中國證券投資賬戶實證分析

【摘 要】 近年來，資本與金融項目對我國國際收支的影響越來越顯著，而其中證券投資賬戶的比重從1997年開始大幅上升，尤其近幾年出現(xiàn)大額逆差。本文對證券投資賬戶資本進行研究，分析其發(fā)展的歷程和現(xiàn)狀以及呈現(xiàn)出的規(guī)律和態(tài)勢，用實證方法檢驗了證券投資賬戶的一系列影響因素，并建立了簡單模型。

【關鍵詞】 證券投資賬戶; 順差; 單位根檢驗; 誤差修正

一、引言

證券投資賬戶在國際收支資本與金融賬戶中占有很重要的地位，研究證券投資賬戶對于一國的國際收支平衡是非常必要的。我國證券投資賬戶差額在1997年之前都很小，在資本與金融賬戶中所占的比重也很小，而1997年開始大幅上升。隨著我國分別于2002年11月和2006年8月先后推出QFII和QDII制度，資本市場不斷對外開放，不僅使得我國的資本市場得到了全球資本的空前關注，也為國內企業(yè)和個人購匯對外金融投資提供了規(guī)范的渠道。近年來，我國證券投資項目呈現(xiàn)兩大特點:境外對我國證券投資，特別是股本證券的投資快速增長;我國機構對外證券投資大幅增長。但是，我國國際收支中證券投資賬戶大多表現(xiàn)為逆差，尤其是2006年逆差達676億美元，是上年的12.7倍。逆差的形成是由多方面原因導致的。雖然證券投資逆差可以在一定程度上緩解我國的資本賬戶順差，但是越來越多的證券投資逆差已經給中國經濟造成了一些負面效應。調節(jié)證券投資賬戶要遵循經濟發(fā)展的客觀規(guī)律，同時要符合我國資本市場發(fā)展的現(xiàn)狀。本文在解析中國證券投資現(xiàn)狀的基礎上，實證分析了證券投資賬戶運行的動態(tài)規(guī)律以及各種關鍵因素對它的影響，最后得出結論并提出了相關的政策建議。

二、證券投資賬戶解釋變量選取及數(shù)據(jù)整理

(一)解釋變量的選取

總體來看，中國證券投資規(guī)模較小，管制較嚴，開放程度較低，因而影響的因素主要以政策及短期的沖擊因素為主，另外還受一些長期的宏觀影響因素的左右。從時間趨勢來看，我國資本項目下證券投資的開放程度呈現(xiàn)一定的周期性特征，說明我國對證券投資政策時緊時松，是漸漸放松的過程。伴隨著我國資本市場、債券市場的進一步開放，合格境外機構投資者(QFII)、合格境內機構投資者(QDII)等政策出臺和業(yè)務的開展，證券投資項目更加活躍。從證券投資項目的特征和規(guī)律來看，解釋變量具有以下重要的作用:

1.證券市場的開放程度(EOSM):證券市場的開放程度對于中國這樣一個證券投資規(guī)模小、管制較嚴的證券投資賬戶十分重要。開放程度高，則證券投資較活躍，可擴大投資規(guī)模，從而擴大證券賬戶的余額。但我國傳統(tǒng)上對證券開放程度的測量沒有一種固定而有效的方法。筆者現(xiàn)以美國為參照，假定美國的開放程度為完全開放，則中國證券賬戶的投資規(guī)模同GDP的比例除以美國證券賬戶同美國GDP的比例作為衡量我國證券市場開放度的指標。

2.國內外的實際利差(ISRR):利率是資本的收益，同時也是資本的機會成本，一個國家國內外的利差，是驅動其資本流動的重要因素。但是名義的利率并不能反映中國與外國利差的真實情況，真正驅動國際資金流動的是真實利差。筆者選取以美國為代表的外國利率，剔除價格因素的影響，反映兩者的真實利差。

3.實際匯率(RFER):匯率是影響證券投資及國際資本流動的重要驅動因素。國際資金圍繞匯率進行的套匯及投資行為對我國證券投資賬戶的影響同樣十分重要。筆者認為，匯率的變動可能會影響我國證券投資規(guī)模的大小。

4.外匯儲備(BFR):一國外匯儲備，表明了一個國家對外投資的需要和能力的大小，外匯儲備多，則以外國債券形式表示的外匯的數(shù)量就多，購買的能力也越大。而我國商業(yè)銀行外匯頭寸的調撥又在證券投資賬戶中起重要作用，因而可作為對證券投資賬戶的解釋變量。

5.財政赤字:如果一國財政赤字嚴重，會引發(fā)物價的上升和影響經濟的發(fā)展，但它有一定的通脹預期。加上稅收的關系，通常會引起包括通過證券投資方式在內的資本外逃。

6.匯率的預期:對匯率穩(wěn)定的預期會減少證券投資活動的活躍程度，從而減少證券投資的余額規(guī)模;相反，對匯率變動的強烈預期是資本流動的重要驅動因素，會增加證券投資余額規(guī)模。1998年資本外逃現(xiàn)象的出現(xiàn)跟匯率貶值的預期有很大關系。近年來，人民幣升值的強烈預期也是證券投資賬戶變動的重要影響因素。

7.亞洲金融風暴:眾所周知，1998年爆發(fā)了影響世界的亞洲金融風暴。很顯然，這一因素對我國證券投資賬戶余額產生了極大的影響，由于確定市場經濟的方向，從1993年開始，我國證券投資賬戶開始順差，并逐年遞增。我國在1998年之前證券投資賬戶余額還是順差。但是由于1998年亞洲金融風暴的影響，我國證券投資賬戶受到外資的沖擊，資本大量外逃。1998年我國證券投資賬戶出現(xiàn)大額逆差，針對這一影響因素，筆者選取了虛擬變量D2來度量這一影響因素，在1998年以前為0，在1998年及其之后為1。

8.QFII:它是影響我國證券投資賬戶的一個重要因素。由于我國QFII啟動較晚，2002年11月中國證監(jiān)會與中國人民銀行聯(lián)合下發(fā)了《合格境外機構投資者境內證券投資管理暫行辦法》，QFII制度進入試點，累計投資額度上限為40億美元。2003年6月瑞士銀行有限公司和野村證券株式會社成為首批獲得投資額度的QFII。直到2007年12月，QFII投資額度擴大至300億美元，QFII的額度相對證券投資賬戶額來說較小。筆者采用虛擬變量D3來度量這一影響因素。以2003年第一支QFII進入中國為分界線，2003年之前為0，2003年及其之后為1。

9.經濟增長率(GDPR):經濟增速是反映我國經濟發(fā)展水平最直接的指標，他反映我國的經濟發(fā)展狀況:經濟增長率過低，預示著整體經濟進入衰退期，如果出現(xiàn)持續(xù)降低，可能會動搖投資者的信心，引發(fā)資本外逃;經濟增長率高，可以增強投資者對該國經濟增長的信心，吸引資本進入。所以經濟增長率因素對證券投資賬戶毫無疑問有著重要的影響。

(二)數(shù)據(jù)來源

證券投資賬戶余額PIB來源于國家外匯管理局1982-2007年的《中國國際收支平衡表》。中美兩國利率分別來源于中國人民銀行網站(http://www.pbc.gov.cn)和美國勞工部網站(http://www.bls.gov)。中美兩國的物價水平分別來源于中國統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒-2007》和美國勞工部。中美的匯率來源于中國商務部網站(www.mofcom.gov.cn)。中國1982-2007年的GDP數(shù)據(jù)取自中國統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒-2007》。

三、實證部分

(一)平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)現(xiàn)代計量經濟學理論，如果兩個變量存在時間趨勢，即使兩者不相關，也有可能出現(xiàn)較高的R2值。所以，如果兩個序列非平穩(wěn)，即使兩個序列互相獨立，在經濟上也無任何相關關系，但用傳統(tǒng)的回歸方法及顯著性檢驗時，仍可能會顯示出兩者在統(tǒng)計上有高度的相關關系，即出現(xiàn)所謂的“虛假回歸”現(xiàn)象。此時，傳統(tǒng)的統(tǒng)計變量如R2、t、F檢驗都不能用來判斷非平穩(wěn)時間序列之間是否存在回歸關系的依據(jù)?；诖?，本文在對時間序列進行回歸分析之前，首先對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。鑒于實踐中的運用，筆者采用ADF檢驗時間序列的單位根檢驗。利用Eviews5.1軟件進行檢驗，結果如表1所示。

從表1可以看出，PIB、ISRR、EOSM、GDP、BFR、RFERl六個變量在5%顯著性水平下都沒有通過檢驗，表明這六個變

量是非平穩(wěn)的。對這六個變量分別進行一階差分處理后，再進行ADF檢驗，檢驗結果如表2所示。

從表2可以看出，以上六個變量一階差分后的時間序列在5%的顯著性水平下拒絕了原假設，表明這六個變量一階差分后的時間序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。因此這六個變量都是一階單整，即均為I(1)過程。

(二)模型的建立

根據(jù)現(xiàn)代計量經濟理論，當兩個序列具有同階單整，就可以對其進行協(xié)整分析，那么證券投資賬戶影響因素的待估計模型可以設定為:

PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4GDPR+β5BFR+β6D1+β7D2+β8D3+μ

其中β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7，β8為各個影響因素的系數(shù)，β0為截距項，μ為隨機誤差項。

1.顯著性檢驗

通過Eviews軟件估計出各個系數(shù)的值，各個系數(shù)的顯著性見表3。

從上面的結果來看，估計出來的方程式為:

PIB=24 116.68624×ISRR-13 229.64438×GDPR-12 863.66009

×RFER-975 335.5412×BFR-9 401.280526×D1+17 172.46207

×D2-3 674.981025×D3-797 208.3605×EOSM+60 737.88391

從表3中可以看出，擬合出來的模型不十分理想。除ISRR、RFER、常數(shù)項的系數(shù)較為顯著之外，其他的系數(shù)都不顯著。從中可以推斷出，虛擬變量D2的不顯著，是由于1998年亞洲金融風暴和虛擬變量D1所表示的對將來匯率預期存在重復性，因為1998年金融風暴使得投資者產生了匯率預期。所以這里保留D1，剔除D2的影響。虛擬變量D3的不顯著性是由于QFII的數(shù)量太小，所占證券投資賬戶額的比率太小導致的，也應給予剔除。

2.相關性檢驗

另外，通過對各個變量之間的相關性分析，可以得出個別變量之間存在較高的相關性:見表4。

從表4中可以看出，ISRR和GDPR的相關系數(shù)為0.627925，這兩者存在較高的相關性，當一個國家處于高經濟增長率的情形下，資本在高經濟增長的國家投資收益將高，并且投資者對該國的經濟保持了較強的信心，外資流入增多。在這種情況下，貨幣當局為了防止經濟的泡沫和經濟過熱，將會采取擴大利差的行為。因此可以只考慮ISRR的影響，而剔除掉GDPR的影響。

還可以看到，ISRR和BFR之間的相關系數(shù)為-0.432356，這表明這兩者之間存在較高的負相關性。在現(xiàn)實情況中，還可以了解到，我國通過外匯儲備途徑投放了大量的基礎貨幣。當外匯儲備增長越大時，通過這一途徑投放的基礎貨幣也越大，這將使得我國的利率下降，從而擴大利差。這兩者之間存在較為明顯的負相關性，有理由剔除BFR因素的影響，而用ISRR來代替這種影響。

經過進一步分析，根據(jù)解釋變量的多重共線性和相關因素經濟意義的考慮，剔除了重復影響的因素及作用不明顯的因素，保留了ISRR、RFER、D1、EOSM這四個有明顯影響力和不存在明顯相關性的解釋變量，筆者重新建立了回歸模型:

PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4D1+μ

通過OLS方法得出回歸結果:

PIB=41 728.99504+14 276.30835×ISRR-1 072 503.802×EOSM-7 711.491137×RFER-9 513.401765×D1

其中，統(tǒng)計量的特征如表5所示。

從表5可以看出，在重新設定了模型以后，各變量系數(shù)都是顯著的，F(xiàn)檢驗的結果也顯著。

3.自相關檢驗

這里運用布雷殊-戈弗雷(BG或LM)檢驗來檢驗模型是否存在自相關的問題，應用于回歸模型結果如表6。

從檢驗的結果表明不能拒絕無自相關的假設，即誤差項不存在自相關的問題。

4.協(xié)整檢驗

進一步檢驗模型是否存在協(xié)整關系。筆者對模型的殘差數(shù)列進行ADF單位根檢驗，檢驗殘差序列的平穩(wěn)性。結果如表7所示。

結果表明，可以拒絕原假設，殘差序列平穩(wěn)。這就表明解釋變量與被解釋變量之間存在協(xié)整關系，即具有一種穩(wěn)定的長期關系。

從上面的實證結果可知，ISRR的系數(shù)為正，說明中美實際利差為正，就會吸引外國的資金向中國注入，從而導致證券投資賬戶出現(xiàn)順差。但是由于我國長期對利率實行嚴格的管制，利差對證券投資賬戶余額的影響相對較小。EOSM的系數(shù)為負，表明隨著我國證券市場的開放，更多的資金是向國外流動，這與我國長期以來的制度與政治因素所帶來的風險及國內企業(yè)存在許多缺陷及對外國股權投資的熱衷所造成資金外逃的沖動有關。從結果可以看出，證券市場的開放程度對證券投資賬戶的影響作用十分明顯。RFER的系數(shù)為負，表明了真實匯率的變動方向與證券余額的方向相反，在匯率上升、人民幣貶值的情況下會產生一種貶值預期，從而導致資金流出，使證券賬戶出現(xiàn)逆差。D1系數(shù)的負號，表明在存在變動預期的情況下，證券投資余額有反相的變動。這表明，我國匯率總體來說可能存在一種升值的預期，從而導致了這種反向關系。最后，從模型的總體結果表明，該模型較好地解釋了證券投資賬戶余額的情況，有一種長期的均衡關系。

據(jù)格蘭杰定理，從上面修正后的模型可以得出誤差修正模型，模型方程如下:

△PIB=β1△ISRR+β2△EOSM+β3△D1+β4△RFER+β5ECMt-1+μ

其中，△PIB、△ISRR、△EOSM、△D1、△RFER分別表示PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER的一階差分，ECMt-1表示滯后一期的RESIDUAL。

(三)回歸結果

通過Eviews軟件估計出各個系數(shù)的值，見表8所示。

通過誤差修正模型估計短期證券投資余額方程為:

△PIB=10 605.26535×△ISRR-1 280 469.588×△EOSM-7724.709517×△D1

+1 665.057042×△RFER-1.20313529×ECMt-1-709.3398396

誤差修正模型為:

△PIB=10 605.26535×△ISRR-1 280 469.588×△EOSM-1.20313529×ECMt-1

T值1.422889 -2.795078 -5.394787

-7 724.709517×DD1+1 665.057042×DRFER-709.3398396

-1.3335750.231971 -0.311071

R2=0.750453Durbin-Watson=2.0768145

其中誤差修正項為:

ECMt-1=DPI-(41 728.99504+14 276.30835×ISRR-1072 503.802×EOSM

-7 711.491137×RFER-9 513.401765×D1)

誤差修正模型描述的是各個變量之間短期波動的相互影響，PIB證券賬戶余額在短期內時根據(jù)實際利差、證券賬戶開放程度、匯率預期、實際匯率和長期均衡關系失衡程度來調整。從表8中可以看出，誤差修正模型很不理想，所以，筆者剔除不顯著的幾個變量，剔除了DD1和RFER，重新做誤差修正模型，結果如下:

△PIB=-1 256 751.029×△EOSM-1.214702179×ECMt-1+11 756.23137

-2.87 -5.52 1.77

×△ISRR589.5842432

-0.27

R2=0.687798 Durbin-Watson=2.079531F-statistic=18.62446

經過剔除變量之后，誤差修正項的系數(shù)還是-1.2，說明雖然被解釋變量趨于長期均衡的關系比較顯著，但是在短期內確定性變量對我國證券投資賬戶余額的影響是不明顯的，在偏離均衡值之后一段時間內，較難得到調整。

四、結論和政策建議

根據(jù)上述實證分析，中國證券市場的開放程度不同、中美的實際利差、中美的實際匯率、人們對人民幣匯率的預期同國際證券投資賬戶的余額之間存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關系。在一個逐漸開放的經濟實體中，證券投資將在國際收支的金融項目中起至關重要的作用。證券化融資以其收益高、風險小、流動性強、投資大眾化以及管理專業(yè)化等特點，正在逐步成為國際資本流動的主流。國際證券融資在今后我國吸引外資政策中將會起到越來越重要的作用。我國應當逐步實現(xiàn)人民幣在資本項目下的可兌換;推進利率市場化，有效引導資金流向;增強匯率對國際收支的調節(jié)作用，穩(wěn)定人民幣幣值的預期;深化我國資本市場改革，促進其健康發(fā)展;完善我國QFII制度下證券監(jiān)管法律體制?！?/p>

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