國際收支結構與中國低利率之謎

楊源源　高潔超

摘要：伴隨對外開放不斷深化推進，中國利率呈現“L型”演化態勢，低利率漸顯常態化。本文構建TVP-VAR模型從實證分析視角檢驗國際收支變化如何影響利率演變，并構建兩國DSGE模型從數值模擬視角探究不同結構的國際收支沖擊對利率演變的差異影響。研究發現，對外開放深化所引致的本國外匯儲備不斷積累確實對利率產生向下調整壓力，國際收支順差是造成我國低利率形成的重要因素，貨幣供給是重要的中介變量;直接投資和證券投資等資本項目沖擊對利率的影響遠大于貿易項目沖擊，隨著未來資本項目便利化不斷推進，我國利率調整受國際收支波動的掣肘效應會愈來愈大。政府應進一步深化外匯管理體制改革，逐步實現“藏匯于民”，提高貨幣政策獨立性以降低外匯市場波動對利率調整的影響;資本賬戶開放應遵循審慎、循序漸進原則，避免冒進式推進而造成利率非合意波動。

關鍵詞：結構性國際收支;低利率;TVP-VAR模型;兩國DSGE模型

文章編號：2095-5960（2021）03-0012-13;中圖分類號：F830.9;文獻標識碼：A

一、引言

隨著改革開放不斷深化推進，自20世紀90年代以來存貸款利率呈現出不斷下行的趨勢，當前存貸款基準利率降至歷史最低水平。圖1具體刻畫了存貸款年加權平均利率演變趨勢，我國存貸款利率自1996年以來不斷趨于下行，并呈現出“L型”演化的軌跡。根據國家統計局數據，2019年我國通貨膨脹率為2.9%;剔除通貨膨脹后，2019年實際存款利率已降為負，實際貸款利率僅為1.45%。從貨幣政策實踐來看，盡管學界和實務界普遍呼吁央行貨幣政策應從數量型調控轉向價格型調控，但央行自2015年10月24日下調基準利率至歷史最低水平后便未再調整，而此后存款準備金率下調卻高達10次，并靈活運用定向降準、PSL、SLF、MLF等結構性數量工具為實體經濟注入合意流動性。這表明，隨著前期利率的不斷降低，基準利率調控空間明顯收窄，央行對以利率為主的價格型工具運用愈偏謹慎和保守。

全球主要經濟體實踐表明，歷經前期快速發展之后，經濟高速增長態勢難以為繼，時常陷入低利率特征的經濟運行環境。Coobin等發現美國多次觸及零利率下限，且每次均會導致貨幣政策有效性下降以及宏觀經濟劇烈波動;[1]Andreas和Lin指出歐元區、日本、匈牙利、瑞士、瑞典等多國央行已從接近于零的低利率政策轉向超低利率的負利率政策;[2]Rubio和Yao發現美國、英國、歐元區及加拿大等經濟體的利率在全球金融危機后大幅下降，低利率制約了貨幣政策穩定宏觀經濟的操作空間。[3]對于低利率環境形成原因及宏觀調控有效性問題，學界已針對美國、日本、歐元區等展開豐富研究[4-6]，但關于中國低利率問題則著墨甚少。[7]在當前我國低利率環境已經形成，且因經濟增速不斷下滑利率仍存在明顯下降壓力和預期的背景下，系統探討導致我國低利率環境形成的因素尤具迫切現實意義。

由于中國特殊的經濟體制和發展歷程，利率“L型”演化的過程恰好伴隨我國對外開放戰略不斷深化。一方面，我國因勞動力成本及資源稟賦優勢享受著對外開放的紅利，國際收支長期處于順差;另一方面，出于防范經濟開放所引致的負面風險考慮，我國長期高度追求匯率穩定，同時實行強意愿結售匯制，人民幣可自由兌換程度較低。根據Wind金融資訊數據庫，入世后我國對外貿易規模不斷增長，并在2013～2015年、2017～2019年連續為全球貨物貿易第一大國。以貿易順差為主的國際收支順差不斷擴大使得我國外匯儲備不斷增多，并于2006年超越日本成為全球外匯儲備最多的國家。同時，隨著直接投資、金融投資便利化的逐步深化推進，中國顯現出經常賬戶和資本賬戶“雙順差”的格局，促使我國外匯儲備由2000年的1655.74億美元成長至2019年的31079.24億美元（約為2000年的18.77倍）。

改革開放推動我國深度融入經濟全球化，并躍升為全球第一大外匯儲備國和貨物貿易國，由此引致的國際收支順差對我國貨幣政策運行產生舉足輕重影響。從結構上而言，國際收支包含經常項目和資本與金融賬戶兩方面。從實踐來看，我國貿易領域開放水平較高，而金融領域開放相對緩慢，無論在直接投資還是間接投資均存在一定限制。2017年7月，習近平總書記主持召開中央財經領導小組第十六次會議指出，擴大金融業對外開放是我國對外開放的重要方面;2019年2月，習近平總書記主持中共中央政治局集體學習會議時強調，要擴大金融高水平雙向開放。在以貿易深化開放、投資漸進開放為路徑的開放戰略實施下，隨著金融投資便利化的不斷推進，我國國際收支演變面臨不確定性。在此背景下，系統厘清不同結構的國際收支沖擊對利率的影響具有重要現實意義。為此，本文立足中國對外開放演變，首先采用具有時變參數特征的TVP-VAR實證模型以初步檢驗國際收支變化對利率的影響，然后構建兩國DSGE模型以具體分析貿易、直接投資、證券投資等結構性國際收支沖擊對利率演變的差異影響，據以形成探究國際收支波動影響利率演化的系統性框架。

二、國際收支變化影響利率演化的初步檢驗

（一）TVP-VAR實證分析模型的構建

根據吳麗華和傅廣敏的研究[8]，TVP-VAR模型可通過對經典SVAR模型賦予時變特征得到。假設存在如下三變量SVAR模型：

式（1）中，yt=[Rt，Mt，FRt]是由本國利率、貨幣供應量增長率、外匯儲備增長率①①由于國際收支差額等于儲備資產變化情況（參見王廣謙《中央銀行學（第四版）》第167頁），本文使用外匯儲備增長率表征國際收支變化水平。構成的3×1維觀測變量矩陣;同期系數矩陣Z為下三角3×3維矩陣，滯后期系數矩陣L1，L2，……，Ls為普通3×3維矩陣;擾動項μt～N[0，Σ（Σ）′]為3×1維結構性沖擊，且滿足Σ=σ10000σ3。對式（1）改寫：yt=B1yt-1+…Bsyt-s+（Z）-1Σεt。式中，復合系數矩陣滿足Bi=（Z）-1Li，結構沖擊矩陣滿足εt～N[0，It];其中，i=1，…，s;t=s+1，…，n。將Bi的所有元素依次進行堆集，可得向量β（9s×1）。進一步定義矩陣Xt=It（yt-1′，…，yt-s′）可將改寫式變換為：yt=Xtβ+（Z）-1Σεt，Xt=It（yt-1′，…，yt-s′）。對變換式涉及的相關參數、方差、協方差均賦予時變特征，即得到如下所示的三變量TVP-VAR模型：

將Zt中非0和1的下三角元素拉直為一列向量，即：at=（at，2，1，at，3，1，at，3，2）。令ht=（h1t，h2t，h3t），其中：hit=log（σit）2。Primiceri指出參數服從一階隨機游走過程意味著允許參數存在暫時或永久性變動，由此可捕捉經濟結構潛在的漸變或突變。[9]本文假定式（2）中的時變參數βt、at、ht服從隨機游走過程：

（二）模型時變參數估計與檢驗

本文采用MCMC方法對模型參數進行抽樣估計，選取利率、貨幣供給量、外匯儲備為基礎觀測變量，數據來源于Wind金融資訊數據庫。為統一量綱，本文選取M2增長率、外匯儲備增長率以刻畫貨幣供給和外匯儲備變化。考慮到市場化的利率指標更能反映利率演變動態，而我國自1996年才開始公布代表市場化特征的銀行間同業拆借利率，本文選取1996～2019年作為樣本分析區間。據此，利用Oxmetrics 6.2軟件進行10000次MCMC模擬抽樣。圖2具體刻畫了模擬抽樣的自相關系數、參數變動路徑以及后驗分布密度函數信息，可發現樣本自相關系數漸趨于零且參數取值路徑較為平穩，表明模擬抽樣得到可有效用于模型估計的不相關樣本。表1描述了各待估參數的均值、標準差、置信區間、Geweke值。可發現，待估參數方差Geweke值均顯著大于0.1，表明模擬抽樣結果無法拒絕樣本數據收斂于后驗分布的原假設。也即，本文TVP-VAR模型參數的抽樣估計有效。

（三）時變脈沖響應分析

1.變量影響關系的同期時變特征分析

圖3具體反映利率、貨幣供應量和外匯儲備同期關系的時變特征，實線表征變量間同期關系均值隨時間變化的路徑，上下虛線為標準誤差帶。如圖3最上面一個子圖所示，1996～2019年以來利率與貨幣供給一直保持負向同期演變關系。一方面利率上升意味著央行再貼現以及銀行放貸減少，從而導致整個社會流動性降低;另一方面，貨幣供應量增加意味著社會流動性增加，衡量貨幣價格的利率會降低。觀察圖3中間的子圖，可發現1996～2019年以來利率與外匯儲備亦保持負向同期演變關系。從影響機制來看，一方面利率上升導致本國物價下降，在外國物價不變情形下人民幣匯率升值，由此導致本國貿易逆差且外商直接投資降低，繼而外匯儲備降低;另一方面強意愿結售匯制度下外匯儲備增加導致外匯占款增加，人民幣國內投放增加，由此導致利率下降。觀察圖3最下面的子圖，可發現1996～2019年以來貨幣供給與外匯儲備持續保持正向同期演變關系。這一方面源于我國實行有管理的浮動匯率制度，央行需吞吐本幣平抑外匯市場波動以保持外匯市場供求平衡，當外匯市場人民幣換匯需求增加時央行需投放人民幣以保證外匯供需平衡;另一方面，由于我國長期結售匯意愿較強，外匯占款增加直接導致人民幣供給增加。綜上，單從變量同期相關關系來看，利率與貨幣供給、外匯儲備間均呈負向相關關系，貨幣供給與外匯儲備間呈正向相關關系。

2.基于不同時點的時變脈沖響應分析

本文隨機選取2001年第1季度、2004年第1季度以及2012年第1季度三個不同時點，進一步分析來自不同時點的變量隨機沖擊分別對自身及另外兩個變量的影響。根據圖4最上面的三個子圖，可發現無論沖擊來自哪個隨機時點，利率沖擊對其自身影響為正;對貨幣供給影響為負，且這種影響在短期顯著隨后逐漸衰減;對外匯儲備影響也為負，負向影響在滯后2期后達到最大隨后式微。如圖4中間的三個子圖所示，無論沖擊來自哪個隨機時點，正向貨幣供給沖擊對利率的影響均為負，但這一負向影響約在滯后5期達到最大，隨后不斷衰減;對貨幣供給增速自身的沖擊為正，且在當期達到最大，隨后立即衰減至零附近;對外匯儲備的影響也明顯為正，這一正向影響在滯后2期達到最大，隨后日漸衰微。進一步觀察圖4最下面三個子圖，可發現無論沖擊來自哪個隨機時點，正向外匯儲備沖擊對利率的影響均為負，但這一負向影響約在滯后5期達到最大，隨后不斷衰減;對貨幣供應量的沖擊效應為正，并在滯后第2期達到最大，隨后不斷衰減;正向外匯儲備沖擊對外匯儲備增速自身變化的影響為正，且這一正向影響隨時間推移逐漸衰減。綜上，無論沖擊來自何一時點，各沖擊對模型變量的脈沖響應方向和路徑均大體一致，這表明本文實證分析具有較強的穩健性。

3.基于不同提前期的時變脈沖響應分析

進一步基于不同提前期沖擊視角以檢驗利率、貨幣供給量、外匯儲備間的時變動態關系。圖5具體刻畫三個不同提前期（4期、6期和8期）沖擊的脈沖影響。根據圖5最上面三個子圖，可發現利率沖擊對自身影響基本為正，對貨幣供給和外匯儲備的影響均基本為負。如圖5中間三個子圖所示，可發現貨幣供給沖擊對利率的影響在2000年前為正，2000年后則基本為負，這主要因為2000年前我國利率管制程度相對較高，貨幣政策傳導機制尚不健全，利率和貨幣供給量在相當程度上難以有效替換，以致貨幣供應量的變化難以有效引導利率改變;對其自身以及外匯儲備增長率的影響均基本為正。進一步觀察圖5最下面三個子圖，可發現外匯儲備沖擊對利率的影響在2000年前為正，2000年后的大部分年份基本為負;對貨幣供給增速的影響基本為正，且這種正向效應隨時間推移愈發明顯;外匯儲備增長率沖擊對其自身的影響基本為正。通過對基于不同提前期的外生沖擊脈沖路徑進行比較，可發現無論設置何種提前期，單一沖擊對三大變量的影響方向和路徑基本一致，這也再度表明本文分析結果的穩健性;與此同時，利率與貨幣供給間的相互負向關系、利率與外匯儲備間的相互負向關系以及貨幣供給與外匯儲備間的相互正向關系均顯著存在。

綜合上述變量間同期關系分析、來自不同時間點以及來自不同提前期的時變脈沖分析，可發現外匯儲備增長對利率的負向影響確實穩健存在，且這一影響效應與貨幣供給變化對利率波動的負向影響高度一致;外匯儲備正向沖擊引致貨幣供給增加，而貨幣供給增加對利率演變存在負向影響。結合中國實際，當發生國際收支順差時，人民幣升值預期誘發熱錢流入，外匯儲備增加，央行為對沖熱錢流入所可能引致的資產價格上升風險，存在降低利率的內生動力。同時，本國持續國際收支順差導致外匯儲備不斷積累，由此帶來的外匯占款無疑對利率走勢產生向下調整的壓力，貨幣供給量正是引致這一影響的重要中介變量。

三、兩國DSGE模型的構建

本文進一步將貿易、直接投資以及證券投資等結構性國際收支沖擊引入DSGE模型，據此數值模擬不同結構國際收支沖擊對利率演變的影響機制。模型構建主要參照中美兩國經濟特征，其中H國為本國，F國為外國，F國經濟變量加“*”表示。

（一）家庭部門的經濟決策

1.本國家庭。假定代表性家庭消費、財富以及勞動效用遵循可分形式，H國家庭最優化問題為：

式中，Ct（i）為總消費，Mt（i）/Pt為家庭貨幣持有水平，Lt（i）為勞動供給;Et為預期因子，βH為主觀貼現率。Γ，χ>0為家庭持有貨幣和勞動的相對效用權重;σH，bH，ηH≥0分別為家庭跨期消費替代彈性、貨幣需求利率彈性和弗里希勞動供給彈性的倒數。

H國家庭的總消費主要由國產消費品和進口消費品共同組成，并遵循CES復合形式：Ct（i）=[（aH）1ε（CH，t（i））ε-1ε+（1-aH）1ε（CF，t（i））ε-1ε]εε-1。其中，CH，t（i）、CF，t（i）分別為本國家庭國產和進口消費品數量;aH表示國產商品消費比例，數值越小表示本國經濟開放度越高;ε表示兩國消費品替代彈性。本文引入ζt以刻畫貿易便利化程度沖擊，數值越大表示本國針對F國商品進口的貿易便利化程度越低。根據一價定理，進口消費品在本國價格為：PF，t=（1+ζt）StPF，t，St為名義匯率，PF，t為F國消費品在其國內的價格。PH，t表示國產商品的國內價格，H國總消費價格方程為：Pt=[aH（PH，t）1-ε+（1-aH）（PF，t）1-ε]11-ε。代表性家庭在進行個體最優經濟決策時往往面臨預算約束：

Ct（i）+It（i）+IFDIt（i）Ff，tPtSt/Pt+Mt（i）/Pt+BH，t（i）/Pt+BFH，t（i）Fb，tSt/Pt=Mt-1（i）/Pt+RH，t-1BH，t-1（i）/Pt+RF，t-1BFH，t-1（i）St/Pt+WtLt（i）+RHK，tKt-1（i）+RHFK，tFDIt-1（i）StP式中，It（i），Kt（i）與BH，t（i）表示家庭國內實際投資、資本積累及國內證券投資水平，IFDIt（i），FDIt-1（i）與BFH，t（i）則依次為家庭對外直接投資、國外資本積累以及國外證券持有水平;RH，t、RF，t為本國和F國毛利率，RHK，t與RHFK，t則為本國家庭境內外投資收益率;Wt為本國實際工資，Pt表示F國物價。本文引入Ff，t與Fb，t以刻畫F國對本國居民直接投資及證券投資的限制，數值越高代表本國居民海外投資時面臨越高的不便利而需支付更高的成本。κFb為調整成本參數，（κFb/2）[BFH，t（i）/BFH，t-1（i）-1]2BFH，tSt/Pt為本國家庭境外證券投資的調整成本。國內資本積累方程為：Kt（i）=（1-δH）Kt-1（i）+It（i）。境外資本積累方程為：FDIt（i）=（1-δF）FDIt-1（i）+IFDIt（i）-κFf[FDIt（i）/FDIt-1（i）-1]2FDIt/2。δH、δF為境內外資本折舊率;κFf為調整成本參數，κFf[FDIt（i）/FDIt-1（i）-1]2FDIt/2即為對外投資調整成本。

基于以上效用函數以及預算約束，求解可得H國最優化決策的歐拉方程：

2.外國家庭。同上，假定F國代表性家庭遵循如下函數形式的效用最優化問題：

式中，Ct（i），Mt（i）/Pt，Lt（i）表示F國家庭總消費、貨幣余額和勞動時長;σF，bF，ηF≥0依次刻畫F國家庭跨期消費替代彈性、貨幣需求利率彈性和弗里希勞動供給彈性的倒數。總消費Ct（i）由國產商品CF，t（i）和進口商品CH，t（i）組成，并滿足CES復合形式：Ct（i）=[（aF）1ε（CF，t（i））ε-1ε+（1-aF）1ε（CH，t（i））ε-1ε]εε-1。其中，aF表示F國家庭消費國產商品的比例。本文引入ζt以表征貿易便利化程度沖擊，數值越大表示F國針對H國商品進口的貿易壁壘高。根據一價定理，本國商品在F國的價格PH，t為：PH，t=（1+ζt）PH，t/St。F國總消費價格方程為：Pt=[aF（PF，t）1-ε+（1-aF）（PH，t）1-ε]11-ε。F國家庭面臨的預算約束方程為：

式中It（i），Kt（i），BF，t（i）為F國家庭國內投資、資本以及國內證券投資水平;IFDIt（i），FDIt（i），BHF，t（i）為F國家庭對外直接投資、國外資本以及證券持有水平;RFK，t與RFHK，t為F國境內外資本收益率，Wt為實際工資;（κHb/2）[BHF，t（i）/BHF，t-1（i）-1]2BHF，t（i）/（StPt）為F國家庭投資H國證券的調整成本，κHb為調整成本參數;Hf，t與Hb，t度量F國對外直接投資及證券投資面臨的管制壁壘。F國國內資本積累方程為：Kt（i）=（1-δF）Kt-1（i）+It（i）。F國境外資本積累方程為：FDIt（i）=（1-δH）FDIt-1（i）+IFDIt（i）-κHf[FDIt（i）/FDIt-1（i）-1]2FDIt/2。κHf[FDIt（i）/FDIt-1（i）-1]2FDIt/2為F國境外直接投資調整成本，κHf為調整成本參數。

在預算約束下，通過最優化求解可得F國家庭最優決策歐拉方程依次為：

（二）廠商部門的經濟決策

1.本國廠商。廠商使用資本和勞動兩類要素生產，其中資本來自本土和境外資本。本國廠商生產函數為：Yt（j）=At[Kt-1（j）ψFDIt-1（i）1-ψ]αKLt（j）1-αK。Yt（j）為廠商總產出，αK為資本產出彈性，ψ刻畫國內資本使用比例，At為技術進步。根據成本最小化原則，可得廠商實際邊際成本：

式中，MCt為本國廠商實際邊際成本，RK，t表示本國廠商使用單位資本的平均成本。現實經濟主要呈現新凱恩斯特征，為此本文基于卡爾沃粘性定律假定每期有1-φH比例廠商可以調價，其余φH比例廠商無法對產品更新定價。也即，本國產品價格指數方程為：

其中，PnH，t表示本國可調價廠商新定價格，θH為產品需求彈性。立足生產函數和要素選擇，調價廠商通過選擇最優定價以最大化生產利潤：

2.外國廠商。F國廠商生產函數為：Yt（j）=At[Kt-1（j）ψFDIt-1（i）1-ψ]αKLt（j）1-αK。其中，Yt（j）表示廠商總產出，At為技術水平;αK與ψ刻畫F國廠商資本要素產出份額及使用本土資本的比例。給定生產函數和要素價格，可求得F國廠商實際邊際成本為：

式中，MCt與RK，t分別為F國廠商生產面臨的實際邊際成本以及使用單位資本要素的平均成本。同上，本文假定F國廠商產品定價也遵循Calvo粘性定價特征：

（三）貨幣當局的經濟決策

1.本國央行。考慮到數量型調控仍是我國央行長期以來最主要的調控范式，本文采取以調整貨幣供給為主的數量型規則刻畫我國貨幣政策實踐。另外，我國實行結售匯制度且央行需兼顧外匯市場穩定，央行需以外匯被動占款的方式吞吐基礎貨幣以避免人民幣匯率過度波動。據此，假定H國央行主要參照預期通脹、產出以及外匯儲備缺口以調整貨幣流動性：

式中，Etπt+1與FRt分別為本國預期通脹率和外匯儲備存量;，，，分別為本國貨幣供應量、通貨膨脹率、產出和外匯儲備穩態值;ρMt刻畫貨幣政策平滑參數，πt，Yt，FRt>0分別為貨幣供應量對預期通脹、產出缺口以及外匯儲備缺口的反應彈性;εMt為外生貨幣政策沖擊。其中，外匯儲備存量主要由以外幣衡量的上期外匯儲備存量、凈外商直接投資接收量、凈證券投資以及凈出口構成，即滿足如下方程積累形式：

2.外國央行。由于美國貨幣政策傳導機制較為健全，利率與貨幣供給能相互有效替代，為此美聯儲貨幣政策實踐主要以利率為中介工具。另外，區別于本國有管理的浮動匯率制度，美國實行完全的浮動匯率制，貨幣政策無需對外匯市場做出反應。據此，假定F國央行僅參照預期通脹率和產出缺口進行利率調整，其貨幣政策遵循如下泰勒規則形式：

（四）市場出清

四、結構性國際收支影響利率演化的數值模擬分析

（一）參數設定

考慮到美國和中國分別為世界第一、第二大經濟體，本文參數設定主要參照中美兩國經濟數據及有關兩國經濟分析的經驗文獻進行校準，以下就參數校準過程進行詳細說明。

1.家庭部門的結構性參數。參照梅冬州等的做法[10]，本文取兩國家庭主觀貼現因子均為0.99。考慮到美國經濟開放度較高以及消費品大量進口的特性，本文參照楊源源和于津平的研究取aH=0.9，aF=0.7。[11]對于H國和F國商品間替代彈性ε，參照王彬的研究取ε=2。[12]。對于本國和F國貨幣需求的利率彈性倒數，參照Zhang的研究以及Davig和Leeper的研究取bH=3.13，bF=2.6。[13，14]考慮到美國開放度較高且消費品供給來源較為豐富，參照孫俊和于津平的研究取兩國消費品跨期替代彈性的倒數為σH=3.5，σF=2。[15]由于中國勞動人口相較美國更為豐富，本文令本國和F國的勞動供給彈性倒數分別為ηH=0.8、ηF=2。

2.廠商部門的結構性參數。對于兩國季度資本折舊率，本文參照楊源源和于津平的研究[11]以及Leeper等的研究取δH=0.03、δF=0.025。[16]對于本國資本產出份額，參照張勇的研究取αK=0.5;[17]考慮到美國資本充足，本文取αK=0.6。對于兩國廠商使用本土資本比例，參照前文經濟開放度的設定取ψ=0.9、ψ=0.7。對于價格粘性參數，參照王彬的研究取φ=0.75; [12]考慮到美國信息傳導充分且市場競爭程度較為完全，本文取φF=0.5。

3.變量穩態值以及政策行為參數。根據穩態均衡，取兩國季度資本收益率分別為RHK，ss=0.04、RFK，ss=0.035。對于本國價格穩態值，不失一般性取Pss=1;對于名義匯率穩態值，根據中美匯率數據取Sss=7;對于F國價格穩態值，根據穩態均衡取Pss=1/7。美國GDP約為中國兩倍，參照梅冬州和龔六堂的研究取Yss/Y*F，ss=0.5。[18]根據我國M2與GDP實際規模，取Mss/Yss=2.0272。對于貨幣政策參數，參照郭豫媚等的研究取ρMt=0.6，πt=2，Yt=0.5[19]，考慮到我國較高的外匯占款貨幣投放，取FRt=1.2;參照鄢莉莉和宋芳秀的研究取ρFR=0.5，FY=0.5，Fπ=1.5。[20]

（二）結構性國際收支沖擊的脈沖響應分析

1.貿易項目沖擊、國際收支波動與利率演變

（1）本國貿易項目便利化沖擊的宏觀經濟效應分析。圖6具體刻畫本國貿易便利化沖擊的宏觀經濟效應。如圖6所示，對本國貿易壁壘沖擊施加一單位負向沖擊時，F國商品在本國價格下降以致本國增加對F國商品進口，從而本國消費品進口增加。而由于F國商品相對本國商品價格便宜，以致人民幣匯率升值，從而F國對H國消費品進口降低。同時，由于F國對本國商品需求降低以及本國進口消費品價格下降，這使得本國總體價格水平降低，以致F國增加對本國長期資本以及短期證券的投資。而由于本國對F國商品的需求增加以及F國對其國產商品需求的增加最終使得F國整體價格水平趨于上升，這導致本國對F國的長期資本及短期證券投資均趨于下降。從影響程度來看，本國貿易壁壘降低沖擊對貿易項目的影響最大，對直接投資項目的影響其次，對證券投資項目波動的影響最小。另外，亦可發現本國降低貿易壁壘會導致商品貿易凈出口持續減少，但亦導致我國直接投資項目和證券投資項目均呈順差態勢，以致短期內本國外匯儲備會有所增加;長期由于貿易項目逆差效應占優，最終導致本國外匯儲備減少。而對貨幣供應量而言，本國貿易壁壘降低沖擊對其影響為負。本國利率走勢則與外匯儲備走勢截然相反，短期內外匯儲備增加導致流動性增加進而短期內利率微幅下降;長期則由于外匯儲備減少引致流動性減少進而利率上升。綜上，本國貿易壁壘下降沖擊導致本國凈出口、直接投資和證券投資均趨于下降，且對貨幣供應量和外匯儲備影響均為負，最終對利率產生上行調整壓力。

（2）F國貿易項目便利化沖擊的宏觀經濟效應分析。圖7刻畫了F國貿易壁壘負向沖擊對兩國消費品進口、兩國對外直接投資、兩國對外證券投資以及本國外匯儲備、貨幣供應量以及利率的影響。不難發現，F國降低對本國的進口貿易壁壘將直接導致F國居民消費品進口成本下降，進而F國消費品進口增加。由于本國商品相對F國商品價格便宜，以致F國貨幣升值，本國居民借此降低對F國的消費品進口。又由于本國消費品的國外需求增加以及本國居民對國產商品的需求增加，導致本國綜合價格水平上升，由此進一步導致本國投資品和證券價格上揚，F國對本國的證券投資和證券投資均會下降。由此可見，F國對本國貿易壁壘降低將導致本國商品貿易順差，但也引致本國直接投資項目和證券投資項目逆差。這與高謙等的研究結論一致[21]，貿易順差在一定程度上會阻礙資本形成。由于F國貿易壁壘負向沖擊對貿易順差的影響大于投資逆差，這使得本國外匯儲備增加，進而外匯占款貨幣投放增加。據此，如圖7所示貨幣流動性增加最終會引導利率趨于下行。綜上，經濟一體化程度不斷加深背景下F國貿易項目便利化改善會導致本國國際收支順差和貨幣供應量趨于增加，進而最終導致利率不斷下降。

2.直接投資項目沖擊、國際收支波動與利率演變

（1）本國直接投資項目便利化沖擊的宏觀經濟效應分析。圖8具體描述了本國針對外商直接投資壁壘下降沖擊對兩國消費品進口、兩國對外直接投資、兩國對外證券投資以及本國外匯儲備、貨幣供應量以及利率的影響。如圖8所示，本國降低外商直接投資壁壘導致F國投資者赴本國投資成本下降，由此引致本國外商直接投資規模大幅增加。由于初期外資大幅涌入，投資需求突增使得本國投資品價格短期上升，從而導致短期內本國對外直接投資以及對外證券投資增加，并使得投資便利化沖擊對本國外商直接投資的擠入效應逐步衰減。投資便利化改善背景下F國對本國對外直接投資的大幅增加，直接使得本國外匯儲備大量積累，由此導致外匯占款貨幣投放增加，進而導致本國利率降低。貨幣供應量增加以及利率降低導致本幣貶值，最終導致F國對本國消費品進口增加以及對本國證券投資增加。從影響程度來看，本國直接投資項目便利化改善對外商直接投資影響最大、對消費品貿易影響其次、對證券投資波動影響最小;從宏觀經濟效應來看，本國直接投資項目便利化改善有利于促進外商直接投資和商品貿易雙順差。綜上分析，可知本國降低外商直接投資壁壘具體通過引致國際收支凈順差而導致我國利率大幅降低。

（2）F國直接投資項目便利化沖擊的宏觀經濟效應分析。圖9刻畫了F國降低外商直接投資壁壘所引致的經濟效應。如圖9所示，F國外商直接投資便利化改善導致本國對外直接投資成本降低，由此引致本國對外直接投資需求增加。但由于F國相對本國更高的經濟開放度，同等程度的外商投資壁壘降低無疑會帶來國外資本更大程度涌入，短期對F國資本投資攀升對F國綜合價格產生顯著正向影響，以致該國投資品和消費品價格均上升。由此，本國消費品和投資品的相對價格優勢引致F國對本國的商品進口增加，同時對本國的長期直接投資和短期證券投資亦會增加。據此，F國直接投資項目便利化雖然短期引致本國對其資本流入，但由于較高經濟開放度所導致的投資品和消費品價格攀升效應，最終反而導致本國貿易、直接投資以及證券投資項目均呈順差態勢。對比本國降低外商直接投資壁壘的經濟效應可發現，當經濟開放程度較低時，降低外商直接投資壁壘將明顯改善該國外商直接投資順差水平，并有利于促進資本快速形成;當經濟開放程度較高時，降低該國外商直接投資壁壘對其外資流入的擠入效應會受到削弱，最終反而會阻礙該國資本形成。綜上，F國直接投資項目便利化沖擊實際改善了本國的國際收支狀況，并以促進本國外匯儲備積累而增加外匯占款渠道的貨幣投放，由此引導本國利率趨于下降。

3.證券投資項目沖擊、國際收支波動與利率演變

（1）本國證券投資項目便利化的宏觀經濟效應分析。圖10主要刻畫了本國降低外商證券投資壁壘所引致的國際收支波動以及本國利率演變情況。當對本國外商證券投資壁壘施加單位負向沖擊時，F國對本國的證券投資大幅增加。但也會造成本國資產價格短期上漲進而引致本國投資品和消費品價格上漲，由此導致F國對本國的直接投資短期偏審慎。從影響周期來看，本國證券投資壁壘降低沖擊對兩國證券投資波動存在長期效應，對兩國對外直接投資和商品貿易的影響僅表現為短期。從綜合影響效應來看，本國證券投資便利化改善導致本國證券投資凈順差;對長期資本投資和商品貿易的影響均僅在短期表現為逆差，長期則表現為順差。由于本國證券投資便利化改善對證券投資波動影響最大，且表現為長期凈順差，由此也導致外匯儲備長期凈積累。外匯儲備的增加最終通過影響外匯占款而導致本國貨幣供應量不斷增加，貨幣流動性的持續增加最后會引導本國利率不斷下行。綜上，本國證券投資項目便利化沖擊主要通過吸引外國投資者投資本國證券市場而導致本國外匯占款增加，進而對利率造成下行調整壓力。

（2）F國證券投資項目便利化的宏觀經濟效應分析。圖11具體刻畫了F國證券投資便利化改善所引致的國際收支及利率波動情況。如圖11所示，當對F國證券投資壁壘施加單位負向沖擊時，本國投資F國的證券成本降低直接導致本國對外證券投資增加。但由于本國對外證券投資需求的大量增加使得F國資產價格上漲進而引致F國投資品和消費品價格均普遍上漲，由此導致短期內本國消費品進口、本國對外直接投資以及F國對外證券投資均降低。從綜合效應來看，F國證券投資便利化改善主要導致本國證券投資逆差;對本國消費品貿易和外商直接投資的影響短期表現為順差，長期則呈現微逆差態勢。從影響程度來看，F國證券投資壁壘下降沖擊對證券投資的影響程度最大、對外商直接投資影響其次、對商品貿易影響程度最小。綜合來看，F國證券投資壁壘下降沖擊主要給H國國際收支帶來逆差效應，這直接導致H國外匯儲備減少，我國央行為平抑外匯市場波動會緊縮貨幣，由此流動性的收緊使得本國利率上升。

（三）各類貿易投資便利化沖擊效應的綜合比較分析

表2刻畫了各類貿易、資本項目沖擊對本國外匯儲備、貨幣供給以及利率波動的影響程度。可發現，F國貿易壁壘、本國外商直接投資壁壘、F國外商直接投資壁壘、本國證券投資壁壘等下降沖擊均改善本國國際收支，由此導致外匯占款渠道的貨幣投放增加，進而引致我國利率趨于下行;而本國貿易壁壘、F國證券投資壁壘等下降沖擊由于惡化本國國際收支，以致貨幣供給被動緊縮，由此對我國利率產生正向調整壓力。從利率波動程度來看，直接投資項目沖擊的影響最大，證券投資項目沖擊次之，貿易項目沖擊的影響相對較小。根據表2，在雙邊同等程度的貿易便利化改善下，F國貿易壁壘下降沖擊對本國利率的負向影響顯著大于本國貿易壁壘下降沖擊的正向影響，也即我國與各國的貿易便利推進對我國利率主要產生負向影響。相對而言，資本賬戶開放的步伐較為緩慢，學界和實務界普遍擔心資本賬戶開放將加劇我國金融市場波動。本文研究亦證實這一憂慮，如表2所示，外商直接投資和證券投資等資本項目便利化沖擊對本國外匯儲備、貨幣供應量以及利率等金融變量的波動影響遠大于經常項目沖擊。綜合我國改革開放實踐以及本文研究，隨著貿易投資便利化特別是投資便利化的進一步深入推進，我國利率受到國際收支沖擊的影響無疑將更為明顯和復雜。

五、結論與政策啟示

本文構建TVP-VAR模型和兩國DSGE數理模型，從實證分析和數值模擬雙重視角系統探討國際收支波動對利率演變的影響。綜合全文研究，主要得到如下結論：第一，對外開放深化所引致的本國外匯儲備不斷積累對利率走勢產生向下調整壓力，國際收支順差是造成我國低利率環境形成的重要因素，貨幣供給是產生這一影響的重要中介變量;第二，外國貿易便利化沖擊、本國外商直接投資便利化沖擊、外國外商直接投資便利化沖擊、本國證券投資便利化沖擊等結構性國際收支沖擊均可改善本國國際收支，導致外匯占款渠道的貨幣被動投放增加，進而引致我國利率不斷趨于下行;第三，直接投資和證券投資等資本項目沖擊對本國外匯儲備、貨幣供應量以及利率等金融變量的波動影響遠大于經常項目。

國際收支波動對中國利率演化具有重要影響，政府應通過進一步深化外匯管理體制改革，不斷提高資本項目可兌換程度，逐步實現“藏匯于民”，增強貨幣政策相對外匯市場的獨立性，以此降低外匯市場波動對利率的影響。但在人民幣自由兌換程度較低、央行外匯接盤者角色程度過重情形下資本與金融賬戶開放引致的國際收支波動明顯高于經常賬戶，由此會對貨幣供給和利率演化產生更為劇烈的沖擊。有鑒于此，在相關制度法規尚不健全、金融風險消化能力相對較低情形下，資本賬戶開放應遵循穩步、循序漸進原則，并應與外匯管理體制、匯率形成機制改革同步進行，避免冒進式推進造成利率非合意波動。由于證券投資較直接投資具有高投機性、強流動性，循環往復進出易引致外匯市場頻繁波動繼而加劇金融波動，資本賬戶開放應遵循先直接投資后間接投資、先長期資本后短期資本的原則。

毋庸置疑，中國堅定不移推行改革開放客觀上引致我國國際收支順差不斷積累，并通過外匯占款對利率演化產生舉足輕重影響。但并不諱言，現實經濟錯綜復雜，導致低利率演化的國內外因素眾多，本文僅從國際收支視角展開探究，全面厘清中國低利率演化之謎仍有待學術界繼續深耕細作。事實上，20世紀以來中國貨幣供應渠道存在兩個階段性變化，2002年至2012年主要是以外匯占款為主的貨幣被動投放;2013年至今則逐漸轉化為央行主動性供給以及商業銀行流動性創造，外匯占款不再是貨幣供應的主渠道。這種貨幣供應機制的階段性變遷如何影響利率波動亦值得學術界展開深入研究，此亦為筆者下一步的研究方向。

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Balance of Payments Structure and the Mystery of Low Interest Rates in China

- A Dual Analysis Based on TVP-VAR Model and DSGE Model

YANG Yuan-yuan，GAO Jie-chao

（School of Finance，Nanjing Audit University， Nanjing， Jiangsu 211815， China;School of Business，

Shanghai University of International Business and Economics， Shanghai 201620， China）

Abstract：In this paper， the TVP-VAR model is firstly constructed to examine how changes in international payments affect interest rate evolution， and then the DSGE model of the two countries is constructed to explore the differential impacts of structural international payments shocks on interest rate evolution. It is found that the continuous accumulation of foreign exchange reserves caused by the deepening of opening-up does exert downward adjustment pressure on the interest rate. The surplus of international balance of payments is an important factor contributing to the formation of low interest rate in China， and the money supply is the important mediating variable. The impact of direct investment and portfolio investment shocks on interest rate is far greater than that of trade shocks. With the further promotion of capital account facilitation in the future， China's interest rate adjustment will be increasingly constrained by the fluctuations of balance of payments. Therefore， this paper argues that the government should further deepen the reform of the foreign exchange management system， gradually realize the "pooling of foreign exchange with the people"， improve the independence of monetary policy to reduce the impact of foreign exchange market fluctuations on interest rate.

Key words：structural balance of payments;low interest rate;TVP-VAR model;two-country DSGE model

責任編輯：吳錦丹

收稿日期：2021-01-08

基金項目：國家社會科學基金后期資助項目“金融風險演化與‘穩金融宏觀調控研究”（20FJYB042）;國家自然科學基金青年項目“影子銀行擴張背景下中國貨幣政策與宏觀審慎政策的協調研究”（71803127）;江蘇省高校優勢學科建設工程三期項目“南京審計大學應用經濟學”（蘇政辦發[2018]87號）。

作者簡介：楊源源（1990—），男，湖北隨州人，南京審計大學金融學院講師，經濟學博士，研究方向為貨幣理論與政策;高潔超（1989—）（通訊作者），男，江蘇南通人，上海對外經貿大學國際經貿學院講師，經濟學博士，研究方向為貨幣理論與政策、國際經濟學。