劉良

摘要：基于2000—2015年時間序列月度數(shù)據(jù)，建立VAR模型，利用協(xié)整檢驗、誤差修正、格蘭杰因果檢驗及脈沖響應(yīng)分析對外匯儲備、凈出口和外商直接投資之間關(guān)系進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明，外匯儲備、凈出口和外商直接投資之間存在長期均衡關(guān)系，外商直接投資對外匯儲備的貢獻(xiàn)要大于凈出口；外商直接投資和凈出口都能影響外匯儲備規(guī)模，外匯儲備規(guī)?？煞醋饔糜谕馍讨苯油顿Y，卻不能影響凈出口；外匯儲備短期內(nèi)呈現(xiàn)波動狀態(tài)，長期內(nèi)趨于平穩(wěn)。

關(guān)鍵詞：外匯儲備；凈出口；外商直接投資；VAR模型

中圖分類號：F83092文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：2095-3283（2016）06-0024-03

一、引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，外匯儲備規(guī)模逐步擴大。2004年6月，我國外匯儲備總量為4706億美元，到2014年6月，已達(dá)39932億美元，十年間增長了近8倍。外匯主要來源于出口和外商直接投資。一方面，我國貿(mào)易長期保持順差，導(dǎo)致外匯儲備的快速增長；另一方面，改革開放以來，我國引資政策決策了經(jīng)常項目與資本項目長期“雙順差”。近年來，我國國際外匯收支長期處于支出小于收入的不平衡狀態(tài)，形成巨大的外匯儲備，將增加機會成本，所以研究外匯儲備與出口和外商直接投資之間的關(guān)系，可以為我國相關(guān)政策的制定和實施提供參考。

學(xué)界對外匯儲備與凈出口、外商直接投資、匯率等變量關(guān)系的研究結(jié)論主要分為兩類：一是研究關(guān)于影響外匯儲備的因素，郭梅君、蔡躍洲（2006）認(rèn)為影響外匯儲備的因素有人均GDP、外貿(mào)依存度、外匯收支波動性、進(jìn)口傾向及外債規(guī)模；傅建東（2010）采用1986—2009年年度數(shù)據(jù)，得出外商直接投資是促進(jìn)外匯長期增長十分重要的因素，提出應(yīng)合理調(diào)節(jié)外商直接投資來改善巨額外匯儲備帶來的不同效應(yīng)；段潔新、王志文、陳丹（2013）等認(rèn)為外匯儲備規(guī)模與出口總額、進(jìn)口總額、外商直接投資、短期外債余額和人民幣匯率等影響因素之間存在長期協(xié)整關(guān)系。二是實證分析關(guān)于外匯儲備與各影響因素之間關(guān)系，何青、楊曉光（2003）通過建立國際收支聯(lián)立方程組，扣除出口和FDI對國際收支余額的貢獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對外匯儲備增長的貢獻(xiàn)已經(jīng)接近出口，并且還有增強的趨勢；楊波（2010）從外匯儲備會計恒等式出發(fā)，在考慮各影響因素相互關(guān)系的前提下，從理論上推算了出口和FDI對外匯儲備增長的貢獻(xiàn)率；包玉香，趙萌昕（2012）用月度時間序列數(shù)據(jù)證明，從長期來看對外貿(mào)易及匯率對外匯儲備有顯著影響，貿(mào)易額每增加1%，外匯儲備增加118%；張冬（2012）利用1984—2008年年度數(shù)據(jù)，建立對數(shù)回歸模型，進(jìn)行協(xié)整分析和誤差修正，結(jié)果表明，F(xiàn)DI和出口與外匯儲備之間存在協(xié)整關(guān)系，并對外匯儲備增長具有一定正向推動作用。

二、變量選擇與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源及變量說明

以外匯儲備（FER）、外商直接投資（FDI）和出口總額（EX）作為變量，選取2000年1月到2015年12月月度時間序列數(shù)據(jù)，利用軟件Eviews60進(jìn)行分析。

（二）模型設(shè)定

為了消除模型中可能出現(xiàn)的異方差問題，將時間序列數(shù)據(jù)取對數(shù)，對數(shù)化后變量符號分別為LNFER、LNEX和LNFDI。在模型選擇上，選取的是經(jīng)濟(jì)關(guān)系中多變量動態(tài)變化的向量自回歸模型，檢驗結(jié)果顯示2階滯后長度為2最合適，具體模型為：

LFER

LFDI

LEXt=a1

a2

a3+b11b12b13

b21b22b23

b31b32b33LFER

LFDI

LEXt-1+c11c12c13

c21c22c23

c31c32c33LFER

LFDI

LEXt-2+ε1

ε2

ε3

三、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

為了避免出現(xiàn)偽回歸問題，先檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，使用ADF法先對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表1。

從表1可知，在對LFER、LEX和LFDI的單位根檢驗時，5%臨界值下，ADF統(tǒng)計值絕對值都小于臨界值，說明外匯儲備規(guī)模、出口和外商直接投資三個序列是不平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后，伴隨概率都為00000，可知DLFER、DLEX和DLFDI在95%置信水平下都是平穩(wěn)的。

（二）協(xié)整檢驗

為了分析外匯儲備、外商直接投資及凈出口之間是否存在長期均衡關(guān)系，需要對變量進(jìn)行協(xié)整分析，根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可知，所有變量經(jīng)過一次差分后均平穩(wěn)，都為一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，采用喬根森協(xié)整檢驗法進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表2。

可知，伴隨概率為00142，跡統(tǒng)計量為822763，大于5%水平的臨界值，所以在95%置信水平下，拒絕無協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；在至多一個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)上，伴隨概率04356，跡統(tǒng)計量360564，小于95%置信水平下的臨界值，接受原假設(shè)；所以，外匯儲備、凈出口和外商直接投資之間存在唯一協(xié)整關(guān)系，均衡方程為：

LFER=68835+08355LFDI+15083LFEX

從協(xié)整方程可以看出它們之間存在長期均衡關(guān)系。外商直接投資、凈出口與外匯儲備之間呈同方向變動，外商直接投資對外匯儲備的影響大于凈出口對外匯儲備的影響；其次，外匯儲備要增加1%，外商直接投資要增加08355%，而凈出口需要增加15083%。

（三）模型估計與誤差修正

外匯儲備、外商直接投資和凈出口之間存在一個長期均衡關(guān)系，在選擇2階滯后期后估計的VAR（2）模型如下：

LFER

LFDI

LEXt=

106

0035

013+0160012003

-18614513

-003600062022LFER

LFDI

LEXt-1+0036-00066-009

208-047-078

0075000220057LFER

LFDI

LEXt-2

對于上述模型，當(dāng)某個條件或因素突然發(fā)生改變時，這種長期均衡關(guān)系很容易被打破，從而在一定時間內(nèi)產(chǎn)生偏離，就需要對模型加以修正，VEC模型能對這種情況進(jìn)行補充，它能夠?qū)⒈慌既灰蛩卮蚱频拈L期均衡關(guān)系從新拉回到均衡狀態(tài)，所以對模型進(jìn)行誤差修正結(jié)果如下：

LFER

LFDI

LEXt=-00052

00013

-0059VECM+0013

0057

-0014+-061-1360083

00077041058

-0036-00071-012LFER

LFDI

LEXt-1+-046143-0094

00003802300057

-000059118-0078LFER

LFDI

LEXt-2

采用單位圓、特征根和觀察誤差修正曲線法對誤差修正模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，特征根檢驗結(jié)果如圖1所示。

結(jié)果顯示所有單位根都在圓內(nèi)，說明所修正的模型滿足穩(wěn)定性條件。在2008年左右，誤差修正項的絕對值較大，說明在該段時間內(nèi)，短期波動偏離均值較大，對應(yīng)2008年國際金融危機爆發(fā)導(dǎo)致凈出口、外商直接投資突然減少引起的短期波動，在2014年左右，又重新回到了均衡狀態(tài)，之后數(shù)值波動較小，模型比較穩(wěn)定。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為了進(jìn)一步研究外匯儲備、外商直接投資及凈出口之間的關(guān)系，對變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表3。

在最優(yōu)滯后長度為2的條件下，通過格蘭杰因果檢驗可知，外商直接投資和外匯儲備規(guī)?；橐蚬P(guān)系，同時，凈出口也是外匯儲備的原因，但外匯儲備規(guī)模卻不是凈出口的原因；外商直接投資是引起凈出口變化的原因，但凈出口卻不是引起外商直接投資的原因。可以通過調(diào)節(jié)凈出口和外商直接投資額來調(diào)控外匯儲備量，通過外商直接投資來適當(dāng)影響出口。

（五）脈沖響應(yīng)分析

利用脈沖相應(yīng)分析進(jìn)一步研究某個內(nèi)生變量的隨機干擾項的脈沖對模型其他內(nèi)生變量或自身當(dāng)前和未來值的影響，因為單位圓與特征根檢驗?zāi)Ｐ褪欠€(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，檢驗結(jié)果如圖2：

從圖2可知，外匯儲備對自身的的一個單位沖擊后，外匯儲備脈沖響應(yīng)會逐漸下降，然后在第4期后趨于穩(wěn)定，并且外匯儲備自身沖擊所帶來的響應(yīng)都是正向的。在凈出口對外匯儲備有一單位沖擊后，外匯儲備會出現(xiàn)先降后升的脈沖響應(yīng)，并且在第4期趨于穩(wěn)定，說明凈出口的增長會引起外匯儲備的增加。此外，當(dāng)外商直接投資在第1期對外匯儲備一單位沖擊后，脈沖響應(yīng)會逐漸上升，在第4期達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)，說明外商直接投資的增加也會使外匯儲備增長。綜上，凈出口和外商直接投資對外匯儲備的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果和前文協(xié)整檢驗結(jié)果一致。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文利用月度時間序列數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析及誤差修正等方法對外匯儲備、外商直接投資和凈出口進(jìn)行相關(guān)分析，得出以下結(jié)論。

1外匯儲備、外商直接投資和凈出口之間存在長期均衡關(guān)系。若要使外匯儲備增長1%，凈出口則需增長15083%，而外商直接投資僅需增長08355%?？梢?，外商直接投資對外匯儲備的貢獻(xiàn)要大于凈出口。

2外商直接投資是外匯儲備的雙向格蘭杰原因，而凈出口是外匯儲備的單向格蘭杰原因。外商直接投資和凈出口都可影響外匯儲備規(guī)模，外匯儲備規(guī)模又能反作用于外商直接投資，卻不能影響凈出口。

3外匯儲備在短期內(nèi)會有所波動，但是在第4期后會逐漸趨于平穩(wěn)。

（二）建議

在合理利用外資的同時，注意優(yōu)化引資結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)外資從加工業(yè)、制造業(yè)向更高端產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。同時，加強外匯管理，健全外匯管理框架，建立多元化、多層次的外匯制度，滿足不同層次企業(yè)、個人以及金融機構(gòu)的需求。

[參考文獻(xiàn)]

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[7] 張冬中國外匯儲備增長貢獻(xiàn)因素的實證分析——基于貿(mào)易出口和FDI流入的分析[J]對外經(jīng)貿(mào)，2012（4）：109-111.

（責(zé)任編輯：張彤彤）