汇改是我国在全球开始应对货币危机前做出的主动防御，人民币贬值幅度被保持在新兴市场队列的低位，遏制了 ２０１４ 年以来国际资本持续外流的趋势，避免了系统性风险的爆发。尽管“８� １１”汇改后央行收窄了资本外流，但是自 ２０１６ 年第 １ 季度起，中国开始面临资本净外流，自７ 月起外汇储备连续 ５ 个月出现负增长，第 ３ 季度央行的外汇储备缩水 ３８８ 亿美元，暗示抵御短期资本流动的储备实力有所削弱。 从国际市场来看，现阶段欧洲和日本采取提振经济的政策，美联储也未完全从宽松货币政策中回归常态化。 若此时短期资本“响应”扭曲的货币政策大举流入部分发展中国家，可以预期跨境资本旋即又会从新兴市场撤出，这种羊群效应会加剧一国金融体系的脆弱性。 在中国资本账户开放的进程中，短期资本流动项目的放开将是最为敏感的一步，不仅对我国的金融秩序产生深远的影响，也对中国政府掌控宏观经济稳定的能力提出了严峻的考验。 对此，本文认为其核心逻辑在于，只有明确短期资本流动的动机和潜在的冲击效应，才能根据动因制定合理的政策，根据反馈及时调整政策，进而在有效防范跨境短期资本流动冲击的同时，稳步推进资本账户开放、人民币汇率制度改革和利率市场化等一系列配套改革措施。二、 文献综述对于短期资本在国际间大规模的频繁流动，国内外学者均表现出广泛关注，近年来较多研究聚焦于短期资本的跨境动机。 Ｌｉｐｓｃｈｉｔｚ ｅｔ ａｌ． （２００２）发现转型经济国家中实际汇率的历史水平、生产要素密集度与大规模投机资本有关。 汪洋（２００４）以及 Ｂａｎｅｒｊｅｅ ｅｔ ａｌ． （２０１６）发现国际资本流动呈现出双向性、高周期性、外溢性、套利性和非均衡性等特征。 Ｐｒａｓａｄ（２００５）研究发现中国的非外国直接投资激增的主要原因在于人民币升值预期和中国较高的 ＧＤＰ 增速。 Ｇａｂｒｉｅｌｅ ｅｔ ａｌ． （２０１５）认为资本账户的开放和本币币值的低估加速短期资本涌入发展中国家。 上述研究都关注了汇率变动和经济增长对资本流动的影响，但忽略了短期资本的多重套利动机。 Ｂｙｒｎｅ ＆ Ｆｉｅｓｓ（２０１６）发现相对较高的长期债券收益率和商品价格是吸引资本流入新兴市场的主要动力。 游宇和黄宗晔（２０１６）在 ７８ 个国家的面板分析中发现，资本管制对短期资本流动结构的影响强于对规模的影响。张谊浩等（２００７）和方先明等（２０１２）借鉴柯布 － 道格拉斯生产函数的形式，构建了利率、汇率和价格的三重套利模型，对短期国际资本流入动机进行了实证分析。 在此基础上，苏多永和张祖国（２０１０）添加了套税动机，表明套汇和套价是短期资本流入的根本动机，套利和套税尚不构成主要动机。 吕光明和徐曼（２０１２）构建 ＶＡＲ 模型研究了套利、套汇和套价三类因素对短期国际资本流动的影响，发现套汇因素的影响最大，套价因素次之，套利因素的影响很小。 张明和谭小芬（２０１３）构建了非限制性 ＶＡＲ 模型，发现人民币汇率升值预期是短期资本流动最重要的驱动力，但与直觉不符的是，人民币利率上升会导致短期资本持续流出。 Ｒａｄｄａｔｚ ｅｔ ａｌ． （２０１４） 发现套价是吸引短期资本流入的主要动机，本国投资基金在资产配置中调整权重会影响资本跨境流动并传导到资产价格和汇率变动上。 安佳等（２０１３）认为在不同的经济环境等先决条件下，利差和汇差对跨境资本流动的引导作用不同，但两者的主导性难以判断。 国内相关研究大多是在外部因素驱动模型的基础上拓展短期资本的流动动机，没有强调实际经济增长的吸引力，另一个局限则在于柯布 － 道格拉斯函数形式的多重套利模型缺乏经济理论基础，其严苛的模型假设与现实世界差异较大。至于短期资本对宏观经济的冲击，现有研究通常从短期资本异于长期资本的性质出发展开分析。 Ｃａｌｖｏ ｅｔ ａｌ． （１９９６）认为短期资本流动会暴露金融体系的脆弱性，若一国贸然实行资本账户开放，波动性较大的短期资本过度流入容易在短期内产生资本流动逆转风险。 彭红枫等（２０１８） 发现，资本流动管制与汇率之间的互动关系及其对经济福利的冲击存在区制依赖性。 朱孟楠和刘林（２０１０）构建 ＶＡＲ 模型研究了国际短期资本流动、汇率、股价和房价之间的动态关系，发现短期资本流入会导致人民币升值，并促使股价和房价上涨；而人民币升值和股价上涨又引起短期资本再流７３２０１９ 年第 ８ 期催生国内经济泡沫。 赵进文和张敬思（２０１３） 揭示了一个动态演化过程：人民币升值导致短期资本流出，货币供给剪刀差扩大，股票价格下跌，从而短期资本继续流出，使人民币产生贬值压力，短期资本又会逢低流入，货币供给剪刀差缩小，股票价格上涨，由此形成循环。 陈创练等（２０１７）分析了国际资本流动与中国利率、汇率之间的动态关系，发现国际资本流动对利率传导较弱，对汇率的传导更为显著。 韩乾等（２０１７）从微观视角探究热钱对新兴市场的影响，发现短期资本流入能显著降低我国上市公司的融资成本。 吴丽华和傅广敏（２０１４） 用 ＴＶＰ⁃ＳＶ⁃ＶＡＲ 模型检验了人民币汇率、短期资本和股价之间的联动，而胡逸闻和戴淑庚（２０１５）则利用 ＴＶＰ⁃ＶＡＲ 模型模拟了我国资本账户开放、利率市场化和汇率机制改革对宏观经济的冲击。 这两篇研究的动态分析框架是对静态研究的补充，但均将不同冲击糅合在一个动态框架中，在冲击和响应时点的选择上没有根据不同改革和政策推行的进程加以区分。 此外，李力等（２０１６）在纳入短期资本流动的 ＤＳＧＥ模型中发现不同水平的跨境资本流量对经济的冲击具有非对称性。已有研究大多是通过实证分析讨论短期资本的冲击，并未在理论上探索短期资本与宏观经济之间交互作用的机理。 Ｃｏｐｅｌａｎｄ（１９８９）、赵进文和张敬思（２０１３）强调了国际投机的风险溢价理论，从投机收益的均值和方差出发阐释了资本跨境流动的动机，但是没有动态分析影响投机收益的根源。 基于此，本文构建理论模型，将短期国际资本赚取的超额收益的来源分解为套汇、套利和套价行为，并在实证检验里探讨这些动机造成的短期资本流动反过来又会对汇率、利率、股价和商品价格指数产生何种冲击。 从这个角度来说，本文是在 Ｃｏｐｅｌａｎｄ（１９８９）基础上的进一步探索。 我们清醒地认识到，在现实世界中很难区分短期资本流动和宏观经济变动之间的因果关系，两者的关联更多是相互作用，两国之间的宏观经济不同步导致套利空间的产生，由此形成跨境资本流动的基础。一旦这种套利预期实现，短期资本的进出又会反过来对两国的经济状态造成深远的影响。 此外，已有的实证研究在短期资本流入的动因和影响等方面始终没有形成一致的结论，部分原因在于针对短期资本的实证检验对样本跨度和宏观背景较为敏感。 这一现状也进一步敦促我们在理论框架里探索和厘清一种标准化情形，将之作为参考：如果短期资本对宏观经济的冲击偏离了这种潜在的均衡，那么该理论模型即形成预警信号，在政策推行的重要时点上提醒当局关注跨境资本流动的合理管制并及时进行疏导。 考虑到 １９９７ 年亚洲金融危机爆发之前，短期资本规模较小，从 １９９９ 年开始短期资本开始大规模流入新兴经济体，本文将 １９９９ 年作为实证分析的起点，样本区间为 １９９９ 年 １月至 ２０１８ 年 ６ 月。 考虑到我国改革进程中的结构性变化，本文在资本账户逐渐开放的框架内，根据套汇、套利和套价三重动机类型分别引入汇率制度改革、利率市场化改革和 ＱＦＩＩ 机制启动等关键时点，在外汇市场、股票市场、大宗商品市场和房地产市场等不同情境下建立不同的 ＴＶＰ⁃ＶＡＲ 模型，对短期资本流动的多重动机和多维冲击展开全面和动态的分析。三、 理论假说（一）短期资本流动的效用理论基础假设资本市场无交易成本，参与者是有限理性的，其交易原则遵循期望效用最大化。 记ｒｆ为东道国无风险利率，Ｒ 为东道国证券市场上股票投资收益率，Ｉｔ为第 ｔ 期可观测到的信息集。ｐ 为竞争均衡状态下的股票价格，Ｄ 为持仓期间所得红利，股票市场投资收益率超过基准利率的部分为ｉ。Ｆ０为他国初始拟投入资本量，以外币表示；他国其他对应变量用“∗” 加以区分。 间接标价法下，ｅｆ为远期汇率，ｅ 为即期汇率。 国际投机者预期东道国投资收益率Ｒ 更具有吸引力时，短期资本涌入境内寻求超额收益最大化，并在投资获利后迅速转移。 在离散情形下，决策仅涉及当前一期和未来一期，且每一期足够短。 考虑到美国对资本利得严格征税，中国目前虽然没有正式的资本利得纳税要求，但是由于资本账户的管制没有完全放开，实际上存在资本账户管制的隐性成本。 若短８３彭红枫、祝小全：短期资本流动的多重动机和冲击：基于ＴＶＰ⁃ＶＡＲ 模型的动态分析国，则用他国货币表示的投资收益为δＦ０ｅｆＲｅ，其中δ 为资本管制成本参数，δ∈（０，１），表示资本管制造成的收益率折扣，δ 增大表明随着东道国资本账户开放进程的推进，资本管制逐渐放松，收益率折损逐渐消失；相对地，若短期资本没有流入东道国，则投资收益为Ｆ０Ｒ∗（１ －Ｔ∗），其中Ｔ∗为他国的资本利得税率。 两者之差为：Ｋ ＝δＦ０ｅｆＲｅ－ Ｆ０Ｒ∗（１－ Ｔ∗） （１）　 　 短期资本流入可增加投资收益的期望为：Ｅ（Ｋ）＝ ｕｋ＝Ｆ０ｅ［δＥｅｆＲ － ｅＲ∗（１－ Ｔ∗）］ （２）　 　 而其方差为：σ２ｋ＝ Ｅ［Ｋ － Ｅ（Ｋ）］２ ＝δ２Ｆ２０Ｒ２ｅ２σ２ｅ（３）其中，σ２ｅ＝Ｅ［ｅｆ－Ｅ（ｅｆ）］２为远期汇率的方差。 由（３）式得：Ｆ０＝ ±１δ·σｋσｅ·ｅＲ（４）　 　 在（４）式中，正号表示短期资本净流入，负号表示短期资本净流出。 为了便于说明，下面的推导暂取 Ｆ０的绝对值来表示短期资本流动的规模。 将（４）式代入（２）式可得：ｕｋ＝σｋσｅＥ（ｅｆ）－ ｅ·Ｒ∗Ｒ·１－ Ｔ∗δ[ ] ＝ ρσｋ （５）其中，ρ ＝Ｅ（ｅｆ）－ ｅ·Ｒ∗Ｒ·１－ Ｔ∗δσｅ（６）　 　 本文将ρ 定义为短期资本跨境流动的风险溢价，投资者预期获得的投资收益增加额与风险溢价成正比。 Ｃｏｐｅｌａｎｄ（１９８９）研究国际资本风险溢价时使用的是均值 － 方差型效用函数，本文沿用这一形式以确保国际资本的投资组合分布在有效前沿上。Ｕ（Ｋ１）＝ ｃ１ｕｋ－ｃ２２σ２ｋ（７）其中，参数ｃ１大于 ０，刻画了国际资本持有者的“不满足性”。 参数ｃ２刻画了国际资本持有者的风险厌恶程度。 本文在后续推导中选择ｃ１，ｃ２＞ ０ 作为最一般情形加以探讨。①结合（５）式，投资者效用最大化问题为：ＭａｘＵ（Ｋ１）＝ ｃ１ｕｋ－ｃ２２σ２ｋ　 　ｓ． ｔ．　ｕｋ＝ ρσｋ　 　 用拉格朗日乘数法求解上述最优化问题，一阶条件为：σｋ＝ｃ１ｃ２·ρ（８）　 　 结合（４）式、（６）式、（８）式可得：Ｆ０＝ｃ１ｃ２·ｅδσ２ｅＲＥ（ｅｆ）－ ｅ·Ｒ∗Ｒ·１－ Ｔ∗δ[ ] （９）９３２０１９ 年第 ８ 期① 现实世界中短期资本的不确定性反映了参数的取值正负存在不确定性。 在高期望收益的区制内，跨境资本更有可能转变为风险偏好的投资者，风险溢价ρ 的符号也会发生改变，进而造成资本流向的转变和套利空间的突变。短期资本流动的多重动机和冲击：基于 ＴＶＰ⁃ＶＡＲ 模型的动态分析∗彭红枫　 祝小全　 　 内容提要：在资本账户逐步开放的背景下，本文从短期资本投机效用最大化的角度出发，阐释了短期资本流动与即期汇率、汇率预期、利差、证券市场股指收益、大宗商品价格指数和房屋销售价格指数差异之间的互动机制。 通过ＴＶＰ⁃ＶＡＲ 模型分析了短期资本流动的套汇、套利和套价行为以及不同市场之间的交互作用。 结果表明：套汇动机的形成要兼顾即期汇率和汇率预期，风险溢价水平须达到门限值；短期套利动机因为中美利率变动同步性降低而始终存在；套价动机在大宗商品市场强于股票市场；房地产市场的相关政策抑制了短期资本流动在房地产市场上的套价行为。 短期资本对汇率的冲击在２００５ 年汇改后表现出对汇率弹性的敏感性，对中美利率变动的冲击反映了利率市场化的渐进特征。股票市场、大宗商品市场和房地产市场在应对短期资本流入冲击时表现出分流效应，存在套价动机的市场之间长期表现出溢出效应。关键词：短期资本　 多重套利动机　 冲击响应　 资本账户开放∗　 彭红枫，山东财经大学金融学院，邮政编码：２５００１４，电子信箱：ｆｈｐｅｎｇ＠ ｗｈｕ． ｅｄｕ． ｃｎ；祝小全（通讯作者），清华大学五道口金融学院，邮政编码：１０００８３，电子信箱：ｚｈｕｘｑ� １６＠ ｐｂｃｓｆ． ｔｓｉｎｇｈｕａ． ｅｄｕ． ｃｎ。 本文研究得到国家社会科学基金重大项目“ 人民币加入 ＳＤＲ、一篮子货币定值与中国宏观经济的均衡研究”（１６ＺＤＡ０３２）、国家社会科学基金一般项目“人民币汇率预期、汇率波动与跨境资本流动研究”（１７ＢＪＹ１９８）、教育部人文社会科学研究规划基金“ 人民币国际化进程中资本账户开放及其风险防范研究”（１６ＹＪＡ７９００４０）及“泰山学者”工程专项经费项目的资助。 作者感谢匿名审稿专家的宝贵建议，文责自负。一、 引　 言近年来，国际金融市场上短期资本的流动规模显著扩张，通过套取时间和空间差价频繁进出，追逐超额利润。 目前国内经济正处于向新常态过渡的阶段，短期资本的流入和流出对宏观经济下行压力、金融和房地产领域风险积聚等因素较为敏感，由此我们预期资本账户管制的放松可能会在短期内加剧宏观变量的双向波动，对经济稳态造成冲击。 自 ２００５ 年人民币汇率形成机制改革以来，中国经历了若干次大规模的短期国际资本流动：２００７ 年末至 ２００８ 年末美国次贷危机爆发期间，国际金融机构面临资金链断裂，短期资本回流救市导致当时的中国面临持续的短期国际资本流出；２００９ 年第 ２ 季度至 ２０１１ 年第 ３ 季度，中国政府为应对金融危机推出“４ 万亿投资计划”，临时注入的流动性降低了国内市场的资金成本，吸引短期国际资本持续流入；２０１１ 年末至 ２０１２ 年末，随着欧债危机的恶化，中国因为经济不确定性的攀升而面临较大规模的短期国际资本流出。 此后一段时间内，发达经济体为了刺激经济复苏推行量化宽松货币政策，导致全球的消费需求增加，中国的贸易出口随之上升，人民币升值预期增强，短期国际资本再度流入国内市场。 ２０１４ 年第 ２ 季度至 ２０１５ 年末，随着中国经济增速放缓且美国经济增速回升，中美利差收窄，人民币兑美元汇率由升值预期逆转为贬值预期，中国面临短期国际资本持续外流的新局面。 ２０１５ 年推行的“８� １１”汇改，强调人民币汇率不再盯住单一美元，还需将市场供求关系作为重要依据，对短期资本的流向造成了深远的影响。 自 ２０１５ 年下半年以来，随着美联储进入加息周期，本轮金融危机演变为新兴市场货６３益率：Ｒ ＝ ｒｆ＋ ｉ ＝Ｅ（ｐｔ＋１｜ Ｉｔ）－ ｐｔ＋ Ｄｐｔ（１０）　 　 故：Ｆ０＝ｃ１ｃ２·ｅδσ２ｅＥ（ｅｆ）·ｐｔＥ（ｐｔ＋１｜ Ｉｔ）－ ｐｔ＋ Ｄ－ｅＲ∗ｐ２ｔ［Ｅ（ｐｔ＋１｜ Ｉｔ）－ ｐｔ＋ Ｄ］２·１－ Ｔ∗δ}{（１１）　 　 （二）短期资本流动的套汇动机和对汇率的冲击由（４）式、（８）式知：Ｆ０＝ｃ１ρｅｃ２δσｅＲ（１２）　 　 （１２）式表明短期资本流动为风险溢价ρ 的线性函数，可将其表示为具有时变性的一般形式：Ｆｔ＝ ｆ（ρｔ），ｆ′（ρｔ）＞０ （１３）　 　 由单调性知存在反函数：ρｔ＝ ｆ－１（Ｆｔ）＝ｃ２δσｅＲｃ１ｅＦｔ，ｆ－１ ′（Ｆｔ）＞０ （１４）　 　 （９）式对即期汇率求偏导：∂Ｆ０∂ｅ＝ｃ１ｃ２δσ２ｅＲＥ（ｅｆ）－２ｅ·Ｒ∗Ｒ·１－ Ｔ∗δ[ ] （１５）　 　 由（６）式、（１５）式可知，当且仅当Ｅ（ｅｆ） －２ｅＲ∗Ｒ·１ －Ｔ∗δ＞０ 时，即远期汇率升水倍数满足Ｅ（ｅｆ）ｅ＞２Ｒ∗Ｒ·１ －Ｔ∗δ时，∂Ｆ０∂ｅ＞０。 此时，对应的风险溢价需满足ρ＞ｅＲ∗（１ －Ｔ∗）σｅδＲ。（９）式对远期汇率期望求偏导：∂Ｆ０∂Ｅ（ｅｆ）＝ｃ１ｅｃ２δσ２ｅＲ＞０ （１６）　 　 同理，∂Ｅ（ｅｆ）∂Ｆ０＞ ０。 从而得出待检验假设 １，如下所示：假设 １：汇差对短期资本流动的影响要同时考虑汇率的实际水平和投资者的预期。 仅当远期汇率升水的倍数足够高时，风险溢价水平才能达到对短期资本产生吸引的门限值，产生短期资本的“套汇”动机。 一旦“套汇”动机成立，本币升值预期越显著，对短期资本的吸引越强。（三）短期资本流动的套利动机和对两国利差的冲击由（９）式可得：Ｆ０＝ｃ１ｃ２·ｅδσ２ｅ（ｒｆ＋ ｉ）Ｅ（ｅｆ）－ ｅ（ｒ∗ｆ＋ ｉ∗）（１－ Ｔ∗）δ（ｒｆ＋ ｉ）[ ] （１７）　 　 由利率平价理论可知均衡时有：（１＋ Δｅ）（１＋ Ｒ）＝１＋ Ｒ∗（１８）其中，Δｅ＝Ｅ（ｅｆ） －ｅｅ。 当Δｅ 较小时，Δｅ≈Ｒ∗－Ｒ。将 Ｒ 展开并写为一般形式：Δｅｔ＝ Ｒ∗ｔ－ Ｅｐｔ＋１－ ｐｔｐｔ＋Ｄｐｔæèçöø÷（１９）　 　 由（１７）式、（１８）式可知国内外利差将汇率升（贬）值与资本流动规模联系起来，汇率变化是跨０４彭红枫、祝小全：短期资本流动的多重动机和冲击：基于ＴＶＰ⁃ＶＡＲ 模型的动态分析的函数，结合（１４）式风险溢价的表达式可设定为：Δｅｔ＝ βｆ－１（Ｆｔ） （２０）其中，系数β＞ ０。 令Δｒ＝ｒｆ－ｒ∗ｆ表示两国无风险利差，则：Δｒｔ＝ － Δｅ －（ｉｔ－ ｉ∗ｔ） （２１）　 　 结合（２０）式，（２１）式对Ｆｔ求偏导：∂ Δｒｔ∂Ｆｔ＞０ （２２）　 　 记ｄ（ｒ） ＝ｒｔ－ｒｔ－ １，ｄ（ｒ∗） ＝ｒ∗ｔ－ｒ∗ｔ－ １。 当处于ｒ＞ｒ∗区间时，若ｄ（ｒ） ＞ｄ（ｒ∗） ＞ ０ 或 ０ ＞ｄ（ｒ） ＞ｄ（ｒ∗），则Δｒ 在正值区间内扩大，进而绝对值扩大；当处于ｒ＜ｒ∗区间时，若ｄ（ｒ） ＞ｄ（ｒ∗） ＞ ０ 或 ０ ＞ｄ（ｒ） ＞ｄ（ｒ∗），则Δｒ 在负值区间内增大，进而绝对值减小。假设 ２：无风险利差为短期资本流动创造了套利空间，单看一国基准利率的高低变化难以判断资本流向。 当东道国基准利率高于他国时，东道国升息快于他国或者降息慢于他国，会造成利差扩大进而吸引短期资本流入；反之当利差倒挂时，东道国升息更快或者降息更慢反而会缩小利差，对短期资本产生流出压力。 同时，短期资本频繁流动也会通过一定的传导机制影响两国利差。（四）短期资本流动的套价动机和对价格指数的冲击１． 短期资本与股票价格、房屋价格之间的互动基于 ｔ 期已知信息 Ｉｔ，国内外股票市场收益率（或者房屋价格指数收益率）为：Ｒｔ＝Ｅ（ｐｔ＋１｜ Ｉｔ）－ ｐｔ＋ Ｄｐｔ，Ｒ∗ｔ＝Ｅ（ｐ∗ｔ＋１｜ Ｉ∗ｔ）－ ｐ∗ｔ＋ Ｄ∗ｐ∗ｔ（２３）　 　 同质预期下的市场组合是由若干不含冗余证券的风险证券构成，市场组合内部证券的投资比例独立于跨境资本的风险偏好，这里为了简化说明，将短期资本在股票市场取得的收益率中高出基准利率的部分看成套利模型之外的收益率。 已知国内外股指收益率（或者本国和他国的房屋价格指数收益率）高于基准利率的部分为：ｉ＝Ｒ－ｒｆ，ｉ∗＝Ｒ∗－ｒ∗ｆ，则国内外股指收益率差异和高于基准利率部分的差异为：ΔＲ＝Ｒ－Ｒ∗，Δｉ＝ｉ－ｉ∗。（９）式将基准利率差异和非货币性金融资产价格水平对资本流动的影响分开：Ｆ０＝ｃ１ｃ２·ｅδσ２ｅ（ｒｆ＋ ｉ）Ｅ（ｅｆ）－ ｅ· １－Δｒ ＋ Δｉｒｆ＋ ｉ( )·１－ Ｔ∗δ[ ] （２４）　 　 （２４）式对Δｉ 求偏导得：∂Ｆ∂Δｉ＝ｃ１ｃ２·ｅ２（１－ Ｔ∗）δ２σ２ｅＲ２＞０ （２５）　 　 由（１９）式、（２０）式可得：ｐｔ＝Ｅ（ｐｔ＋１｜ Ｉｔ）＋ ＤＲ∗ｔ－ βｆ－１（Ｆｔ）＋１（２６）　 　 （２６）式对Ｆｔ求偏导得：∂ｐｔ∂Ｆｔ＝β［Ｅ（ｐｔ＋１｜ Ｉｔ）＋ Ｄ］ｆ－１ ′（Ｆｔ）［Ｒ∗ － βｆ－１（Ｆｔ）＋１］２＞０ （２７）　 　 由（１４）式、（１９）式、（２０）式可得：ρｔ＝ ｆ－１（Ｆｔ）＝Ｒ∗ｔβ－１βＥ（ｐｔ＋１｜ Ｉｔ）－ ｐｔｐｔ＋Ｄｐｔ[ ] （２８）　 　 将（２８）式两边对ｐｔ求偏导可得：１４２０１９ 年第 ８ 期∂Ｆｔ∂ｐｔ＝１βｆ－１ ′（Ｆｔ）·Ｅ（ｐｔ＋１｜ Ｉｔ）＋ Ｄｐ２ｔ＞０ （２９）　 　 假设 ３：非货币性金融资产（如股票等风险证券，房屋销售市场上的商品房等）的价格指数上升扩大了东道国和他国股票市场综合指数收益率的差异，诱发短期资本进行“套价”，同时在资本账户开放的条件下，短期资本涌入会进一步导致价格指数上升。２． 短期资本与大宗商品价格的互动根据弗里德曼的货币需求理论和资本投资的资产组合理论，可以将东道国某一期货币需求函数的具体形式设为：ＭｄＰ＝ Ｙαｅｘｐ［α１（ｒｆ－ ｒ∗ｆ）＋ α２ｉ － α３Ｒ］ （３０）　 　 货币供给Ｍｓ为外生给定，均衡时有Ｍｓ＝Ｍｄ。 其中α 表示东道国货币需求的收入弹性，α１表示本币与外币无风险收益的替代系数，α２表示东道国货币与非货币性金融资产的替代系数，α３表示东道国货币需求的利率弹性；根据经验判断参数α、α１、α２、α３均大于 ０。Ｐ 表示东道国的物价水平 ＣＰＩ，Ｙ 表示东道国的生产力水平ＧＤＰ。 同理可得外币的需求函数为：Ｍ∗ｄＰ∗＝（Ｙ∗）α∗ｅｘｐ［α∗１（ｒ∗ｆ－ ｒｆ）＋ α∗２ｉ∗ － α∗３Ｒ∗］ （３１）　 　 由（３０）式、（３１）式可得：ｐｒＭ∗Ｍ＝（Ｙ∗）α∗Ｙαｅｘｐ［（α１＋ α∗１）（ｒ∗ｆ－ ｒｆ）＋（α∗２ｉ∗ － α２ｉ）－（α∗３Ｒ∗ － α３Ｒ）］（３２）　 　 将（３２）式两边取对数，可得：ｌｎｐｒｔ＋ｌｎＭ∗ｔＭｔ＝ｌｎ（Ｙ∗）α∗Ｙα＋（α１＋ α∗１－ α∗３）ｒ∗ｆ，ｔ－（α１＋ α∗１－ α３）ｒｆ，ｔ＋（α∗２－ α∗３）ｉ∗ｔ－（α２－ α３）ｉｔ（３３）其中，ｐｒ＝ＰＰ∗为两国物价水平之比，两国货币供求均衡时有Ｍｓ＝Ｍｄ＝Ｍ 和 Ｍ∗ｓ＝Ｍ∗ｄ＝Ｍ。（３３）式包含隐函数：Δｒｆ，ｔ＋ Δｉｔ＝ ｇ（α，α１，α２，α３，α∗，α∗１，α∗２，α∗３，ｐｒ） （３４）　 　 由（１４）式和（２０）式，在ｔ 期货币供应量给定的情形下：ρ ＝ ｆ－１（Ｆｔ）＝Δｒｆ，ｔ＋ Δｉｔβ（３５）　 　 结合（３４）式、（３５）式并根据隐函数定理可得：∂Ｆｔ∂ｐｒｔ＝１ｆ－１ ′（Ｆｔ）·ｇｐｒｔ（α，α１，α２，α３，α∗，α∗１，α∗２，α∗３）βｐｒｔ（３６）　 　 （３６）式表明，短期资本的价差动机取决于两类因素，一类是通过利率渠道间接产生影响的本币和外币的需求弹性，另一类是这一时期内两国综合物价指数比的变动趋势。① 本币和外币的需求弹性系数决定短期资本的流动方向，因为短期资本逐利多变的特性难以明确方向，还需要结合经验判断和后文的实证检验加以阐释；物价水平之比的变动趋势则决定短期资本流入动机的强弱。若某一时段 ｐｒｔ＜ １，说明国内大宗消费品价格与国外相比偏低；若国内物价增速比国外的更快，则２４彭红枫、祝小全：短期资本流动的多重动机和冲击：基于ＴＶＰ⁃ＶＡＲ 模型的动态分析① 货币需求的弹性系数通常为常数，因不在本文讨论的范畴内，故此处不展开分析α 对短期资本流动的影响。ｐｒｔ→１，压缩套利空间，对短期资本的吸引减弱。 若某一时段ｐｒｔ＞ １，同理可知，若国内物价增速更快，则国外内物价差异增大，套利空间扩大，对短期资本的吸引力增强。假设 ４：货币的需求弹性系数会影响短期资本流动的方向，国内外大宗商品价格指数比（或消费者物价指数比）的变动会影响短期资本的“套价”空间和流入动机的强度，影响方向不仅取决于某一时间区间内国内外商品物价水平的高低，还取决于国内外物价之比的变化趋势；短期资本涌入会加速国内物价上升，“热钱”诱发通胀，扩大国内外价格差异，降低国内居民的购买力。四、 实证分析（一）变量与数据本文参考管涛和曾卫京（１９９７），摈弃了误差较大的银行结售汇统计法，采取国际收支法来估算短期资本的流动规模。 间接测算法为：短期资本流动 ＝ 储备增加额 － 净出口额 － ＦＤＩ 净值 － 新增外债 － 对外投资收益和融资。 参考方先明等（２０１２），短期贸易融资等行为引发的短期资本流动不属于游资投机逐利的范畴，故将“对外投资收益和融资”这部分剔除。 考虑到外债余额的月度数据不可得，最终计算公式为：月度短期资本流动 ＝ 外汇储备月度增加额 － 进出口差额 － 净 ＦＤＩ 资本流入。① 为了消除货币流通量对短期资本规模的影响，将估算出的短期资本除以 Ｍ２ 月度增量，去势后短期资本实际规模的变化率记为 ｓ。 短期资本绝对规模表现出上升趋势而短期资本流动实际净值在均值附近波动，说明短期资本流动的方向存在频繁的转变。②数据库中人民币对美元汇率为直接标价法，为与理论框架一致，将其调整为间接标价法。 选取人民币对美元实际有效汇率期末值作为即期汇率，取倒数计算对数差分，记为ｅ。 选取人民币 ＮＤＦ（无本金交割远期）月末报价作为远期汇率，除以即期汇率得到升水倍数后进行对数差分得到其月度变化率，以此衡量人民币升值预期，记为ｅｆ。 两国利率调整速度和频率不同导致利差改变，产生资本跨境动机。 选取中国银行间同业拆借加权平均利率和美国联邦基金利率作为基准利率，一阶差分后分别记为 ｒｃ和 ｒａ。 对于中美股价指数，选取上证综合指数和标普 ５００ 指数月末收盘价作为中美非货币性资产价格的指标。 用两国股票市场综合指数收益率的差异来研究短期资本套价动机的强弱，记为ｉ。 对于中美大宗商品价格指数，考虑到一般消费品物价对短期资本流动的反应存在滞后，用两国大宗商品价格指数来研究大宗商品市场的套价动机，记中美两国大宗商品价格指数之比为 ｐ。 对于中美房屋价格指数，选取国家统计局发布的中国商品房销售价格指数作为中国房屋销售市场平均价格的代理指标，选择美国 ＦＨＦＡ 房屋价格指数作为美国房屋销售价格平均水平的代理指标。 记中美两国大宗商品价格指数之比为ｈ。 对于中美消费者物价指数，用中美两国同比ＣＰＩ（消费者物价指数）作为两国消费品市场价格差异的代表。③ 为了尽可能消除物价指数计算方法和基期的影响，用两国 ＣＰＩ 之比研究商品市场的套价动机，记为ｃ。人民币对美元即期汇率数据来源于 ＣＥＩＣ 数据库，人民币 １ 月期 ＮＤＦ 数据源于 Ｂｌｏｏｍｂｅｒｇ 数据库。 中国银行间同业拆借加权平均利率（７ 天） 数据来自 ＣＥＩＣ 数据库，美国联邦基金利率数据来自 ＦＲＥＤ 数据库（ｆｅｄｅｒａｌ ｒｅｓｅｒｖｅ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｄａｔａ）。 美国大宗商品价格指数选用的是 Ｂｌｏｏｍｂｅｒｇ 数据库的路透 ＣＲＢ 商品指数（ｃｏｍｍｏｄｉｔｙ ｒｅｓｅａｒｃｈ ｂｕｒｅａｕ），中国大宗商品指数选用的是 Ｗｉｎｄ 商品指数３４２０１９ 年第 ８ 期①②③根据张明和谭小芬（２０１３），估算月度短期资本流动相较于季度有显著优势，因为短期资本流动的冲击可能发生在较短时间内，即套利活动的频率是相对较快的，故基于月度的分析能够更准确地刻画金融变量变动对套利活动的影响。限于篇幅，短期资本流动规模和净值的时间序列图未做报告。本文选取的中美两国消费者物价指数均没有将房屋价格的因素纳入统计范畴，但是考虑到房屋价格水平与通胀水平存在紧密关联，后文在房地产市场的套价模型里控制了两国的 ＣＰＩ 因素。