張沛康

(華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東　東莞　510006)

金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備的波動(dòng)與中國(guó)的政策啟示

張沛康

(華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東東莞510006)

摘要：文中選擇相關(guān)系數(shù)法來(lái)表明新興國(guó)家外匯儲(chǔ)備改變包含協(xié)動(dòng)性并且越來(lái)越明顯。SPS因子S探究及聚類探究的結(jié)論指出金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備的波動(dòng)在很大程度上是源自世界外匯儲(chǔ)備波動(dòng)的沖擊和發(fā)展中大國(guó)因素的綜合作用，但各國(guó)受兩因子影響程度不同。接著，通過(guò)建立遞歸SVAR模型，利用脈沖響應(yīng)，分析金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備波動(dòng)的相互影響。因此，本文結(jié)論希望根據(jù)金磚五國(guó)的外匯儲(chǔ)備波動(dòng)情況，為中國(guó)的外匯儲(chǔ)備管理的政策提供一定的借鑒和參考。

關(guān)鍵詞：金磚國(guó)家；外匯儲(chǔ)備波動(dòng)；因子分析；遞歸SVAR模型

一、引言

在20世紀(jì)90年代很長(zhǎng)一段時(shí)間里，新興市場(chǎng)經(jīng)歷了令世界為之注目的國(guó)際資金流入浪潮。IMF數(shù)據(jù)表明，1990至1997年，新興市場(chǎng)國(guó)家的平均資本純流進(jìn)達(dá)到1300億美元，在高峰期，達(dá)1900億美金。在亞洲金融危機(jī)過(guò)去之后，該情況又有了新的變化，然后最近一段時(shí)間由于經(jīng)濟(jì)的恢復(fù)，國(guó)際資本又繼續(xù)向新興市場(chǎng)國(guó)家進(jìn)發(fā)，資本量也有了很明顯的提高。另一方面，一個(gè)越發(fā)引人重視的矛盾產(chǎn)生了，就是大部分新興市場(chǎng)國(guó)家在全球資本大面積進(jìn)入的背景下，他們的國(guó)際儲(chǔ)備也產(chǎn)生了較大的提升。

除此之外，相關(guān)數(shù)據(jù)也表明，在亞洲金融危機(jī)發(fā)生之前，新興市場(chǎng)國(guó)家吸取的非本國(guó)資金的50%以上都成為了國(guó)際儲(chǔ)備。在國(guó)外，飛速增長(zhǎng)的國(guó)際儲(chǔ)備早已大大超出了以前的三個(gè)月進(jìn)口指標(biāo)，同時(shí)也大大高于一個(gè)時(shí)間段內(nèi)的短期債務(wù)的范圍，目前新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體的外匯儲(chǔ)備遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)全球儲(chǔ)備份額的60%，在這當(dāng)中典型的金磚國(guó)家到外匯匱乏的國(guó)家，到現(xiàn)在為止都有充足的外匯儲(chǔ)備，表明了國(guó)際清償能力的提高，能夠很好的保護(hù)國(guó)家經(jīng)濟(jì)，及時(shí)有效的處理意外事件，也有助于提高國(guó)外投資者對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)和貨幣的信心，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展和改革提供雄厚的資本保障。然而，快速增長(zhǎng)的高額外匯儲(chǔ)備，也為新興市場(chǎng)國(guó)家?guī)?lái)了越來(lái)越多的問(wèn)題。外匯儲(chǔ)備的不斷增加，在國(guó)內(nèi)，貨幣的提供也比較難，本國(guó)貨幣政策不夠獨(dú)立，且升值難，容易發(fā)生貿(mào)易矛盾，通貨膨脹壓力變大，外匯儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本大、收取的利潤(rùn)少，而且對(duì)它的監(jiān)管也比較困難，這樣的問(wèn)題不斷發(fā)生。

二、金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備波動(dòng)的研究

因?yàn)楦鲊?guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模不一。如2012年底中、俄外匯儲(chǔ)備分別為33115億美元和2620億美元，中國(guó)是俄國(guó)的12.6倍，就算利用濾波除掉趨勢(shì)頂，波動(dòng)項(xiàng)范圍差別依舊較大，要想在統(tǒng)一圖形結(jié)構(gòu)中直接畫(huà)出四者外匯儲(chǔ)備變動(dòng)趨勢(shì)是十分不易的。通過(guò)觀察2001年1月至2012年6月五國(guó)外匯儲(chǔ)存波動(dòng)組圖(圖1)，整個(gè)樣本時(shí)期出現(xiàn)2008年、2011年的兩個(gè)波峰及2006年，2009年的兩個(gè)波谷，因?yàn)橛袝r(shí)滯因素，每個(gè)國(guó)家處于波峰、波谷的詳細(xì)月度不是十分吻合，可還是能夠清楚認(rèn)識(shí)到升降時(shí)期保持時(shí)長(zhǎng)大致重疊，就像2004至2006年、2006至2009年、2009至2010年等等，開(kāi)始研究四者外匯儲(chǔ)備的改變。圖1表明年后金磚國(guó)家儲(chǔ)備變動(dòng)大，以前偏小，很大程度上是因歐美金融危機(jī)干擾，投資商想防止風(fēng)險(xiǎn)向金磚國(guó)家撤資。

圖1　金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備波動(dòng)曲線

相關(guān)系數(shù)中國(guó)巴西印度俄羅斯南非中國(guó)Pearson相關(guān)系數(shù)10.493**0.483**0.261**0.548**Spearman相關(guān)系數(shù)10.438**0.716**0.374**0.449**巴西Pearson相關(guān)系數(shù)0.493**10.572**0.567**0.356**Spearman相關(guān)系數(shù)0.438**10.480**0.635**0.363**印度Pearson相關(guān)系數(shù)0.483**0.572**10.789**0.358**Spearman相關(guān)系數(shù)0.716**0.480**10.471**0.331**俄羅斯Pearson相關(guān)系數(shù)0.261**0.567**0.789**10.443*Spearman相關(guān)系數(shù)0.374**0.635**0.471**10.526**南非Pearson相關(guān)系數(shù)0.548**0.356**0.358**0.443*1Spearman相關(guān)系數(shù)0.449**0.363**0.331*0.526**1

注：**表示置信度(雙側(cè))為1%時(shí)，相關(guān)性是顯著的；*表示置信度(雙側(cè))為5%時(shí)，相關(guān)性是顯著的。

鑒于相關(guān)系數(shù)的顯著性可能受樣本中異常數(shù)據(jù)影響，我們同時(shí)計(jì)算和相關(guān)系數(shù)。從表一所統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)中可明顯得知，幾個(gè)金磚國(guó)家在兩個(gè)相互國(guó)家之間外匯儲(chǔ)備浮動(dòng)的Pearson相關(guān)系數(shù)除南非和俄羅斯兩國(guó)之間是在置信度(雙側(cè))為百分之五時(shí)呈現(xiàn)出明顯的相關(guān)性，其余幾個(gè)國(guó)家都是在百分之一的置信度(雙側(cè))水平上才體現(xiàn)出顯著性。Spearman 序列關(guān)聯(lián)系數(shù)里，排開(kāi)南非和印度，另外的都處于1%的置信度位置上有突出性。而且如果考慮到各國(guó)外匯儲(chǔ)備變化可能存在領(lǐng)先—滯后結(jié)構(gòu)的話，其相關(guān)系數(shù)會(huì)更加顯著。由此我們可以得出結(jié)論：在所考察的時(shí)間段內(nèi)，金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備波動(dòng)在總體上表現(xiàn)出了比較明顯的協(xié)動(dòng)性。

三、“金磚國(guó)家”外匯儲(chǔ)備波動(dòng)的因子分析

(一)因子分析的前提條件

在開(kāi)展因子研究前要先展開(kāi)KMO取樣適當(dāng)性試驗(yàn)及Bartlett球形試驗(yàn)。最終的KMO試驗(yàn)值處于0至1范圍內(nèi)，越靠近1表明展開(kāi)因子研究的成效越佳。然而，使用Bartlett球形檢驗(yàn)的前提是變量之間有單位矩陣，假如不成立就表明能夠開(kāi)始因子分析。KMO檢驗(yàn)以及Bartlett球形檢驗(yàn)得到的結(jié)論如表X顯示。

表2　KMO檢驗(yàn)和Bartlett 的球形檢驗(yàn)結(jié)果

從表X中的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備數(shù)據(jù)的KMO檢驗(yàn)值為0.581，表明可以進(jìn)行因子分析。同時(shí)，Bartlett球形檢驗(yàn)得到的結(jié)果為133.290，它的顯著性水平是零，否定該零假設(shè)，也就是說(shuō)并不存在單位矩陣，這時(shí)就可以開(kāi)始因子分析。

(二)因子的提取

表3是對(duì)金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)存 數(shù)據(jù)利用分析法進(jìn)行因子分析的開(kāi)始解，顯示了變量的共同度。表中“初始”列是因子分析初始解下的變量共同度，表明對(duì)南非、中國(guó)、印度、俄羅斯、巴西五國(guó)的外匯儲(chǔ)備如果采用主成分分析法提取所有5個(gè)特征根，則變量的所有方差都可以被解釋，所以變量共同度均為1.000?？墒且蜃友芯康哪康氖抢媒稻S讓因子數(shù)量少于以前變量的數(shù)量，所以不可以提取所有特征根。

表3中“提取”列則是根據(jù)要求提取特征根時(shí)的變量共同度，他們通常比較大，這說(shuō)明對(duì)信息的損失比較少，原有變量信息大多數(shù)都能夠得到解釋。

表3　因子分析的初始解

注：提取方法為主成分分析法

表4對(duì)由因子詮釋的原變量總方差進(jìn)行了提出，得出兩個(gè)大于1的特征根值因子。由初始因子可得出，首個(gè)的特征根值為2.964，方差貢獻(xiàn)率為59.270%；第2個(gè)因子的特征根值為0.900，方差貢獻(xiàn)率為77.275%。他們的總計(jì)方差的貢獻(xiàn)率達(dá)77.275%，表現(xiàn)出他們總共詮釋了原本變量總方差的77% 以上。經(jīng)過(guò)方差最大法后，兩個(gè)因子的總計(jì)方差貢獻(xiàn)率不發(fā)生變化，但是單體和原來(lái)不盡相同了，簡(jiǎn)單的來(lái)說(shuō)就是總體來(lái)看沒(méi)有變化，而單個(gè)都和原來(lái)不同了。從結(jié)論來(lái)看，通過(guò)旋轉(zhuǎn)以后，前兩個(gè)夠條件的因子的方差貢獻(xiàn)率差距有所減少。從總體來(lái)看，對(duì)解釋原來(lái)變量的貢獻(xiàn)特別大的就是前兩個(gè)因子，而別的因子的特征根值比較小，對(duì)解釋原來(lái)變量的貢獻(xiàn)特別小，所以提取兩個(gè)因子是正確的。

表4　因子分析原變量總方差的解釋狀況

提取方法：主成分分析法

(三)因子的命名和解釋

表5　旋轉(zhuǎn)前后的因子矩陣

表5顯示了旋轉(zhuǎn)前后的因子載荷矩陣。從旋轉(zhuǎn)前的因子載荷矩陣來(lái)看，金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備在第1個(gè)因子上的載荷量總體上都比較高，說(shuō)明第1個(gè)因子能同時(shí)解釋金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備波動(dòng)的信息。因子發(fā)生 了旋轉(zhuǎn)之后，印度、俄羅斯以及巴西的經(jīng)濟(jì)周期變量對(duì)第1個(gè)因子上的載荷量較為顯著，而中國(guó)、南非對(duì)第2個(gè)因子比較敏感，證明第2個(gè)因子對(duì)這兩國(guó)外匯儲(chǔ)備波動(dòng)的解釋力較高。

按照旋轉(zhuǎn)前后的因子載荷矩陣，我們可以對(duì)其進(jìn)行命名：第1個(gè)因子為外匯儲(chǔ)備波動(dòng)因子，第2個(gè)因子為發(fā)展中大國(guó)特征因子。

接著，我們利用回歸分析法大概得到兩個(gè)因子的分析系數(shù)矩陣。根據(jù)該矩陣，可以寫出兩個(gè)因子得分函數(shù)如(1)式和(2)式所示。

F1=-0.160X南非-0.191X中國(guó)+0.453X印度+0.523X俄羅斯+0.285X巴西

(1)

F2=-0.586X南非-0.641X中國(guó)-0.119X印度-0.231X俄羅斯+0.062X巴西

(2)

根據(jù)(1)式和(2)式中兩個(gè)因子的得分函數(shù)，我們利用SPSS18.0通過(guò)變量標(biāo)準(zhǔn)化方法計(jì)算得出第1個(gè)因子和第2個(gè)因子的得分。

綜合以上因子分析的結(jié)果可以看出，印度、俄羅斯、巴西的外匯儲(chǔ)備波動(dòng)在第1個(gè)因子上的載荷量非常高，說(shuō)明這三國(guó)受外匯儲(chǔ)備波動(dòng)因子的沖擊非常大。而南非和中國(guó)的外匯儲(chǔ)備波動(dòng)在第2個(gè)因子上的載荷量比較高，說(shuō)明這兩國(guó)受發(fā)展中大國(guó)特征因子的影響更大一些，其外匯儲(chǔ)備波動(dòng)表現(xiàn)出了比較平穩(wěn)的特點(diǎn)。

四、SVAR模型的建立與檢驗(yàn)

(一)SVAR模型的建立

上述的因子分析已經(jīng)顯示金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備波動(dòng)之間的內(nèi)在聯(lián)系，下文將通過(guò)SVAR模型來(lái)分析四國(guó)周期之間如何相互影響以及中國(guó)在這個(gè)過(guò)程中的核心作用。為了檢驗(yàn)金磚國(guó)家之間經(jīng)濟(jì)周期的互動(dòng)，我們建立了如下SVAR(p)模型：

B0Yt=Γ1Yt-1+Γ2Yt-2+…+ΓqYt-q+ut

即

(二)Grange因果檢驗(yàn)

由于SVAR模型是一種非理論的模型，它的設(shè)定是否合理需要通過(guò)相關(guān)檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證，Granger因果檢驗(yàn)即是其中之一。經(jīng)過(guò)Granger的因果檢驗(yàn)，所有變量是否是內(nèi)生十分明顯。由表X可以看出，若全部變量都至低在一個(gè)方程中10%水平上卡方統(tǒng)計(jì)量明顯，那么就證明模型設(shè)定大體上合理，全部變量符合內(nèi)生要求。

表6　Grange因果檢驗(yàn)

注：括號(hào)中數(shù)字p值。*，**，***分別代表10%，5%，1%的顯著性水平。

(三)在SVAR交流探討的基礎(chǔ)上——脈沖響應(yīng)函數(shù)IRF)探討

脈沖響應(yīng)函數(shù)表達(dá)的是對(duì)一個(gè)內(nèi)生變量的單次沖擊導(dǎo)致全部的內(nèi)生變量的改變。因?yàn)閂AR殘差協(xié)方差矩陣不是對(duì)角陣，本文沒(méi)有Cholesky正交分解法，而使用結(jié)構(gòu)因子分解方法得到IRF?；诜€(wěn)健性考慮，我們對(duì)結(jié)構(gòu)因子分解方法和廣義脈沖方法(GIRF)的脈沖響應(yīng)結(jié)果進(jìn)行了比較，兩者差別很小。

圖2是五國(guó)對(duì)來(lái)自不同國(guó)家沖擊的響應(yīng)曲線，第一至五列分別是巴西、中國(guó)、印度、俄羅斯、南非的一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差外匯儲(chǔ)備沖擊對(duì)其他國(guó)家產(chǎn)生的脈沖響應(yīng)曲線圖。

圖2　金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備沖擊的脈沖響應(yīng)圖

中國(guó)外匯儲(chǔ)備的正向沖擊在當(dāng)期立即引起金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備的響應(yīng)，并且逐年上升。受到中國(guó)沖擊的五國(guó)變化趨勢(shì)相近，其中變化趨勢(shì)最為敏感的是巴西，接著分別是南非、俄羅斯、印度、中國(guó)，即中國(guó)外匯儲(chǔ)備的波動(dòng)對(duì)其自身的沖擊最小。

巴西沖擊對(duì)自身外匯儲(chǔ)備的影響更顯著些，沖擊可以使外匯儲(chǔ)備產(chǎn)生較大的正向響應(yīng)，雖然之后正向響應(yīng)下降?？傮w來(lái)說(shuō)，受到俄羅斯沖擊的五國(guó)變化趨勢(shì)相近，除了巴西自身，其余四國(guó)即南非、俄羅斯、印度、中國(guó)的沖擊由正變負(fù)的時(shí)間也大致相同。

印度沖擊對(duì)俄羅斯的影響更為敏感，俄羅斯在第3期的正向響應(yīng)達(dá)到最大值，隨后平緩下降。其余四國(guó)即南非、印度、中國(guó)、巴西的外匯儲(chǔ)備的響應(yīng)較為相近，均為平緩上升。

俄羅斯對(duì)金磚國(guó)家的外匯儲(chǔ)備沖擊分為五類，由圖X可知，巴西、南非在5期前沒(méi)有變化，在第5期開(kāi)始平緩上升，而中國(guó)、印度在第1期開(kāi)始便有上升的正向響應(yīng)。但是，俄羅斯對(duì)自身的沖擊卻大為不同，表現(xiàn)為先下降后基本不變的變化趨勢(shì)。

南非沖擊對(duì)俄羅斯的效果最為顯著，呈倒U型的變化趨勢(shì)；雖然巴西的響應(yīng)也呈現(xiàn)倒U型的變化趨勢(shì)，但不太明顯。另一方面，南非外匯儲(chǔ)備的波動(dòng)對(duì)巴西和中國(guó)產(chǎn)生負(fù)向響應(yīng)，但相比起來(lái)巴西的響應(yīng)更為顯著；至于印度，其在受到南非的沖擊后，外匯儲(chǔ)備幾乎沒(méi)有產(chǎn)生響應(yīng)。

五、政策啟示

通過(guò)對(duì)金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備的波動(dòng)分析，我們可以發(fā)現(xiàn)，若要優(yōu)化金磚國(guó)家外匯儲(chǔ)備的規(guī)模，可從兩方面入手：一是從流量上限制外匯儲(chǔ)備的大規(guī)模增大，保持國(guó)際收支的基本平衡，尤其是降低大規(guī)模的貿(mào)易順差和大幅的資金流入；二是從存量上降低如此巨大數(shù)額的外匯儲(chǔ)備規(guī)模。金額較大的外匯存儲(chǔ)事實(shí)上是某種機(jī)會(huì)成本，就猶如某些材料指出正在進(jìn)行發(fā)展的國(guó)家擁有外匯儲(chǔ)備的利息收益率比他們國(guó)家內(nèi)部投資收益率以及進(jìn)口產(chǎn)品連帶的國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率要低得多。所以，務(wù)必要拓展外匯儲(chǔ)備的操作面積，提升外資利用率。

就中國(guó)而言，目前面臨世界性金融及經(jīng)濟(jì)危機(jī)的戰(zhàn)書(shū)，各個(gè)國(guó)家都將境內(nèi)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)作為最重要的工作。所以，有著穩(wěn)定金融并且有著極其靈敏感知的中國(guó)，在一個(gè)囊括金融穩(wěn)定、資本流動(dòng)同時(shí)實(shí)體經(jīng)濟(jì)狀況的分析之內(nèi)研究外匯儲(chǔ)備規(guī)模是合理的。

要想處理短時(shí)間境內(nèi)金融組織及市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，國(guó)家務(wù)必要有足夠的外匯儲(chǔ)備以防萬(wàn)一。我國(guó)無(wú)須對(duì)外匯儲(chǔ)備量過(guò)于擔(dān)心，在面對(duì)全球經(jīng)濟(jì)金融危機(jī)嚴(yán)峻形勢(shì)的現(xiàn)在，我國(guó)的儲(chǔ)備量正是在科學(xué)的范圍值內(nèi)。貨幣利用外匯儲(chǔ)存進(jìn)行對(duì)外投資和相關(guān)資金運(yùn)作時(shí)特別要關(guān)注潛在的金融危險(xiǎn)。

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