田 軍，李建平

（鄭州航空工業(yè)管理學院，鄭州 450015）

我國外匯儲備變化的原因探析及其實證檢驗

田 軍，李建平

（鄭州航空工業(yè)管理學院，鄭州 450015）

文章從微觀角度分析了影響外匯儲備的因素，得出影響外匯儲備的主要因素有：進口、出口、外商直接投資、實際有效匯率以及M2等因素。利用協(xié)整方法驗證了各因素之間存在的長期均衡關系，并探討外匯儲備在這些影響因素的短期沖擊下的變化，最后對所得出的結果進行了分析。

外匯儲備；協(xié)整；方差分解

最近，美國大量發(fā)行美元現(xiàn)金，結果造成我國外匯儲備大幅縮水，那么哪些因素和外匯儲備有著相關聯(lián)系呢?，F(xiàn)有研究只考慮某一因素或者少量幾個因素外匯儲備之間的關系，有的是采用線性回歸的方法，線性回歸方法對于不穩(wěn)定宏觀數(shù)據(jù)來說是不合適的；有的雖然也是采用協(xié)整方法也只是研究外匯儲備和某一個因素之間的長期均衡和短期沖擊的關系；本文采用協(xié)整方法研究進出口、外商直接投資、實際有效匯率以及實際有效匯率和外匯儲備長期均衡關系變量和短期波動對外匯儲備的影響，目的是研究這些和外匯儲備有著直接關系的變量和外匯儲備之間存在什么樣的數(shù)量關系，以及在這些因素短期沖擊下外匯儲備有什么樣的變化。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 變量的選擇

從國際收支平衡表看，具體影響我們國家的外匯儲備數(shù)量因素中，主要是經常項目中的進口貿易、出口貿易，資本與金融項目中的外商直接投資。

我們選擇了進口貿易額、出口貿易額、外商直接投資、M2、實際有效匯率作為變量。

本文就上述幾個因素進行協(xié)整研究，找到它們之間是否存在長期協(xié)整關系，以及在短期沖擊下的變化情況。

1.2 平穩(wěn)性檢驗

對模型所選定的全部變量進行單位根檢驗,以確定全部變量是否滿足同階單整性。通常使用的方法是ADF檢驗法。當一個序列在k-1階差分后仍不平穩(wěn),而在k階差分后恰好平穩(wěn)，則稱該序列為k階單整序列。對任一變量進行ADF假設檢驗，若該變量水平值的ADF統(tǒng)計量大于相應的臨界值，而對該變量進行一階差分后，ADF統(tǒng)計量小于臨界值，則拒絕單位根原假設,我們認為該變量是一階單整序列,即該變量服從I(1)。

（1）單位根檢驗

在檢驗這幾個變量的協(xié)整關系之前，先檢驗這些變量的單位根。單位根檢驗結果如表1。

表1 各個序列的單位根ADF檢驗結果

對FDI的ADF檢驗的選擇，是根據(jù)FDI的曲線圖（圍繞40上下波動）的趨勢，選擇無趨勢項和常數(shù)項進行檢驗。檢驗結果說明所有的因素存在單位根。

1.3 協(xié)整關系檢驗

當若干個變量之間具有長期同趨勢關系且滿足同階單整關系,則可以認為變量之間存在協(xié)整關系對于方程:

對于方程（1），當解釋變量y與被解釋變量x都為一階單整序列時，對模型用OLS估計參數(shù)，得出樣本殘差，并對u進行平穩(wěn)性檢驗。若u的水平值拒絕了單位根假設，則認為被解釋變量y與解釋變量x之間存在協(xié)整關系。若u的水平值無法拒絕單位根假設，則認為被解釋變量y與解釋變量x之間不存在協(xié)整關系。

由上面的理論可知，此時可以進行協(xié)整關系檢驗。以外匯儲備數(shù)量Fre為被解釋變量，F(xiàn)DI（外商直接投資）、Im（進口數(shù)量）、Ex（出口數(shù)量）、M2、Re（實際有效匯率）為解釋變量。在沒有協(xié)整關系檢驗前，需要消除季節(jié)影響，采用調整后的數(shù)據(jù)才能得到真實的經濟規(guī)律。由于數(shù)據(jù)之間的相關性很強，本文采用乘法模型進行季節(jié)調整。由EX和IM圖形可知存在季節(jié)影響。

為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，取原數(shù)據(jù)的對數(shù)檢驗。并且對這些數(shù)據(jù)差分后，再進行單位根檢驗（見表2）。

表2 經過季節(jié)調整后1階差分后的單位根檢驗

從檢驗的結果可以看出 所有序列的ADF數(shù)值都小于臨界值，這樣說明這些一階差分的序列為一階單整穩(wěn)定序列。

已經判斷六個時間序列數(shù)據(jù)都是1階單整過程，因此可以進行協(xié)整關系檢驗（見表3）。

表3 協(xié)整關系數(shù)檢驗表

由表3可知：幾個變量之間存在兩個協(xié)整關系，在經濟上有實際意義的只有一個。

長期平衡關系式如下（取對數(shù)后的協(xié)整方程）：

由上面得到協(xié)整方程，可以知道外匯儲備與進口、出口、外商直接投資、實際有效匯率、基礎貨幣有著長期的均衡關系。從各個變量前的系數(shù)可以看出FDI對外匯儲備的貢獻比出口貢獻大；同時進口對外匯儲備的負面影響超過出口對外匯儲備的正面影響；Re實際有效匯率增大，也就是人民幣升值對外匯儲備有著不小的負面作用；外匯儲備的增加對M2影響系數(shù)比其他變量影響都大。

2 誤差修正模型

誤差校正模型反映了被解釋變量的一個波動是如何被決定的，以及長期均衡和短期波動之間的關系。模型的一般形式是：

其中，移項后變?yōu)椋?/p>

其中，θ=β2-1，ecm 表示誤差修正項。 一般地，β2的絕對值小于 1，所以當 γ＞χ(β1+β2)/(1-β2)，ecm 為正，則 θecm 為負，使ΔγT減少，反之亦然。這體現(xiàn)了均衡誤差對yt的控制。其中ecm和其系數(shù)體現(xiàn)了長期均衡誤差對被解釋變量的控制。由上述理論在協(xié)整檢驗基礎上，繼續(xù)使用誤差修正模型檢驗，上述解釋變量長期均衡關系對外匯儲備短期波動的影響，對誤差修正模型進行估計可得誤差修正項為：

下面建立誤差矯正模型 （Fre受到這些被解釋變量的短期波動的影響時，建立的Ecm模型）：

由AIC準則，根據(jù)Hendry為代表的動態(tài)計量經濟學派提出的方法，去掉滯后不顯著項。建立以下誤差矯正模型：

選擇有截距項和趨勢項做誤差矯正模型（Ft-1表示：[Fret-1Ret-1EXt-1FDIt-1IMt-1M2t-1]，F(xiàn)t-2表示：[Fret-2，Ret-2，EXt-2，F(xiàn)DIt-2，IMt-2，M2t-2]，F(xiàn)t表 示 ：[Fret，Ret，EXt，F(xiàn)DIt，IMt，M2t]，vecmt表 示 [1，-0.548066，0.9834，0.445621，0.781347，-1.191371]*Ft+6.826517）。

AIC=-23.973，SC=-21.712，AIC和 SC表示模型成立的指標，數(shù)值越小，模型建立的越接近實際數(shù)據(jù)，此時對數(shù)似然性為1360.591。R2=0.721

從這個誤差修正模型中，ecm前面的系數(shù)只有一個大于1的，這說明影響外匯儲備這些因素短期變化對外匯儲備影響不是很大，外匯儲備主要變化還是取決于這些因素的長期影響。

3 方差分解

方差分解的主要思想是把系統(tǒng)中每個內生變量的波動，按其成因分解為與各方程信息（隨機誤差項）相關聯(lián)的組成部分，從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性。表現(xiàn)為當系統(tǒng)的某個變量受到一個單位的沖擊以后,以變量的預測誤差方差百分比的形式反映向量之間的交互作用程度,它是把系統(tǒng)中每個內生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機擾動項(新息)相關聯(lián)的各組成部分,以了解各新息對模型內生變量的相對變化大小。本文利用方差分解技術分析了我們就影響對外匯儲備的變動的五個沖擊因素以及外匯儲備本身進行分解,得到對外匯儲備變化的原因，除了來自于外匯儲備本身以外，別的因素沖擊對外匯儲備變化的貢獻度,從而可以檢驗它們的相對重要程度。

各個變量的方差分解見表4。

表4 變量外匯儲備的方差分解

從表4可以看出，外匯儲備誤差主要來自于本身；（Fdi）外商直接投資和（Ex）出口對外匯儲備沖擊的影響最大，并且隨著時間延長外商直接投資和出口對外匯儲備的增長影響也增大，在第六期以后影響基本穩(wěn)定；實際有效匯率（Rt）相對于出口、外商直接投資對外匯儲備的影響小的多，并且有隨著時間延長影響也有增加的趨勢；進口（Im）對外匯儲備的影響比出口和外商直接投資要小的多，在第六期以后影響基本穩(wěn)定；同時可以看出隨著時間的延長外匯儲備對M2的影響越來越大。我國外匯儲備主要來自于外商直接投資和出口，這一點也是和表上顯示的結果相符合的。

4 結論

（1）中國的出口、進口、實際有效匯率、M2、FDI和外匯儲備存在長期的動態(tài)均衡關系。在短期內這些因素對外匯儲備的影響非常小，對外匯儲備的管理應該著眼于對這些因素長期的管理。

（2）從進出口角度來看改革開放以來，中國政府在外資引進上主要以出口導向型的外國直接投資為主。同時外資流入的技術外溢效應和競爭機制的引進,改善了貿易部門的出口結構與國際競爭力,從而推動國內企業(yè)出口不斷增加，使得包含進出口的經常項目順差持續(xù)擴大;增加了外匯收入。

（3）從實際有效匯率角度看，由于外匯儲備和實際有效匯率存在者長期均衡關系（負相關），那么隨著人民幣的升值壓力加大，將有可能減少外匯儲備，一方面是由于人民幣的升值在將來有可能成為國際流通貨幣，客觀上沒有必要持有過多的外匯儲備；另一方面，人民幣的升值對出口不利，這樣減少了外匯儲備的來源。

（4）從外商直接投資來看（FDI），很多外商在我國吸引外資的優(yōu)惠政策下，把所投資獲得的收入用來再投資，這樣增加了規(guī)模，擴大了出口；曾加了外匯收入來源。同時我們也應該看到，在長期范圍內，外商直接投資對外匯儲備的影響大于出口對外匯儲備影響影響，這樣很有必要對外商直接投資的企業(yè)進行很好的管理，以免外商突然撤資造成對外匯儲備不利影響。

（5）從實際有效匯率和進出口的關系來看，根據(jù)一般理論，在產品市場上,實際有效匯率增大，造成本幣的升值將惡化本國的貿易收支,反之,實際有效匯率下降，本幣貶值將改善本國貿易收支,但前提是馬歇爾一勒納條件必須成立。在符合這個條件的前提下,實際匯率變化對貿易收支平衡的反向作用通常還存在時滯效應,如曲J線效應等，國內很多學者證明，我國的實際有效匯率符合馬歇爾一勒納條件。這預示著人民幣的加速升值會明顯惡化我國的進出口；而目前我國企業(yè)對匯率風險的管理水平還不是很高。在目前我國外匯儲備居于世界第一情況下，對匯率的改革要穩(wěn)步前進，給企業(yè)增強應對風險的能力提供時間。

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（責任編輯/浩 天）

F830.92

A

1002-6487（2010）17-0136-03

國家自然科學基金資助（70572001，70971121）；河南省科技攻關項目基金（0496480016，072102360047）

田 軍（1963-），男，博士后，教授，研究方向：金融市場風險管理，金融工程，物流與供應鏈管理。