劉發(fā)輝

（湖南商學(xué)院，湖南長(zhǎng)沙 810100）

1 實(shí)證檢驗(yàn)

1.1 數(shù)據(jù)的選取

本文分別用中端工業(yè)制造（X1）、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口（X2）、外匯儲(chǔ)備（X3）、非正常外資流出（X4）、代表上述各個(gè)解釋變量。此外，加權(quán)后的匯率（Y）為被解釋變量，無(wú)法直接得到的月度數(shù)據(jù)，而用其他的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)不能完全代替國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，因此在解釋變量中剔除。本文解釋變量的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)金融年鑒、年度統(tǒng)計(jì)公報(bào)、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。本文使用的計(jì)量軟件是。EVIEWS8.0

1.2 A D F檢驗(yàn)

本文運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)辦法對(duì)模型的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1，通過對(duì)原始數(shù)據(jù)時(shí)間序列進(jìn)行檢驗(yàn)結(jié)果表明：原始時(shí)間序列都滿足平穩(wěn)性，。平穩(wěn)性檢驗(yàn)如下表1：

平穩(wěn)性結(jié)論是基于5%的顯著性水平下表1表明，原始序列在5%的顯著水平下是不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，它們的一階差分序列在5%的顯著水平下均拒絕原假設(shè)，因此認(rèn)為它們的一階差分序列是平穩(wěn)的。它們之間可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

1.3 E G協(xié)整檢驗(yàn)

人民幣對(duì)外幣匯率Y、中端工業(yè)制造X1、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口X2、外匯儲(chǔ)備X3、非正常外資流出X4的原始序列非平穩(wěn)，但它們的一階差分序列均平穩(wěn)，它們之間有可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系，本文采用EG兩步協(xié)整檢驗(yàn)方法。首先對(duì)變量Y、X1、X2、X3和X4序列建立普通最小二乘回歸模型，回歸結(jié)果見表2.

由表3整理可得回歸方程為：

從模型回歸結(jié)果來(lái)看，擬合優(yōu)度為0.837，各回歸系數(shù)t檢驗(yàn)也是非常顯著，說(shuō)明模型擬合效果非常不錯(cuò)。綜上所述，人民幣對(duì)外幣匯率Y、中端工業(yè)制造X1、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口X2、外匯儲(chǔ)備X3、非正常外資流出X4之間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。

表1 變量間的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表2 最小二乘回歸結(jié)果

1.4 Gr a ng er因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明人民幣對(duì)外幣匯率Y、中端工業(yè)制造X1、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口X2、外匯儲(chǔ)備X3、非正常外資流出X4之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，它們之間是否存在因果關(guān)系還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)是利用VAR模型來(lái)進(jìn)行系數(shù)顯著性的一種方法，可以用來(lái)檢驗(yàn)?zāi)硞€(gè)變量的前期項(xiàng)是否對(duì)另一個(gè)變量的當(dāng)期項(xiàng)產(chǎn)生顯著影響。Granger檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4表明，在5%的顯著水平下，中端工業(yè)制造X1是人民幣匯率Y的格蘭杰原因，外匯儲(chǔ)備X3是人民幣匯率Y的格蘭杰原因，非正常外資流出X4是人民幣匯率Y的格蘭杰原因，即中端工業(yè)制造X1、外匯儲(chǔ)備X3、非正常外資流出X4的過去值會(huì)影響到人民幣匯率Y的當(dāng)前值；但是人民幣匯率Y并不是變量X1、X2、X3和X4的格蘭杰原因，即人民幣匯率Y的過去值并不會(huì)對(duì)X1、X2、X3和X4產(chǎn)生顯著影響。

2 結(jié)論

2.1 數(shù)據(jù)的實(shí)證分析結(jié)果

從模型回歸結(jié)果來(lái)看，擬合優(yōu)度為0.837，各回歸系數(shù)t檢驗(yàn)也是非常顯著，說(shuō)明模型擬合效果非常不錯(cuò)。從各個(gè)自變量的回歸系數(shù)來(lái)看。人民幣對(duì)外幣匯率Y、中端工業(yè)制造X1、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口X2、外匯儲(chǔ)備X3、非正常外資流出X4之間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，中端工業(yè)制造X1是人民幣匯率Y的格蘭杰原因，外匯儲(chǔ)備X3是人民幣匯率Y的格蘭杰原因，非正常外資流出X4是人民幣匯率Y的格蘭杰原因，即中端工業(yè)制造X1、外匯儲(chǔ)備X3、非正常外資流出X4的過去值會(huì)影響到人民幣匯率Y的當(dāng)前值；但是人民幣匯率Y并不是變量X1、X2、X3和X4的格蘭杰原因，即人民幣匯率Y的過去值并不會(huì)對(duì)X1、X2、X3和X4產(chǎn)生顯著影響。格蘭杰原因，并且對(duì)人民幣匯率的變動(dòng)都有一定程度上的貢獻(xiàn)度。

表3 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

2.2 所得結(jié)論

在短期內(nèi)，我國(guó)外匯儲(chǔ)備仍然會(huì)呈現(xiàn)出增長(zhǎng)的趨勢(shì)，對(duì)人民幣匯率的影響是不能忽視的，因此我國(guó)應(yīng)該適當(dāng)降低外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)速度，并能夠更好地管理外匯儲(chǔ)備上證綜合指數(shù)和人民幣匯率有著緊密的聯(lián)系。上證綜合指數(shù)與人民幣匯率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，是人民幣升值的推動(dòng)因素。并且兩者具有協(xié)整關(guān)系，風(fēng)險(xiǎn)之所以可以股市和匯市之間相互傳播，也正是這種關(guān)系導(dǎo)致的。目前來(lái)看，根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r以及人民幣升值與外匯儲(chǔ)備表現(xiàn)出來(lái)的趨勢(shì)，對(duì)于兩者之間的關(guān)系更合理的解釋是：他們之間相互影響，并且存在相互作用。人民幣升值壓力在很大程度上來(lái)源于我國(guó)外匯儲(chǔ)備這種快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)，而人民幣升值的這種壓力進(jìn)而會(huì)轉(zhuǎn)化為升值預(yù)期，因此最終人民幣升值的市場(chǎng)預(yù)期會(huì)上升。

[1]丁劍平,劉健,于群.非貿(mào)易部門工資水平在實(shí)際匯率決定中的作用——誤差修正模型對(duì)中國(guó)與日本匯率的檢驗(yàn)[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2003，5(5):15-23.

[2]楊長(zhǎng)江.人民幣實(shí)際匯率長(zhǎng)期調(diào)整趨勢(shì)研究[M].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社,2002.

[3]盧鋒,韓曉亞.長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)成長(zhǎng)與實(shí)際匯率演變——巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)假說(shuō)及其經(jīng)驗(yàn)證據(jù).北京大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心討論稿，No.C2006002，2006.