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(guī)模。文章首先對影響外匯儲備的主要因素進行穩(wěn)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(xié)整檢驗，建立了它們的 長期均衡方程，并根據(jù)格蘭杰定理，建立了誤差修正模型。

關鍵詞：外匯儲備 協(xié)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(xù)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(jīng)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(chǎn)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(xié)整與誤差修正模型這一計量經(jīng)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(shù)據(jù)準備和符號說明

本文使用1985年—2005年的年度數(shù)據(jù)進行實證分析，數(shù)據(jù)來源為中國統(tǒng)計年鑒、中國金 融年鑒各期。

主要符號說明：國內(nèi)生產(chǎn)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(shù)據(jù)中的異方差的影響，對每個變量同時取對數(shù)，記lnFRlnGDPlnIOP lnD EB lnFDI lnA。

二、建模分析

1．變量時間序列的平穩(wěn)性檢驗。根據(jù)計量經(jīng)濟學理論，在利用OLS等傳統(tǒng)方法對計量經(jīng)濟模 型進行檢驗估計時，如果時間序列為非平穩(wěn)序列，則容易產(chǎn)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(wěn)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(shù)據(jù)來自Eviews中的單位根檢驗

從上表可以發(fā)現(xiàn)lnFRlnGDP lnOP lnIP lnDEB lnFDI lnA的ADF統(tǒng)計量在5%的顯著水平 下，不能通過ADF檢驗，是非平穩(wěn)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(xié)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(jīng)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(nèi)生產(chǎn)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(xié)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(xié)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(xié)整向量。因此，本文采用一種多變量的協(xié)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(xié)整向量的數(shù)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(xié)整檢驗，結果如表3：

表3 JJ協(xié)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(shù)為1.3803992.進出口總額 和外匯儲備也是正相關，彈性系數(shù)為1.943033。

對殘差進行了單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)它已經(jīng)是殘差序列是平穩(wěn)，并且取值在0附近波動，驗 證了協(xié)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(jù)Granger定理，如果非平穩(wěn)的變量之間存在協(xié)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(xié)整約束的VAR模型，即在解 釋變量中含有協(xié)整約束關系。因此，出現(xiàn)一個大范圍的短期波動時，向量誤差修正模型會使 內(nèi) 生變量收斂于他們的長期協(xié)整關系，短期部分調(diào)整可以修正長期均衡偏離，因此，協(xié)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(xié)整關系對外匯儲備起到了反向修正作用。誤差修正項系 數(shù)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(wěn)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(guī)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(xié)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(wěn)定的增長狀態(tài)，不存在外匯儲備過多或過少的現(xiàn)象，它的 增長是均衡的。

參考文獻:

1. 易丹輝 數(shù)據(jù)分析與Eviews應用. 中國統(tǒng)計出版社，2002

2.高鐵梅.計量經(jīng)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(shù)量經(jīng)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(guī)模適度性研究與預測. 數(shù)學的實踐與認識，2006(8)

(作者單位：中南大學數(shù)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(nèi)容請以PDF格式閱讀原文。