溢出峰值Mag與對應時間。圖1 展現了重大沖擊對不同來源輸入性金融風險的動態(tài)影響。
表1 重大沖擊對不同來源輸入性金融風險的溢出峰值與對應時間
圖1 重大沖擊對不同來源輸入性金融風險的影響
結合表1 和圖1 可以看出,重大金融沖擊發(fā)生后6 個月內,來自全球股票市場和全球債券市場的輸入性金融風險顯著高于平常時期,分別在重大金融沖擊發(fā)生后第6 個月和當月達到峰值。地緣政治沖突發(fā)生后6 個月內,來自全球債券市場和全球黃金市場的輸入性金融風險顯著高于平常時期,分別在地緣政治沖突發(fā)生后的第3 個月和第6 個月達到峰值。公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,在世界衛(wèi)生組織發(fā)出預警的前2 個月內,來自全球債券市場和全球黃金市場的輸入性金融風險已經顯著高于平常時期。這說明投資者對疫情帶來的不確定性較為敏感,在疫情未大規(guī)模爆發(fā)時即配置更多債券和黃金等安全資產。全球股票市場的輸入性金融風險在公共衛(wèi)生事件發(fā)生后第4 個月達到峰值。貿易摩擦事件發(fā)生后6 個月內,來自全球股票市場的輸入性金融風險顯著高于平常時期,在貿易摩擦事件生后第3 個月達到峰值。
圖2 總結了重大沖擊下輸入性金融風險上行趨勢的持續(xù)時間與峰值,可據此確定重點風險關注對象。從中可知,第一,在重大金融沖擊發(fā)生時,需要防范全球股票市場和全球債券市場引發(fā)的輸入性金融風險,并關注全球原油市場的輸入性風險上行。重大金融沖擊如2008 年國際金融危機發(fā)生時,往往伴隨著全球股市的劇烈震動,股票和債券等風險資產遭受拋售。同時,國際投機資本撤離油市導致油價下跌。全球股市和油價的下跌會對我國金融市場產生風險傳染。第二,在地緣政治沖突發(fā)生時,需要防范全球債券市場和全球黃金市場引發(fā)的輸入性金融風險,并關注全球原油市場和全球外匯市場的輸入性風險上行。地緣政治沖突使投資者恐慌情緒上升,引發(fā)安全投資轉移行為,拋售低信用主權債券。投資者拋售風險資產(如股票) 并買入安全資產(如黃金),會使全球股票市場和全球黃金市場的波動風險上升。地緣政治沖突還會影響沖突所在地的原油產出。第三,在公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,需要防范全球債券市場、全球黃金市場和全球股票市場引發(fā)的輸入性金融風險,并關注全球原油市場和全球外匯市場的輸入性風險上行。公共衛(wèi)生事件會中斷全球產業(yè)鏈,使得經濟基本面嚴重受損,各金融市場均發(fā)生劇烈震動。第四,在貿易摩擦事件發(fā)生時,需要防范全球股票市場引發(fā)的輸入性金融風險。貿易摩擦阻礙了經濟一體化進程,不利于全球經濟增長,而負面影響也會反映到股票市場中。
圖2 重大沖擊下輸入性金融風險的主要來源與溢出峰值
綜合來看,重大金融沖擊或貿易摩擦事件發(fā)生時,需要防范來自全球股票市場的風險輸入。地緣政治沖突或公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,全球債券市場和全球黃金市場的風險輸入是我國金融市場波動的重要來源。
本文運用Baruník 和K?ehlík (2018) 提出的廣義方差譜表示法分析重大沖擊下輸入性金融風險的短期效應和長期效應。輸入性金融風險的短期效應和長期效應,衡量的是重大沖擊發(fā)生期間全球金融市場和我國金融市場的短期和長期風險聯動程度。
圖3 展示了重大外部沖擊下全球金融市場風險輸出作用的短期和長期效應。從中可以看出:從整體上看,重大金融沖擊和公共衛(wèi)生事件期間,全球金融市場引發(fā)輸入性風險的短期效應和長期效應呈正相關關系。重大金融沖擊引發(fā)的輸入性金融風險以長期風險聯動為主,公共衛(wèi)生事件引發(fā)的輸入性金融風險以短期風險聯動為主。
圖3 重大沖擊下輸入性風險的短期效應和長期效應
重大金融沖擊發(fā)生期間,全球股票市場、全球原油市場和全球黃金市場引發(fā)輸入性金融風險的短期效應和長期效應均比較高。全球債券市場和全球外匯市場輸入性金融風險的短期和長期效應在重大金融沖擊發(fā)生期間均低于上述三個市場。公共衛(wèi)生危機事件發(fā)生期間,全球外匯市場引發(fā)輸入性金融風險的短期效應和長期效應均比較高。全球股票市場、全球債券市場、全球黃金市場與全球原油市場引發(fā)輸入性風險的短期效應依次下降,全球債券市場、全球黃金市場、全球股票市場與全球原油市場引發(fā)輸入性風險的長期效應依次下降。
本文首先從經濟基本面機制、投資者情緒機制以及美聯儲貨幣政策機制三個角度分析重大沖擊對輸入性金融風險的影響渠道,其次分析重大沖擊下輸入性金融風險防控政策的實施效果。本文所選的政策主要涵蓋貨幣政策工具、財政政策工具和宏觀審慎政策工具三個方面。
首先,本文分別選取美國和中國宏觀經濟景氣指數作為美國經濟和中國經濟的代理變量(方先明和權威,2017)。該項指標上升說明經濟前景較好,反之說明經濟基本面惡化。其次,本文選取VIX 恐慌指數作為美國投資者恐慌情緒的代理變量。參見文鳳華等(2014),本文利用封閉式基金折價率、IPO 數量、IPO 首日收益率、A 股新增開戶數以及市場換手率合成中國投資者恐慌情緒指標。美國投資者恐慌情緒和中國投資者恐慌情緒指標上升,說明市場參與者預期市場波動程度將會愈加激烈,進而恐慌和避險情緒增強。最后,本文選取美國聯邦基金利率的相反數作為美國寬松貨幣政策的代理變量。該指標上升說明美聯儲實行的貨幣政策趨于寬松。本文在回歸時將金融壓力指數、地緣政治風險、疫情新增確診病例數以及貿易政策不確定性作為控制變量,以排除共同風險敞口機制的影響。
1.經濟基本面機制
表2 顯示了重大沖擊下經濟基本面對我國輸入性金融風險的影響。結果表明:第一,在重大金融沖擊下,中國經濟與重大金融沖擊的交乘項對輸入性金融風險的影響在1%的水平上顯著為負。這說明,重大金融沖擊下中國經濟景氣程度上升,能夠抑制輸入性金融風險的影響。第二,在地緣政治沖突發(fā)生時,中國經濟與地緣政治沖突的交乘項對輸入性金融風險的影響不顯著。這說明,中國經濟景氣程度的變動難以抵御地緣政治沖突期間全球金融市場的異常波動。第三,在公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,美國經濟與中國經濟對輸入性金融風險的影響在1%的水平上顯著為負。這說明,公共衛(wèi)生事件下全球經濟景氣程度的提高,代表著全球產業(yè)鏈的修復和貿易需求的上升能夠降低輸入性金融風險。然而,美國經濟與公共衛(wèi)生事件的交乘項、中國經濟與公共衛(wèi)生事件的交乘項對輸入性金融風險的影響在1%的水平上顯著為正。這說明,疫情沖擊會對經濟復蘇的積極影響起負向調節(jié)作用。在公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,即使經濟景氣程度開始恢復,疫情惡化還是會削弱其對輸入性金融風險的抑制作用。這說明,控制疫情是公共衛(wèi)生事件發(fā)生時的第一要務。第四,在貿易摩擦事件發(fā)生時,中國經濟和貿易摩擦事件的交乘項對輸入性金融風險的影響在10%的水平上顯著為負。這說明,貿易摩擦事件發(fā)生時,我國經濟景氣程度的上升有利于抑制輸入性金融風險的上升。
表2 各類重大沖擊下經濟基本面對輸入性金融風險的影響
綜上,重大金融沖擊和貿易摩擦事件發(fā)生時,我國經濟景氣程度的提升對輸入性金融風險具有抑制作用。公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,經濟景氣程度的提升有利于降低我國輸入性金融風險,但疫情惡化會削弱其對輸入性金融風險的抑制作用。
2.投資者情緒機制
表3 顯示了重大沖擊下投資者恐慌情緒對我國輸入性金融風險的影響。結果表明:美國投資者恐慌情緒變量對中國輸入性金融風險的影響在1%的水平上顯著為正,說明全球投資者恐慌情緒上升會增大我國金融市場的異常波動。在重大金融沖擊下,中國投資者恐慌情緒與重大金融沖擊的交乘項對輸入性金融風險的影響在5%的水平上顯著為正。這說明,重大金融沖擊下我國投資者恐慌情緒增加對輸入性金融風險具有放大作用。在地緣政治沖突發(fā)生時,中國投資者情緒變量以及投資者情緒變量和地緣政治沖突事件的交乘項均不顯著。
表3 各類重大沖擊下投資者情緒渠道對輸入性金融風險的影響
在公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,中國投資者恐慌情緒對輸入性金融風險的影響在5%的水平上顯著為正。這說明,公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,中國投資者的恐慌性情緒會加劇輸入性金融風險的傳導。然而,中國投資者恐慌情緒與公共衛(wèi)生事件的交乘項對輸入性金融風險的影響在1%的水平上顯著為負??赡艿慕忉屖?,疫情發(fā)生后,投資者恐慌情緒的負面影響僅在短期內持續(xù),市場會逐漸恢復理性,輸入性金融風險水平也會隨之下降。在貿易摩擦事件發(fā)生時,中國投資者恐慌情緒對輸入性金融風險的影響在10%的水平上顯著為正。這說明,貿易摩擦事件發(fā)生時,中國投資者的恐慌性情緒會加劇輸入性金融風險的傳導。綜上,重大金融沖擊和貿易摩擦事件發(fā)生時,中國投資者恐慌情緒對輸入性金融風險具有放大作用。
3.美聯儲貨幣政策機制
表4 顯示了重大沖擊下美國寬松貨幣政策對中國輸入性金融風險的影響。結果表明:美聯儲寬松貨幣政策變量對中國輸入性金融風險的影響在1%的水平上顯著為正,說明美聯儲實行寬松貨幣政策會增大中國輸入性金融風險。但美聯儲寬松貨幣政策與重大沖擊交乘項的影響均不顯著,說明重大沖擊對美聯儲寬松貨幣政策不具有調節(jié)效應。
表4 各類重大沖擊下美國寬松貨幣政策對輸入性金融風險的影響
(續(xù)表)
我們進一步分析重大沖擊下輸入性金融風險的防控政策。本文所選政策變量指標主要涵蓋貨幣政策工具、財政政策工具和宏觀審慎政策工具三個方面。數量型和價格型貨幣政策工具分別選取法定存款準備金率和銀行間7 天質押式回購利率(李俊生等,2020)。對二者取相反數后,指標上升說明法定存款準備金率或銀行間7 天質押式回購利率下降,即實行寬松的貨幣政策。結構型貨幣政策代理指標的構建方式為:根據中國人民銀行的公開數據,將2014 年4 月后我國實施的十四輪定向降準貨幣政策生效的時間設定為1,其余時間設定為0 (孔東民等,2021)。財政政策工具選取財政支出同比變動指標。該指標上升說明財政支出增加,即實行擴張性財政政策(陶玲和朱迎,2016)。關于宏觀審慎政策工具,本文選取與金融市場密切相關的外匯審慎工具——外匯風險準備金率作為宏觀審慎政策的工具指標進行研究(葛天明等,2019)。外匯審慎政策代理指標的構建方式為:將2015 年10 月外匯風險準備金率設立后,外匯風險準備金率非0 的時間設定為1,外匯風險準備金率為0 的時間設定為0。
圖4 展示了數量型、價格型和結構型寬松貨幣政策對我國輸入性金融風險的動態(tài)影響。從政策有效性來說,應對輸入性金融風險時,價格型寬松貨幣政策的效果最優(yōu),結構型寬松貨幣政策的效果次之,數量型寬松貨幣政策的效果最差。具體表現為:價格型寬松貨幣政策實施后第3—5 個月,我國輸入性金融風險在10%的水平上顯著下降。結構型寬松貨幣政策實施后第3 個月,我國輸入性金融風險在10%的水平上顯著下降,但該抑制作用在1 個月后轉為不顯著。數量型寬松貨幣政策具有較強的時滯效應,在實施后第6 個月我國輸入性金融風險才在10%的水平上顯著下降。
圖4 數量型、價格型和結構型寬松貨幣政策對我國輸入性金融風險的影響
圖5 展示了擴張性財政政策和外匯審慎政策對我國輸入性金融風險的動態(tài)影響。應對輸入性金融風險時,擴張性財政政策并未產生顯著效果,難以作為有效的輸入性金融風險應對工具。外匯風險準備金是為抑制外匯市場順周期波動出臺的逆周期宏觀審慎管理措施。外匯風險準備金率上升后第2 個月開始,我國股票市場的輸入性金融風險呈下降趨勢。在外匯審慎政策出臺后第1—4 個月和第6 個月,我國輸入性金融風險顯著下降。綜上,應對輸入性金融風險,可采取價格型寬松貨幣政策、結構型寬松貨幣政策和外匯審慎政策。
圖5 擴張性財政政策和外匯審慎政策對輸入性金融風險的影響
防范輸入性金融風險是當前我國維護金融穩(wěn)定的重要問題。本文測度了重大沖擊下我國輸入性金融風險的演變規(guī)律、作用渠道以及政策效果,有助于完善與各類重大沖擊相適應的宏觀治理應對機制及輸入性金融風險防控對策。本文得到的主要結論如下。
關于重大沖擊下輸入性金融風險的演變規(guī)律:第一,在重大金融沖擊發(fā)生時,需要防范全球股票市場和全球債券市場引發(fā)的輸入性金融風險。第二,在地緣政治沖突發(fā)生時,需要防范全球債券市場和全球黃金市場引發(fā)的輸入性金融風險。第三,在公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,需要防范全球債券市場、全球黃金市場和全球股票市場引發(fā)的輸入性金融風險。第四,在貿易摩擦事件發(fā)生時,需要防范全球股票市場引發(fā)的輸入性金融風險。重大金融沖擊會引發(fā)長期風險聯動,公共衛(wèi)生事件會引發(fā)短期風險聯動。
關于重大沖擊下輸入性金融風險的渠道:第一,重大金融沖擊和貿易摩擦事件發(fā)生時,我國經濟景氣程度的提升對輸入性金融風險具有抑制作用。公共衛(wèi)生事件發(fā)生時,經濟景氣程度的提升有利于降低我國輸入性金融風險,但疫情惡化會削弱其對輸入性金融風險的抑制作用。第二,重大金融沖擊和貿易摩擦事件發(fā)生時,我國投資者恐慌情緒對輸入性金融風險具有放大作用。關于重大沖擊下輸入性金融風險的防控政策,從有效性的角度來說,應對輸入性金融風險時價格型寬松貨幣政策的效果最優(yōu),結構型寬松貨幣政策的效果次之,數量型寬松貨幣政策的效果最差。外匯審慎政策同樣能對輸入性金融風險產生抑制作用。
2021 年12 月中央經濟工作會議提出“化解風險要有充足資源,研究制定化解風險的政策,要廣泛配合,完善金融風險處置機制”?;谘芯拷Y果,本文針對輸入性金融風險防控提出以下政策建議:從輸入性金融風險來源的角度看,風險判斷應有針對性,鎖定“傳染源”。應針對不同類型沖擊事件發(fā)生時金融市場在風險傳染過程中扮演的角色來切斷風險傳播路徑。針對各類重大沖擊下風險輸入作用較強或與我國市場具有長期風險聯動性的全球金融市場,應重點監(jiān)測其波動風險變動。從輸入性金融風險渠道的角度看,降低沖擊與我國金融市場的關聯機制,切斷“傳播路徑”。在重大金融沖擊和貿易摩擦事件發(fā)生時,可通過改善我國經濟基本面來抑制輸入性金融風險。同時應主動做好預期管理,引導正面預期,減少投資者情緒的負面沖擊。從輸入性金融風險防控政策的實施效果看,可采取價格型寬松貨幣政策、結構型寬松貨幣政策和外匯審慎政策來應對輸入性金融風險。改善對民營和小微企業(yè)等實體經濟的金融服務,完善宏觀調控跨周期設計和調節(jié),實現穩(wěn)增長和防風險的長期均衡。