陶禹佑 張詩文 王益嘉

貨幣匯率歷來世界各國熱點關(guān)注的問題，本文以2012-2016年20個季度的我國貨幣相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，基于Stata編制建立二元線性回歸模型，并實證分析我國結(jié)售匯金額對人民幣有效匯率的影響。

結(jié)售匯金額

有效匯率 對外直接投資

我國自改革開放以來，對外直接投資作為中國“走出去”戰(zhàn)略至關(guān)重要的組成部分，因此人民幣匯率始終是前沿?zé)狳c問題。通過對我國結(jié)售匯金額對人民幣有效匯率的影響研究與分析，必將對我國未來經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有所啟示。

研究背景以及研究內(nèi)容

（1）研究背景

隨著人民幣國際化的加速，人民幣匯率的波動和趨勢已是世界各國熱點關(guān)注的問題，也關(guān)乎中國甚至世界經(jīng)濟(jì)的未來走向。本文從對外直接投資出發(fā)，研究進(jìn)出口凈額和直接投資凈額對人民幣匯率的影響。

（2）研究內(nèi)容

結(jié)售匯制度是外匯管理的核心制度之一，其有強(qiáng)制結(jié)售匯制度和意愿結(jié)售匯制度之分。強(qiáng)制結(jié)售匯制度是指所有外匯須出售給銀行，所有外匯支出向銀行購買。

有效匯率是一種以某種變量為權(quán)重計算的加權(quán)平均匯率指數(shù)，它指報告一國貨幣對各個樣本國貨幣的匯率以選定變量為權(quán)數(shù)計算出的與基期匯率之比的加權(quán)平均匯率之和。有效匯率分為實際有效匯率和名義有效匯率。

數(shù)據(jù)來源和變量說明

（1）樣本與數(shù)據(jù)來源

為探究我國貿(mào)易余額和凈國際直接投資對人民幣幣值的影響，數(shù)據(jù)來源是國際清算銀行和中國貨幣管理局。采用的數(shù)據(jù)為2012年至2016年的各季度的數(shù)據(jù)共二十個樣本。

（2）變量說明

解釋變量：由于存在一些難以忽略因素如有虛假貿(mào)易和資本外逃等，出口凈額和直接投資凈額使人民幣的需求有誤差。因此，用Xl表示經(jīng)常賬戶下商品和服務(wù)貿(mào)易結(jié)匯與售匯的凈額代替進(jìn)出口凈額。用X，表示金融和資本賬戶下直接投資結(jié)匯和售匯的凈額代替直接投資凈額。

被解釋變量：為使人民幣的幣值更符合實際，本文在被解釋變量上并沒有采用中國外匯交易中心提供的人民幣對美元的中間價，而是采用季度人民幣名義有效匯率。

理論模型的設(shè)立

在國際經(jīng)濟(jì)理論中，特定時期內(nèi)一國貨幣幣值與貿(mào)易余額呈正相關(guān)關(guān)系，與凈國際直接投資凈額呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，在此基礎(chǔ)上試建立二元線性回歸模型：

使用Stata對樣本進(jìn)行二元擬合回歸采用最小二乘法并在命令窗口輸入“regv xl x2”。從得出結(jié)果來看，F(xiàn)檢驗拒絕了原假設(shè)，因此被解釋變量的系數(shù)a，和a2不都為0?？蓻Q系數(shù)R2（R2=0.6955）和調(diào)整的R2（R2=0.6597）都證明模型對樣本觀測值擬合較好，F(xiàn)統(tǒng)計量F（2，17）=19.42.通過1%的F檢驗說明模型解釋程度較高。但是對于X2的參數(shù)a2=-8.813通過置信水平為5%的雙側(cè)t檢驗。而Xl參數(shù)al=9.138只能通過置信水平為10%的雙側(cè)t檢驗。

（1）檢驗?zāi)Ｐ投嘀毓簿€性

在Stata軟件命令窗口輸入“correl（Xl X2）”得到變量Xl和X2的相關(guān)系數(shù)，得出結(jié)果X1、X2的相關(guān)系數(shù)p=-0.5260，可認(rèn)為兩個變量相關(guān)性不大。

（2）模型檢驗異方差

本研究采用帕克檢驗，用log（e2）對變量Xl和X2進(jìn)行回歸來檢驗異方差性。在Stata軟件命令窗口輸入命令“gene2=（e^2） gen e3=log（e2） reg e3 Xl X2est store reg2”得到為帕克檢驗的結(jié)果顯示可知R2=0.9990。另可知F統(tǒng)計量0.1%水平下拒絕原假設(shè)，變量參數(shù)的t檢驗在0.1%水平上拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，說明出模型中存在比較嚴(yán)重的異方差。

通過修正模型異方差，對模型進(jìn)行廣義最小二乘法估計，在軟件命令窗口依次輸入語句“predict g，xb gen h=exp（g） reg Yl Xl X2[aweight=h]”得出的結(jié)果F檢驗拒絕了原假設(shè)，認(rèn)為被解釋變量的兩個系數(shù)不全為零?？蓻Q系數(shù)R2=（R2=0.7094）和調(diào)整的R2=（R2=0.6752）都表明模型對樣本觀測值擬合較好。對于X1系數(shù)a1=10.216和X2的系數(shù)a2=-9.028都通過置信水平為5%的雙側(cè)t檢驗。

（3）模型殘差自相關(guān)檢驗

模型誤差的DW統(tǒng)計量結(jié)果為Durbin-watson d-statisc（3，20 ）=0.6073709.在0.05置信水平下DL（ k-3，n=20）=1，并通過計算得出的DW統(tǒng)計量滿足0≤DW=0.61

Y=66.12996+10.216X1-9.028X2

結(jié)論與啟示

從實證分析可得結(jié)論，經(jīng)常賬戶下商品和服務(wù)貿(mào)易結(jié)匯與售匯的凈額對人民幣幣值呈正相關(guān)。在一季度內(nèi)我國經(jīng)常賬戶下商品和服務(wù)貿(mào)易結(jié)匯與售匯的凈額增加1億元人民幣，名義有效匯率可以增加0.001%。金融和資本賬戶下直接投資結(jié)匯和售匯的凈額則與人民幣幣值呈負(fù)相關(guān)，在一季度內(nèi)我國金融和資本賬戶下直接投資結(jié)匯和售匯的凈額增加一億元人民幣，名義有效匯率減少0.0009%。本文在研究中可選取更多樣本提高其時間序列研究的說服力；也可引入更多對貨幣匯率有影響的控制變量，提高理論模型對其解釋程度，可得知有關(guān)鍵影響的控制變量，這將對我國研究貨幣匯率以及未來經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有所啟發(fā)。

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