一、引言

跨境貿易人民幣結算代表人民幣在經(jīng)常項目下的國際使用程度，是人民幣行使貿易結算計價職能的具體體現(xiàn)。當前，我國跨境人民幣收付差額主要呈現(xiàn)逆差，人民幣進出口結算收付比在1.5的水平上下波動，形成了穩(wěn)定的人民幣貿易支出大于貿易收入的局面。自2010年跨境人民幣結算開展以來，跨境人民幣結算收付比從1∶5.5持續(xù)上升至1∶1.5，雖然在2015年短暫逆轉，又在近兩年回落并穩(wěn)定在1∶1.47左右。總體來說，我國跨境貿易人民幣結算結構的失衡具有周期性和穩(wěn)定性。

人民幣國際化戰(zhàn)略的初始原因之一在于，凈對外資產(chǎn)的貨幣錯配使得我國對外凈財富受制于“美元陷阱”，財富縮水風險增加。中國政府和投資者面臨的主要風險是人民幣空頭和美元多頭的風險。首先，由于福利的國界特征，在國際金融的范疇里，儲備貨幣發(fā)行國的凈收益和其他外圍國家的凈損失是一個硬幣的兩面。作為儲備貨幣發(fā)行國，美國能夠通過為世界提供流動性和安全資產(chǎn)獲得收益，在國際債券市場上以較低的融資成本，反過來向國外企業(yè)提供長期貸款，享受“流動性折扣”（liquid discount）（Kindleberger，1965）。而中國作為外圍國家，為尋求對外資產(chǎn)的安全性和流動性，不得不大量持有美國國債等低收益資產(chǎn)，為美國享受的額外收益買單，因此，我國凈對外資產(chǎn)面臨較高的機會成本，反映在國際收支平衡表上為負的投資收益。其次，在當前的國際貨幣體系下，儲備貨幣發(fā)行國可以利用中心貨幣和金融優(yōu)勢，通過估值效應無償實現(xiàn)財富的國際間轉移。估值效應是指由匯率、利率和資產(chǎn)價格變動所引起的一國外部財富的變動。根據(jù)Corsetti（2005）和Tille（2003,2005）等國外學者的研究，美國通過估值效應實現(xiàn)外部失衡的調整，在估值效應的作用下，美國經(jīng)常項目逆差和對外負債的可持續(xù)性相對樂觀，并憑借美元地位實現(xiàn)外部財富從債權國向美國轉移（Lane andMilesi-Ferretti，2007）。丁志杰和孫小娟（2014）在加入了存量估值效應的口徑后，發(fā)現(xiàn)在大多數(shù)年份，我國不斷增加的對外凈債權帶來的是凈國際投資收益逆差的擴大。

因此，對外資產(chǎn)的價值縮水和負投資收益，是中國向以美國為主的儲備貨幣國家的凈財富轉移的主要體現(xiàn)，也就是中國財富的凈損失。中國財富不僅受匯率波動影響，還將承擔由中美利差、通貨膨脹、全球資產(chǎn)價格變動所導致的財富損失。跨境貿易人民幣結算失衡加大了我國的財富損失風險。進口貿易更多采用人民幣結算意味著用于進口的美元購匯需求減少，也就是說，央行原先可以使用的外匯儲備并沒有被使用。然而，通過進口貿易流出的人民幣不可能全部回流，國際貿易結算中的人民幣使用帶來離岸人民幣存款的不斷積聚，官方外匯儲備的增加量大于進出口均用美元結算時的增量。余永定（2011）指出，即便在進口結算中流出的人民幣通過出口結算和直接投資等渠道全部回流的理想狀態(tài)下，外匯儲備的增加量仍等于經(jīng)常項目和資本項目全部使用美元結算時的外匯儲備增加量，無法實現(xiàn)擺脫“美元陷阱”的人民幣國際化初衷。本文從跨境貿易人民幣結算失衡出發(fā)，嘗試對國際貿易的人民幣使用與我國財富損失之間的影響關系進行分析，從人民幣國際化的視角考察中國的財富損失風險。

二、 中國對外凈資產(chǎn)的估值效應與財富損失

不平衡的人民幣貿易結算結構加劇了我國對外資產(chǎn)（主要是官方儲備和債務性資產(chǎn)）的被動積累。作為國際貨幣體系的外圍國家，我國的財富變化往往受到非預期的匯率波動和資產(chǎn)價格變化的影響。對外資產(chǎn)負債結構和計價貨幣結構決定了我國凈對外資產(chǎn)存在貨幣錯配和機會成本，由此產(chǎn)生的負估值效應和凈投資收益引發(fā)財富損失風險。

（一）中國的凈對外資產(chǎn)與投資收益

一國的凈對外資產(chǎn)，即凈國際投資頭寸，是一國與世界上其他國家之間由過去借入或借出資金所引起的尚未清償貸款的凈存量。若為正值，則表明該國居民擁有對世界上其他國家的凈債權存量，即一國擁有的國際儲蓄；若為負值，則表明該國居民對其他國家負有凈債務存量，即一國負擔的國際債務。國際投資頭寸可以代表一國的國民財富。從數(shù)據(jù)上看，中國一直是國際債權國，即中國的對外債權大于對外債務，國際投資頭寸為正。有趣的是，伴隨著國際投資頭寸的增加，我國投資收益卻由正轉負，并呈震蕩下降（見圖1）。正的對外投資說明中國是對外債權國，負的投資收益說明中國需要對外支付利息，實際上是對外債務國。這表明中國對外凈資產(chǎn)存在貨幣與結構的雙重錯配，中國在以倒貼的方式輸出國內儲蓄，中國國民財富存在單方面轉移和福利的嚴重流失。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因可能在于，投資收益主要通過對外資產(chǎn)負債的結構對一國國民財富產(chǎn)生影響。中國凈對外資產(chǎn)具有高風險和低收益的特征，在目前國際金融環(huán)境的動蕩下，過度持有美元外匯儲備不僅犧牲了外部資產(chǎn)的流動性，還犧牲了外部資產(chǎn)的收益性。

（二）估值效應與中國財富損失

隨著全球海外凈資產(chǎn)規(guī)模的擴大，估值效應對我國海外資產(chǎn)頭寸的影響越來越重要。估值效應通過存量因素影響一國凈對外資產(chǎn)負債價值，存量因素包括資本利得、匯率變化和資產(chǎn)價格調整（通脹因素）等。匯率和資產(chǎn)價格變動是估值效應發(fā)揮作用的重要影響因素，而對外資產(chǎn)負債的計價貨幣結構則是匯率因素發(fā)揮作用的基礎。一國貨幣貶值時，以外幣計價的對外資產(chǎn)價值兌換成本幣后價值增加，該國享受正的財富效應；一國貨幣升值時，以外幣計價的對外資產(chǎn)價值兌換成本幣后價值則相應減少，該國存在財富的損失。對于發(fā)達國家（以美國為主），對外資產(chǎn)主要以外幣計價，對外負債以本幣計價，本幣的非預期貶值會增加對外資產(chǎn)的本幣價值，表現(xiàn)為正的估值效應，國民財富增加。Lane & Shambaugh （2010）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，當美元匯率貶值1%時，會導致新興市場國家通過估值效應損失近3%GDP的國民財富。對于發(fā)展中國家，對外資產(chǎn)和負債均傾向于以外幣計價，貨幣錯配產(chǎn)生負的估值效應往往導致國民財富縮水。根據(jù)IMF的測算，部分發(fā)展中國家由于債權性貨幣錯配而出現(xiàn)的負估值效應所造成的凈國外資產(chǎn)損失占其GDP的比重甚至超過經(jīng)常項目順差占GDP的比重（IMF，2005）。

我國每年的估值效應規(guī)模的估算結果如表1所示。從近10年我國估值效應帶來的凈財富變動可以發(fā)現(xiàn)，我國因估值效應造成財富損失9170億美元。其中，資產(chǎn)方符號為負，代表我國對外資產(chǎn)因估值效應而減少，反映的是以外幣計價的資產(chǎn)價值縮水，主要來自美元貶值以及美國計價資產(chǎn)的價值波動。負債方符號為正，代表估值效應帶來我國對外負債增加，主要來自人民幣升值背景下以外幣計價的人民幣對外負債價值的增加，兩者之差為我國財富因估值效應的總損失。將負的國際投資收益與負估值效應合并，我國凈國際投資頭寸的變化遠小于非利息經(jīng)常項目順差，是我國財富的直接損失。

三、跨境貿易人民幣結算的財富效應分析

在全球流動性過剩和美元長期貶值預期的背景下，中國對外資產(chǎn)的價值面臨損失，而對外負債的成本卻不斷上升。因此，對外資產(chǎn)方面的損益不能完全代表我國凈對外資產(chǎn)的總體變化，只有同時考慮對外資產(chǎn)和對外負債的凈價值變化才能全面反映出我國國民財富的凈損失。本文計算的對外資產(chǎn)負債綜合回報是包含投資收益和估值效應的綜合回報率。由于資產(chǎn)流量在本文中充當著外生變量的角色，并非本文所探討的問題，所以為了排除貿易流量因素對凈國際投資頭寸的影響，本文對國民財富損失的衡量采取比例形式。一國的對外資產(chǎn)負債綜合回報率不僅可以反映凈對外資產(chǎn)的實際收益情況，還可以反映每期國民財富的存量變動情況，從而全面反映一國國民財富的損益情況，具有重要意義。

為分析我國跨境貿易人民幣結算對我國國民財富的影響，本文從兩個角度構建國民財富的衡量指標，分別衡量國民財富的損益和轉移情況。一是中國對外資產(chǎn)–負債的綜合回報，反映我國國民財富的損益變動，是本文主要考察的因變量。二是估算中國持有美國資產(chǎn)的綜合回報和美國持有中國資產(chǎn)的綜合回報之差，即中美互相持有對方資產(chǎn)的綜合回報率差，作為本文進行穩(wěn)健性檢驗的替代因變量。因此，本節(jié)的計量分析分別檢驗了跨境貿易人民幣結算對我國財富的作用機制和影響，并加入可能的影響因素（如匯率、收益率結構、利差等），以考察人民幣在國際貿易結算中的使用與我國國民財富損失之間是否存在聯(lián)系。

根據(jù)式（12），分別得到我國對外資產(chǎn)的收益率和對外負債的收益率，相減得到我國凈對外資產(chǎn)的投資收益率。最后，根據(jù)式（9），將我國凈對外資產(chǎn)的投資收益率與凈對外資產(chǎn)的估值效應率相加，可以得到我國對外資產(chǎn)–負債的綜合回報率。我國凈對外資產(chǎn)當期的綜合回報為正，代表存在正向的財富效應。我國凈對外資產(chǎn)當期的綜合回報為負，代表存在負向的財富效應。

由于中國持有美國的資產(chǎn)和美國持有中國資產(chǎn)的總量存在很大差異，單純比較資產(chǎn)所得沒有實際意義。根據(jù)李曉和周學智（2012）的研究，中國持有美國資產(chǎn)的機會成本可以從美國商務部經(jīng)濟分析局(BEA)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中估算得出。沿用這一思路，本文首先根據(jù)（11）和（12）式分別計算估值效應率和利息回報率，再根據(jù)（10）式得到美國持有中國資產(chǎn)和對中國負債的綜合回報率——，并將二者之差作為衡量“中國國民財富轉移”的穩(wěn)健性檢驗替代指標，實質就是美國持有中國資產(chǎn)和對中國負債的綜合回報差異。這一指標越高，表明美國持有我國資產(chǎn)得到的回報越高于我國持有美國資產(chǎn)得到的回報，存在我國向美國的財富轉移。

圖2展示了兩個國民財富損益衡量指標的變化趨勢。我國對外資產(chǎn)–負債的綜合回報率（右軸）的波動范圍較窄，在-0.1到0.15之間，且大多數(shù)時間為負。國民財富綜合回報率較低且大部分時間以倒貼的方式向外部輸出財富，說明我國國民財富存在凈損失。本文構建的中美互相持有對方資產(chǎn)的綜合回報率（左軸）的變化趨勢支持了Gourinchaset al.（2010）的結論，即在非危機時，美國作為國際貨幣體系的重心國家可以享受“過度特權”（Exorbitantpriviledge），存在其他國家向美國的財富轉移；在危機時期，美國則承擔“過度責任”（Exorbitant duty），出現(xiàn)美國向世界其他各國的財富轉移。2015年以后，伴隨著美聯(lián)儲退出量化寬松政策進入加息周期，美國持有我國資產(chǎn)與我國持有美國資產(chǎn)的綜合回報差異又開始出現(xiàn)上升趨勢。

（二）變量的選取與描述性統(tǒng)計

根據(jù)已有文獻和數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取的主要指標及指標的描述性統(tǒng)計見表2。為了與因變量統(tǒng)一，本文的解釋變量均選取季度數(shù)據(jù)，由于我國國際投資頭寸統(tǒng)計表中對外資產(chǎn)和負債項下的存量統(tǒng)計從2011年第一季度開始，因此本文使用的實證數(shù)據(jù)時間跨度為2011年1月至2018年6月。數(shù)據(jù)來源包括wind數(shù)據(jù)庫、美國商務部經(jīng)濟分析局BEA、中國人民銀行和國家外匯管理局。

（三）實證分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗。

協(xié)整檢驗和VECM模型的進入前提是各變量序列同時滿足I（p）過程（常是一階單整即I（1）過程）的條件，所以本文對各變量進行單位根（ADF）檢驗，檢驗判定各變量序列是否平穩(wěn)。表3給出了檢驗結果。通過檢驗結果我們可以看出，所有原始變量的水平ADF值均大于10%的臨界值，變量均是非平穩(wěn)的時間序列。而經(jīng)過一階差分處理后，各序列ADF 檢驗值均小于 1%臨界值，一階差分序列平穩(wěn)，說明所有變量都為一階單整，可以進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗。

本文選擇的因變量代表指標有兩個，分別記為ACRD組和CNPR組。根據(jù)AIC 和SC 準則來確定系統(tǒng)對應VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，在10%的顯著性水平下，兩組VAR模型的最佳滯后階數(shù)均為3。為判斷變量間是否具有長期均衡的協(xié)整關系，本文采用Johansen協(xié)整方法進行分析。結合數(shù)據(jù)的特征和相關經(jīng)濟學理論，經(jīng)過反復測試，協(xié)整檢驗的形式選擇包含常數(shù)項，但不包括時間趨勢項的檢驗形式。表4顯示了兩組變量的Johansen協(xié)整檢驗結果。

根據(jù)跡統(tǒng)計值和最大特征根統(tǒng)計量的顯示結果可以得出，當因變量為ACRD時，在0個協(xié)整關系下跡統(tǒng)計量和最大特征根均大于5%的臨界值，從而拒絕了不存在協(xié)整關系的原假設，在1個協(xié)整關系下跡統(tǒng)計量和最大特征根均小于對應的5%的臨界值，從而無法拒絕變量間最多存在1個協(xié)整方程的原假設，根據(jù)最大特征根統(tǒng)計量和跡統(tǒng)計量，我們都沒有辦法在 5%顯著水平下拒絕包含1個協(xié)整關系的原假設，因此ACRD組的變量之間存在且僅存在1個協(xié)整關系。當因變量為CNPR時，同理，CNPR組變量之間也存在且僅存在1個協(xié)整關系。隨后，我們對所有變量序列分別進行似然比（LR）檢驗和Wald檢驗，以檢驗是否所有序列均可以顯著地進入?yún)f(xié)整方程中。根據(jù)兩組變量協(xié)整關系的檢驗結果，不論是LR檢驗還是Wald檢驗，兩組模型中所有變量均顯著地拒絕其無法進入?yún)f(xié)整關系的原假設，說明所有變量都可以顯著地進入到協(xié)整關系中。

3.長期均衡關系——協(xié)整方程。

以中國對外資產(chǎn)–負債綜合回報為因變量的協(xié)整方程系數(shù)估計結果如下（似然比為4830.893，括號內為t統(tǒng)計量），

從上述協(xié)整方程可以看出，我國對外資產(chǎn)負債的綜合回報率（CNPR）與跨境貿易人民幣結算額、中美長期利差、人民幣實際匯率指數(shù)、我國的對外資產(chǎn)和對外負債結構之間存在長期均衡關系，且跨境貿易人民幣結算對我國對外資產(chǎn)–負債綜合回報率的影響符號符合理論預期，即在進出口人民幣貿易結算失衡（收付比>1）的背景下，我國跨境貿易人民幣結算的增加將帶來我國國民財富的減少，兩者呈顯著的負相關關系。跨境人民幣貿易結算規(guī)模每變動1%，將引起我國對外資產(chǎn)–負債綜合回報率反向變動0.077%。我國對外資產(chǎn)–負債綜合回報率本身的波動范圍只在-5.29%到2.95%之間，若再以我國數(shù)萬億美元的對外資產(chǎn)和負債為基數(shù)，那么僅0.077%的變動也將帶來上億美元的損失。

除跨境貿易人民幣結算額外，其他變量與我國對外資產(chǎn)–負債回報率之間均為正相關關系。首先，中美利差增加，說明美國國債利率降低，資產(chǎn)價格變動帶來我國對外資產(chǎn)負債的綜合回報率增加。其次，人民幣升值會帶來我國對外資產(chǎn)–負債綜合回報率的增加，惡化我國的進出口貿易條件，導致我國進出口貿易量減少，進而收匯減少。我國對外資產(chǎn)–負債結構改變，符合理論預期。這也從側面說明馬歇爾-勒納條件目前在中國是成立的。最后，我國對外資產(chǎn)結構、對外負債結構均與CNPR呈顯著的正相關關系。

進一步，對協(xié)整方程的殘差是否為白噪聲過程和是否是單位根過程進行檢驗，結果白噪聲過程的檢驗p值無法拒絕序列是白噪聲的原假設，說明協(xié)整方程的殘差序列是白噪聲過程，同時單位根檢驗的結果也拒絕了包含單位根序列的原假設。

4.短期波動關系和誤差修正機制。

為了找出國民財富損益和轉移的短期決定因素以及系統(tǒng)在偏離均衡狀態(tài)時向長期均衡自我調整的速度，在協(xié)整方程的基礎上建立向量誤差修正模型（VECM）來準確描述系統(tǒng)的短期波動關系和誤差修正機制。

采用Johansen的MLE方法估計VECM模型，采用滯后階數(shù)為3、含截距項不含時間趨勢項的模型形式，剔除不顯著的滯后期和解釋變量。

從CNPR的VECM模型結果可以看出，僅有滯后一階和二階人民幣實際匯率的對數(shù)變量的估計結果顯著，系數(shù)分別為0.5152和0.6563，其他變量及其滯后期均不顯著。說明人民幣實際匯率（lnER）不僅通過誤差修正機制來長期影響CNPR的變動，還是影響CNPR短期波動的主要變量。其他變量沒有直接對CNPR形成產(chǎn)生影響，只是通過協(xié)整關系的中長期均衡機制來間接修正CNPR的變動。

由此可見，我國對外資產(chǎn)負債的綜合回報率對匯率的變動比較敏感。由于匯率渠道主要通過估值效應發(fā)揮作用，說明我國的國民財富損益受估值效應渠道的影響較為顯著。這也從側面證明了我國對外資產(chǎn)負債的匯率風險敞口較大，容易受到匯率風險的影響。

從協(xié)整方程的調整系數(shù)來看，調整系數(shù)顯著且為負，說明對上期的非均衡狀態(tài)，本期存在向下調整的機制（反向修正機制）。當CNPR偏離均衡態(tài)時，誤差修正項會促使其向著協(xié)整關系的均值做出調整，調整力度為-1.0102，長期協(xié)整關系對CNPR存在顯著的牽制作用。另外，調整系數(shù)大于匯率的短期動態(tài)作用系數(shù)，說明誤差調整機制的前置效應比短期直接作用的效果更強。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.協(xié)整檢驗。

以中美持有對方資產(chǎn)的綜合回報差為因變量的協(xié)整方程系數(shù)估計結果如下（似然比為530.3949，括號內為t統(tǒng)計量）：

從上述協(xié)整方程可以看出，中美互相持有對方資產(chǎn)的綜合回報率差（ACRD）與跨境貿易人民幣結算額、中美長期利差、人民幣實際匯率指數(shù)、我國的對外資產(chǎn)和對外負債結構之間存在長期均衡關系，且跨境貿易人民幣結算與ACRD之間呈顯著的正相關關系。我國跨境貿易人民幣結算的增加將帶來美國與我國互相持有對方資產(chǎn)的綜合回報差的擴大，即美國持有我國資產(chǎn)的收益更多的大于我國持有美國資產(chǎn)的收益，對我國來說存在財富對外轉移。跨境貿易人民幣結算規(guī)模每變動1%，將引起ACRD正向變動0.5087%。中美互相持有對方資產(chǎn)的綜合回報率差本身的波動范圍在-18.17%到26%之間，波動幅度較大，說明中美之間的財富轉移會隨著國際環(huán)境和兩國資本流動變化而變化。由于中美互相持有對方資產(chǎn)的基數(shù)較大，僅0.5087%的變動背后是巨額的中美間外部財富轉移。結合CNPR組的協(xié)整方程結果可以發(fā)現(xiàn)，我國國民財富出現(xiàn)損失并存在財富的對外轉移效應，這從側面印證了理論預期：一國國民財富的損失也即其他國家國民財富的收益，財富在國家間的轉移是一個零和游戲。

首先，中美利差與中美互相持有對方資產(chǎn)的綜合回報差（ACRD）之間存在顯著的負相關關系，即美國國債市場利率降低和國債價格上升會帶來我國持有美國資產(chǎn)的綜合回報率增加和ACRD減小。其次，人民幣升值則會帶來ACRD的增加，兩者呈正相關關系，人民幣升值意味著美元相對貶值，美元貶值會使得我國3萬多億的外匯儲備價值縮水，導致我國持有美國資產(chǎn)的綜合回報率下降，ACRD相應上升，符合理論預期。最后，我國對外資產(chǎn)結構、對外負債結構與中美互相持有對方資產(chǎn)的綜合回報率差均呈負相關關系，恰好跟兩者與CNPR的關系相反。由于我國持有美國資產(chǎn)的綜合回報在ACRD中作為被減數(shù)，兩個指標的系數(shù)符號具有一致性，檢驗結果穩(wěn)健。

2.誤差修正機制。

就ACRD而言，通過顯著性檢驗的有ACRD、lnCTRS、S、lnER和Astru， Lstru沒有通過顯著性檢驗，說明前幾個變量不僅通過誤差修正機制來長期影響ACRD的變動，還是影響ACRD短期波動的主要變量，而Lstru只是通過在協(xié)整關系中的長期均衡機制來間接修正ACRD的變動。

從短期波動關系來看，ACRD的變動除受自身滯后一期和滯后二期的影響較大，存在自身積累機制的持續(xù)作用外，還主要受跨境貿易人民幣結算（lnCTRS）滯后兩期和滯后一期的影響，短期內跨境貿易人民幣結算量的進一步增加將帶來ACRD的增大，即美國持有我國資產(chǎn)的綜合回報更多地超過我國持有美國資產(chǎn)的綜合回報，符合理論預期。另外，人民幣實際匯率和中美利差分別以滯后一期對ACRD的當期變動產(chǎn)生影響，影響系數(shù)為-4.2315和-0.1172。從估計結果可以看出，對比影響中國對外資產(chǎn)負債的綜合回報率的因素，影響中美互相持有對方資產(chǎn)綜合回報差的渠道更多且更為復雜。

從協(xié)整方程的調整系數(shù)來看，調整方向為負且顯著，說明本期對上期非均衡存在向下調整的效應（反向修正機制）。當ACRD偏離長期均衡時，誤差修正項會促使其調整至均衡水平，即誤差修正項對ACRD存在顯著的牽制作用，調整力度為-3.3077。值得注意的是，誤差調整機制對ACRD的短期非均衡的牽制作用效果較強，大于影響因素的短期波動影響。同樣，協(xié)整方程的殘差序列是白噪聲過程，同時單位根檢驗的結果也拒絕了包含單位根序列的原假設。

四、 結論與啟示

在人民幣國際化進程不斷加快的背景下，人民幣進入了全面風險管理階段。跨境貿易人民幣結算是人民幣貿易結算計價職能的直接體現(xiàn)。目前，人民幣跨境貿易結算結構出現(xiàn)進口結算大于出口結算的長期性失衡，在人民幣貿易項下國際使用不斷發(fā)展的背景下，我國凈對外資產(chǎn)項下的財富流失卻沒有得到改善。本文運用協(xié)整檢驗、VECM模型實證分析跨境貿易人民幣結算及其他主要影響渠道對我國國民財富的影響機制及其效應。研究表明，代表我國國民財富損益的對外資產(chǎn)負債綜合回報率指標和代表我國國民財富轉移的中美互相持有對方資產(chǎn)的綜合回報率差異指標，與跨境貿易人民幣結算、人民幣實際匯率、中美兩國長期利差、我國對外資產(chǎn)結構和對外負債結構指標之間存在著長期的均衡關系。我國國民財富損益和國民財富轉移受到上述因素共同的影響，而不是由單一因素決定。VECM模型的誤差調整機制對兩個財富指標因變量的波動的調整系數(shù)均顯著，說明各主要解釋變量均通過誤差修正機制來長期影響我國國民財富指標的變動。在長期均衡關系中，跨境貿易人民幣結算對兩個國民財富指標的影響都顯著并符合理論預期。其中，跨境貿易人民幣結算對我國對外資產(chǎn)負債的綜合回報主要存在長期的負向影響，而與中美互相持有對方資產(chǎn)的綜合回報差（美–中）存在顯著的正相關關系。這說明在目前我國跨境貿易人民幣結算失衡的背景下，隨著跨境貿易人民幣結算的增加，我國國民財富出現(xiàn)損失的同時存在財富的對外轉移效應，跨境貿易人民幣結算存在負財富效應。同時，匯率、中美利差和我國對外資產(chǎn)–負債結構因素也通過估值效應影響我國財富損失。對此，我們提出以下幾方面的建議。

第一，加強對外資產(chǎn)負債管理，推進對外資產(chǎn)負債結構調整。隨著美聯(lián)儲加息周期的啟動，新興市場普遍面臨資本外流的壓力，資本成本大幅度上升。應以此為契機，發(fā)揮匯率調節(jié)的杠桿調節(jié)作用，加強政策引導，完善對外資產(chǎn)投資管理，不斷優(yōu)化對外資產(chǎn)負債幣種結構和投資組合。首先，政策當局應該關注我國對外資產(chǎn)負債的類別和頭寸、幣種構成和配置，緩解我國對外資產(chǎn)負債表的貨幣錯配和期限錯配，減少估值效應帶來的財富轉移。在現(xiàn)有融資成本的基礎上，結合人民幣國際化的推進政策，通過投資組合管理，最大限度地利用人民幣的地緣優(yōu)勢和相應政策保障，轉變我國對外資產(chǎn)和負債在國際資本市場上的不利地位。其次，豐富外匯儲備使用手段，借助“一帶一路”投資合作通道，通過主權財富基金、股權基金、外匯儲備貸款等方式提高外匯儲備的使用效率，將外匯儲備轉化成切實的商品貿易或股權持有。最后，針對不同貿易及投資方向細化政策差別，推進出口貿易及對外投資中使用人民幣計價和結算，平衡我國跨境貿易結算結構，促進境外人民幣的回流。

第二，調整人民幣國際化路徑，穩(wěn)步擴大我國對外直接投資。目前我國以“貿易結算 離岸市場”路徑推進人民幣國際化，通過貿易渠道輸出人民幣，再通過離岸市場實現(xiàn)人民幣在資本金融項目下的回流，結果造成我國人民幣計價的對外負債和美元計價的對外資產(chǎn)同時增加，使得我國對外資產(chǎn)配置進一步陷入被動局面。從調整現(xiàn)階段人民幣國際化路徑出發(fā)，才能從根本上提高我國對外資產(chǎn)配置的主動性。在人民幣國際化不斷推進的前提下，嘗試將貿易輸出轉變?yōu)橘Y本輸出，將資本回流轉變?yōu)槲镔|形態(tài)的回流，從而擴大以人民幣計價的直接投資。直接對外輸出人民幣資本以配置海外資產(chǎn)，實現(xiàn)資本金融項目下的人民幣輸出。再以貿易或者資本和技術回流降低我國凈對外資產(chǎn)下的貨幣錯配，提高人民幣國際化的收益和穩(wěn)定性。通過“一帶一路”戰(zhàn)略實現(xiàn)對沿線國家的直接投資，不僅可以提高直接投資在我國對外資產(chǎn)中的比重，也可以通過人民幣直接投資帶動沿線國家使用人民幣對我國的進口，拉動我國貿易水平分工。同時實現(xiàn)人民幣通過出口貿易的回流，實現(xiàn)資本項目輸出人民幣 經(jīng)常項目回流的路徑，從而可以有效地增加人民幣資產(chǎn)，減少人民幣負債，實現(xiàn)我國對外資產(chǎn)負債在幣種和類型結構方面的優(yōu)化配置。

第三，以優(yōu)化對外資產(chǎn)負債結構為核心，推進外匯管理體制和匯率形成機制改革。根據(jù)“三元悖論”，資本自由流動、貨幣政策獨立性和固定匯率制是不可能同時達成的，三者只能選擇其二。我們需要在資本自由流動和匯率穩(wěn)定中尋求兩者的平衡，使資本流動管制與匯率形成機制，兩者相互牽制，在政策操作中互相替代。首先，動態(tài)優(yōu)化對外資產(chǎn)負債結構離不開放松跨境資本流動管制，通過逐步放松資本流動管制，推進資本項目可兌換，優(yōu)化我國對外資產(chǎn)負債結構。其次，減少對外匯管制依賴的前提是建立相對彈性較大的市場化匯率形成機制。深層次地推進人民幣匯率機制的改革，可以使我國貨幣當局更少地依賴于對資本流動的管理。在當前全球資本流動波動風險加劇的背景下，有序深化人民幣匯率，形成機制市場化改革，讓市場在人民幣定價中發(fā)揮主要作用，可以更大限度地將人民幣匯率在跨境資本流動調節(jié)、外幣資源流通配置、國際收支平衡中的基礎作用發(fā)揮出來，從而優(yōu)化我國對外資產(chǎn)負債的幣種配置。通過匯率手段實現(xiàn)凈對外資產(chǎn)的正估值效應，同時調節(jié)我國資本項目開放的壓力，實現(xiàn)外匯管理體制和匯率形成機制改革齊頭并進。

以上文章原載于《學術研究》2019年第11期，文章不代表《學術研究》立場。