基于VAR模型的進(jìn)出口總額\\外商直接投資與外匯儲(chǔ)備的關(guān)系研究

［摘 要］本文基于VAR模型，利用我國1985-2009年的樣本數(shù)據(jù)，對(duì)進(jìn)出口總額、外商直接投資與外匯儲(chǔ)備的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，確定出變量之間的長期均衡關(guān)系，并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了外匯儲(chǔ)備對(duì)自身及進(jìn)出口總額、外商直接投資隨機(jī)干擾項(xiàng)沖擊的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的反應(yīng)。

［關(guān)鍵詞］進(jìn)出口 外商直接投資 外匯儲(chǔ)備 數(shù)量關(guān)系 VAR模型

一、引言

1.進(jìn)出口現(xiàn)狀

進(jìn)出口總額是實(shí)際進(jìn)出我國國境的貨物總金額。包括對(duì)外貿(mào)易實(shí)際進(jìn)出口貨物，來料加工裝配進(jìn)出口貨物，國家間、聯(lián)合國及國際組織無償援助物資和贈(zèng)送品，華僑、港澳臺(tái)同胞和外籍華人捐贈(zèng)品，租賃期滿歸承租人所有的租賃貨物，進(jìn)料加工進(jìn)出口貨物，邊境地方貿(mào)易及邊境地區(qū)小額貿(mào)易進(jìn)出口貨物(邊民互市貿(mào)易除外)，中外合資企業(yè)、中外合作經(jīng)營企業(yè)、外商獨(dú)資經(jīng)營企業(yè)進(jìn)出口貨物和公用物品，到、離岸價(jià)格在規(guī)定限額以上的進(jìn)出口貨樣和廣告品(無商業(yè)價(jià)值、無使用價(jià)值和免費(fèi)提供出口的除外)，從保稅倉庫提取在中國境內(nèi)銷售的進(jìn)口貨物，以及其他進(jìn)出口貨物。改革開放以來我國的進(jìn)出口總額呈顯著增加的趨勢(shì)，1978年為206.4億美元，2009年增加到22075.4億美元，年平均遞增16.27%。

2.外商直接投資現(xiàn)狀

外商直接投資是外國企業(yè)和經(jīng)濟(jì)組織或個(gè)人(包括華僑、港澳臺(tái)胞以及我國在境外注冊(cè)的企業(yè))按我國有關(guān)政策、法規(guī)，用現(xiàn)匯、實(shí)物、技術(shù)等在我國境內(nèi)開辦外商獨(dú)資企業(yè)、與我國境內(nèi)的企業(yè)或經(jīng)濟(jì)組織共同舉辦中外合資經(jīng)營企業(yè)、合作經(jīng)營企業(yè)或合作開發(fā)資源的投資(包括外商投資收益的再投資)，以及經(jīng)政府有關(guān)部門批準(zhǔn)的項(xiàng)目投資總額內(nèi)企業(yè)從境外借入的資金。伴隨我國改革開放的不斷推進(jìn)，我國學(xué)習(xí)西方先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)和引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)的程度在不斷提高，自1979年到2009年我國合同利用外資項(xiàng)目683235個(gè)，實(shí)際利用外商投資額達(dá)9426.46億美元，其中2009年合同利用外資項(xiàng)目23435個(gè)，實(shí)際利用外商投資額為900.33億美元。

3.外匯儲(chǔ)備現(xiàn)狀

外匯儲(chǔ)備是一國或地區(qū)貨幣當(dāng)局持有的、可用來維持國際收支平衡和匯率穩(wěn)定的可兌換貨幣資產(chǎn)。1978年我國的外匯儲(chǔ)備1.67億美元，2009年達(dá)到23991.52億美元，年平均遞增36.18%。從變化趨勢(shì)看，2000年以前增長比較平穩(wěn)，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以后，則呈指數(shù)曲線的變化趨勢(shì)。

二、VAR模型基本原理

對(duì)相關(guān)的多個(gè)變量之間的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行分析時(shí)，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析往往考慮多元線性或非線性回歸模型、聯(lián)立方程模型和VAR模型。多元線性或非線性回歸模型必須事先確定一個(gè)因變量，即它一次僅能解決一個(gè)因變量和多個(gè)自變量之間的數(shù)量關(guān)系。當(dāng)變量中存在多個(gè)內(nèi)生變量的情況下，利用聯(lián)立方程模型進(jìn)行分析時(shí)，需要確定在諸多變量中哪些是內(nèi)生變量，哪些是先決變量，并且需要確保聯(lián)立方程中的每一個(gè)隨機(jī)方程都是可以識(shí)別的，這在實(shí)際問題分析中是比較困難的。當(dāng)每個(gè)變量都對(duì)預(yù)測(cè)其它變量起作用時(shí)，這些變量之間的關(guān)系分析適合于VAR模型。

1.VAR模型基本形式

VAR模型是解決多方程模型的一種新的分析方法，它既可用于分析和預(yù)測(cè)存在相關(guān)關(guān)系的多變量時(shí)間序列系統(tǒng)，也可用于分析隨機(jī)干擾項(xiàng)對(duì)系統(tǒng)變量的動(dòng)態(tài)影響。VAR模型平等地對(duì)待每一個(gè)變量，在該模型的多個(gè)方程中每個(gè)方程等號(hào)右側(cè)有相同的變量，并且這些變量包括所有內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)。

假定以Y表示我國的外匯儲(chǔ)備，X為我國貨物進(jìn)出口總額，Z為我國實(shí)際利用的外商直接投資。則該三個(gè)變量間長期均衡變化關(guān)系的一階結(jié)構(gòu)式VAR模型可表述為：

該模型為一階自回歸向量模型。模型中序列Y、X和Z均是平穩(wěn)的隨機(jī)過程，隨機(jī)干擾項(xiàng) 、 和 具有白噪聲特性且互不相關(guān)。當(dāng)每個(gè)內(nèi)生變量向量的滯后階數(shù)擴(kuò)展至高階時(shí)，該模型則為一個(gè)高階自回歸向量模型，模型中滯后階數(shù)p通常是根據(jù)AIC和SC信息量取值最小的準(zhǔn)則而確定。化為標(biāo)準(zhǔn)型為：

2.誤差修正模型

上述的結(jié)構(gòu)式模型或標(biāo)準(zhǔn)型模型反映了三個(gè)相互聯(lián)系的變量之間的長期均衡的變化關(guān)系。實(shí)際中這種平衡往往受到某種沖擊而導(dǎo)致變量在短期內(nèi)偏離長期均衡，從而出現(xiàn)非均衡狀態(tài)。為修正這種偏離，須建立相應(yīng)的誤差修正模型。

若一階單整變量Y、X和Z，其協(xié)整方程為，則具有p階滯后階數(shù)的向量誤差模型為：

三、基于VAR模型的實(shí)證分析

1.樣本數(shù)據(jù)

考慮到數(shù)據(jù)資料的可得性，文中分析所用的數(shù)據(jù)為1985-2009年我國進(jìn)出口總額、實(shí)際利用的外商直接投資和外匯儲(chǔ)備總額的年度數(shù)據(jù)，來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010》。為消除變量的自相關(guān)性及變量間的異方差性，分別對(duì)我國外匯儲(chǔ)備總額、進(jìn)出口總額和實(shí)際利用的外商直接投資取對(duì)數(shù)。分別記作LY、LX和LZ。

從圖1可以看出，LY、LX和LZ有共同的變化趨勢(shì)，即隨時(shí)間的變化而呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢(shì)，說明三個(gè)變量之間可能存在長期的均衡關(guān)系。

2.變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

單變量單位根檢驗(yàn)是檢驗(yàn)變量變化是否平穩(wěn)的一種重要方法，該方法檢驗(yàn)基于ADF檢驗(yàn)的三個(gè)模型。若檢驗(yàn)的結(jié)果三個(gè)模型均拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為該變量是非平穩(wěn)的變量；若其中一個(gè)模型拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為該變量是平穩(wěn)的變量。對(duì)取對(duì)數(shù)后的三個(gè)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

回歸估計(jì)結(jié)果表明， 模型⑴的三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)型回歸方程調(diào)整后的樣本可決系數(shù)均大于0.98，經(jīng)檢驗(yàn)全部的殘差序列均滿足正態(tài)性、不序列相關(guān)性和非異方差性的要求，因而VAR模型的設(shè)定是正確的。

4.變量的協(xié)整檢驗(yàn)

變量的協(xié)整檢驗(yàn)用于測(cè)定變量之間是否存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合關(guān)系，即變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。如果存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合關(guān)系，則變量間是協(xié)整的，而這個(gè)線性組合即為協(xié)整方程。對(duì)于多變量間的協(xié)整檢驗(yàn)通常使用Johanson檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)通過構(gòu)造一個(gè)p階差分方程計(jì)算特征根值，利用特征根跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)確定變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。Johanson檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

非約束協(xié)整跡檢驗(yàn)中，檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量42.5685大于5%的顯著水平下的臨界值29.79707，表明變量間存在一個(gè)協(xié)整方程；非約束協(xié)整最大特征值檢驗(yàn)中，最大特征值統(tǒng)計(jì)量為31.66217大于5%的顯著水平下的臨界值21.13162，檢驗(yàn)的結(jié)果也證明三個(gè)變量間存在一個(gè)協(xié)整方程。協(xié)整方程為：

由表3可以知道， ADF的檢驗(yàn)結(jié)果為-4.303749，小于在5%的顯著水平下的臨界值-3.622033，拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為殘差序列不存在序列相關(guān)性，協(xié)整方程的設(shè)定是正確的，即三個(gè)變量之間存在長期的均衡關(guān)系。協(xié)整方程表明，在較長時(shí)期內(nèi)進(jìn)出口總額和外商直接投資是影響我國外匯儲(chǔ)備的重要因素，進(jìn)出口總額每增長1.172%，則會(huì)拉動(dòng)外匯儲(chǔ)備增長1%；外商直接投資每增長0.796%，則會(huì)拉動(dòng)外匯儲(chǔ)備增長1%。

5.向量誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明我國外匯儲(chǔ)備、進(jìn)出口總額和外商直接投資之間存在長期的均衡關(guān)系，這種長期的均衡關(guān)系反映了三個(gè)變量之間的內(nèi)在聯(lián)系。但由于會(huì)受到來自外界其它因素的偶然影響而使這種均衡關(guān)系被打破，從而產(chǎn)生短期的偏離。向量誤差修正模型作為長期均衡模型的補(bǔ)充，能夠?qū)@種短期的偏離進(jìn)行修正，將短期偏離拉回到均衡狀態(tài)，從而保證協(xié)整方程的長期均衡關(guān)系。估計(jì)的向量誤差修正模型為：

對(duì)向量誤差模型⑵中各個(gè)方程的殘差序列進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，各方程的殘差序列均滿足正態(tài)性、不序列相關(guān)性和非異方差性的要求，可以認(rèn)為向量誤差修正模型是正確的，即向量誤差修正模型具有對(duì)長期均衡關(guān)系短期偏離的修正機(jī)制，能夠?qū)⑦@種偏離拉回到均衡狀態(tài)。

6.脈沖響應(yīng)函數(shù)

VAR模型分析了外生變量對(duì)內(nèi)生變量的影響，但每個(gè)內(nèi)生變量都會(huì)受到自己和其它內(nèi)生變量變化的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)則能夠表達(dá)內(nèi)生變量對(duì)自己或其它內(nèi)生變量變化的的反應(yīng)。脈沖響應(yīng)則是描述隨機(jī)干擾項(xiàng)對(duì)內(nèi)生變量的影響軌跡。圖2是外匯儲(chǔ)備對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差隨機(jī)干擾項(xiàng)的反應(yīng)。

從圖2可以看出，外匯儲(chǔ)備對(duì)其自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差隨機(jī)干擾項(xiàng)的反應(yīng)比較強(qiáng)烈，1-3期下降較快，第3期達(dá)到最低點(diǎn)0.08，之后快速上升，到第6期達(dá)到最高0.19后則逐年下降并在第8期以后基本平穩(wěn)。外匯儲(chǔ)備對(duì)來自進(jìn)出口總額的沖擊在第一期沒有反映，從第2期開始快速上升達(dá)到最高點(diǎn)0.21，之后則有所下降并在第8期以后基本平穩(wěn)，說明進(jìn)出口總額的增長會(huì)引起后期外匯儲(chǔ)備的增長。外匯儲(chǔ)備對(duì)來自外商直接投資的沖擊在第一期也沒有反映，第6期達(dá)到最高0.07后開始緩慢下降并在第7期以后基本平穩(wěn)，且均為正，也說明外商直接投資的增長會(huì)引起后期外匯儲(chǔ)備的增長。

四、結(jié)論

1.進(jìn)出口總額、外商直接投資與外匯儲(chǔ)備之間確實(shí)存在長期均衡關(guān)系。即進(jìn)出口總額每增長1.172%，則會(huì)拉動(dòng)外匯儲(chǔ)備增長1%；外商直接投資每增長0.796%，則會(huì)拉動(dòng)外匯儲(chǔ)備增長1%。這種均衡關(guān)系在短期內(nèi)可被打破而產(chǎn)生短期的偏離，而向量誤差修正模型表明短期的偏離能夠被拉回到均衡狀態(tài)。

2.預(yù)計(jì)短期內(nèi)進(jìn)出口總額和外商直接投資會(huì)保持不斷增長的勢(shì)頭，長期看則會(huì)變得比較平穩(wěn)。

3.預(yù)計(jì)我國的外匯儲(chǔ)備短期內(nèi)會(huì)出現(xiàn)較大的波動(dòng)，先升后降，第8期后逐漸平穩(wěn)。

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