我國外匯儲備影響因素的實證研究

摘 要： 外匯儲備應該保持一個合理規模。文章首先對影響外匯儲備的主要因素進行穩定性檢 驗， 在此基礎上對外匯儲備與這些影響因素之間的長期關系進行協整檢驗，建立了它們的 長期均衡方程，并根據格蘭杰定理，建立了誤差修正模型。

關鍵詞：外匯儲備 協整檢驗 Granger因果檢驗 向量誤差修正 模型

中圖分類號:F830.92文獻標識碼:A

文章編號:1004-4914(2008)02-051-02

我國外匯儲備余額近幾年來持續快速的增長，引起廣泛的關注。目前中國的外匯儲備總 量已經超過了此前日本保持的最高記錄，成為全球排名第一。高額的儲備無疑會帶來一些不 利的因素。影響外匯的因素非常多，如國民生產總值、進口額、出口額、外商直接投資FDI 、外債余額和其他外匯流入等。本文擬采用協整與誤差修正模型這一計量經濟學工具對我國 外匯儲備與其它因素構建VAR模型，并構建向量誤差修正模型長期均衡方程進而對模型結果 進行分析。

一、數據準備和符號說明

本文使用1985年—2005年的年度數據進行實證分析，數據來源為中國統計年鑒、中國金 融年鑒各期。

主要符號說明：國內生產總值（GDP）、進出口總額（IOP）、外商直接投資（FDI）、 國家外債余額（DEB）、年均匯價(A)、外匯儲備（FR）。

為了消除數據中的異方差的影響，對每個變量同時取對數，記lnFRlnGDPlnIOP lnD EB lnFDI lnA。

二、建模分析

1．變量時間序列的平穩性檢驗。根據計量經濟學理論，在利用OLS等傳統方法對計量經濟模 型進行檢驗估計時，如果時間序列為非平穩序列，則容易產生偽回歸，從而模型不能真實地 反映解釋變量和被解釋變量的關系。因此，為了防止偽回歸，首先對變量的時間序列進行平 穩性檢驗。本文采用ADF方法對各變量進行單位根檢驗。

檢驗結果如表1所示。

表1 時間序列的ADF單位根檢驗

圖表中的數據來自Eviews中的單位根檢驗

從上表可以發現lnFRlnGDP lnOP lnIP lnDEB lnFDI lnA的ADF統計量在5%的顯著水平 下，不能通過ADF檢驗，是非平穩序列。而lnFRlnIOP lnDEB lnFDI lnA均為I（1）序列，lnGDP為I（2）。因lnFRlnIOP lnDEB lnFDI lnA均為I（1）序列，可以進行協整關系的 存在性檢驗

2. Granger因果關系檢驗。本文采用Granger因果檢驗對七個經濟變量之間進行了因果檢驗 ，檢驗結果如表2：

由表可以 看出：在滯后2階和5%的顯著性水平下，外商直接投資和外債余額是外匯儲備的重要原因。 利率和國內生產總值在87.6%和65.2%的概率下是外匯儲備的格蘭杰成因。

3． Johansen檢驗。一般進行協整檢驗的方法是Engle和Granger提出的EG兩步法。然而，當 對兩個以上變量做協整檢驗時，這種方法存在一個較大的缺陷：把不同的變量作為被解釋變 量時，可能檢驗得出不同的協整向量。因此，本文采用一種多變量的協整檢驗方法——Joha nsen檢驗法或者稱為JJ檢驗法，這種方法是由Johansen和Juselius于1990年提出。JJ檢驗法 不僅克服了EG兩步法的缺陷，而且做多變量檢驗時還可以精確的檢驗出協整向量的數目。

因為lnGDP為I（2）序列，lnFRlnIOP lnDEB lnFDI lnA均為I（1）序列，對上述五 個變量進行協整檢驗，結果如表3：

表3 JJ協整檢驗

由方程（3）可知：外商直接投資對外匯儲備是正相關，彈性系數為1.3803992.進出口總額 和外匯儲備也是正相關，彈性系數為1.943033。

對殘差進行了單位根檢驗，發現它已經是殘差序列是平穩，并且取值在0附近波動，驗 證了協整關系的正確性。即外匯儲備與外商直接投資、進出口總額和外債余額存在著長期 的均衡關系。

4．誤差修正模型的建立。根據Granger定理，如果非平穩的變量之間存在協整關系，那么必 然可以建立一個誤差修正模型（VECM），VECM模型是一個含有協整約束的VAR模型，即在解 釋變量中含有協整約束關系。因此，出現一個大范圍的短期波動時，向量誤差修正模型會使 內 生變量收斂于他們的長期協整關系，短期部分調整可以修正長期均衡偏離，因此，協整項也 被稱為誤差項。估計結果如下：

由于重點考察的是外匯儲備與外商直接投資和進出口總額的關系，所以在此著重分析以 ΔlnFR為解釋變量，ΔlnFDI和ΔlnIOP為被解釋變量的誤修正模型，即（5）式：

ΔlnFR=0.4687-0.7685ecmt+0.240799ΔlnFR(-1)-1.5521ΔlnFDI(-1)+0.0356ΔlnIOP(-1 )（5）

（5）式中的誤差修正項反映了外匯儲備和外商直接投資、進出口總額之間的長期關系， 差分項表示相關變量的短期波動。協整關系對外匯儲備起到了反向修正作用。誤差修正項系 數為-0.7685表明，lnFR在每年的實際值與其長期均衡值的差距約有76.85%在下年度得到修 正。

三 研究結論

1.外匯儲備與外商直接投資和進出口總額有著長期穩定的均衡關系。外商直接投資和進出口 總額與外匯儲備正相關。

2. 在5%的顯著水平下，外匯儲備規模（lnFR）與進出口總額（lnIOP） 、外債余額（lnDEB ） 、外商直接投資（lnFDI）、年均匯價（lnA）存在唯一的協整關系。

3.盡管外債余額和匯率被排除在模型之外，但是由Granger因果檢驗得知：外債余額和匯率 是外匯儲備的格蘭杰成因。

4.從長期來看，外匯儲備額處于穩定的增長狀態，不存在外匯儲備過多或過少的現象，它的 增長是均衡的。

參考文獻:

1. 易丹輝 數據分析與Eviews應用. 中國統計出版社，2002

2.高鐵梅.計量經濟分析方法與建模［M］. 北京：清華大學出版社，2006

3.汪同三，許承明.21世紀數量經濟學［M］. 北京：方志出版社，2006

4.劉雪松，曹顯兵.中國外匯儲備規模適度性研究與預測. 數學的實踐與認識，2006(8)

(作者單位：中南大學數學科學與計算技術學院 湖南長沙 410075)

(責編:賈偉)

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。