摘要:通過運用R軟件對1995—2007年中國外匯儲備的回歸結(jié)果,建立外匯儲備模型,來分析各個因素對外匯儲備影響的大小,來研究影響中國外匯儲備的主要因素,并對中國外匯儲備的現(xiàn)狀提出政策建議。
關(guān)鍵詞:外商直接投資(FDI);匯率;外貿(mào)凈額;回歸分析
中圖分類號:F81文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)12-0004-04
一、引言
外匯儲備是一個國家所持有的以外幣表現(xiàn)的資產(chǎn)。對一個國家來說,外匯儲備不足往往會引起國際支付危機,甚至導致金融危機的爆發(fā),而充足的外匯儲備有利于維護國家和企業(yè)的對外信譽,對經(jīng)濟的發(fā)展具有巨大的貢獻。中國的外匯儲備在20世紀90年代以前一直都處于嚴重的短缺狀態(tài),成為經(jīng)濟發(fā)展的主要制約因素之一。進入20世紀90年代以后中國的外匯儲備逐步擺脫了長期短缺的狀態(tài),特別是從1994年中國實行外匯體制改革以來,中國的外匯儲備規(guī)模迅速擴大, 特別是進入21世紀后,隨著中國“雙順差”規(guī)模的迅速擴大,外匯儲備規(guī)模在2006年2月達到了8 536億美元,首次超越了日本,成為世界第一大外匯儲備國。
本文旨在運用回歸分析的方法,通過確定影響外匯儲備的主要因素,建立外匯儲備模型,來分析各個因素對外匯儲備影響的大小,并相應地給出一系列政策建議。
簡單的描述性統(tǒng)計:由上圖可知中國外匯儲備自1995年后一直呈上升趨勢,并且在2002年之后增長率大幅增大,至2007年已達到了15 282.49億美元,居世界首位。
實際上,據(jù)中國外匯管理局統(tǒng)計數(shù)據(jù),至2009年9月,中國外匯儲備已高達22 725.95億美元。多位專家預測,如果不能采取有效的應對措施,這一數(shù)字還將繼續(xù)擴大。
二、變量的選擇
本文數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒2008》和國家外匯管理局相關(guān)年度數(shù)據(jù),在時間上則選取了1995—2007年的數(shù)據(jù)進行分析。本人設(shè)定外匯儲備量為因變量Y,外商直接投資X1、人民幣對美元的匯率X2、廣義貨幣供應量X3、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP X4以及外貿(mào)凈值為X5為解釋變量。
之所以選取這些變量是因為:
(1)外商直接投資。從國際收支平衡表分析,外商直接投資是中國外匯儲備的主要來源。(2)匯率。 匯率的大小決定了本幣與外幣交換的價格,所以它必然是通過對外貿(mào)易來影響外匯儲備量的一個因素。本文中已將其換算為間接標價法匯率,以便擬合。(3)廣義貨幣供應量M2。 這里采用廣義貨幣M2,它包括流動貨幣、活期存款、定期存款和儲蓄存款。外匯儲備與貨幣供給呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。由于《中國統(tǒng)計年鑒2008》中的貨幣供應量是以人民幣計算的,所以這里要把它兌換成以美元來計算的貨幣量(這里以M2/e計算)。(4)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。國內(nèi)生產(chǎn)總值的大小反映了一個國家的經(jīng)濟規(guī)模。一個國家的經(jīng)濟規(guī)模越大,對外匯儲備的需求量就越大。(5)外貿(mào)凈值。 外貿(mào)凈值即出口額與進口額的差額。進口額的提高,將導致儲備持有額的下降,進口額與外匯儲備量呈反相關(guān)關(guān)系。出口額的提高,將會使外匯儲備總額增加,因此出口額與外匯儲備正相關(guān)。
三、模型的建立與相關(guān)檢測
根據(jù)理論界的研究和官方政策可知,外匯儲備及其相關(guān)因素是線性關(guān)系,因此建立多元線性回歸模型如下:
Yt=C(1)+C(2)*X1t+C(3)*X2t+C(4)*X3t+C(5)*X4t+
C(6)*X5t+μt*
*注: 其中C(1)是常數(shù)虛擬變量,包括許多難以量化的因素的影響,C(2),C(3),C(4),C(5),C(6)是解釋變量對于被解釋變量的影響程度,μt是隨機誤差項。
本模型使用的時間序列數(shù)據(jù)為1995—2007年,利用R語言進行回歸分析:先將所有候選解釋變量引入模型進行擬合,然后進行t檢驗,之后本人并不會選擇直接將通過t檢驗的顯著性變量放入模型,而是采用AIC(Akaike Information Criterion)準則進行變量的再選擇,最后視檢驗結(jié)果決定最后的入選解釋變量。
第一次回歸之后得到表一,如下:
在顯著性水平為0.05下, X3廣義貨幣供應量, X4國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP不顯著,這說明X3廣義貨幣供應量M2, X4國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP對外匯儲備的沒有影響,或影響不是很大。接著進行第二次擬合。
使用AIC準則進行變量選擇,得到表2:
上表顯示,X1外商直接投資,X2匯率,X4國內(nèi)生產(chǎn)總值,X5外貿(mào)凈值均顯著。且調(diào)整后的擬合優(yōu)度達到了0.9959。
現(xiàn)在對其進行零均值和異方差檢驗:
上圖表明AIC準則所建模型勉強通過零均值和異方差檢驗。
接著進行多重共線性檢驗,這里使用了R語言的car程序包檢測結(jié)果如下:
X1 X2X4X5
19.3817.7831.8511.66
不幸的是,四個變量的vif值均大于10,說明存在明顯的多重共線性,所以必須對模型進行再修正 。
經(jīng)過反復測試,發(fā)現(xiàn)當僅將解釋變量X1,X5納入模型時,模型是最優(yōu)的。相關(guān)參數(shù)估計量與檢測如下:
上表說明,由于去除了X2,X4兩個解釋變量導致擬合優(yōu)度下降到了0.9748。 但還是在可以接受的范圍之內(nèi)。p-value為1.008e- 8說明模型整體通過了F檢驗,是顯著的。
上圖表明新建模型仍舊通過了零均值和異方差檢驗,為求檢測的準確性,本人使用Eviews5.0軟件進行了白噪聲檢驗,結(jié)果如下:
如上圖所示,隨機擾動項的確是白噪聲序列。
在對新模型進行多重共線性檢驗,結(jié)果如下:
X1 X5
2.722.72
由于兩個解釋變量的vif值都在1附近,遠遠小于10,所以,可以認為模型通過多重共線檢驗。
為求模型的準確,本人使用Eviews軟件對模型進行了序列相關(guān)檢驗,所幸模型通過了LM檢驗,結(jié)果如下:
證明模型的確不存在序列相關(guān)。
因此,模型的最終形式為:
Yt=-1561.8786+3.6178*X1t+ 3.3431*X5t+μt
這說明外商直接投資每變動1億美元,外匯儲備就會相應的平均變動3.6178億美元,而外貿(mào)總額每變動1億,外匯儲備就會相應的平均變動3.3431億美元。
四、模型結(jié)論及政策建議
1.從模型中可知,外商直接投資(FDI)是中國外匯儲備過多的主要原因,按照經(jīng)濟學的常識,一國的官方儲備資產(chǎn)(外匯儲備)是該國對外的資本輸出,而外商直接投資則是資本流入。中國在最近十多年中增加的外匯儲備多于外商直接投資,意味著中國是個資金凈流出國。增加的外匯儲備與外商直接投資的差額大致等于經(jīng)常項目的順差,印證了國際經(jīng)濟學的一條基本原理:只要一國的經(jīng)常項目有順差,該國就必定有凈資本流出。由此觀之,一直為人們所津津樂道的“中國大量吸引外國投資”,實際上卻是迷惑人的假象:從總量上看,流入的外商直接投資只不過化作了中國的官方外匯儲備,又流出到國外,并沒有真正成為流入中國的資金。而從總量上說,中國在十多年中都是一個資金凈流出國。在中國實行市場經(jīng)濟的背景下,這種資金凈流出是中國國內(nèi)資金過剩的表現(xiàn)。而大量的外商直接投資又正是造成中國國內(nèi)資金過剩的原因。流入的外商直接投資搶占了最有利的投資機會,甚至某些地方政府還特意將有利可圖的投資項目送給外商以吸引其投資。所以,政府若想使中國的外匯儲備降低到一個合適的水平,就應該對癥下藥,即取消對外商投資的一切政策優(yōu)惠,并且采取一切可能的措施來限制外商直接投資。這樣大幅度減少外商直接投資,是停止外匯儲備過快增長的根本途徑。
2.外貿(mào)總額則是影響外匯儲備的重要原因,這是由于近年來世界各國經(jīng)濟的緊密聯(lián)系,發(fā)達國家和新興工業(yè)化國家為了尋求更優(yōu)化的資源配置,在進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的過程中出現(xiàn)了一些產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品向國外的轉(zhuǎn)移。
盡管目前中國仍舊擁有勞動力價格優(yōu)勢,但是必須要注意的是,中國沿海地區(qū)已經(jīng)出現(xiàn)了工資大幅調(diào)高的趨勢。在不久的將來,就會因為勞動力價格優(yōu)勢喪失帶來的出口銳減而造成中國經(jīng)濟的崩潰。所以應該利用目前外匯儲備比較充足的時機,加緊引進先進技術(shù)和設(shè)備,優(yōu)化出口產(chǎn)業(yè),扶持和培育新的出口主導產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品,大力推進高新技術(shù)產(chǎn)品的出口,促進出口產(chǎn)業(yè)化結(jié)構(gòu)調(diào)整。
參考文獻:
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[2]孔立平.對外匯儲備適度規(guī)模的分析:理論方法與中國實證[J].重慶工商大學學報:西部論壇,2007,(1).