張 冬

(湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北武漢430062)

一、我國(guó)FDI流入，出口貿(mào)易與外匯儲(chǔ)備變化狀況概述

(一)出口貿(mào)易變化

據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)資料顯示，中國(guó)的商品和勞務(wù)出口額自20世紀(jì)80年代初以來(lái)呈飛速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，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(zhǎng)了50多倍，尤其在中國(guó)2001年加入WTO之后的7年間增長(zhǎng)最為迅速。

(二)FDI流入變化

通過整理商務(wù)部網(wǎng)站相關(guān)數(shù)據(jù)可知，1984年中國(guó)實(shí)際利用外資額僅有14.2億美元，到1991年實(shí)際利用外資額才上升到43.7億美元，8年間實(shí)際利用外資水平一直較低，而后開始迅猛增長(zhǎng)，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(guó)家。

(三)外匯儲(chǔ)備額變化

根據(jù)國(guó)家外匯管理局(SAFE)相關(guān)數(shù)據(jù)可知，從1979年中國(guó)應(yīng)IMF要求開始逐步建立與國(guó)際接軌的核算體系后，中國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)緩慢，到20世紀(jì)90年代初期才開始迅猛增長(zhǎng)。1993—2008年16年間，我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)了70余倍，即使在受到亞洲金融危機(jī)沖擊的1997—2000年，我國(guó)外匯儲(chǔ)備存量仍然微幅增長(zhǎng)。這主要依賴于中國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展和20世紀(jì)90年代初期的出口戰(zhàn)略的實(shí)施，保證了我國(guó)憑借經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展積累了大量的外匯儲(chǔ)備。

依據(jù)傳統(tǒng)的國(guó)際金融理論，引起一國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的主要因素是資本的流入和商品勞務(wù)的輸出。而中國(guó)的外匯儲(chǔ)備額的增長(zhǎng)很大程度上是因?yàn)槭艿劫Y本流入和出口貿(mào)易的雙重拉動(dòng)。筆者選擇商品和勞務(wù)貿(mào)易出口額(以下簡(jiǎn)稱貿(mào)易出口額)和實(shí)際利用外資額分別代表商品勞務(wù)輸出和資本流入這兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量作為解釋變量，以外匯儲(chǔ)備存量作為被解釋變量，建立計(jì)量模型，并運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論對(duì)這種關(guān)系進(jìn)行分析。

二、出口貿(mào)易和FDI流入對(duì)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度分析

(一)獲取并處理數(shù)據(jù)和建立模型

筆者以1984—2008年25年間的貿(mào)易出口額(EXP)、實(shí)際利用外資額(FDI)和外匯儲(chǔ)備存量(FER)三個(gè)時(shí)間序列來(lái)分析貿(mào)易出口額、FDI的流入與外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)之間的關(guān)系。其中，貿(mào)易出口額和實(shí)際利用外資額的數(shù)據(jù)是對(duì)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)﹑2006年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及2007年和2008年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公報(bào)整理得到，相應(yīng)年份的外匯儲(chǔ)備數(shù)據(jù)則是對(duì)國(guó)家外匯管理局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)、2006年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及2007年和2008年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公報(bào)進(jìn)行整理得到。

由于筆者所采集的數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為消除數(shù)據(jù)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(duì)數(shù)化(即lnEXP、lnFDI和lnFER)。采用協(xié)整理論和誤差修正模型來(lái)分析貿(mào)易出口額和FDI流入對(duì)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。其中對(duì)數(shù)數(shù)據(jù)是將原始數(shù)據(jù)在Excel中進(jìn)行運(yùn)算處理后得到。

在模型的構(gòu)造中，筆者引用姚宏善和楊海叢(2005)構(gòu)造的自然對(duì)數(shù)模型:

(1)式中l(wèi)nFERt表示t期的外匯儲(chǔ)備額;lnEXPt表示t期的貿(mào)易出口額;lnFDIt表示t期的FDI實(shí)際利用額;εt表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

(二)模型檢驗(yàn)

經(jīng)典的線性回歸模型存在一些假設(shè)條件，如實(shí)際數(shù)據(jù)違背了其中某一條或幾條假設(shè)條件，那么通過最小二乘法(OLS)就不能準(zhǔn)確地得到參數(shù)估計(jì)值，并且各種檢驗(yàn)也會(huì)失真。因此本文對(duì)模型進(jìn)行異方差性、序列自相關(guān)性和多重共線性檢驗(yàn)。

1.異方差性檢驗(yàn)

異方差性檢驗(yàn)是指由于相對(duì)于不同的解釋變量觀測(cè)值，隨機(jī)干擾項(xiàng)產(chǎn)生了不同的方差，需要檢驗(yàn)隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差與解釋變量之間的關(guān)聯(lián)性。除了直觀地通過散點(diǎn)圖判斷外，檢驗(yàn)方法主要有Park-Gleiser檢驗(yàn)、Goldfeld-Quandt檢驗(yàn)和White檢驗(yàn)。本文進(jìn)行的是White檢驗(yàn)，由于這些檢驗(yàn)方法之間具有替代性，并且EViews3.1在檢驗(yàn)異方差性上只能進(jìn)行White檢驗(yàn)。檢驗(yàn)后得到:Eviews3.1的White檢驗(yàn)的零假設(shè)中殘差不存在異方差性時(shí)，由輸出結(jié)果可知，檢驗(yàn)的相伴概率比較小(0.024671)，因此不能拒絕零假設(shè)，即本模型不存在異方差性。

2.序列自相關(guān)性檢驗(yàn)

大多數(shù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)都存在明顯的慣性特點(diǎn)，表現(xiàn)在時(shí)間序列數(shù)據(jù)不同時(shí)間的前后關(guān)聯(lián)關(guān)系上，往往存在序列相關(guān)性。序列自相關(guān)性的檢驗(yàn)方法有很多，除了通過觀察殘差的散點(diǎn)圖判斷其絕對(duì)值分布是否具有明顯的規(guī)律外，還有Durbin-Waston檢驗(yàn)、Langrange multiplier檢驗(yàn)、馮諾曼比檢驗(yàn)和回歸檢驗(yàn)等。本文進(jìn)行Durbin-Waston檢驗(yàn)。

一般認(rèn)為，D.W.值距離2較遠(yuǎn)，就可以認(rèn)為有一定程度的自相關(guān)性存在;D.W.值越近于0，說(shuō)明存在很強(qiáng)的一階正相關(guān)性;D.W.值越近于4，說(shuō)明存在很強(qiáng)的一階負(fù)相關(guān)。本模型的D.W.值為0.948106，約等于1，說(shuō)明可能存在一定的序列自相關(guān)性。

3.多重共線性檢驗(yàn)

多重共線性是指在幾個(gè)回歸變量間存在嚴(yán)格的或近似的線性關(guān)系。對(duì)于多個(gè)解釋變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，若經(jīng)過OLS回歸后，模型的回歸平方和與F值較大，但各參數(shù)估計(jì)值的檢驗(yàn)值較小，各解釋變量間存在共線性而使得它們對(duì)Y的獨(dú)立作用不能分辨，故t檢驗(yàn)不顯著。

根據(jù)已建立的模型(1)，對(duì)lnEXP、lnFDI和lnFER進(jìn)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(tǒng)計(jì)值均較高，而各參數(shù)估計(jì)值的t統(tǒng)計(jì)值較低，因而該回歸模型存在一定的多重共線性。

(三)對(duì)lnEXP、lnFDI和lnFER三個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如果有兩列時(shí)間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢(shì)(非平穩(wěn)的)，即使它們之間沒有任何經(jīng)濟(jì)關(guān)系，但進(jìn)行回歸也可表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)。lnFDI和lnFER是兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列。若直接采用OLS對(duì)其進(jìn)行回歸可能會(huì)產(chǎn)生偽回歸，會(huì)使分析結(jié)果變得沒有實(shí)際意義。對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)除了可通過觀察序列的自相關(guān)圖來(lái)判斷外，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)則更為準(zhǔn)確和重要。在水平單根檢驗(yàn)中，亦即在不對(duì)原序列進(jìn)行差分的情況下，lnFDI的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(shè)，對(duì)lnEXP和lnFER的ADF檢驗(yàn)同樣不能拒絕存在單位根的零假設(shè)。

(四)lnFDI、lnEXP和lnFER的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

單根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，lnFDI、lnEXP和lnFER都是一階單整變量，符合展開協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，即FDI流入和貿(mào)易出口對(duì)中國(guó)外匯儲(chǔ)備額增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著影響。EG兩步法要求第二步對(duì)時(shí)間序列數(shù)列數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸后，對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。殘差的ADF水平檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(shè)，這表明殘差是非穩(wěn)定的，因此lnFDI、lnEXP和lnFER是不存在協(xié)整關(guān)系的。而殘差的ADF一階和二階檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在1％的顯著水平下均小于臨界值，也就是在一定時(shí)期內(nèi)lnFDI、lnEXP和lnFER三個(gè)序列間是存在“均衡”關(guān)系的。這種均衡關(guān)系意味著如果變量在某期受到干擾后偏離其長(zhǎng)期均衡點(diǎn)，則均衡機(jī)制將會(huì)在下一期進(jìn)行調(diào)整，一次沖擊只能使它們短期內(nèi)偏離均衡位置，而在長(zhǎng)期中就會(huì)自動(dòng)恢復(fù)均衡位置。這種均衡機(jī)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(shí)對(duì)幾個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整分析的，但是由于lnFDI和lnFER以及l(fā)nEXP和lnFER分別存在相同的單整階，為了計(jì)算簡(jiǎn)便，均選擇在10％的顯著性水平下的一階單整，分別對(duì)lnFDI和lnFER以及l(fā)nEXP和lnFER進(jìn)行協(xié)整分析，并建立誤差修正模型。

1.lnFDI和lnFER的ECM估計(jì)

在Eviews3.1中分別建立lnFDI和lnFER的一階差分序列▽lnFDI和▽lnFER后進(jìn)行ECM估計(jì)，所得結(jié)果整理如下:

可決系數(shù)(R-squared)和校正的可決系數(shù)(Adjusted R-squared)都不大，說(shuō)明模型(4)擬合的程度不高。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為0.051596，它反映了前期的實(shí)際利用外資額與外匯儲(chǔ)備額的非均衡誤差以0.51596的比率對(duì)當(dāng)期的FER做出修正。

可決系數(shù)(R-squared)和校正的可決系數(shù)(Adjusted R-squared)都比較大，說(shuō)明模型(5)擬合的程度較高。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為0.059423，它反映了前期的實(shí)際利用外資額與外匯儲(chǔ)備額的非均衡誤差以0.059423的比率對(duì)當(dāng)期的FER做出修正。

(六)結(jié)論

第一，F(xiàn)DI流入和貿(mào)易出口額對(duì)中國(guó)外匯儲(chǔ)備額增長(zhǎng)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(mào)易出口額拉動(dòng)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的作用要比FDI流入的大(0.059423＞0.051596)，這也印證了近年來(lái)出口對(duì)中國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的巨大貢獻(xiàn);

第二，在對(duì)lnFDI和lnFER以及l(fā)nEXP和lnFER的協(xié)整分析和ECM估計(jì)中，為了計(jì)算簡(jiǎn)便選擇了10％的顯著性水平，顯然過大，筆者認(rèn)為這可能是由于樣本容量不夠大的緣故;

第三，計(jì)量方法可進(jìn)一步改進(jìn)。這是因?yàn)楸疚睦玫膮f(xié)整理論和誤差修正模型主要是針對(duì)雙變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型而言的，不適用于多變量的回歸模型。因此，還可以在聯(lián)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(guān)方向進(jìn)行進(jìn)一步的計(jì)量分析。

三、建議思路

實(shí)證結(jié)果表明，F(xiàn)DI的流入和貿(mào)易出口確實(shí)對(duì)中國(guó)外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)起到了推動(dòng)作用。雖然外匯儲(chǔ)備能顯示一國(guó)政府財(cái)力，但是巨額外匯儲(chǔ)備額也帶來(lái)了一系列難題，因此在此情況下對(duì)我國(guó)的外貿(mào)發(fā)展管理思路做相應(yīng)的調(diào)整是必要的。

(一)控制外匯儲(chǔ)備的過度增長(zhǎng)

要改善外匯儲(chǔ)備管理，必須合理控制外匯儲(chǔ)備的規(guī)模。從我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模增加的來(lái)源來(lái)看，目前我國(guó)的貿(mào)易順差、外商直接投資和國(guó)際熱錢的流入是主要的渠道。當(dāng)前要控制外匯儲(chǔ)備規(guī)模的快速增長(zhǎng)，應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)FDI流入和改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

(二)加強(qiáng)對(duì)外資的監(jiān)管

從資本項(xiàng)目來(lái)看，中國(guó)現(xiàn)在已經(jīng)代替美國(guó)成為世界上第一大直接投資的目標(biāo)國(guó)，直接投資大量涌入會(huì)繼續(xù)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(guó)龐大的消費(fèi)市場(chǎng)和低廉的勞動(dòng)力價(jià)格引起的。資本流動(dòng)性強(qiáng)，其流動(dòng)方向很容易發(fā)生逆轉(zhuǎn)。因此需要對(duì)引進(jìn)的外資加強(qiáng)監(jiān)管，以維護(hù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的基本穩(wěn)定和增長(zhǎng)。

(三)保持出口穩(wěn)定增長(zhǎng)，調(diào)整出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)

鑒于出口在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮著巨大的作用，建議采取保持出口的穩(wěn)定增長(zhǎng)政策。通過調(diào)整出口政策來(lái)引導(dǎo)出口產(chǎn)業(yè)進(jìn)行升級(jí)。出口貿(mào)易的規(guī)模和結(jié)構(gòu)，可反映一國(guó)或地區(qū)參與國(guó)際分工的方式或程度，同時(shí)也是提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，將國(guó)內(nèi)要素的優(yōu)化配置與國(guó)際市場(chǎng)連通的渠道。調(diào)整出口商品結(jié)構(gòu)必然對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到重要推進(jìn)作用。

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