匯改前后人民幣實際有效匯率對我國外匯儲備的影響分析

肖 晴，李 鋒

(云南師范大學(xué) 數(shù)學(xué)學(xué)院，云南昆明650092)

匯改前后人民幣實際有效匯率對我國外匯儲備的影響分析

肖 晴，李 鋒

(云南師范大學(xué) 數(shù)學(xué)學(xué)院，云南昆明650092)

分析了匯改前后我國人民幣實際有效匯率與我國外匯儲備規(guī)模之間的關(guān)系.通過協(xié)整分析得出結(jié)論，匯改前，人民幣實際有效匯率與外匯儲備規(guī)模之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，只存在單向的格蘭杰因果關(guān)系.而匯改后，二者既不存在協(xié)整關(guān)系，也不具有格蘭杰因果關(guān)系.

外匯儲備;實際有效匯率;Johansen協(xié)整分析

外匯儲備(Foreign Exchange Reserve，F(xiàn)ER)是指一個國家的政府所持有的國際儲備資產(chǎn)中的外匯部分，即一個國家政府持有的可以自由兌換的外國貨幣表示的金融資產(chǎn).它包括現(xiàn)鈔、銀行存款、有價證券等.根據(jù)國家統(tǒng)計局資料顯示(http://www.pbc.gov.cn)，到2008年，我國已經(jīng)成為世界上外匯儲備最多的國家.隨著我國外匯儲備的增加，針對外匯儲備規(guī)模的討論也越來越多.

國際上，Michael Frenkel［1］利用日本銀行(the Bank of Japan，BOJ)公布的官方數(shù)據(jù)(1993～2000年)研究外匯市場干預(yù)(尤其是對外匯儲備的干預(yù))與日元兌美元匯率的波動關(guān)系，研究表明BOJ對外匯市場的干預(yù)與日美匯率波動之間存在正向的關(guān)系，同時那些沒有被金融媒體公布的BOJ干預(yù)也對匯率波動產(chǎn)生著正的影響.Adnan Kasman［2］利用單位根協(xié)整檢驗，結(jié)構(gòu)分解方法對土耳其1982年1月～2005年11月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果表明外匯儲備與匯率之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，并且外匯儲備與實際有效匯率之間既存在長期的，也存在短期的因果關(guān)系.而名義有效匯率與外匯儲備只存在長期的協(xié)整關(guān)系，名義有效匯率僅僅是外匯儲備的格蘭杰因果關(guān)系.

國內(nèi)方面，黃繼［3］利用外匯儲備需求的動態(tài)調(diào)整模型對中國1977～2001年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，解釋變量包括國內(nèi)生產(chǎn)總值、出口的波動性、匯率的波動性.實證表明，這3個解釋變量對外匯儲備需求的影響都顯著為正.文獻(xiàn)［4］的研究顯示，中國外匯儲備規(guī)模的變動與工業(yè)生產(chǎn)總值、出口額以及上一期的儲備額之間存在明顯的線性相關(guān)性，與此同時，匯率、利率等也對中國外匯規(guī)模有著影響，但是匯率波動對外匯儲備的影響卻不明顯.文獻(xiàn)［5］研究表明外匯儲備與匯率之間呈反向的協(xié)整關(guān)系，但不顯著.

本文以2005年7月為基期，利用2000年1月～2009年12月的月度數(shù)據(jù)，通過建立回歸模型，利用單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法主要研究匯改前外匯儲備與實際有效匯率之間的關(guān)系是否與國際上的研究結(jié)果相一致，匯改后這二者之間的關(guān)系發(fā)生了什么變化，影響這種關(guān)系變化的因素可能有哪些.

1 數(shù)據(jù)說明與研究方法

有效匯率是一個非常重要的經(jīng)濟指標(biāo)［6］，通常被用于度量一個國家貿(mào)易商品的國際競爭力，也可以被用于研究貨幣危機的預(yù)警指標(biāo).有效匯率又可分為名義有效匯率和實際有效匯率.名義有效匯率(NEER)是根據(jù)一定的權(quán)重對測算國與若干樣本國的名義雙邊匯率進(jìn)行加權(quán)得到的匯率，而實際有效匯率(REER)是用名義有效匯率剔除價格指數(shù)的影響得到的.

其中，CPIC是測算國的物價指數(shù)，CPIW表示一籃子樣本國的物價指數(shù).

在這里因變量為外匯儲備，記為RES，自變量為人民幣實際有效匯率REER.利用國際清算銀行(BIS)對人民幣有效匯率測算的數(shù)據(jù)，將2000年1月～2009年12月的實際有效匯率指數(shù)與我國的外匯儲備額進(jìn)行相關(guān)系數(shù)的檢驗計算.為了消除變量間的異方差性，將外匯儲備和人民幣實際有效匯率的原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，分別記為ln FER和ln REER.本文實證數(shù)據(jù)來自國際清算銀行和中國統(tǒng)計年鑒.

Johansen分析法是基于傳統(tǒng)的參數(shù)估計方法的，協(xié)整分析是基于非平穩(wěn)序列的基礎(chǔ)之上的，而利用非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸，經(jīng)常會出現(xiàn)偽回歸.在非平穩(wěn)時間序列的線性組合是平穩(wěn)序列時，那么我們就可以說這些非平穩(wěn)序列之間存在長期的均衡關(guān)系.所以在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前必須先對序列作單位根檢驗，驗證其是否為非平穩(wěn)的.而且在協(xié)整檢驗的條件中，還必須要求2變量是同階的.在協(xié)整檢驗過程中，本文需要用到跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量，這2個統(tǒng)計量的定義如下:

Maximal Eigenvalue統(tǒng)計量:λmax=－T ln(1－^λr+1)，r=0，1，…，n－1.

如果跡統(tǒng)計量與最大特征值統(tǒng)計量顯著不為0，那么就拒絕對應(yīng)的原假設(shè)H0.本文以5%顯著性水平為標(biāo)準(zhǔn)來判斷.在實際應(yīng)用過程中，如果以上2個統(tǒng)計量的結(jié)果不同，則以跡統(tǒng)計量的結(jié)果為標(biāo)準(zhǔn).

2 實證分析及結(jié)果

ln REER和ln FER的時間序列分析圖1～2如下，從圖中可以初步判斷二者均為非平穩(wěn)序列，為了得到二者是否具有相互影響關(guān)系，進(jìn)行如下的檢驗步驟.

從圖中可看出，人民幣實際有效匯率波動在2005年初降至最低點，然后逐漸攀升，至2008年底達(dá)到最高點.這其中的原因與我國在2005年的7月進(jìn)行的匯改有關(guān).在最高點處恰是2008年的金融危機時期.同期，我國的外匯儲備也發(fā)生突降.從這二者的變化來看，人民幣實際有效匯率和外匯儲備之間可能存在著某種必然聯(lián)系.為此，我們做了如下的檢驗.

2.1 單位根檢驗

為了進(jìn)一步分析實際有效匯率與外匯儲備之間是否存在長期均衡關(guān)系，需對2變量序列進(jìn)行單位根檢驗，采用ADF檢驗.首先初步建立如下回歸模型:

應(yīng)用Eviews 5.0軟件，經(jīng)過反復(fù)試驗，單位根檢驗結(jié)果見表1.

表1 ADF檢驗結(jié)果

由表1的檢驗結(jié)果可知，變量 ln REER與ln FER的水平都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分序列變?yōu)槠椒€(wěn)，因此In REER與ln FER均是一階單整序列.以上條件滿足協(xié)整分析的條件，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗.接下來對其進(jìn)行協(xié)整檢驗.

2.2 協(xié)整檢驗

通過對整體作協(xié)整分析，滯后期選擇4期，檢驗結(jié)果得知，從2000年1月～2009年12月二者不存在協(xié)整關(guān)系.其間可能有匯改的影響，下面以匯改期為分界線，分別對2階段進(jìn)行檢驗.通過分別畫2000年01月～2005年07月與2005年08月～2009年12月的散點圖(見圖3～4)可以得出，前者呈負(fù)相關(guān)性，與文獻(xiàn)［6］中的研究結(jié)果吻合.后者呈正相關(guān)性，驗證了文獻(xiàn)［6］中的預(yù)測.下面分別針對2階段的情況做協(xié)整分析.以下橫軸為REER，縱軸為FER.從縱軸可以進(jìn)一步看出我國2005年8月以后高額的外匯儲備增長.

2.2.1 針對2000年01月～2005年07月Johansen協(xié)整分析

在協(xié)整檢驗中選擇第3種情況，滯后期間選擇3期，得到結(jié)果見表2.

表2 2000年01月～2005年07月Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

以上結(jié)果表明，在檢驗水平0.05判斷，跡統(tǒng)計量檢驗有16.852 6＞15.41，2.442 8＜3.76.最大特征值檢驗量有14.4097＞14.07，2.442 8＜3.76.所以ln FER與ln REER序列存在協(xié)整關(guān)系.

2.2.2 針對2005年08月～2009年12月的Johansen協(xié)整分析

類似以上的操作，得出Johansen協(xié)整分析結(jié)果見表3.

表3 2005年08月～2009年12月Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

同理分析，在檢驗水平0.05判斷，跡統(tǒng)計量有3.799 9＜15.41，0.559 5＜3.76，最大特征值檢驗量有3.240 5＜14.07，0.559 5＜3.76.說明了ln RFER與ln REER序列不存在協(xié)整關(guān)系.

2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為了避免時間序列出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，以下對FER和REER 2個變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗.

關(guān)于滯后期的選擇，Schwert指出，如果滯后期值長度q選擇不當(dāng)，可能會使檢驗的結(jié)論有誤，因此他建議，所選的q的最佳值應(yīng)與樣本的大小相適應(yīng)，根據(jù)Schwert的方法來確定滯后長度的公式為

在本實證檢驗中，滯后值取q=3.

2.3.1 2000年01月～2005年07月格蘭杰因果檢驗

記兩變量為ln FER before=X與ln REER before=Y.檢驗結(jié)果見表4.

表4 2000年01月～2005年07月格蘭杰因果檢驗結(jié)果

以上檢驗可看出，REER不是FER的格蘭杰因果原因，而外匯儲備是人民幣實際有效匯率的格蘭杰因果原因，2者呈現(xiàn)單向的因果關(guān)系.

2.3.2 2005年08月～2009年12月格蘭杰因果檢驗

記ln FER after=X與ln REER after=Y.檢驗結(jié)果見表5.

表5 2005年08月～2009年12月格蘭杰因果檢驗結(jié)果

結(jié)果顯示，二者都互不為格蘭杰因果關(guān)系.

3 結(jié)論與分析

本文分析了匯改前后我國REER與我國FER規(guī)模之間的關(guān)系.通過協(xié)整分析，得出二者之間在匯改前存在長期的協(xié)整關(guān)系和單向的格蘭杰因果關(guān)系，而在匯改后二者不存在協(xié)整關(guān)系，也不具有格蘭杰因果關(guān)系.

實證研究結(jié)果與國際研究相一致，而對匯改后2者關(guān)系發(fā)生的變化.我們認(rèn)為主要原因有以下幾種.

1)政府對外匯市場的干預(yù).理論上，本國外匯儲備的增長必然影響本幣的升值.但現(xiàn)實中，我國匯率制度主要是以美元掛鉤，所以實際上可視為固定匯率制度，外匯儲備量變動替代了有效匯率的波動.在我國的金融體制下，人民幣實際有效匯率的波動被限制在一個狹小的范圍內(nèi)，一旦匯率波動超出此范圍，中央銀行就會對其干預(yù)，這種干預(yù)必然使我國的實際匯率偏離市場機制下匯率的波動軌道.文獻(xiàn)［1］也印證了對外匯市場干預(yù)會影響匯率的波動.

2)我國外匯儲備的高額增長與國際“熱錢”(又叫游資)的涌入有很大的關(guān)系.熱錢是以套利為目的，不是有效資本.大規(guī)模的投機資本會使市場處于空前活躍，一旦撤走，就會給市場帶來不可預(yù)測的沖擊.據(jù)海關(guān)、商務(wù)部公布的上半年數(shù)據(jù)，2007年增長的外匯儲備中，有1 209億美元至今無法準(zhǔn)確地判斷其來路，換言之，這1 209億美元極有可能就是通過各種渠道混入中國的國際“熱錢”.國際“熱錢”的涌入進(jìn)一步加劇了我國的實際匯率偏離市場機制下匯率的波動軌道的程度.

3)人民幣升值的預(yù)期對外匯儲備的影響.從匯改后散點圖中可以看出這一改革沒有能夠緩解近幾年來外匯儲備飛速增長的趨勢.這也是人民幣升值面臨巨大壓力的直接原因之一.而隨著人民幣的升值壓力，大量境外熱錢流入我國，境內(nèi)外資企業(yè)和外籍人士近年來的結(jié)匯量快速增加，轉(zhuǎn)換成人民幣投入國內(nèi)市場.人民幣加息更加刺激了國際熱錢的涌入.國家外匯管理局認(rèn)為，人民幣加息后部分銀行、企業(yè)和個人的外匯資金違規(guī)結(jié)匯，導(dǎo)致了外匯儲備的高額增長，影響了國際收支平衡.

4)匯改后，外匯儲備與實際有效匯率已不在具有協(xié)整關(guān)系.如果排除以上因素的干擾，可能二者仍然會回復(fù)到原來的關(guān)系狀態(tài).這里由于數(shù)據(jù)不易得到，我們沒有做具體的量化研究.到底這些因素對外匯儲備的影響有多大，有待于我們進(jìn)一步的研究.

［1］FRENKEL M.The effects of Japanese foreign exchange market interventions on the yen/U.S.dollar exchange rate volatility［J］.International Review of Economics and Finance，2005，14:27 －39

［2］KASMAN A.Foreign exchange reserves and exchange retes in Turkey:Structural breaks，unit roots and cointegration［J］.2008，25:83 －92.

［3］黃繼.關(guān)于中國外匯儲備需求的動態(tài)分析［J］.世界經(jīng)濟文匯，2002，6:62 －69.

［4］馬嫻.從實證角度看中國外匯儲備規(guī)模與匯率的關(guān)系［J］. 世界經(jīng)濟研究，2004，7:36 －40.

［5］王珍.中國外匯儲備管理研究［M］.北京:中國金融出版社，2007.

［6］巴曙松.匯率制度改革后人民幣有效匯率測算及對國際貿(mào)易、外匯儲備的影響分析［J］.國際金融研究，2007，4:56 －62.

［7］張成思.金融計量學(xué)——時間序列分析視角［M］.大連:東北財經(jīng)大學(xué)出版社，2008.

(責(zé)任編輯萬志瓊)

The Analysis of the Effect on the Relationship Before and After the Exchange Rate Reform between the REER and FER

XIAO Qing，LI Feng
(School of Mathematics，Yunnan Normal University，Kunming 650092，China)

This paper analyzes the relationship between the exchange rate reform in China before and after the Real Effective Exchange Rate and the scale of China′s foreign exchange reserves.By using cointegration analysis，we obtained that the real effective exchange rate of RMB and foreign exchange reserves existed long－term cointegration relationship，but there only existed one－way Granger causality relationship before the exchange rate reform.After the exchange rate reform，neither the cointegration nor the Granger causality relationship existed.

foreign exchange reserve;real effective exchange rate;cointegration analysis

O 29

A

1672－8513(2011)02－0122－04

10.3969/j.issn.1672－8513.2011.02.011

2010－10－20.

國家自然科學(xué)基金(40861004，40461003).

肖晴(1984－)，女，碩士研究生.主要研究方向:金融數(shù)學(xué).

李鋒(1964－)，男，教授.主要研究方向:金融數(shù)學(xué)與數(shù)學(xué)建模.