出口貿易、外商直接投資與外匯儲備之間的協整分析

毛宇磊，李愷懷

（貴州財經大學 大數據應用與經濟學院， 貴州 貴陽 550025）

近年來，我國經濟增長迅速，國際收支每年存在順差，致使大量的資本流入國內，外匯儲備也呈現逐年增長趨勢。目前我國的外匯儲備量居世界第一，第二名日本外匯儲備也只有我國的一半，國務院總理李克強曾在訪問非洲說道：“中國的巨額外匯儲備雖居世界第一，但這也給中國帶來了嚴重的負擔。也就是說外匯儲備需控制在一個適當的規模?！北疚倪\用我國1990 至2019 年之間的經濟運行時間序列數據作為研究樣本，采用協整分析對出口貿易、外商直接投資與外匯儲備之間存在的長期關系進行實證分析，并且對防范化解金融風險，優化外匯儲備提出針對性的建議。

一、文獻綜述

對于資本方面，國外學者SewonHur、Illenin O.Kondo(2016)更偏好于從資本的風險性、收益性和流動性的角度出發，來研究資本是如何影響外匯儲備的。研究發現國家積累外匯一方面是為了防止外匯風險發生，另一方面是為了保持國家進行貿易往來的穩定性。Anton Korineka、Luis Serven(2016)認為如果一國的資本賬戶沒有開放，則其外匯儲備需要依靠凈出口增加來積累。不過與凈出口相比，資本對于外匯儲備的積累可能有更加明顯的作用。

馬悅(2019)用我國2006 至2016 年外匯儲備和進出口總額數據分析得出外匯儲備額與進出口總額有正相關關系，進出口總額每增加一個百分點我國外匯儲備規模就會相應地增加十個百分點。王思青(2017)發現資本賬戶開放程度和外商直接投資凈流入作為預防性動機，在我國資本賬戶不斷開放和人民幣匯率存在貶值預期的背景下，對外匯儲備規模影響的正向效應正在逐漸地增強。

國內外學者一般采用聯立方程或多元線性回歸來論證三者關系，但上述方法容易產生自變量的內生性問題或出現偽回歸問題。為了在一定程度上避免這些問題的產生和探究三者之間的長期關系。本文通過協整分析對我國的出口貿易、資本和外匯儲備之間的關系進行研究，資本方面本文選取外商直接投資來反映，通過分析得出結論并提出相應建議。

二、理論框架

(一)時間序列的平穩性檢驗

計量經濟模型建立的前提是時間序列平穩。如果時間序列數據是不平穩，則會導致回歸系數估計值偏于0，使傳統的T 檢驗失效，可能發生偽回歸的情況，使模型結果失真，即使表面上模型的回歸系數顯著，但是分析所得出結論也存在嚴重錯誤。所以在進行時間序列分析前，對有關變量進行ADF 檢驗是必要的。模型如下：

△y=γy+α+Σβ△y+ε，t=1，2，..T (1)

其中α為常數項，p 為最優滯后期，ε 為隨機誤差項。

(二)協整分析

協整分析的目的不僅可以消除變量間的隨機趨勢，而且可以檢驗變量之間是否存在長期聯動關系。本文采用EG-ADF 兩步檢驗和跡檢驗相結合，其基本步驟如下。

研究數據來自徐州市城鄉規劃設計研究院2014年商業綜合體專項規劃調研數據，并根據網上數據整理和實地調研補充完善2014年到2017年新增的大型商業綜合體數據。該數據涵蓋了徐州市商業綜合體的名稱、具體地址、業態類型等屬性信息。信息采集和空間分析的基礎底圖為徐州市行政區域規劃圖，用ArcGIS軟件進行圖像和數據處理的采用。找出商業綜合體所在的空間坐標和其空間屬性，從而繪出商業綜合體的空間分布圖。

第一步，建立協整回歸方程：y=α+βx+ε。通過OLS 回歸方法得到：y∧t=α+βx∧t+ε。

第二步，通過殘差序列ε進行ADF 檢驗判斷變量是否具有協整關系。如果殘差序列ε經過檢驗后表明不存在單位根，則說明其表現為平穩，可以認為x和y之間具有協整關系。

第三步，跡檢驗：確定變量的滯后階數再確定協整秩，協整秩代表協整關系的個數，最后得出x與y的長期協整關系模型。

(三)格蘭杰(Gr anger)因果關系檢驗

格蘭杰因果檢驗的基本思想：若變量x 與y 之間存在單項因果關系，則可以通過x 的滯后值預測y 的未來值；格蘭杰因果檢驗的前提是變量單整，當變量之間的協整關系存在時，說明變量之間至少存在一種格蘭杰因果關系。

三、出口貿易、外商直接投資與外匯儲備關系的實證分析

(一)數據來源于變量定義

在研究出口貿易、外商直接投資與外匯儲備之間的協整關系的實證分析中，數據來源于1990-2019 年的國家統計局網站和商務部網站。變量EXP、FDI 和FER 分別表示出口貿易額、實際利用外商直接投資額和外匯儲備額。在對數據進行分析之前，對所有的時間序列變量進行取對數處理，既可避免偽回歸，也可以一定程度上消除數據的異方差，而且不會改變時間序列性質及相關性。本文在實證分析時采取的變量分別為lnEXP、lnFDI 和lnFER。

(二)時間序列的平穩性檢驗

為了避免模型存在“偽回歸”的現象，本文采用ADF檢驗方法對取對數之后的變量進行單位根檢驗。運用stata15.0 得出來的檢驗結果如表一所示，對變量lnEXP、lnFDI 和lnFER 進行ADF 檢驗，如表一所示，原變量為非平穩序列，一階差分后在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，即一階差分之后的變量是平穩的。

表1 各變量的單位根檢驗

(三)協整分析

進行協整分析的前提是變量必須是單整的，通過上面的時間序列平穩性檢驗得到變量lnEXP、lnFDI 和ln-FER 的一階差分都通過了5%的顯著性水平檢驗，表明lnEXP、lnFDI 和lnFER 均為一階單整序列，滿足協整檢驗的前提。

由回歸方程(2)可知，模型的F 值(2，19)是8.88，p值(Prob＞F)是0.0019，說明模型整體上是十分顯著的。其中變量d.lnFDI 的t 值是1.48，p 值是0.156，系數為不顯著，說明變量d.lnFDI 對d.lnFER 的短期解釋作用并不強；變量d.lnEXP 的t 值是3.06，p 值是0.006，系數是非常顯著的，說明變量d.lnEXP 對d.lnFER 的短期解釋作用很強。但可決系數為0.4831，說明該模型的解釋能力還有欠缺。

對模型的殘差進行BG 檢驗，檢驗結果如表2 所示。

表2 BG檢結果

p 值為0.2199，接受原假設，說明該回歸方程不存在自相關。

2.對殘差進行ADF 檢驗

由回歸方程(2)估計得到的殘差進行ADF 檢驗，檢驗結果如表3 所示。

表3 ADF 檢驗結果

t 值為-3.555，小于-3.000，即在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，殘差序列平穩，變量之間存在協整關系。

3.跡檢驗

通過對殘差進行ADF 檢驗之后，表明變量lnFDI、lnEXP 和lnFER 之間存在某種長期協整關系，此時進行跡檢驗對變量之間存在的協整關系進行估計。

如表4 所示，5%的顯著性水平下臨界值是25.872，此時跡檢驗統計量16.973 小于25.872，說明變量三者之間存在一種長期協整關系，協整方程為：

表4 Johansen 協整檢驗的結果

lnFER=3.37lnFDI+0.31lnEXP-0.06t (3)

協整方程(3)表明外商直接投資、出口貿易與外匯儲備存在正相關。當外商直接投資每增加一個百分點時，外匯儲備額會增加3.37 個百分點；當出口貿易額增加一個百分點時，外匯儲備額會增加0.31 個百分點。得出結論是外商直接投資對我國外匯儲備的增長作用更大。

(四)格蘭杰因果關系檢驗

結果表明lnFDI、lnEXP 和lnFER 之間存在長期穩定的均衡關系，但是否為格蘭杰因果關系，則需要對變量進行檢驗。由于變量lnFDI、lnEXP 和lnFER 是同階單整，因此lnFDI、lnEXP 和lnFER 滿足檢驗的前提。檢驗結果如表3 所示。

由表5 得，在5%的顯著性水平下，lnEXP 不是lnFER的格蘭杰因、lnFER 不是lnEXP 的格蘭杰因和lnFDI 不是lnEXP 的格蘭杰因其p 值分別為0.424、0.203 和0.089均接受原假設，表明無因果關系。而lnFDI 不是lnFER 的格蘭杰因、lnFER 不是lnFDI 的格蘭杰因和lnFER 不是lnEXP 的格蘭杰因其P 值分別為0.000、0.003 和0.003均拒絕原假設，故存在因果關系。綜上所述：外商直接投資與外匯儲備存在雙向格蘭杰因果關系。說明當外商直接投資增加，外匯儲備也會相應的增長，外匯儲備的增長反過來也促進外商直接投資的增加；出口貿易是外匯儲備格蘭杰因，但外匯儲備非出口貿易的格蘭杰因，說明出口貿易可以增加我國的外匯儲備，但外匯儲備增長并不促進出口貿易的增加。

表5 Gr anger 因果關系檢驗結果

四、結論及建議

(一)建立人民幣匯率市場機制

美元逐漸加息導致人民幣對美元匯率承受的貶值壓力，產生的強烈貶值預期使資本外流，某種程度上會使我國外匯儲備規模下降。所以要完善人民幣匯率市場機制，防止外匯集中流出。為此應完善人民幣匯率變動對外匯儲備的自發調節機制，政府也要加強匯率預期管理，鼓勵金融業為實體經濟服務，使人民幣匯率保持在一個相對穩定的水平。

(二)加強跨境資本流動管理

加強跨境資本流動管理可以從兩方面出發：一方面完善跨境資本流動預警機制，在資本發生外流時進行風險評估。另一方面提升對資本外流監管力度，如：嚴控不明資金大額外流、限制企業購買外匯的額度、嚴厲打擊非法資本跨境流動和地下錢莊等。

(三)優化經濟增長動力結構

我國要更加注重經濟結構的轉型與經濟高質量發展，以經濟結構的優化來調整外匯儲備規模。尤其在出口方面，要把出口產品從以前的勞動密集型產品轉向資本密集型產品，注重出口產品的質量，要打造和培育綠色環保型、低碳經濟型和節能環保型產品。