出口與外匯儲(chǔ)備間關(guān)系驗(yàn)證范文

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改革開放以來，尤其是20世紀(jì)90年代之后，中國外匯儲(chǔ)備規(guī)模迅速擴(kuò)張。至2010年底，中國外匯儲(chǔ)備已達(dá)到28473億美元，較改革之初的1.67億美元增長了17000多倍，居世界首位，是位居其后的日本外匯儲(chǔ)備額的兩倍。美國作為經(jīng)濟(jì)大國，2011年5月其外匯儲(chǔ)備只有1429億美元。我國外匯儲(chǔ)備的急速增長引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。因?yàn)橥鈪R儲(chǔ)備的增加是一個(gè)影響經(jīng)濟(jì)體發(fā)展穩(wěn)定性的重要變量，它不僅影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的安全性，而且如果其增長過快還可能引起人民幣匯率波動(dòng)、對(duì)出口過分依賴和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡等一系列宏觀經(jīng)濟(jì)問題。因此，分析影響外匯儲(chǔ)備數(shù)量變動(dòng)的因素，尤其是出口貿(mào)易對(duì)其變動(dòng)的影響，對(duì)預(yù)測(cè)或干預(yù)外匯儲(chǔ)備未來的發(fā)展變化尤為重要。

近年來，探討影響外匯儲(chǔ)備的文獻(xiàn)較多，但定量分析直接效應(yīng)的卻較少，而且這些研究文獻(xiàn)中大多采用基本回歸計(jì)量模型分析，這就導(dǎo)致了對(duì)時(shí)間序列特殊考慮的缺乏，同時(shí)存在無法顧及長期和短期不同影響的缺陷。本文為避免這些缺陷，先由定義出發(fā)，建立外匯儲(chǔ)備增長與其相關(guān)量變化的自相關(guān)模型，用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整理論及誤差修正模型建立外匯儲(chǔ)備預(yù)期影響量之間的動(dòng)態(tài)方程，然后通過脈沖分析，進(jìn)一步具體闡述各向量對(duì)中國外匯儲(chǔ)備增長的動(dòng)態(tài)影響。

一、數(shù)據(jù)、方法與模型選取

1．?dāng)?shù)據(jù)來源

本文涉及的變量為外匯儲(chǔ)備(FER)、外商直接投資(FDI)、出口額(EXP)以及名義匯率，所采用數(shù)據(jù)為1997年1月至2010年12月的月度數(shù)據(jù)。其中，出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國商務(wù)部，外匯儲(chǔ)備數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局，外商直接投資數(shù)據(jù)來源于財(cái)新網(wǎng)，名義匯率來源于國際貨幣基金組織。

2．研究方法

研究方法選用反映經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中多變量序列之間動(dòng)態(tài)變化規(guī)律的向量自回歸模型(VectorAutoregression，VAR)。此模型由數(shù)據(jù)特征出發(fā)，將系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值函數(shù)，從而將單變量自回歸推廣到多元時(shí)間序列，建立多方程模型。選用此方法的前提是保證時(shí)間序列的平穩(wěn)性，如果對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列直接進(jìn)行回歸分析，則可能出現(xiàn)偽回歸，致使模型估計(jì)無效。因此，本文在分析外匯儲(chǔ)備與其它經(jīng)濟(jì)變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系時(shí)，首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單整階數(shù)檢驗(yàn)，再檢驗(yàn)各變量間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，然后構(gòu)造其短期動(dòng)態(tài)模型，最后進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，檢驗(yàn)出口對(duì)外匯儲(chǔ)備的沖擊，文中所有相關(guān)變量及檢驗(yàn)均用Eviews6.0處理。

3．計(jì)量模型

本文根據(jù)Sims(1980)的向量自回歸模型，構(gòu)造如下模型以分析FDI、出口額及名義匯率對(duì)我國外匯儲(chǔ)備的影響，即Yt=A1Yt－1+A2LYt－2+…+ApYt－p+B1X1+…+BqXt－q+Ut，其中，Yt是內(nèi)生變量，Xt是外生變量;Bi是待估的參數(shù)矩陣，p、q是內(nèi)生變量與外生變量的滯后期階數(shù);U是獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Y=(LNFER，LNFDI，LNEXP，LNEXN)，F(xiàn)ER為外匯儲(chǔ)備，F(xiàn)DI為外商直接投資，EXP為出口額，EXN為名義匯率。

二、實(shí)證分析

1．單位根檢驗(yàn)

當(dāng)非平穩(wěn)時(shí)間序列在序列中不同時(shí)間點(diǎn)均值不同，且方差隨樣本空間而增大，即序列為非平穩(wěn)序列時(shí)，我們說此序列存在單位根。由此，單位根檢驗(yàn)常被用于時(shí)間序列穩(wěn)定性的判定。保證時(shí)間序列在同階差分形成的序列中平穩(wěn)性是檢驗(yàn)序列間協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)，因此檢驗(yàn)序列穩(wěn)定性尤為要［1］。本文使用ADF檢驗(yàn)(AugmentedDickey－Fullertest)，通過n次差分的辦法將非平穩(wěn)序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列。

表1的ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，外匯儲(chǔ)備LN-FER、外商直接投資LNFDI、出口貿(mào)易LNEXP及名義匯率LNEXN都為不平穩(wěn)序列。然而經(jīng)過一階差分后，各變量的T統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)都顯示出，在5%顯著水平上，可以拒絕其存在單位根的可能。因此我們可以說3個(gè)序列都是一階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的要求［2］。

2．協(xié)整檢驗(yàn)

用協(xié)整檢驗(yàn)來檢驗(yàn)VAR模型變量之間是否存在著均衡或長期關(guān)系的方法，有EG兩步法(En-gle－GrangerCointegrationtest)和喬根森協(xié)整檢驗(yàn)法(JohansenCointegrationtest)。前者適合對(duì)兩變量的模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，而后者更適合在多變量的VAR模型中進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。由于本文涉及4個(gè)變量，因此選用喬根森檢驗(yàn)法。

由表2各變量的喬根森協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可看出，在5%顯著水平下拒絕了最多存在一個(gè)協(xié)整方程的假設(shè)，說明它們?cè)谧顑?yōu)滯后期內(nèi)，各變量之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系。通過進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)得到的結(jié)果中可知，出口貿(mào)易與外匯儲(chǔ)備間存在正相關(guān)關(guān)系，外商直接投資與外匯儲(chǔ)備間亦為正向相關(guān)。由分析結(jié)果，我們可以得到協(xié)整方程LN-FER=0.122007LNFDI+1.18583LNEXP－2.24065LNEXN;結(jié)果顯示，外商直接投資與出口對(duì)外匯儲(chǔ)備有正面影響，而名義匯率則有負(fù)面影響。

3．誤差修正模型

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)構(gòu)造誤差修正模型，由于約束協(xié)整方程中變量系數(shù)為零，我們得出不能拒絕外商直接投資系數(shù)為零的結(jié)論。由此，在誤差修正模型中應(yīng)將外商直接投資剔除，結(jié)果為：

0.321ΔLNFERt－1+0.114ΔLNFERt－2+0.141ΔLNFERt－3ΔLNFER=－0.012CEt－1+－0.012ΔLNEXPt－1—0.002ΔLNEXPt－2－0.014ΔLNEXPt－3+0.006－0.201ΔLNEXNt－1－0.324ΔLNEXNt－1+0.138ΔLNEXNt－3其中，CEt－1為協(xié)整方程，且CEt－1=LNFERt－1—1.199856LNEXPt－1+2.505189LNEXNt－1－6.374591．［－23.4698］［5.26751］

4．脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)

脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)是基于向量自回歸模型的基礎(chǔ)建立的，用于描繪一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)中一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位沖擊的反應(yīng)。即假設(shè)在某一時(shí)刻t1給定隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊，而這種沖擊會(huì)通過不同方式傳遞給內(nèi)生變量，使其當(dāng)前值和未來值產(chǎn)生影響。通過脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)，可以更加有效地反映出口貿(mào)易對(duì)外匯儲(chǔ)備傳遞效應(yīng)時(shí)滯與強(qiáng)度的變化。

給出口貿(mào)易的擾動(dòng)項(xiàng)1個(gè)單位的沖擊，得到脈沖分析結(jié)果表明，面對(duì)對(duì)外貿(mào)易的沖擊，外匯儲(chǔ)備會(huì)有正向響應(yīng)，且響應(yīng)幅度較大，這再一次驗(yàn)證了協(xié)整方程中出口貿(mào)易的正向作用。由圖1還可看出，出口對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響不只是暫時(shí)的，而是具有長久的影響。

三、結(jié)論及政策建議

綜上所述，可以看出，從長期來看對(duì)外貿(mào)易及匯率對(duì)外匯儲(chǔ)備有顯著影響。對(duì)外貿(mào)易增加1%，外匯儲(chǔ)備相應(yīng)增加1.18%;匯率增加1%，外匯儲(chǔ)備減少2.24%，而對(duì)外直接投資對(duì)我國外匯儲(chǔ)備的影響不具顯著性。

出口貿(mào)易對(duì)外匯儲(chǔ)備具有正向影響的原因，是出口條件的巨大優(yōu)勢(shì)。低廉的勞動(dòng)力形成了我國商品在國際市場(chǎng)的巨大價(jià)格優(yōu)勢(shì)，由進(jìn)出口引起的巨額雙順差，直接導(dǎo)致了大量外匯資本的流入。由于國家的宏觀調(diào)控，這些外匯資本部分就轉(zhuǎn)為了外匯儲(chǔ)備。此外，出口引起的中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展、國際對(duì)中國經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)的預(yù)測(cè)相應(yīng)變化，會(huì)引發(fā)更多的外匯流入，以致增加的外匯儲(chǔ)備比例超過增加的出口比例。

短期來講，外匯儲(chǔ)備的短期波動(dòng)受兩種因素影響。一是協(xié)整方程的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)系統(tǒng)偏離均衡狀態(tài)時(shí)，協(xié)整方程的負(fù)向調(diào)整作用會(huì)自發(fā)將其引往均衡狀態(tài)［3］，協(xié)整方程的負(fù)向調(diào)整說明變量間的自我調(diào)節(jié)作用比較強(qiáng)，系統(tǒng)的穩(wěn)定較強(qiáng)。二是滯后宏觀經(jīng)濟(jì)變量的短期波動(dòng)的影響。由數(shù)據(jù)看出，滯后1期、2期和3期的變量，短期波動(dòng)都會(huì)影響當(dāng)期的外匯儲(chǔ)備波動(dòng)。這種影響的滯后期較短，說明宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)外匯儲(chǔ)備傳導(dǎo)步驟較短，與一季度中就可完成傳導(dǎo)。

正因?yàn)槲覈隹谫Q(mào)易對(duì)外匯儲(chǔ)備較大的影響，我們應(yīng)該更謹(jǐn)慎地處理外匯儲(chǔ)備及出口的關(guān)系。出口貿(mào)易的不穩(wěn)定性及短期易波動(dòng)性決定了單依靠出口而拉動(dòng)外匯儲(chǔ)備的政策是行不通的。為進(jìn)一步穩(wěn)定外匯儲(chǔ)備及保證其增長，國家更應(yīng)從外匯儲(chǔ)備幣種、風(fēng)險(xiǎn)和長短期的組合管理入手，使外匯儲(chǔ)備既能起到支付外債及維護(hù)其它國際收支平衡的作用，又能承擔(dān)提高國家風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力、穩(wěn)定國家經(jīng)濟(jì)的責(zé)任。