董建志

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，新疆烏魯木齊 830012）

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)展和我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量的不斷增大，我國(guó)國(guó)際短期資本流動(dòng)規(guī)模逐年擴(kuò)大，資本進(jìn)出的頻率愈加頻繁，但具有高頻率流動(dòng)、投機(jī)套利和不確定性特點(diǎn)的短期國(guó)際資本流動(dòng)會(huì)給本國(guó)金融經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展造成不可預(yù)測(cè)的沖擊。2003年以來(lái)，我國(guó)國(guó)際收支順差持續(xù)性大規(guī)模增加，對(duì)人民幣匯率升值的預(yù)期持續(xù)增溫，大量投機(jī)謀利的各國(guó)國(guó)際資金通過(guò)種種渠道進(jìn)入我國(guó)。2015年“8·11”匯改后，短期內(nèi)人民幣出現(xiàn)大幅度貶值，資本大規(guī)模外逃。2020年受新型冠狀病毒肺炎疫情蔓延的影響，人民幣匯率貶值，隨后出現(xiàn)雙向波動(dòng)的現(xiàn)象。人民幣匯率波動(dòng)的不穩(wěn)定性和不確定性放大了跨境資本流動(dòng)的波動(dòng)性。由此可見(jiàn)，我國(guó)跨境資本流動(dòng)與人民幣匯率波動(dòng)及政策變化存在緊密的關(guān)系，因此厘清人民幣匯率波動(dòng)與短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率的關(guān)系對(duì)推進(jìn)匯率形成機(jī)制改革、進(jìn)一步開(kāi)放資本賬戶極為重要。

二、文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，關(guān)于短期國(guó)際資本流動(dòng)影響因素的研究文獻(xiàn)不斷增多。Prasad 和Wei（2005）以跨國(guó)視角考察中國(guó)資本流入的變化，明確指出2003－2004年引起中國(guó)非外國(guó)直接投資的資本流入增加迅猛的主要原因是經(jīng)常賬戶順差、人民幣升值預(yù)期和經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)等。田拓與馬勇（2013）構(gòu)建VAR 模型與脈沖響應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，國(guó)際短期跨境資金波動(dòng)率的顯著影響原因包括國(guó)內(nèi)外利率差異、美元在世界各國(guó)市場(chǎng)上流動(dòng)性狀況、人民幣匯率中間價(jià)波動(dòng)、各發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體貨幣政策、國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和匯率預(yù)期變動(dòng)。夏春蓮（2014）通過(guò)比較分析法發(fā)現(xiàn)，我國(guó)在2003－2012年短期國(guó)際資本凈流入的主要原因是房?jī)r(jià)正收益率和人民幣快速升值，高股票價(jià)格回報(bào)和正的國(guó)內(nèi)外利差對(duì)資本流入的吸引力較小。陶士貴和劉俊斌（2015）構(gòu)建VAR 模型研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)國(guó)際資本流動(dòng)主要受匯率變動(dòng)率、人民幣匯率預(yù)期升值、USA 國(guó)債收益率、外匯儲(chǔ)備規(guī)模變化和通脹等因素影響。周申和朱嬌（2017）基于誤差修正模型發(fā)現(xiàn)，中美利率差、人民幣實(shí)際有效匯率、資本市場(chǎng)收益率和金融深化程度都是引起短期資本流動(dòng)的重要因素。李婧和吳遠(yuǎn)遠(yuǎn)（2017）采用VAR 模型分析我國(guó)短期跨境資本流動(dòng)在2008年國(guó)際金融危機(jī)發(fā)生后的影響因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率收益率預(yù)期值和即期值、房地產(chǎn)市場(chǎng)收益率、中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和國(guó)際投資者風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避指數(shù)對(duì)我國(guó)短期跨境資本流動(dòng)影響較大，而中美利差變動(dòng)率和股市收益率對(duì)其影響相對(duì)較小。本文重點(diǎn)是從匯率波動(dòng)和匯率預(yù)期的角度研究對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)的影響，并進(jìn)行文獻(xiàn)梳理。

匯率波動(dòng)方面，大部分專家認(rèn)為匯率波動(dòng)對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)產(chǎn)生正向影響，Mercado 和Park（2011）以亞洲發(fā)展中國(guó)家和其他新興經(jīng)濟(jì)體為研究對(duì)象，分析影響跨境資本流動(dòng)波動(dòng)率的因素，認(rèn)為實(shí)際匯率波動(dòng)率上升等其他因素變動(dòng)會(huì)使國(guó)際資本流動(dòng)的波動(dòng)率下降。周波和馮梅（2018）基于TVP-VAR 模型進(jìn)行研究，認(rèn)為匯率波動(dòng)是影響我國(guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)的主要原因，且匯率的正向沖擊會(huì)帶來(lái)資本流入。張慶和劉可然（2019）基于非線性MS-VAR 模型和脈沖響應(yīng)，研究人民幣國(guó)際化、匯率波動(dòng)和國(guó)際短期資本流動(dòng)間的關(guān)系，結(jié)果表明：匯率的波動(dòng)對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)具有正向作用，升值時(shí)短期國(guó)際資本流動(dòng)流入，反之則流出。李艷麗和郭榮等（2021）以中外利差、股票價(jià)格、全球金融市場(chǎng)波動(dòng)程度和資本賬戶開(kāi)放度為控制變量，運(yùn)用NARDL 模型探究了人民幣匯率水平、匯率預(yù)期和匯率波動(dòng)的雙向變化對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)的影響，結(jié)果表明，匯率波動(dòng)幅度加大會(huì)引起資本流入增加，反之則導(dǎo)致資本流出。另外也有部分學(xué)者認(rèn)為匯率波動(dòng)對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)產(chǎn)生負(fù)向影響，董有德和謝欽驊（2015）利用Probit 模型分析23 個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家匯率波動(dòng)對(duì)國(guó)際資本流動(dòng)的影響，按照不同性質(zhì)將資本流動(dòng)劃分為劇增、停止、外逃和緊縮四個(gè)階段，研究發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)對(duì)資本流入起阻礙作用，在停止階段匯率波動(dòng)的加劇會(huì)促使資本外逃。

匯率預(yù)期變動(dòng)方面，目前主要有三種觀點(diǎn)：（1）大部分學(xué)者認(rèn)為匯率預(yù)期對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)產(chǎn)生正向影響，即匯率預(yù)期升值將會(huì)導(dǎo)致短期國(guó)際資本流入。Calvo 和Reinhart（2000）認(rèn)為影響國(guó)際投機(jī)資本流動(dòng)的最大因素是匯率預(yù)期變動(dòng)。閆濤（2013）采用VAR 模型證實(shí)，人民幣匯率預(yù)期在一定程度上引起了短期國(guó)際資本流動(dòng)的變化，即人民幣升值預(yù)期加劇短期國(guó)際資本的流入，反之短期則國(guó)際資本流出。朱孟楠等（2017）和楊海珍等（2017）的研究結(jié)果與之相同。陳亮和孔晴（2021）基于乘法形式構(gòu)造人民幣匯率預(yù)期理論模型，采用廣義矩估計(jì)法和VAR 模型兩種方法評(píng)估人民幣匯率預(yù)期對(duì)跨境資本流動(dòng)的動(dòng)態(tài)影響，發(fā)現(xiàn)在自適應(yīng)中匯率預(yù)期調(diào)整具有非理性的特點(diǎn)，人民幣匯率預(yù)期對(duì)短期跨境資金流動(dòng)產(chǎn)生正向影響，人民幣預(yù)期貶值則加快短期跨境資金的流出。（2）部分學(xué)者認(rèn)為匯率預(yù)期與短期國(guó)際資本流動(dòng)之間為負(fù)向關(guān)系。田濤（2016）采用動(dòng)態(tài)條件相關(guān)廣義自回歸條件異方差（DCC-GARCH）模型分析人民幣匯率制度變化的不同時(shí)間段，人民幣匯率波動(dòng)率以及預(yù)期變動(dòng)率對(duì)我國(guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)造成的影響，發(fā)現(xiàn)匯率預(yù)期變動(dòng)率與短期國(guó)際資本流動(dòng)間為穩(wěn)定的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即人民幣匯率預(yù)期變動(dòng)率越大，短期國(guó)際資本流入越少。（3）部分學(xué)者認(rèn)為匯率預(yù)期與短期國(guó)際資本流動(dòng)之間為不確定關(guān)系。王偉和劉承洋（2017）通過(guò)MS-VAR 模型分析適應(yīng)性匯率預(yù)期與短期國(guó)際資本流動(dòng)間的動(dòng)態(tài)關(guān)系發(fā)現(xiàn)，人民幣貶值預(yù)期時(shí)，短期國(guó)際資本先表現(xiàn)出暫時(shí)性流入的現(xiàn)象，隨后流入量縮減并呈現(xiàn)出流出狀態(tài)。楊定華和封文華（2020）利用MSIH（2）-VAR（1）模型分析央行匯率干預(yù)、人民幣匯率預(yù)期與短期國(guó)際資本流動(dòng)之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，不同的匯率預(yù)期背景下，匯率預(yù)期對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)的影響不同，當(dāng)市場(chǎng)參與者均持有人民幣匯率貶值預(yù)期心理時(shí)，央行意圖引導(dǎo)人民幣升值的溝通總體上使得短期國(guó)際資本流入，而短期國(guó)際資本在人民幣匯率預(yù)期升值區(qū)間內(nèi)會(huì)先流入后流出，并且流出規(guī)模大于流入規(guī)模。

綜上所述，目前關(guān)于人民幣匯率因素對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)影響的研究頗多，但從人民幣匯率波動(dòng)率和人民幣匯率預(yù)期變動(dòng)率兩個(gè)角度進(jìn)行研究的文獻(xiàn)較少。現(xiàn)有文獻(xiàn)較多采用VAR 和Granger 因果檢驗(yàn)等線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)行研究，而人民幣匯率與短期國(guó)際資本流動(dòng)的關(guān)系并非固定不變，采用線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法檢驗(yàn)兩者的“時(shí)變性”關(guān)系存在一定的難度。因此，本文從人民幣匯率波動(dòng)率和預(yù)期匯率變動(dòng)率出發(fā)，采用DCC-GARCH 模型進(jìn)行動(dòng)態(tài)相關(guān)性描述，利用非線性Granger 因果檢驗(yàn)分別研究?jī)蓚€(gè)變量與短期國(guó)際資本流動(dòng)的影響關(guān)系。

三、研究方法

Engle（2002）提出的DCC-GARCH 模型、Diks 和Panchenko（2005）提出的非線性Granger 因果檢驗(yàn)可充分考慮各變量之間可能存在的“時(shí)變性”和“非線性”特點(diǎn)，常用于分析外匯匯率、通貨膨脹率和股票價(jià)格等金融時(shí)間序列，在我國(guó)漸進(jìn)式匯率形成機(jī)制改革的不同時(shí)段中，人民幣匯率對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)的影響不同，故本文采用DCCGARCH 模型和非線性Granger 因果檢驗(yàn)對(duì)兩者之間的“時(shí)變性”和“非線性”關(guān)系進(jìn)行觀察。為能更真實(shí)刻畫(huà)變量的波動(dòng)趨勢(shì)，建立ARMA 模型擬合均值方程后采用GARCH（1，1）。

（一）ARMA 模型

ARMA 模型在預(yù)測(cè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)方面具有較好的預(yù)測(cè)精度，具體公式如下。

經(jīng)差分后Yt平穩(wěn)，建立ARMA（p，q）模型，即：

其中，α1,α2,··· ,αp為自回歸系數(shù)，β1,β2,··· ,βq為移動(dòng)平均系數(shù)。q=0 時(shí)，該模型為自回歸模型AR（p）；p=0 時(shí)，該模型為移動(dòng)平均模型MA（q）。

用滯后算子λ表示為：

其中，Φ(λ)表示為1-φ1λ-φ2λ2-φ3λ3-···-φpλp，Θ(λ)表示為1+θ1λ+θ2λ2+θ3λ3+···+θqλq。

（二）DCC-GARCH 模型

DCC-GARCH 模型（Engle，2002）能夠較好地對(duì)不同變量之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)進(jìn)行刻畫(huà)，不再將各資產(chǎn)收益率假定為固定不變的常數(shù)，而是將異方差對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響考慮在內(nèi)。該模型可表示為：

其中，Ht為 條件協(xié)方差矩陣，為對(duì)角時(shí)變標(biāo)準(zhǔn)差矩陣。

標(biāo)準(zhǔn)化殘差序列ξt：

動(dòng)態(tài)條件相關(guān)系數(shù)矩陣Rt：

其中，Qt為 變量間的方差—協(xié)方差矩陣，Q為標(biāo)準(zhǔn)殘差的無(wú)條件協(xié)方差矩陣，a和b為DCC 模型系數(shù)。

由上述模型得到待估參數(shù)極大似然函數(shù)表達(dá)式：

（三）非線性Granger 因果檢驗(yàn)

對(duì)于線性格蘭杰因果檢驗(yàn)中存在的虛假回歸問(wèn)題，在非線性Granger 因果檢驗(yàn)中得以解決，檢驗(yàn)結(jié)果提高了金融活動(dòng)中信息傳遞的效率，Diks 和Panchenko（2005）提出的非線性Granger 因果檢驗(yàn)克服了檢驗(yàn)中過(guò)度排斥的問(wèn)題，檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)定，并得到廣泛應(yīng)用。因此本文采用非線性Granger 因果檢驗(yàn)方法研究人民幣匯率波動(dòng)與短期國(guó)際資本流動(dòng)之間的關(guān)系。

原假設(shè) H0：{Xt}不是導(dǎo)致{Yt}變化的Granger 原因，即：

其中，滯后向量矩陣為=(Xt-lx+1,··· ,Xt)和=(Yt-ly+1,··· ,Yt)，lx,ly≥1。令，其中Zt=Yt+1。原假設(shè)下 Wt分布不變，為表述方便，舍棄時(shí)間下標(biāo)t，假定lx=ly=1，記為W=(X,Y,Z)。原假設(shè)成立條件下，則下式聯(lián)合概率密度函數(shù)成立：

Diks 和Panchenko（2005）重新采用概率密度函數(shù)，將原假設(shè)修改成：

其中，g（X，Y，Z）是一個(gè)恒正的權(quán)重函數(shù)。對(duì)fW(Wi)在Wi值處的局部密度函數(shù)估計(jì)后構(gòu)造 Tn檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)行非線性Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)，即：

對(duì)于ε=max{Bn-α,3/2}，且B＞0，α ∈(1/4,1/3)，Sn為T(mén)n漸進(jìn)方差σ2的估計(jì)值，則Tn收斂于正態(tài)分布。

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文使用間接法對(duì)我國(guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)規(guī)模（SCF）進(jìn)行估算，SCF＝月度外匯占款增量－(月度貨物貿(mào)易順差+月度實(shí)際利用FDI)。實(shí)際有效匯率剔除通膨影響，在反映人民幣匯率的波動(dòng)狀態(tài)上更具綜合性，因此選用2002年12月至2020年12月人民幣實(shí)際有效匯率（REER）月度數(shù)據(jù)作為觀測(cè)變量。數(shù)據(jù)來(lái)自Wind 和國(guó)際清算銀行（BIS）在線數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）實(shí)證結(jié)果及分析

1.求解短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率（△SCF）

根據(jù)間接法測(cè)算短期國(guó)際資本流動(dòng)（SCF）情況，結(jié)果如圖1所示?？梢钥闯觯覈?guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)整體上呈先流入后流出的狀態(tài)，無(wú)論是流入還是流出，資本流動(dòng)規(guī)模逐漸加大；2010年之前，短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)性較小，2010年后波動(dòng)逐漸加大，曲線走勢(shì)比較陡峭，出現(xiàn)較多密集的低谷和高峰，尤其是2015 前后短期國(guó)際資本出現(xiàn)大規(guī)模流出現(xiàn)象。

圖1 2002年12月至2020年12月我國(guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)情況（億美元）

接著構(gòu)建ARMA 模型求解波動(dòng)率（△SCF）。先對(duì)變量進(jìn)行差分得D(SCF)，利用ARMA 模型得到變量殘差，取絕對(duì)值并開(kāi)方，得到波動(dòng)率（△SCF），如圖2所示。

圖2 2002年12月至2020年12月我國(guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率

由圖2可以看出，2005年之前，我國(guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率（△SCF）水平較低，無(wú)較大幅度變化。2008年金融危機(jī)爆發(fā)后，△SCF水平明顯上升至最高峰以后逐漸下降。2010年我國(guó)宣布重啟“匯改”，△SCF明顯增強(qiáng)。2015年“8·11”匯改，短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率達(dá)到歷史巔峰狀態(tài)，隨后開(kāi)始下降，并且波動(dòng)頻率明顯加快。

綜合圖1、圖2，短期國(guó)際資本流動(dòng)的波動(dòng)率變化捕捉較好，無(wú)明顯缺陷，故本文采用此方法對(duì)波動(dòng)率（△SCF）進(jìn)行研究分析。

2.求解人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率（VOLREER）和匯率預(yù)期變動(dòng)率（ep）

將人民幣實(shí)際有效匯率月度數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)差分得到人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)率（△LNREER），其描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1?？梢钥闯?，人民幣實(shí)際有效匯率月增長(zhǎng)率為0.13%，增速最大達(dá)到4.61%，說(shuō)明當(dāng)前我國(guó)人民幣匯率整體上處于升值狀態(tài)，與我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顟B(tài)相符。從偏度、峰度和JB 正態(tài)檢驗(yàn)結(jié)果看，變量數(shù)據(jù)整體上符合正態(tài)分布。

表1 ΔLNREER 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

然后檢驗(yàn)△LNREER的相關(guān)圖（ACF）和偏相關(guān)圖（PACF），如圖3所示。

圖3 △LNREER 的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖

根據(jù)圖3分析，人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)率（△LNREER）的ACF 和PACF，發(fā)現(xiàn)△LNREER存在截尾效應(yīng)。通過(guò)構(gòu)建ARMA（0，1）擬合△LNREER的均值方程，在構(gòu)建模型時(shí)引入12 階的滯后項(xiàng)以檢驗(yàn)匯率變動(dòng)的季節(jié)性因素，△LNREER的模型估計(jì)結(jié)果如表2所示。表2中，殘差平方的Q 統(tǒng)計(jì)量表明ARMA（0，1）模型回歸存在條件異方差，即人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率隨時(shí)間變化而變化。

表2 △LNREER 的模型估計(jì)結(jié)果

表3給出了GARCH（1，1）模型擬合估計(jì)結(jié)果。ARCH 項(xiàng)系數(shù)α1和GARCH 項(xiàng)系數(shù)λ1均顯著，且α1+λ1＜1，達(dá)到平穩(wěn)性條件，故可以采用式（12）估計(jì)人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率和匯率預(yù)期。因此，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率和匯率預(yù)期的方程可以表示為：

表3 GARCH（1，1）模型估計(jì)結(jié)果

3.動(dòng)態(tài)相關(guān)性檢驗(yàn)

借助GARCH（1，1）模型得到估計(jì)參數(shù)，并采用DCC-GARCH 模型對(duì)樣本區(qū)內(nèi)人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率（VOLREER）與短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率（△SCF）之間的時(shí)變相關(guān)性進(jìn)行分析。

VOLREER、ep和△SCF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。可以看出，平穩(wěn)性檢驗(yàn)中各變量均為平穩(wěn)序列。

表4 ADF 和p-p 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

然后采用DCC-GARCH 模型檢驗(yàn)VOLREER、ep與△SCF之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性，動(dòng)態(tài)條件相關(guān)系數(shù)變化趨勢(shì)如圖4、圖5所示。由圖4可以看出，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率（VOLREER）與短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率（△SCF）之間基本為負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明匯率波動(dòng)越大，短期國(guó)際資本流入越少。

圖4 VOLREER 與△SCF 動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)

圖5中，人民幣實(shí)際有效匯率預(yù)期變動(dòng)率（ep）與短期國(guó)際資本波動(dòng)率（△SCF）之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系。即ep越大，短期國(guó)際資本流入越少，匯率預(yù)期（ep）的雙向波動(dòng)對(duì)短期國(guó)際資本頻繁流動(dòng)起到抑制作用。

圖5 ep 與△SCF 動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)

表5列舉了分階段VOLREER、ep與△SCF動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，從中可以看出：

表5 各時(shí)間段VOLREER、ep 與△SCF 的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差

（1）人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率（VOLREER）與短期資本流動(dòng)波動(dòng)率（△SCF）之間的關(guān)系具有顯著的“時(shí)變性”，VOLREER與△SCF間的相關(guān)性波動(dòng)在2008年5月至2010年6月期間表現(xiàn)最明顯，其次是2015年9月至2020年12月。可見(jiàn)隨著人民幣匯率形成機(jī)制的改革，VOLREER與△SCF的關(guān)系也隨之改變。2005年7月“匯改”以后，我國(guó)不再實(shí)行盯住美元的固定匯率制度，VOLREER與△SCF呈現(xiàn)出較強(qiáng)的不確定性關(guān)系，表明匯率彈性增強(qiáng)使其波動(dòng)幅度變大，從而導(dǎo)致△SCF增大。我國(guó)為了減緩風(fēng)險(xiǎn)、平穩(wěn)度過(guò)金融危機(jī)，短期內(nèi)使人民幣重新掛鉤美元，這段時(shí)間內(nèi)VOLREER與△SCF之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性顯著降低。2010年6月，我國(guó)宣布重新啟動(dòng)人民幣匯率制度改革后，VOLREER與短期國(guó)際資本波動(dòng)率之間相關(guān)性的波動(dòng)頻繁，不確定性關(guān)系逐漸增強(qiáng)。直到2015年“8·11”匯改，VOLREER與△SCF的相關(guān)系數(shù)逐漸呈震蕩上升狀態(tài)，說(shuō)明人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率與短期國(guó)際資本波動(dòng)率相互關(guān)系逐漸增強(qiáng)。

（2）人民幣匯率預(yù)期變動(dòng)率（ep）與短期資本流動(dòng)波動(dòng)率（△SCF）之間也表現(xiàn)出“時(shí)變性”的特點(diǎn)，ep與△SCF之間的相關(guān)性在2005年8月至2008年4月波動(dòng)最為劇烈。2005年“匯改”以后，ep與△SCF的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)與“匯改”之前的穩(wěn)定關(guān)系截然不同，變動(dòng)頻繁并呈震蕩下降趨勢(shì)。2008年5月至2010年6月，人民幣重盯美元使得匯率波動(dòng)幅度降低，ep與△SCF之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性降低趨勢(shì)更加明顯。2010年6月后ep和△SCF之間波動(dòng)頻繁，尤其是2015年“8·11”匯率改革以后，ep與△SCF之間的波動(dòng)幅度顯著增大。綜合比較，匯率預(yù)期變動(dòng)率對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)強(qiáng)于匯率波動(dòng)率對(duì)其的影響。

后輪電機(jī)的作用是驅(qū)動(dòng)車輛，通過(guò)配置IN1和IN2來(lái)控制其運(yùn)動(dòng)狀態(tài)，小車的運(yùn)動(dòng)過(guò)程需要加速和減速，因此還需對(duì)ENA引腳輸入PWM波進(jìn)行調(diào)速操作。前輪電機(jī)的作用是轉(zhuǎn)向，電機(jī)的運(yùn)動(dòng)幾乎是瞬間完成的，因此不需要對(duì)電極進(jìn)行調(diào)速操作，僅使能ENB再對(duì)IN3和IN4進(jìn)行高低電平配置即可。

4.非線性Granger 因果檢驗(yàn)

通過(guò)非線性Granger 因果檢驗(yàn)來(lái)討論不同時(shí)間段內(nèi)人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率（VOLREER）、匯率預(yù)期變動(dòng)率（ep）和短期國(guó)際資本波動(dòng)率（△SCF）之間因果關(guān)系。首先構(gòu)建VAR 模型把不同時(shí)間階段的變量之間線性成分排除掉，然后使用BDS 方法進(jìn)行殘差檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

由表6可知，各變量殘差的BDS 檢驗(yàn)值顯著，VOLREER、ep與短期國(guó)際資本波動(dòng)率（△SCF）的關(guān)系呈現(xiàn)出非線性關(guān)系。

表6 BDS 殘差檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)不同時(shí)間階段下各變量進(jìn)行非線性Granger 因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。

由表7可知，全樣本時(shí)間段內(nèi)，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率（VOLREER）對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率（△SCF）的影響并不顯著，其原因可能是由于目前人民幣匯率管理體制的特殊性，兩次人民幣匯率體制改革后，匯率彈性逐漸增強(qiáng)，但波動(dòng)率總體上仍然較小，與實(shí)現(xiàn)真正意義上的自由浮動(dòng)之間還有一段距離，所以VOLREER對(duì)△SCF的影響有限。

表7 VOLREER 與△SCF 非線性Granger 檢驗(yàn)結(jié)果

2010年7月至2015年8月和2015年9月至2020年12月兩個(gè)時(shí)間段中，匯率預(yù)期變動(dòng)率（ep）對(duì)△SCF存在顯著的因果關(guān)系。匯率彈性增強(qiáng)以后，ep對(duì)△SCF影響凸顯。2010年全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，人民幣匯率升值預(yù)期明顯，資本加速流入我國(guó)。2015年“8·11”匯改后，中國(guó)人民銀行適度提高匯率彈性，浮動(dòng)范圍達(dá)到了3%。2018年以來(lái)中美貿(mào)易摩擦不斷升級(jí)，2019年末新型冠狀肺炎疫情逐漸擴(kuò)散，投資者認(rèn)為匯率預(yù)期貶值，能夠從中套取匯差收益的希望不大，資本大量流出。

五、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文通過(guò)GARCH（1，1）模型擬合得到人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)率（VOLREER）和預(yù)期變動(dòng)率（ep），DCC-GARCH 模型分析匯率制度演變的不同時(shí)段內(nèi)VOLREER和ep對(duì)我國(guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)的影響，初步分析后運(yùn)用非線性Granger 因果檢驗(yàn)方法，探究VOLREER和ep與△SCF的因果關(guān)系。根據(jù)研究結(jié)果，人民幣匯率波動(dòng)率（VOLREER）、預(yù)期變動(dòng)率（ep）與短期國(guó)際資本波動(dòng)率（△SCF）呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，即VOLREER和ep越大，短期國(guó)際資本流入越少。不同時(shí)期內(nèi)匯率預(yù)期變動(dòng)率（ep）對(duì)我國(guó)短期國(guó)際資本流動(dòng)的影響總體上高于匯率波動(dòng)率（VOLREER）對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)波動(dòng)率的影響。

（二）政策建議

第一，外匯儲(chǔ)備規(guī)模與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r相匹配，在匯率制度改革的過(guò)程中保持穩(wěn)步推進(jìn)，保證匯率彈性在合理的范圍內(nèi)適度增強(qiáng)。匯率波動(dòng)在匯率制度變化的各時(shí)間段中對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)產(chǎn)生的影響不同。為穩(wěn)定匯率，盯住美元的固定匯率制度下，官方外匯儲(chǔ)備和貨幣供應(yīng)量在貨幣當(dāng)局的政策實(shí)施下增加，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)一般價(jià)格和資產(chǎn)價(jià)格進(jìn)一步上升。在相對(duì)寬松的浮動(dòng)匯率制度下，大規(guī)模的短期國(guó)際資本流入將會(huì)引起經(jīng)常項(xiàng)目赤字、人民幣升值和國(guó)際收支趨于平衡。我國(guó)資本賬戶對(duì)外未全部放開(kāi)，進(jìn)行調(diào)控時(shí)仍需要調(diào)配大量外匯儲(chǔ)備，現(xiàn)行的匯率體制下，外匯儲(chǔ)備仍是貨幣當(dāng)局調(diào)控人民幣匯率變動(dòng)的不可忽視的砝碼，外匯儲(chǔ)備規(guī)模與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模和進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模相匹配，能夠?yàn)樨泿女?dāng)局進(jìn)行匯率調(diào)控提供一個(gè)足夠調(diào)整的空間。與此同時(shí)，也要注意短期內(nèi)人民幣匯率劇烈變化加劇短期國(guó)際資本的流動(dòng)，為使人民幣匯率充分發(fā)揮穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)體系的作用，我國(guó)應(yīng)適度擴(kuò)寬人民幣匯率彈性，在一定范圍內(nèi)保持升降穩(wěn)定。

第二，加強(qiáng)市場(chǎng)溝通，增強(qiáng)人民幣匯率預(yù)期管理，對(duì)人民幣匯率預(yù)期實(shí)行政策性引導(dǎo)。根據(jù)本文研究結(jié)果，匯率預(yù)期變動(dòng)率對(duì)國(guó)際短期資本流動(dòng)的影響更大。因此，貨幣當(dāng)局應(yīng)及時(shí)分析匯率預(yù)期變化趨勢(shì)，對(duì)知名金融組織機(jī)構(gòu)公布的經(jīng)濟(jì)變量預(yù)期數(shù)據(jù)及時(shí)關(guān)注，將國(guó)內(nèi)外利差、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)和資產(chǎn)價(jià)格等先行指標(biāo)納入其中，定期進(jìn)行市場(chǎng)預(yù)期分析工作，為市場(chǎng)提供一個(gè)清晰明了的匯率預(yù)期走勢(shì)，增強(qiáng)具有前瞻性的人民幣匯率預(yù)期管理。同時(shí)，政策變化容易造成非理性的預(yù)期自我實(shí)現(xiàn)和加強(qiáng)，給市場(chǎng)帶來(lái)非必要性的恐慌，為了不引起公眾對(duì)出臺(tái)的政策進(jìn)行誤讀、市場(chǎng)預(yù)期不明和投機(jī)等現(xiàn)象出現(xiàn)，貨幣當(dāng)局應(yīng)政策性引導(dǎo)匯率市場(chǎng)預(yù)期，對(duì)新出臺(tái)的政策與法規(guī)進(jìn)行詳細(xì)解讀，借助官方網(wǎng)站和主流媒體及時(shí)發(fā)布明確的形勢(shì)判斷和政策意圖，防范匯率預(yù)期變動(dòng)和跨境資本大幅度偏離均衡水平，引導(dǎo)投資者形成正確穩(wěn)定的匯率預(yù)期，實(shí)現(xiàn)我國(guó)未來(lái)跨境資本流動(dòng)平衡。

第三，加強(qiáng)對(duì)跨境資本流動(dòng)的監(jiān)測(cè)和干預(yù)力度，使國(guó)際短期資本流動(dòng)沖擊的預(yù)警機(jī)制得到進(jìn)一步完善。當(dāng)前未實(shí)現(xiàn)真正意義上的人民幣匯率自由浮動(dòng)，向世界開(kāi)放資本項(xiàng)目還需進(jìn)一步發(fā)展，在這種情況下我國(guó)仍存在通過(guò)地下非法通道、構(gòu)架虛假貿(mào)易行為和偽造外商直接投資等短期國(guó)際資本流動(dòng)，因此中國(guó)人民銀行、中國(guó)外匯管理局和中國(guó)海關(guān)等多部門(mén)聯(lián)動(dòng)，建立全方位的信息共享機(jī)制和跨境資本危機(jī)預(yù)警系統(tǒng)，對(duì)跨國(guó)貿(mào)易活動(dòng)中的異常交易行為進(jìn)行甄別，更好地監(jiān)測(cè)和統(tǒng)計(jì)我國(guó)短期國(guó)際資本的流動(dòng)，并對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)時(shí)更新。針對(duì)預(yù)警系統(tǒng)監(jiān)測(cè)的異常交易行為及時(shí)完善跨境資本流動(dòng)危機(jī)應(yīng)急機(jī)制，當(dāng)嚴(yán)重異向沖擊突然來(lái)襲時(shí)，貨幣當(dāng)局應(yīng)及時(shí)干預(yù)并引導(dǎo)，防止出現(xiàn)資本大規(guī)模流動(dòng)的可能性。