國際投資流動、儲備資產(chǎn)和全球失衡
——基于非均衡國際貨幣體系的視角

路世昌　張?zhí)韹伞铌?/p>

(遼寧工程技術(shù)大學工商管理學院，遼寧葫蘆島125105)

?

國際投資流動、儲備資產(chǎn)和全球失衡
——基于非均衡國際貨幣體系的視角

路世昌張?zhí)韹蓷铌?/p>

(遼寧工程技術(shù)大學工商管理學院，遼寧葫蘆島125105)

全球失衡是當前全球經(jīng)濟發(fā)展面臨的重要挑戰(zhàn)。從非均衡國際貨幣體系的角度，從理論分析和實證驗證兩個緯度探究外匯儲備、私人投資流動和國際儲備資產(chǎn)需求等因素對不同國家經(jīng)常項目均衡的影響。構(gòu)建的跨國資產(chǎn)組合模型發(fā)現(xiàn)儲備貨幣持有國的官方儲備和外部私人投資流入對經(jīng)常項目均衡有負效應，儲備貨幣需求對儲備貨幣提供國的經(jīng)常項目也是負影響。使用1989—2013年58個儲備貨幣持有國數(shù)據(jù)和1995—2011年7個儲備貨幣供應國數(shù)據(jù)進行實證分析進一步驗證了該結(jié)論。解決全球失衡問題，改變當前的非均衡國際貨幣體系勢在必行。

全球失衡；國際投資流動；國際儲備需求；非均衡國際貨幣體系

一、引言

全球失衡是一個影響全球宏觀經(jīng)濟發(fā)展的重要問題。20世紀90年代中期以來，美國為首的一些發(fā)達國家出現(xiàn)嚴重的經(jīng)常項目赤字，而中國、德國等傳統(tǒng)制造業(yè)大國和石油輸出國卻積累了巨額的貿(mào)易盈余。經(jīng)常項目不平衡不僅對各國的經(jīng)濟增長和貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了重要影響，還威脅了世界經(jīng)濟的穩(wěn)定。研究全球經(jīng)常項目失衡對于了解全球失衡的根源和政府制定宏觀調(diào)控政策具有重要的理論價值和政策意義。

近年來，學者們相繼提出了解釋全球失衡的假說。Bernanke(2005)[1]提出了全球儲蓄過剩假說，認為全球經(jīng)濟失衡造成的主要原因是來自亞洲新興國家和石油輸出國的過剩儲蓄；另外還有金融一體化假說(Caballero等，2008[2])和國際分工視角假說(徐建煒和姚洋，2010[3])。Dooley等(2004)[4]認為亞洲新興國家通過將其貨幣盯住美元的方式，采用低估利率和出口型發(fā)展戰(zhàn)略導致了全球失衡。該假說稱之為復活的布雷頓森林體系假說(張少華，2014)[5]，該假說認為非均衡的國際貨幣體系是造成全球經(jīng)濟失衡的重要原因。這些假說雖然對全球失衡的形成提出了一系列的詮釋，但并未在理論和實證上同時進行深入探討，而且其實際操作上存在一些爭議。從現(xiàn)行的貨幣

體系的視角詮釋全球失衡是當前研究領域的一個新視角，但是專門從非均衡的國際貨幣體系的視角出發(fā)進行研究的文獻還不多見。現(xiàn)行的國際貨幣體系主要是指“牙買加體系”——以美元為主，歐元和日元為輔(路妍、林樂婷，2014)[6]。國際貨幣體系的非均衡主要表現(xiàn)在美元、歐元和日元的支配地位與其他貨幣不均衡(黃曉龍，2007)[7]。儲備貨幣的提供國和持有國之間利益差異性導致了貨幣持有國被動地接受提供國的貨幣政策，進而引起了全球失衡。因此本文從非均衡國際貨幣體系研究全球失衡的成因以及解決方式。

從近年來的文獻看， Mohan等(2013)[8]、Blanchad等(2005)[9]、Andreas Steiner等(2014)[10]和黃曉龍(2007)[7]、王道平和范小云(2011)[11]等文獻是與本文主題最相關的幾篇文獻。Mohan等(2013)[8]發(fā)現(xiàn)以美元為主導的國際貨幣體系并未實現(xiàn)其穩(wěn)定宏觀經(jīng)濟的目標，反而引起了全球失衡。Blanchad等(2005)[9]構(gòu)建了一個包含凈債務、匯率和經(jīng)常項目的資產(chǎn)跨國組合，研究國際投資者在進行國際投資時如何影響經(jīng)常項目均衡的，結(jié)果發(fā)現(xiàn)儲備資產(chǎn)和凈債務的變動是影響經(jīng)常項目均衡的主要因素。Andreas Steiner(2014)[10]在Blanchad等(2005)[9]的基礎上，發(fā)展了其資產(chǎn)跨國組合模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對國際儲備貨幣的儲備需求的增加導致了美國經(jīng)常項目的下降，而對儲備資產(chǎn)持有國來說，這種變動導致了其經(jīng)常項目的上升。黃曉龍(2007)研究發(fā)現(xiàn)，國際貨幣體系的非均衡性導致美元匯率被嚴重高估，美國出現(xiàn)持續(xù)的經(jīng)常項目逆差，進而導致全球經(jīng)濟失衡。王道平和范小云(2011)[11]通過國際收支分析框架發(fā)現(xiàn)主要儲備貨幣難以滿足非儲備貨幣國家對國際儲備的需求，只能通過儲備貨幣國家的經(jīng)常項目赤字方式進行，形成全球經(jīng)濟失衡。以上文獻多數(shù)是從美元的角度研究國際貨幣體系對全球失衡的影響，而且偏重理論分析進行實證研究的文獻較少，不能全面地反映當前非均衡國際貨幣體系對于全球失衡的影響。

綜上所述，當前非均衡的國際貨幣體系是造成全球經(jīng)濟失衡的重要原因，但是上述文獻都是從美國的角度解釋全球失衡的形成，但同時考慮從儲備貨幣提供國和持有國的兩方面以及考慮到國際熱錢投資等分析全球失衡的文獻還很少，因此本文基于以下幾點創(chuàng)新從非均衡的國際貨幣體系的視角出發(fā)研究全球失衡。本文的創(chuàng)新在于：(1)本文在Blanchad等(2005)[9]的理論基礎上擴展了基于馬歇爾-勒納條件的跨國資產(chǎn)組合模型，研究從美元視角擴展為兩大類國家：儲備貨幣提供國和儲備資產(chǎn)的儲備貨幣持有國，同時引入官方儲備資產(chǎn)和私人投資；(2)本文使用了58個儲備貨幣持有國1989—2013年的面板數(shù)據(jù)和7個儲備貨幣供應國1995—2011年的數(shù)據(jù)對非均衡的國際貨幣體系使用GMM方法進行研究；(3)實證模型中構(gòu)建了私人投資需求變量，即熱錢指標，檢驗熱錢指標對全球失衡的影響。

二、理論模型

本文在Blanchard和Giavazzi(2005)的理論框架基礎上，引入了三種資產(chǎn)持有者變量，構(gòu)建了一個的跨國資產(chǎn)組合模型，分析非均衡的國際貨幣體系的發(fā)展對全球失衡的影響。(1)本文假設國際金融市場只有兩個國家，即儲備貨幣持有國(本國)和儲備貨幣提供國(外國)。(2)兩國之間的貿(mào)易部門和貨幣部門相互發(fā)生流通：貿(mào)易部門之間進行貿(mào)易往來，貨幣部門之間的流通通過儲備貨幣資產(chǎn)進行。(3)經(jīng)常項目均衡受到匯率變動和儲備資產(chǎn)變動的影響，其中匯率貶值改善貿(mào)易收支的馬歇爾-勒納條件成立。盛宏清(2005)[12]和Andreas(2014)[10]認為馬歇爾-勒納條件對美國來說是成立的。本文研究的國際貨幣體系依然以美元為主，因此本文認為該條件成立。(4)非均衡的國際貨幣體系的影響就是：儲備貨幣持有國被動接受儲備貨幣提供國做出的貨幣政策。

(一)利率平價條件

(1)

(二)基于馬歇爾-勒納條件的貿(mào)易赤字

貿(mào)易赤字如下所示，由馬歇爾-勒納條件可知，當一個國家的匯率升高貿(mào)易赤字擴大，即

D=D(E,z),DE>0,DZ>0

(2)

其中，DE>0表示馬歇爾勒納條件，因此引入了變量z表示影響貿(mào)易流通的其他因素。

由于儲備貨幣提供國通過對外國提供儲備貨幣而形成債務，因此本國的債務為

F+1=(1+r)F+D(E+1,z+1)

(3)

其中，F(xiàn)表示本國該期對外債務，F(xiàn)+1表示本國下期對外債務。式(3)表示本國下期對外債務等于當期債務增值與貿(mào)易赤字之和。

(三)跨國資產(chǎn)組合模型

本文構(gòu)建了一個跨國資產(chǎn)組合模型：本國的財富為W，資產(chǎn)為X，對外債務為F，而外國的財富、資產(chǎn)和對本國的債權(quán)為W*、X*和F，其中E表示匯率。因此，兩國的財富為

W=X-F

(4)

(5)

本國的資產(chǎn)相對收益率Re為

(6)

如果Re>1，則投資者投資本國資產(chǎn)；Re<1，則投資于外國資產(chǎn)，投資者只有兩種選擇——投資于本國資產(chǎn)或投資于外國資產(chǎn)。假設本國投資者投資于本國資產(chǎn)的比例為α，則投資于外國資產(chǎn)的比例為1-α；外國投資者投資于外國資產(chǎn)的比例為α*，則投資者于本國資產(chǎn)的比例為1-α*。其中決定投資比例α和α*的因素為Re，如果相對收益率較高則投資于本國資產(chǎn)，此時α上升。如果相對收益率較低則投資于外國資產(chǎn)，因此，相對收益率越高，α值越大，同時α*越小，由于存在本土偏好，因此

α(Re,s)+α*(Re,s)-1>0。

α=α(Re,s),α*=α*(Re,s),

(7)

其中，s表示影響投資比例的其他因素。

從而得到全球財富恒等式，即全球財富等于資產(chǎn)

(8)

根據(jù)式(7)和式(8)可以得到本國的資產(chǎn)構(gòu)成：本國投資者和外國投資者持有的本國資產(chǎn)，即

(9)

代入式(4)和式(5)得到

X=α(Re,s)(X-F)+(1-α*(Re,s))(X*/E+F)

(10)

(11)

對債務求導可以得到債務和匯率的關系

dE/dF=

(12)

在式(12)中，由于外國資本投資到本國的資本為正，由于在國際投資中存在本土偏好的情況，因此，α(Re,s)+α*(Re,s)-1>0，因此隨著對外債務的上升，匯率上升，從而本國的出口增加。

(四)經(jīng)常項目的動態(tài)調(diào)整

從式(10)可以得到

(13)

式(13)表示本國對外凈債務等于外國投資者持有的本國資產(chǎn)和本國投資者持有的外國資產(chǎn)的差額。由于兩國之間存在貿(mào)易流通，在下期本國的對外凈債務表示為兩國投資者持有的資產(chǎn)變化和貿(mào)易結(jié)余變動，即下期凈債務為

F+1=[1-α*(Re,s)](W*/E)(1+r)-

[1-α(Re,s)]W(1+r*)E/E+1+D(E+1,z+1)

(14)

本文主要考慮資產(chǎn)狀況，因此式(14)代入式(4)后得到

F+1=(1+r)F-[1-α*(Re,s)](1+r)

(15)

假設國際利率與各國的利率相等，即rW=r=r*，同時當期匯率和未來匯率相等，如果短期內(nèi)本國和外國資產(chǎn)都是常量，z和s也是常量，因此可以得到

F+1-F=rF+D(E+1,z+1)=CA

(16)

資產(chǎn)市場上的對外凈債務頭寸的變化主要表現(xiàn)在商品市場上的經(jīng)常項目收支，因此式(16)表示為經(jīng)常項目余額?？梢钥闯鼋?jīng)常項目的動態(tài)調(diào)整主要受到本國資產(chǎn)收益率r，實際匯率E及基于馬歇爾-勒納條件的貿(mào)易赤字DE的影響。

(五)引入官方儲備資產(chǎn)和私人投資者的動態(tài)模型

X=αPI(1,s)(XPI-F)+αOF(1,s)XOF+

(17)

由式(17)得到匯率為

E=

(18)

在國際化貨幣的儲備資產(chǎn)提供國中，由于資產(chǎn)的變動主要是依靠中央銀行持有的國際儲備的變動對匯率以及經(jīng)常項目均衡產(chǎn)生影響，因此假設利率和私人投資者投資比例為常量，所以得到式(19)和式(20)

(19)

式(19)中，每單位外國官方持有本國資產(chǎn)比例所引起的匯率變動是負的，說明隨著外國央行對持有的本國儲備資產(chǎn)的比例上升，匯率下降，導致本國經(jīng)常項目余額上升，貨幣國際化對本國經(jīng)常項目的影響是正的；同時若官方儲備需求為常量，通過對外部私人投資需求進行分析，可以得到和外部儲備資產(chǎn)需求相同的結(jié)論。因此有

命題1對儲備貨幣提供國而言，外部資產(chǎn)需求(官方儲備需求和私人投資需求)的對本國經(jīng)常項目的影響為負效應。

式(20)中，本國官方儲備機構(gòu)持有本國資產(chǎn)(外匯儲備)比例上升導致匯率上升，經(jīng)常項目余額下降，因此本國外匯儲備對經(jīng)常項目的影響為正。

(20)

命題2對儲備貨幣提供國而言，本國外匯儲備對本國經(jīng)常項目的影響為正效應。

本文只考慮本國和外國兩個國家，本國經(jīng)常項目順差引起外國的經(jīng)常項目逆差。因此得到命題3。

命題3對儲備貨幣持有國而言，該國官方儲備資產(chǎn)需求和外部私人投資需求上升對本國經(jīng)常項目變動的影響是負的。

三、數(shù)據(jù)、變量和模型

本文選取58個樣本國家*樣本采用的58個國家分別為澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、芬蘭、法國、希臘、冰島、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、荷蘭、新西蘭、葡萄牙、西班牙、瑞士、瑞典、英國、美國、挪威、德國、丹麥和中國香港地區(qū)；韓國、墨西哥、智利、印度、俄羅斯、中國、新加坡、馬來西亞、卡塔爾、阿爾及利亞、科威特、多米尼加共和國、巴林、阿曼、加蓬、塞舌爾、委內(nèi)瑞拉、巴拿馬、格林納達、哥倫比亞、伊朗、利比亞、蘇里南、牙買加、斯威士蘭、摩洛哥、玻利維亞、斯里蘭卡、肯尼亞、埃塞俄比亞、孟加拉國、莫桑比克、不丹、納米比亞，，前24個國家為發(fā)達國家，剩下的34個國家為發(fā)展中國家。1989—2012年的年度數(shù)據(jù)研究非均衡國際貨幣體系下，儲備貨幣和國際投資對全球失衡的影響。根據(jù)非均衡的國際貨幣體系的特點，從國際貨幣供應國和持有國兩個角度進行分析。

模型(1)是從國際貨幣(儲備貨幣)持有國角度分析其經(jīng)常項目失衡。對于國際儲備貨幣持有國，本國的官方儲備資產(chǎn)持有者、私人投資者和外國私人投資者對本國資產(chǎn)流動產(chǎn)生影響，而本國私人投資者對外資本流動難以計量。因此該模型研究本國官方儲備資產(chǎn)持有和外國私人投資者兩種投資者的影響。

為消除經(jīng)常項目變動的動態(tài)影響和其他一些未能考慮到的因素，使用動態(tài)面板數(shù)據(jù)和GMM回歸方法。因變量為經(jīng)常項目余額對GDP的比率，模型如下

(21)

(1)官方儲備資產(chǎn)持有變量(IRi,t)使用該國除黃金外的國際儲備金額(對GDP的比率)表示。

(22a)

(3)私人短期投資需求(PIS)*隨著各國的金融開放，熱錢流動成為當前影響各國之間資產(chǎn)流通和對外債券流動的主要因素，該指標對經(jīng)常項目均衡的影響較為特殊，因此本文單列外部私人短期投機需求指標進行分析。是指一個國家在一定時間內(nèi)流入的熱錢總量。首先，計算每個月的外匯儲備和FDI流量之差作為每個月的熱錢指標，然后對每個月的熱錢數(shù)量進行加總。

(23b)

X為控制變量，是指對影響經(jīng)常項目均衡的其他因素。

(4)傳統(tǒng)影響因素是指為消除“雙赤字”假說等因素對經(jīng)常項目均衡的影響。本文控制了政府財政平衡、老年人口撫養(yǎng)比、少年人口撫養(yǎng)比和人均收入增長率等變量。其中政府財政平衡為財政支出和財政收入的差額，老年人和少年人的人口撫養(yǎng)比分別為65歲以上人口和15歲以下人口占15-65歲之間人口的比重。

(5)金融和貿(mào)易因素是指為了減少金融發(fā)展等因素對經(jīng)常項目均衡的影響。本文控制了金融發(fā)展變量，使用私人信貸總額和股市市值之和占GDP比率。為了消除經(jīng)濟開放程度的影響，本文控制了經(jīng)濟開放程度變量，即進出口總額占GDP的比重。

(6)投資環(huán)境因素是指為了消除各國資本束縛和投資環(huán)境對經(jīng)常項目均衡的影響。本文控制了金融開放變量和居民權(quán)利變量，分別使用Chinn&Ito(2006)創(chuàng)立的金融開放指數(shù)和FreedomHome的Civilright指數(shù)表示。

前三個指標的數(shù)據(jù)來源為UNCTAD數(shù)據(jù)庫，其他變量的數(shù)據(jù)來源為世界銀行的世界發(fā)展指標(WDI)數(shù)據(jù)庫、國際貨幣基金組織的世界經(jīng)濟展望(WEO)數(shù)據(jù)庫和國際金融統(tǒng)計(IFS)數(shù)據(jù)庫。

模型(2)從國際貨幣提供國的角度，檢驗了國際儲備貨幣需求對提供國的經(jīng)常項目均衡的影響。本文使用7種主要的國際化貨幣*采用的國際化貨幣分別為：美元、英鎊、日元、法郎、德國馬克、瑞士法郎和荷蘭盾，在1999年之后，由于歐元區(qū)建立，本文選用美元、英鎊、日元、瑞士法郎和歐元5種貨幣。數(shù)據(jù)進行分析，時間跨度從1995年到2011年，總共17年樣本數(shù)據(jù)。模型如下

(2)

其中，核心變量為本國的國際儲備資產(chǎn)的變動和其他儲備貨幣持有國對提供國的儲備貨幣資產(chǎn)的需求變量(ΔIR)，X表示其他控制變量，分別為政府收支平衡、凈國外資產(chǎn)、金融發(fā)展指標、老年人贍養(yǎng)比、年輕人撫養(yǎng)比、貿(mào)易開放度、GDP增長率。

表1　儲備資產(chǎn)及外部投資和經(jīng)常項目均衡

四、實證分析

(一)基于儲備貨幣持有國的經(jīng)常項目均衡分析

模型(1)的回歸結(jié)果如表1所示，主要變量分別為官方儲備資產(chǎn)需求、私人長期投資需求和私人短期投機需求。在模型1-模型3給出了全樣本的回歸結(jié)果，模型4為發(fā)達國家樣本的回歸結(jié)果，模型5為發(fā)展中國家樣本的回歸結(jié)果。sargan檢驗的結(jié)果表示工具變量不存在過度識別問題，同時檢驗了模型的自相關，結(jié)果顯示該模型存在一階自相關，不存在兩階自相關，符合動態(tài)面板GMM估計不存在兩階自相關的假設。

官方國際儲備需求、私人長期投資需求和私人短期投機需求變量在全樣本和發(fā)展中國家的樣本模型下都是1%置信水平下顯著，而在發(fā)達國家樣本下的結(jié)果較差，說明了在考慮了經(jīng)濟發(fā)展程度的影響以后，發(fā)展程度較高的發(fā)達國家的儲備資產(chǎn)、外國投資等因素對經(jīng)常項目的影響處在一個較低水平，而在發(fā)展中國家這種影響較大。

官方儲備需求和私人長期投資需求的變量系數(shù)為負，而私人短期投機需求變量的系數(shù)為正。官方儲備資產(chǎn)需求的增加導致儲備資產(chǎn)持有國的經(jīng)常項目均衡下降，說明官方儲備需求對經(jīng)常項目具有負效應；私人長期投資需求是外國投資者對本國的長期投資，對儲備資產(chǎn)持有國來說是一種長期負債，這種長期投資的增加意味著儲備資產(chǎn)持有國的負債增加，此時經(jīng)常項目順差下降，驗證了前文中命題3。

短期的熱錢對經(jīng)常項目的變動是一種正向效應，與私人長期投資需求變量的影響是相反的，而且熱錢變量在發(fā)展中國家中比較顯著，但在發(fā)達國家的影響不明顯，因此由于發(fā)展中國家存在大量的投資機遇，熱錢的快速流動對其高經(jīng)常項目余額的形成起到了很大的作用。

控制變量的回歸結(jié)果也符合預期，得到與其他文獻結(jié)果相符合的結(jié)論。Chinn M Ito(2007)[13]、Mendoza等(2009)[8]、譚之博等(2012)[14]的回歸中使用政府財政余額、NFA、金融發(fā)展、撫養(yǎng)比和經(jīng)濟增長率等指標，其結(jié)論和本文的結(jié)果相一致，進一步確定本文結(jié)論的穩(wěn)健性，因此不做過多的解釋。政府收支平衡指標、人均GDP變量的系數(shù)都是正的，說明這些指標值的上升意味經(jīng)常項目順差增加(或逆差減少)。金融發(fā)展、年輕人撫養(yǎng)比和GDP增長率指標的系數(shù)為負，說明了這些因素對經(jīng)常項目余額變動具有負向影響。在全樣本中，老年人撫養(yǎng)比和貿(mào)易開放度和資本管制等指標系數(shù)不顯著。公民權(quán)利變量的系數(shù)在全樣本和發(fā)展中國家樣本中為正的，但是在發(fā)達國家的樣本中的影響并不顯著，發(fā)展中國家的政治制度建設也是影響經(jīng)常項目變動的重要因素。

(二)基于儲備貨幣提供國的經(jīng)常項目均衡分析

使用模型(2)進行回歸分析主要分析研究儲備貨幣的提供國的外匯儲備的變動，其他國家的國際貨幣需求對提供國經(jīng)常項目均衡的影響。

表2中，主要關注外匯儲備變動和國際儲備貨幣需求變動，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外匯儲備變動的系數(shù)為正，且在5%的顯著水平下顯著，說明外匯儲備對經(jīng)常項目具有正效應。在三類回歸結(jié)果顯示了同樣的結(jié)論，進一步證明外匯儲備是影響經(jīng)常項目均衡的一個重要指標，符合前文的理論推導，即命題1和命題2。Andreas(2014)[10]使用研究外匯儲備變動對經(jīng)常項目均衡的影響發(fā)現(xiàn)，外匯儲備變動對經(jīng)常項目具有正效應，和本文的結(jié)論相同。

國際儲備貨幣需求的變動系數(shù)是負的且顯著，說明一個國家隨著其貨幣國際化程度的提高，經(jīng)常項目逆差越大，符合命題1。對比美國和其他國際貨幣的影響，美國受到的影響較小且顯著性較差，而其他國際貨幣的影響程度較大。其原因可能是美國的國際化貨幣程度較高(占世界儲備資產(chǎn)的50%)，而其他貨幣國際化程度較低。美國由于其貨幣化程度高可以做出有利于其外部經(jīng)濟均衡的政策，而其他國家只能被動接受，而貨幣國際化程度較高的歐元、日元等貨幣國家受到國際儲備貨幣需求的影響較大。

表2　國際儲備貨幣需求和經(jīng)常項目均衡

注：表2為系統(tǒng)GMM估計方法對動態(tài)面板模型的回歸結(jié)果，回歸命令使用了Roodman(2009)發(fā)布的編寫命令xtabond2，并且系統(tǒng)方程兩步法調(diào)標準整誤差，工具變量為滯后一階的解釋變量。在表中給出了一階和兩階序列相關統(tǒng)計量。括號中為標準誤差，“*、**、***”分別表示回歸系數(shù)在10%、5%和1%的顯著性水平下的顯著性。在模型4和5中，截距項系數(shù)顯示遺漏，故表中沒有給出。

五、結(jié)論

本文從非均衡國際貨幣體系的角度，研究了官方儲備、國際投資等因素對儲備貨幣持有國和儲備貨幣提供國的經(jīng)常項目均衡的影響，進一步驗證了當前世界上的非均衡的國際貨幣體系是造成全球失衡的主要原因：(1)從儲備貨幣持有國的角度，使用58個國家24年的面板數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，本國官方儲備資產(chǎn)和私人長期投資持有的上升導致經(jīng)常項目均衡的下降，而私人短期投機的上升影響經(jīng)常項目均衡上升；(2)從儲備貨幣提供國的角度，選取7種國際貨幣實證分析發(fā)現(xiàn)本國的外匯儲備變動促進了經(jīng)常項目順差的上升，而國際的儲備貨幣需求上升導致其經(jīng)常項目均衡下降。

本文的結(jié)論認為，解決全球失衡問題必須改變當前非均衡的貨幣體系，實現(xiàn)國際貨幣的多元化。在非均衡的國際貨幣體系條件下，儲備貨幣持有國只能被動接受國際化貨幣國家制定的貨幣政策，增加本國的儲備需求，進而導致其經(jīng)常項目逆差。因此，增加多元化的國際貨幣，提高儲備貨幣持有國的本國國幣在國際交流中的話語權(quán)，促使儲備貨幣持有國的官方儲備資產(chǎn)貨幣進行多種選擇，可以有效增加其官方(外匯)儲備資產(chǎn)和私人長期投資，進一步減少這些國家的經(jīng)常項目順差。另外，在一些發(fā)展中國家的經(jīng)常項目失衡的治理中，需要注意私人投機需求的正效應，關注熱錢的流動，在金融開放和金融改革中逐步放寬對于熱錢的限制，但是要加大對這些熱錢流動的監(jiān)控。

另一方面，對于儲備貨幣提供國或者地區(qū)，比如美元，當前以美元為主的貨幣體系是美國經(jīng)常項目赤字的重要因素，國際上其他國家的儲備貨幣需求增強是美國經(jīng)常項目逆差增大，在一定程度阻礙了美國經(jīng)濟的繼續(xù)發(fā)展。因此，通過國際層面的交流與合作，逐步擴大其他國家貨幣的國家程度，可以有效減少全球失衡的程度，提高治理全球失衡的有效性。

國際貨幣基金組織準許人民幣在2016年10月1日加入SDR籃子貨幣不僅對推進人民幣國際化具有十分重要的意義；對于我國當前降低經(jīng)常項目順差也有深遠影響，為我國解決巨額貿(mào)易順差和外匯儲備提供了良好的契機；另外對于解決全球失衡也是一個重要的嘗試，逐漸推動國際貨幣多元化和國際貨幣政策協(xié)調(diào)機制的民主化，建立一個能夠合理調(diào)節(jié)國際收支平衡的、減少全球失衡新型的貨幣體系。

[1]Bernanke B. The Global Saving Glut and the US Current Account Deficit[J]. Sandridge Lecture Speech, 2005.

[2]Caballero， Ricardo J， Farhi, et al. An Equilibrium Model of “Global Imbalances” and Low Interest Rates[J]．American Economic Review，2008，98(1):358-393．

[3]徐建煒，姚洋.國際分工新形態(tài)、金融市場發(fā)展與全球失衡 [J]，世界經(jīng)濟,2010(3)：3-30.

[4]Dooley， Michael P, Folkerts L, et al. The Revived Bretton Woods System[J]．International Journal of Finance & Economics，2004，9(4),307-313.

[5]張少華. 基于生產(chǎn)率視角的全球經(jīng)濟失衡研究[J],世界經(jīng)濟研究, 2014(11)：3-9,87.

[6]路妍,林樂亭. 危機后國際貨幣體系非均衡性對中國外匯儲備的影響研究[J],宏觀經(jīng)濟研究,2014(1)：75-88.

[7]黃曉龍.全球失衡、流動性過剩與貨幣危機。金融研究,2007(8)：31-46.

[8]Mendoza G, Quadrini, Vincenzo, et al. Financial Integration, Financial Development, and Global Imbalances[J]. Journal. Political. Economy 2009,117 (3): 371-416.

[9]Blanchard O, Giavazzi F, Filipa S. International Investors, the U.S Current Account, and the Dollar[J]. Brook Pap Econ Act, 2005 (1): 1-49.

[10]Andreas S. Current Account Balance and Dollar Standard: Exploring the Linkages[J]. Journal of International Money and Finance, 2014(41):65-94.

[11]王道平,范小云.現(xiàn)行國際貨幣體系是否是全球經(jīng)濟失衡和金融危機的原因[J]. 世界經(jīng)濟,2011(1):52-72.

[12]盛宏清.巨額凈對外債務、美元貶值與經(jīng)常項目赤字動態(tài)調(diào)整[J].金融研究,2005(11):11-17.

[13]Chinn M, Ito H. Current Account Balances, Financial Development and Institutions: Assaying the World “saving glut”[J]. Journal of International Money and Finance,2007(26):546-569.

[14]譚之博，趙岳. 銀行集中度、企業(yè)儲蓄與經(jīng)常賬戶失衡[J].經(jīng)濟研究,2012(12):55-68.

責任編輯應育松

International Investment Flows, Reserve Assets, and Global Imbalances——Based on the Perspective of Disequilibrium of the International Monetary System

LU Shi-chang, ZHANG Tian-jiao, YANG yang

(School of Business Administration, Liaoning Technical University, Huludao 125105, China)

Global imbalance is an important challenge for the development of the global economy, and different scholars have made different explanations to the imbalance of global economy. From the point of view of the disequilibrium of the international monetary system and from the two angles of theoretical analysis and empirical verify, this thesis studied the foreign exchange reserves, private investment flow and international reserve asset demand, and other factors on different countries' current-account balance. Cross-border asset portfolio model constructed in this paper found that the official currency reserves and external private investment inflows both have negative effect on current account balance; reserve currency demand for reserve currencies to the providers of the current account is negative. This paper further carried on empirical analysis to verify this conclusion by using the data of 58 countries that hold reserve currencies during 1989-2013 and the data of 7 suppliers of reserve currencies during 1995-2011. This paper argues that it is imperative to solve the problem of global imbalances, and to change the current unbalanced international monetary system.

global imbalances; international investment flows; international reserve demand; disequilibrium of the international monetary system

2015-11-24

國家自然科學基金項目(51404125)；教育部人文社會科學基金項目(12YJCZH192)。

路世昌，男，遼寧工程技術(shù)大學工商管理學院博士生導師，教授，博士，主要從事企業(yè)經(jīng)濟、企業(yè)戰(zhàn)略與經(jīng)營決策研究；張?zhí)韹?，女，遼寧工程技術(shù)大學工商管理學院碩士生，主要從事供應鏈管理研究；楊陽，女，遼寧工程技術(shù)大學工商管理學院碩士生，主要從事企業(yè)戰(zhàn)略與經(jīng)營決策研究。

F113；F821

A

1005-1007(2016)04-0025-10