中國外匯儲備增長貢獻因素的實證分析——基于貿易出口和FDI流入的分析

張 冬

(湖北大學商學院，湖北武漢430062)

一、我國FDI流入，出口貿易與外匯儲備變化狀況概述

(一)出口貿易變化

據商務部統計資料顯示，中國的商品和勞務出口額自20世紀80年代初以來呈飛速增長的態勢，出口額由1984年底的261.4億美元增加到2008年底的14285.5億美元，25年間增長了50多倍，尤其在中國2001年加入WTO之后的7年間增長最為迅速。

(二)FDI流入變化

通過整理商務部網站相關數據可知，1984年中國實際利用外資額僅有14.2億美元，到1991年實際利用外資額才上升到43.7億美元，8年間實際利用外資水平一直較低，而后開始迅猛增長，到2007年一舉躍升到747.7億美元，并且成為全球吸收外資最多的國家。

(三)外匯儲備額變化

根據國家外匯管理局(SAFE)相關數據可知，從1979年中國應IMF要求開始逐步建立與國際接軌的核算體系后，中國外匯儲備增長緩慢，到20世紀90年代初期才開始迅猛增長。1993—2008年16年間，我國外匯儲備增長了70余倍，即使在受到亞洲金融危機沖擊的1997—2000年，我國外匯儲備存量仍然微幅增長。這主要依賴于中國經濟的飛速發展和20世紀90年代初期的出口戰略的實施，保證了我國憑借經濟的飛速發展積累了大量的外匯儲備。

依據傳統的國際金融理論，引起一國外匯儲備增長的主要因素是資本的流入和商品勞務的輸出。而中國的外匯儲備額的增長很大程度上是因為受到資本流入和出口貿易的雙重拉動。筆者選擇商品和勞務貿易出口額(以下簡稱貿易出口額)和實際利用外資額分別代表商品勞務輸出和資本流入這兩個經濟變量作為解釋變量，以外匯儲備存量作為被解釋變量，建立計量模型，并運用計量經濟學的相關理論對這種關系進行分析。

二、出口貿易和FDI流入對外匯儲備增長的貢獻程度分析

(一)獲取并處理數據和建立模型

筆者以1984—2008年25年間的貿易出口額(EXP)、實際利用外資額(FDI)和外匯儲備存量(FER)三個時間序列來分析貿易出口額、FDI的流入與外匯儲備增長之間的關系。其中，貿易出口額和實際利用外資額的數據是對商務部統計數據﹑2006年《中國統計年鑒》以及2007年和2008年國家統計局公報整理得到，相應年份的外匯儲備數據則是對國家外匯管理局統計數據、2006年《中國統計年鑒》以及2007年和2008年國家統計局公報進行整理得到。

由于筆者所采集的數據均為時間序列數據，為消除數據中可能存在的異方差性，也為了回歸模型更加平滑，筆者將變量對數化(即lnEXP、lnFDI和lnFER)。采用協整理論和誤差修正模型來分析貿易出口額和FDI流入對外匯儲備增長的貢獻是否存在長期穩定的關系。其中對數數據是將原始數據在Excel中進行運算處理后得到。

在模型的構造中，筆者引用姚宏善和楊海叢(2005)構造的自然對數模型:

(1)式中lnFERt表示t期的外匯儲備額;lnEXPt表示t期的貿易出口額;lnFDIt表示t期的FDI實際利用額;εt表示隨機干擾項。

(二)模型檢驗

經典的線性回歸模型存在一些假設條件，如實際數據違背了其中某一條或幾條假設條件，那么通過最小二乘法(OLS)就不能準確地得到參數估計值，并且各種檢驗也會失真。因此本文對模型進行異方差性、序列自相關性和多重共線性檢驗。

1.異方差性檢驗

異方差性檢驗是指由于相對于不同的解釋變量觀測值，隨機干擾項產生了不同的方差，需要檢驗隨機干擾項的方差與解釋變量之間的關聯性。除了直觀地通過散點圖判斷外，檢驗方法主要有Park-Gleiser檢驗、Goldfeld-Quandt檢驗和White檢驗。本文進行的是White檢驗，由于這些檢驗方法之間具有替代性，并且EViews3.1在檢驗異方差性上只能進行White檢驗。檢驗后得到:Eviews3.1的White檢驗的零假設中殘差不存在異方差性時，由輸出結果可知，檢驗的相伴概率比較小(0.024671)，因此不能拒絕零假設，即本模型不存在異方差性。

2.序列自相關性檢驗

大多數時間序列數據都存在明顯的慣性特點，表現在時間序列數據不同時間的前后關聯關系上，往往存在序列相關性。序列自相關性的檢驗方法有很多，除了通過觀察殘差的散點圖判斷其絕對值分布是否具有明顯的規律外，還有Durbin-Waston檢驗、Langrange multiplier檢驗、馮諾曼比檢驗和回歸檢驗等。本文進行Durbin-Waston檢驗。

一般認為，D.W.值距離2較遠，就可以認為有一定程度的自相關性存在;D.W.值越近于0，說明存在很強的一階正相關性;D.W.值越近于4，說明存在很強的一階負相關。本模型的D.W.值為0.948106，約等于1，說明可能存在一定的序列自相關性。

3.多重共線性檢驗

多重共線性是指在幾個回歸變量間存在嚴格的或近似的線性關系。對于多個解釋變量的計量經濟模型，若經過OLS回歸后，模型的回歸平方和與F值較大，但各參數估計值的檢驗值較小，各解釋變量間存在共線性而使得它們對Y的獨立作用不能分辨，故t檢驗不顯著。

根據已建立的模型(1)，對lnEXP、lnFDI和lnFER進行OLS回歸，利用Eviews3.1得出回歸方程為:

顯然，該回歸方程的R2(0.966094)和F(99.070141)統計值均較高，而各參數估計值的t統計值較低，因而該回歸模型存在一定的多重共線性。

(三)對lnEXP、lnFDI和lnFER三個時間序列的平穩性檢驗

如果有兩列時間序列數據表現出一致的變化趨勢(非平穩的)，即使它們之間沒有任何經濟關系，但進行回歸也可表現出較高的可決系數。lnFDI和lnFER是兩個非平穩的時間序列。若直接采用OLS對其進行回歸可能會產生偽回歸，會使分析結果變得沒有實際意義。對時間序列的平穩性檢驗除了可通過觀察序列的自相關圖來判斷外，運用統計量進行統計檢驗則更為準確和重要。在水平單根檢驗中，亦即在不對原序列進行差分的情況下，lnFDI的ADF檢驗統計量(-1.927998)均大于在給定1％的顯著性水平ADF的臨界值(Critical value)，因此不能拒絕存在單位根的零假設，對lnEXP和lnFER的ADF檢驗同樣不能拒絕存在單位根的零假設。

(四)lnFDI、lnEXP和lnFER的協整關系檢驗

單根檢驗的結果顯示，lnFDI、lnEXP和lnFER都是一階單整變量，符合展開協整檢驗的前提條件，即FDI流入和貿易出口對中國外匯儲備額增長產生顯著影響。EG兩步法要求第二步對時間序列數列數據進行OLS回歸后，對殘差進行ADF檢驗。殘差的ADF水平檢驗統計量(-2.388116)在1％的顯著水平下大于臨界值(-4.5348)，因此不可以拒絕存在單位根的假設，這表明殘差是非穩定的，因此lnFDI、lnEXP和lnFER是不存在協整關系的。而殘差的ADF一階和二階檢驗統計量在1％的顯著水平下均小于臨界值，也就是在一定時期內lnFDI、lnEXP和lnFER三個序列間是存在“均衡”關系的。這種均衡關系意味著如果變量在某期受到干擾后偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調整，一次沖擊只能使它們短期內偏離均衡位置，而在長期中就會自動恢復均衡位置。這種均衡機制就是下面將要建立的誤差修正模型(ECM)。

(五)ECM模型的建立

多變量模型中是不能同時對幾個時間序列進行協整分析的，但是由于lnFDI和lnFER以及lnEXP和lnFER分別存在相同的單整階，為了計算簡便，均選擇在10％的顯著性水平下的一階單整，分別對lnFDI和lnFER以及lnEXP和lnFER進行協整分析，并建立誤差修正模型。

1.lnFDI和lnFER的ECM估計

在Eviews3.1中分別建立lnFDI和lnFER的一階差分序列▽lnFDI和▽lnFER后進行ECM估計，所得結果整理如下:

可決系數(R-squared)和校正的可決系數(Adjusted R-squared)都不大，說明模型(4)擬合的程度不高。誤差修正項系數為0.051596，它反映了前期的實際利用外資額與外匯儲備額的非均衡誤差以0.51596的比率對當期的FER做出修正。

可決系數(R-squared)和校正的可決系數(Adjusted R-squared)都比較大，說明模型(5)擬合的程度較高。誤差修正項系數為0.059423，它反映了前期的實際利用外資額與外匯儲備額的非均衡誤差以0.059423的比率對當期的FER做出修正。

(六)結論

第一，FDI流入和貿易出口額對中國外匯儲備額增長的影響是較為顯著的，但是各自的作用不同。從ECM分析中可知，貿易出口額拉動外匯儲備增長的作用要比FDI流入的大(0.059423＞0.051596)，這也印證了近年來出口對中國外匯儲備增長的巨大貢獻;

第二，在對lnFDI和lnFER以及lnEXP和lnFER的協整分析和ECM估計中，為了計算簡便選擇了10％的顯著性水平，顯然過大，筆者認為這可能是由于樣本容量不夠大的緣故;

第三，計量方法可進一步改進。這是因為本文利用的協整理論和誤差修正模型主要是針對雙變量的計量經濟學模型而言的，不適用于多變量的回歸模型。因此，還可以在聯立方程模型(Simultaneous Equation)以及向量自回歸模型(VAR:Vector Autoregression)等多方程模型的相關方向進行進一步的計量分析。

三、建議思路

實證結果表明，FDI的流入和貿易出口確實對中國外匯儲備的增長起到了推動作用。雖然外匯儲備能顯示一國政府財力，但是巨額外匯儲備額也帶來了一系列難題，因此在此情況下對我國的外貿發展管理思路做相應的調整是必要的。

(一)控制外匯儲備的過度增長

要改善外匯儲備管理，必須合理控制外匯儲備的規模。從我國外匯儲備規模增加的來源來看，目前我國的貿易順差、外商直接投資和國際熱錢的流入是主要的渠道。當前要控制外匯儲備規模的快速增長，應當引導FDI流入和改善貿易結構。

(二)加強對外資的監管

從資本項目來看，中國現在已經代替美國成為世界上第一大直接投資的目標國，直接投資大量涌入會繼續加大人民幣的升值壓力，而深究直接投資大量涌入的原因，主要是我國龐大的消費市場和低廉的勞動力價格引起的。資本流動性強，其流動方向很容易發生逆轉。因此需要對引進的外資加強監管，以維護中國經濟的基本穩定和增長。

(三)保持出口穩定增長，調整出口產品結構

鑒于出口在我國經濟增長中發揮著巨大的作用，建議采取保持出口的穩定增長政策。通過調整出口政策來引導出口產業進行升級。出口貿易的規模和結構，可反映一國或地區參與國際分工的方式或程度，同時也是提升產業結構，將國內要素的優化配置與國際市場連通的渠道。調整出口商品結構必然對中國經濟的發展起到重要推進作用。

[1]姚宏善，楊海叢.外商直接投資與中國外匯儲備的均衡分析[J].統計與決策，2005(2).

[2]沈利生，吳振宇.出口對中國GDP增長的貢獻——基于投入產出表的實證分析[J].經濟研究，2003(11).

[3]易丹輝.數據分析與Eviews應用[M].北京:中國統計出版社，2002.

[4]Xiaohui Liu，Chang Shu.Determinants of Export Performance:Evidence from Chinese Industries[J].Economics of Planning，2003(8).

[5]Yin-Wong Cheung，Menzie D.Chinn，Eiji Fujii.The Chinese economies in global context:the integration process and its determinants [J].NBER Working Paper，2003(10).