我國外匯儲備與FDI的聯動性分析

摘要：近年來，FDI迅速變動相應導致了我國外匯儲備變動，本文運用計量經濟模型分析了這兩者之間的聯動性。結論表明，FDI對外匯儲備變動造成了一定影響，在一定程度上加大了金融風險。為此，必須引起對FDI與外匯儲備分析與管理。

關鍵詞：外匯儲備 FDI 協(xié)整分析

一、我國外匯儲備現狀及來源分析

外匯儲備是由一國政府持有、可自由支配和交換的非本國貨幣。它是一國干預匯市、對外舉債的重要保證，也是一國及經濟地位的重要表現。當然一國外匯儲備也并非越多越好，高額外匯儲備也給該國帶來巨大風險。因此，我們分析某國外匯儲備往往不僅僅看其規(guī)模，往往還需看其結構。同時，也必須分析該國外匯儲備來源以及風險。

我國外匯儲備在1992年匯改之前才211.99億美元，而目前卻達2.5萬億。這種超乎尋常的增長過程可以追溯到上世紀90年代，具體歷程大致可以分位以下幾階段：1990-1997年快速增長階段，1998-2000年穩(wěn)步增長階段，2001至今的高速增長階段。具體增長過程可以從下圖（圖一）反應：

從上圖僅可以看見外匯儲備增長趨勢，其來源有待進一步分析。粗略看，外匯儲備來源不外乎兩部分：一是經常項目順差部分，即出口大于進口部分；二是資本與金融項目部分順差， 即資本流入大于資本流出部分。當然，這幾階段國際經濟環(huán)境各不相同，增長因素亦迥然有別。具體來說，有些年份貿易順差大，有些年份FDI高，又有些年份熱錢流入多。熱錢流入一般難以反映，但是貿易順差往往和FDI緊密相關（現有研究中，也有不少學者認為我國貿易順差中相當部分由FDI企業(yè)出口，以致他們認為貿易順差有FDI的巨大貢獻（孫文凱、梅松，2009）），因此我們可以肯定：FDI必然導致了我國外匯儲備增長。當然，同期我國FDI似乎也呈現了與其一致的增長趨勢，這可從下表窺見一斑（表一：1992-2009年我國FDIC同外匯儲備變動情況簡表）：

從經濟學原理分析以及數據觀察，我們大略得知FDI導致了匯儲備變動，本文研究目的就在于從數量上來揭示這種關系強弱。

二、1992-2009年我國FDI同外匯儲備的計量經濟學分析

1.研究方法與數據來源

經濟理論指出：某些經濟變量之間確實存在著均衡關系。這種均衡關系意味著經濟系統(tǒng)經濟系統(tǒng)不存在破壞均衡的內在機制。如果變量在某時期受到干擾以后偏離其長期均衡點，則均衡機制會在下一期進行調整以使其回到均衡狀態(tài)。另外：如果存在兩個序列｛Xt｝與｛Yt｝，若｛Xt｝～I(1)， ｛Xt｝～I(1)，且存在一組非0常數α1與α2，使得α1 Xt+α2 Yt～I(0)，則稱Xt與Yt之間是協(xié)整的。

因此，本文將運用上述思想為基礎來研究FDI同外匯儲備之間的長期關系。文中數據均來自官方網站：國家外匯管理局（http://www.safe.gov.cn）、國際統(tǒng)計局（http://www.stats.gov.cn）與商務部(http://www.mofcom.gov.cn)。使用分析軟件為EVIEWS。

2.實證分析

為了便于分析，文中所選數據均進行對數變換（當然這不影響實證分析），分別表示為外匯儲備Ln(FR)，外商直接投資Ln(FDI)。計量經濟學上為了消除偽回歸現象，通常對變量進行平穩(wěn)性檢驗。利用EVIEWS對以上兩變量進行檢驗，其數據整理如下：

自檢驗結果可以看出：ln（FDI）、ln(FR)兩者在滯后一期情況下都無單位根，外匯儲備與外商直接投資在滯后1期情況下都是平穩(wěn)性變量。承上步驟，利用OLS法我們可以建立FR、FDIC之間的回歸模型，結果為：

Ln(FR)=-9.071934+2.746886ln(FDI)

…………………………………………………(1)

t=-5.025285 9.368118

R2=0.845800 F=87.76164

從回歸方程（1）可以看出：方程擬合程度較好，FR同FDI之間關系顯著，外商直接投資同外匯儲備之間存在著一定相關性，他們之間可能存在協(xié)整關系。作為協(xié)整分析下一步，必須對殘差進行單位根檢驗，仍然使用以上方法我們得出如下結果（表三）：

從上表可以看出外商直接投資和外匯儲備之間的確有協(xié)整關系。為此，繼續(xù)運用EVIEWS分析，可以得出其誤差修正模型如下：

ΔLnFR = 0.226892 - 0.412623△LnFDI +0.205420ECMt-1

………………………(2)

t= (4.073963) (1.544400 )(-2.12575)

R2=0.250014 F=2.333505 DW=1.424865 AIC=-0.427545 SC=-0.280558

方程（2）中誤差項系數為0.205420，反映了變量在短期波動中偏離他們長期均衡關系的調整程度和方向。因為對數分析可以近似于變化率，可以看出，外商直接投資變化率一定變化往往使長期均衡關系偏離。但是在均衡誤差調節(jié)機制下，又會使外匯儲備變化率回落到原來均衡位置。

3．格蘭杰因果關系檢驗

由計量經濟學知識我們得知：兩變量之間有相關關系并不說明他們之間必然有因果關系，解決此問題的方法之一是運用格蘭杰因果關系檢驗法。因此，為了得出外匯儲備與外商直接投資關系的長期均衡關系，我們運用格蘭杰因果檢驗，得出檢驗結果如表四：

從上面結果分析可知外匯儲備和外商直接投資在滯后2期的情況下存在著存在著因果關系。至此，我們得出FDI同外匯儲備之間存在著協(xié)整關系。他們之間的這種關系也就決定了FDI一定程度變動必然引起外匯儲備變動，進而可能加大金融風險。

三、FDI、外匯儲備與金融風險

理論層面，外資流入對一國(特別是發(fā)展中國家)經濟發(fā)展的重要性和積極作用在1966年美國著名經濟學家錢納里“雙缺口模型”中得到全面闡釋。他們認為只要資金流入能夠彌資本形成上的缺口，就可以把資本稀缺國從資本短缺的困境中解脫出來，進而走上健康之路。同時，部分東亞、南美國家引進外資促進了高速發(fā)展也為該理論提供了佐證，這也為發(fā)展經濟學所津津樂道。但是南美債務危機出現使許多國家對外債產生恐懼感，理論與實踐層面都開始質疑外債，引資結構也轉以FDI為主。

誠然，FDI被認為是更穩(wěn)定的資本流入形式。畢竟FDI所對應更的多是物質資本，也是可持續(xù)的資本流入形式。同時，FDI的生產性決定必須持續(xù)不斷地追加投資，從而有利于形成持續(xù)資本流入，改善國際收支，卻不會產生債務負擔。不僅如此，資本流入國一旦發(fā)生金融危機，FDI同樣要承受相關損失，客觀上起到分擔損失的作用，這有利于避免和化解金融危機。正是由于對FDI的上述認識，很多發(fā)展中國家的外資政策都轉而積極利用直接投資，限制間接投資。可以清楚證明這種變化的是，FDI占發(fā)展中國家資本流入總額比重，從1991年的三成升到2000年的近七成（中國也有此趨勢），也正是這種思想指致使許多國家外匯儲備劇增（盡管FDI并未直接導致外匯儲備增加，它卻間接引起了外匯儲備增長）。

雄厚的外匯儲備當然對儲備國經濟發(fā)展有不容低估的積極作用，但是外匯儲備高速增長很大程度上不僅加大了宏觀經濟運行風險，也提高了其運行成本。即使一些在利用FDI上成績卓著、在資本流入方面比較健康國家也同樣發(fā)生了嚴重金融危機，或者受到金融危機的嚴重沖擊，例如東亞危機中的馬來西亞，而其原因，很大程度上又與FDI密切相聯。一些經濟學家更是重新審視FDI對發(fā)展中國家經濟和金融的作用與影響，比如，他們認為，FDI進入東道國后的穩(wěn)定性既得不到統(tǒng)計上證明，理論上解釋也過于簡單，因為在資本市場高度發(fā)達的條件下，企業(yè)轉手輕而易舉，無須涉及物質形態(tài)，諾貝爾經濟學獎獲得者克魯格曼所提出的“火線出賣說”，更使FDI近似于金融市場上的投機資本。除此之外，FDI在該國經濟金融環(huán)境發(fā)生變化時會迅速拆資或者以利潤匯出。即使經濟金融環(huán)境穩(wěn)定，FDI最終也會由于種種原因撤出，這種撤出勢必給該國經濟發(fā)展造成一定難度。比如，臨時性資本不足，外匯儲備不充足引起的國際收支危機等等。

我國目前看，近年來人民幣升值、通貨膨脹風險一度加大更不能說沒有高額外匯儲備影響，從這方面開說FDI也難脫其咎，因為我國為了解決資本不足問題推出了許多現在看來不合理的引資政策。

四、結論與建議

無論從經濟常識，還是數據的實證分析我們都得出結論：外商直接投資變動往往導致外匯儲備變動，并且這種變動在長期中存在穩(wěn)定關系。不過若短期中變動對外匯儲備變動影響劇烈，則只有在長期調整機制影響下，二者關系才能維持穩(wěn)定。

為此，對于FDI引起外匯儲備的巨額增長以及這種短期波動性我們必須從兩方面來認識。一方面，外商直接投資變化會對外匯儲備形成沖擊，在經濟金融全球化背景下FDI波動性極大。一旦金融市場風吹草動或者國際經濟環(huán)境發(fā)生不利逆轉，國際經濟環(huán)境的不斷變化，我們對FDI流入必須進行深入分析必要時以監(jiān)管以避免金融風險出現，一旦時機成熟便可取消引資方面優(yōu)惠政策。另一方面，FDI就會迅速回流會導致金融市場混亂甚至是經濟的全面崩潰，上世紀末東亞金融危機就是殷鑒。鑒于此，國家勢必持有足夠數量外匯儲備以抵消FDI回流對本國宏觀經濟造成負面沖擊。

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（作者單位：海南大學三亞學院）