中國外匯儲備規模與人民幣匯率的相關性研究

徐 煒，王貴寶

（南京工業大學經濟與管理學院，南京 210009）

0 引言

2005年7 月中國開始實行有管理的浮動匯率制度以來，外匯儲備快速增長，截至2011年12月份中國外匯儲備規模已達31,811.48億美元，是2005年7月實行匯改時的400多倍。巨額外匯儲備不但存在著高額的機會成本，造成國家有效資源的損失，而且還使中國成為西方國家的攻擊目標，他們指責中國利用巨額外匯儲備進行不正當貿易，操縱匯率市場，妨礙人民幣匯率的自由浮動。中國外匯儲備規模與人民幣匯率之間是否存在相關性？本文采用狀態空間模型，并選取2005年7月至2011年12月的月度數據進行實證檢驗，目的是為相關決策提供有價值的依據。

1 模型構建及數據處理

1.1 狀態空間模型的構建

大多數學者的研究表明，中國外匯儲備規模與人民幣匯率之間是相互影響、相互作用的。一方面,外匯儲備增長會加大人民幣的升值壓力,這種壓力又會增強市場對人民幣升值的預期，促使人民幣匯率上升。另一方面,在人民幣升值預期的推動下，國際資本又可能涌入中國市場,促使外匯儲備進一步增加。基于此，本文構建相應的狀態空間模型，對來自實際的樣本數據進行檢驗。

狀態空間模型是在分析經濟現象隨時間變化的規律時，不僅列入可觀測變量,而且還加入不可觀測變量的一種模型。不可觀測變量包含了客觀的不確定因素和主觀的預期因素，統稱為狀態變量。狀態空間模型由一組量測(Observation)方程和狀態(State)方程構成，在被用來分析狀態變量動態變化的同時,還可被用來驗證狀態變量是否真實反映客觀事實。為更清晰地揭示中國外匯儲備規模和人民幣匯率之間的關系，本文作這樣的假設：（1）外匯儲備規模和匯率為可觀測變量，其他相關因素均為不可觀測變量；（2）歷史規律將會重演；（3）量測方程和狀態方程中的擾動項相互獨立，并且它們與初始狀態不相關。據此構建的狀態空間模型是:

方程(1)是量測方程,表示外匯儲備規模與匯率之間的一般關系,其中E表示匯率，F表示外匯儲備規模，而參數αt稱為狀態變量，服從于AR(1)模型。方程(2)稱為狀態方程,用來描述狀態變量的生成過程。εt和ηt分別是量測方程和狀態方程的擾動項,它們相互獨立且服從均值為零、方差是常數的正態分布。

1.2 變量選取和數據說明

2005年7 月中國實行了力度較大的人民幣匯率制度改革，人民幣從此步入升值通道；同時，可用于實證檢驗的最新數據截止于2011年12月。因此，本文選擇的樣本區間為2005年7月至2011年12月，所有變量均采用月度數據。考慮到人民幣實際有效匯率指數剔除了國內通貨膨脹因素的影響，并綜合衡量了人民幣兌主要貿易伙伴國貨幣的匯率水平，本文用人民幣實際有效匯率指數表示人民幣匯率這一變量，數據出自國際清算銀行網站(www.bis.org/statistics)。中國外匯儲備規模數據則來源于中國外匯管理局網站(www.safe.gov.cn)。為消除時間序列中可能存在的異方差現象，提高實證檢驗結果的合理性，本文對原始數據進行了季節性調整和對數化處理。調整和處理后的人民幣實際有效匯率指數記為lnE，中國外匯儲備規模記為lnF。本文運用EVIEWS6.0軟件進行實證檢驗。

2 實證檢驗過程

2.1 平穩性檢驗

必須對時間序列進行平穩性檢驗，以防止將線性回歸方法應用于非平穩序列所產生的“偽回歸”現象。本文采用擴展的Dickey-Fuller(ADF)檢驗法,對相關變量的時間序列進行平穩性檢驗，結果表明：原數列都不能拒絕存在單位根的原假設，為非平穩序列，但它們的一階差分形式則在5%的置信水平上拒絕了存在單位根的原假設，說明相關變量的時間序列是一階單整的（見表1），可以用于協整檢驗。

2.2 協整檢驗

對于同階單整的非平穩時間序列，可以通過協整檢驗來探求變量之間是否蘊含著均衡關系。本文采用適應于單變量的拓展的Engel-Granger兩步法進行協整檢驗：一是利用最小二乘法對回歸模型E=C+αtF+εt進行估計，并保存殘差序列εt；二是用ADF檢驗法考察殘差序列的平穩性。若殘差序列平穩，則中國外匯儲備規模和人民幣匯率之間存在著協整關系。運用Eviews6.0軟件可得：在5%的置信水平下，t值為-3.595078，小于臨界值-3.473447，說明殘差序列是平穩的，即中國外匯儲備規模和人民幣匯率之間存在著長期均衡關系。

2.3 狀態空間模型的估計

對于具有協整關系的中國外匯儲備規模和人民幣實際有效匯率序列，可以使用狀態空間模型來進行進一步分析。運用Eviews6.0軟件,以卡爾曼濾波算法得到狀態空間模型的估計結果:

狀態方程(2)中系數φ的估計值0.977465，顯著不為零,說明其存在自相關。參數αt隨時間變動而增大,說明采用變系數的狀態空間模型來刻畫這兩個變量間的彈性系數是必要的。

圖1給出了運用狀態空間模型計算出的中國外匯儲備規模與人民幣實際有效匯率之間的彈性系數在2005年7月至2011年12月之間的變化趨勢。由于受初始值選取的影響,早期的αt不能真實地反映中國外匯儲備規模與人民幣實際有效匯率之間的關系,因此本文從2005年8月開始對變參數αt進行討論。

圖1 中國外匯儲備規模與人民幣實際有效匯率之間的彈性系數變化趨勢

由圖1可知，在2005年8月至2011年12月，中國外匯儲備規模與人民幣實際有效匯率之間的彈性系數總體上呈先上升后下降再上升趨勢，并且都大于0，說明外匯儲備增長會形成人民幣升值的壓力。其中，在2005年8月至2008年3月，彈性系數在較低的水平上反復振蕩，平均數值大約為0.048，這主要是因為2005年7月人民幣匯改以后，中國政府選擇了小幅、穩健、可控的升值策略，加上經常項目順差時多時少，使得中國外匯儲備增速時快時緩，因而對人民幣升值的壓力也時大時小。在2008年3月至2009年10月，彈性系數變化呈倒U形，其中從2008年3月到2009年3月，彈性系數從0.053驟升至最大值0.078，這主要是因為當代國際金融危機爆發，大量熱錢流進中國“避風港”。外匯儲備超常增長，使人民幣升值的壓力明顯加大。隨后，中國政府主動調整外匯儲備策略，如支持企業對外投資、購買戰略資源、支持個人外匯使用等，使外匯儲備增速放慢，人民幣升值的壓力得以緩解。2009年10月到2011年4月，彈性系數變化呈倒V形，峰值0.069出現在2010年6月，這主要是因為當時美元跨境套利交易盛行，在中國本外幣利差較大、人民幣存在升值預期的背景下，異常跨境資金流入的壓力較大。隨后人民幣升值壓力趨緩則主要是因為隨著歐洲主權債務危機加劇,大量短期資本從包括中國在內的新興市場流出。短期資本流出導致中國外匯儲備增量下降。2011年4月至今，彈性系數呈單向增大，主要是以美國為首的發達國家加大了人民幣升值壓力，強烈的升值預期使國際資本大量流入中國，外匯儲備持續增長又促使人民幣不斷升值。

表1 各變量的平穩性檢驗結果

3 結論和建議

運用狀態空間模型所做的實證檢驗表明：中國外匯儲備規模與人民幣實際有效匯率之間存在長期均衡關系，外匯儲備增長與人民幣升值密切相關。同時，隨著時間變化，中國外匯儲備規模與人民幣實際有效匯率之間的彈性系數總體上呈先上升后下降再上升趨勢，外匯儲備增速的變化會影響人民幣升值壓力的強弱。基于實證檢驗的結果，本文認為要緩解人民幣升值壓力，就必須合理控制外匯儲備規模，同時深化人民幣匯率制度改革，其當前的主要任務是：

（1）從源頭上控制外匯儲備的增長。持續的貿易順差和大規模利用外資是中國外匯儲備規模不斷擴大的兩大主要來源。因此，要解決外匯儲備快速增長問題，就要從這兩大源頭著手。即放棄“獎出限入”、一味追求貿易順差的外貿政策體系，轉而實行進出口基本平衡，進出口商品結構基本合理的新外貿政策體系；同時改變多年來形成的重視資本流入、限制資本流出的外資管理制度，進一步提高利用外資的水平，積極支持國內企業“走出去”，實現資本的雙向流動。

（2）合理安排和使用外匯儲備。中國巨額外匯儲備形成了人民幣升值的巨大壓力，因此要合理安排和使用外匯儲備，如適當加大關鍵性技術和設備的進口，把以外匯形式擁有的貨幣資源轉化為現實生產力；加快對國外資源開發的投資，緩解中國礦產、農產品和能源短缺問題；進一步落實“藏匯于民”的政策，減少對企業和居民合理用匯的限制，等等。

（3）增強人民幣匯率彈性，降低人民幣升值預期。要堅持人民幣匯率改革的主動性、漸進性和可控性原則，在保證國民經濟基本穩定的前提下，逐步增強人民幣匯率彈性，進而消除人民幣升值的單向預期，縮小國際套利空間，在扼制國際投資的同時，充分發揮人民幣匯率在更大范圍優化資源配置的作用。

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