中國外匯儲備增長貢獻(xiàn)因素的實(shí)證分析——基于貿(mào)易出口和FDI流入的分析

張 冬

(湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北武漢430062)

一、我國FDI流入，出口貿(mào)易與外匯儲備變化狀況概述

(一)出口貿(mào)易變化

據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計資料顯示，中國的商品和勞務(wù)出口額自20世紀(jì)80年代初以來呈飛速增長的態(tài)勢，出口額由1984年底的261.4億美元增加到2008年底的14285.5億美元，25年間增長了50多倍，尤其在中國2001年加入WTO之后的7年間增長最為迅速。

(二)FDI流入變化

通過整理商務(wù)部網(wǎng)站相關(guān)數(shù)據(jù)可知，1984年中國實(shí)際利用外資額僅有14.2億美元，到1991年實(shí)際利用外資額才上升到43.7億美元，8年間實(shí)際利用外資水平一直較低，而后開始迅猛增長，到2007年一舉躍升到747.7億美元，并且成為全球吸收外資最多的國家。

(三)外匯儲備額變化

根據(jù)國家外匯管理局(SAFE)相關(guān)數(shù)據(jù)可知，從1979年中國應(yīng)IMF要求開始逐步建立與國際接軌的核算體系后，中國外匯儲備增長緩慢，到20世紀(jì)90年代初期才開始迅猛增長。1993—2008年16年間，我國外匯儲備增長了70余倍，即使在受到亞洲金融危機(jī)沖擊的1997—2000年，我國外匯儲備存量仍然微幅增長。這主要依賴于中國經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展和20世紀(jì)90年代初期的出口戰(zhàn)略的實(shí)施，保證了我國憑借經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展積累了大量的外匯儲備。

依據(jù)傳統(tǒng)的國際金融理論，引起一國外匯儲備增長的主要因素是資本的流入和商品勞務(wù)的輸出。而中國的外匯儲備額的增長很大程度上是因?yàn)槭艿劫Y本流入和出口貿(mào)易的雙重拉動。筆者選擇商品和勞務(wù)貿(mào)易出口額(以下簡稱貿(mào)易出口額)和實(shí)際利用外資額分別代表商品勞務(wù)輸出和資本流入這兩個經(jīng)濟(jì)變量作為解釋變量，以外匯儲備存量作為被解釋變量，建立計量模型，并運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論對這種關(guān)系進(jìn)行分析。

二、出口貿(mào)易和FDI流入對外匯儲備增長的貢獻(xiàn)程度分析

(一)獲取并處理數(shù)據(jù)和建立模型

筆者以1984—2008年25年間的貿(mào)易出口額(EXP)、實(shí)際利用外資額(FDI)和外匯儲備存量(FER)三個時間序列來分析貿(mào)易出口額、FDI的流入與外匯儲備增長之間的關(guān)系。其中，貿(mào)易出口額和實(shí)際利用外資額的數(shù)據(jù)是對商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)﹑2006年《中國統(tǒng)計年鑒》以及2007年和2008年國家統(tǒng)計局公報整理得到，相應(yīng)年份的外匯儲備數(shù)據(jù)則是對國家外匯管理局統(tǒng)計數(shù)據(jù)、2006年《中國統(tǒng)計年鑒》以及2007年和2008年國家統(tǒng)計局公報進(jìn)行整理得到。

由于筆者所采集的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，也為了回歸模型更加平滑，筆者將變量對數(shù)化(即lnEXP、lnFDI和lnFER)。采用協(xié)整理論和誤差修正模型來分析貿(mào)易出口額和FDI流入對外匯儲備增長的貢獻(xiàn)是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。其中對數(shù)數(shù)據(jù)是將原始數(shù)據(jù)在Excel中進(jìn)行運(yùn)算處理后得到。

在模型的構(gòu)造中，筆者引用姚宏善和楊海叢(2005)構(gòu)造的自然對數(shù)模型:

(1)式中l(wèi)nFERt表示t期的外匯儲備額;lnEXPt表示t期的貿(mào)易出口額;lnFDIt表示t期的FDI實(shí)際利用額;εt表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

(二)模型檢驗(yàn)

經(jīng)典的線性回歸模型存在一些假設(shè)條件，如實(shí)際數(shù)據(jù)違背了其中某一條或幾條假設(shè)條件，那么通過最小二乘法(OLS)就不能準(zhǔn)確地得到參數(shù)估計值，并且各種檢驗(yàn)也會失真。因此本文對模型進(jìn)行異方差性、序列自相關(guān)性和多重共線性檢驗(yàn)。

1.異方差性檢驗(yàn)

異方差性檢驗(yàn)是指由于相對于不同的解釋變量觀測值，隨機(jī)干擾項(xiàng)產(chǎn)生了不同的方差，需要檢驗(yàn)隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差與解釋變量之間的關(guān)聯(lián)性。除了直觀地通過散點(diǎn)圖判斷外，檢驗(yàn)方法主要有Park-Gleiser檢驗(yàn)、Goldfeld-Quandt檢驗(yàn)和White檢驗(yàn)。本文進(jìn)行的是White檢驗(yàn)，由于這些檢驗(yàn)方法之間具有替代性，并且EViews3.1在檢驗(yàn)異方差性上只能進(jìn)行White檢驗(yàn)。檢驗(yàn)后得到:Eviews3.1的White檢驗(yàn)的零假設(shè)中殘差不存在異方差性時，由輸出結(jié)果可知，檢驗(yàn)的相伴概率比較小(0.024671)，因此不能拒絕零假設(shè)，即本模型不存在異方差性。

2.序列自相關(guān)性檢驗(yàn)

大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都存在明顯的慣性特點(diǎn)，表現(xiàn)在時間序列數(shù)據(jù)不同時間的前后關(guān)聯(lián)關(guān)系上，往往存在序列相關(guān)性。序列自相關(guān)性的檢驗(yàn)方法有很多，除了通過觀察殘差的散點(diǎn)圖判斷其絕對值分布是否具有明顯的規(guī)律外，還有Durbin-Waston檢驗(yàn)、Langrange multiplier檢驗(yàn)、馮諾曼比檢驗(yàn)和回歸檢驗(yàn)等。本文進(jìn)行Durbin-Waston檢驗(yàn)。

一般認(rèn)為，D.W.值距離2較遠(yuǎn)，就可以認(rèn)為有一定程度的自相關(guān)性存在;D.W.值越近于0，說明存在很強(qiáng)的一階正相關(guān)性;D.W.值越近于4，說明存在很強(qiáng)的一階負(fù)相關(guān)。本模型的D.W.值為0.948106，約等于1，說明可能存在一定的序列自相關(guān)性。

3.多重共線性檢驗(yàn)

多重共線性是指在幾個回歸變量間存在嚴(yán)格的或近似的線性關(guān)系。對于多個解釋變量的計量經(jīng)濟(jì)模型，若經(jīng)過OLS回歸后，模型的回歸平方和與F值較大，但各參數(shù)估計值的檢驗(yàn)值較小，各解釋變量間存在共線性而使得它們對Y的獨(dú)立作用不能分辨，故t檢驗(yàn)不顯著。

根據(jù)已建立的模型(1)，對lnEXP、lnFDI和lnFER進(jìn)行OLS回歸，利用Eviews3.1得出回歸方程為:

顯然，該回歸方程的R2(0.966094)和F(99.070141)統(tǒng)計值均較高，而各參數(shù)估計值的t統(tǒng)計值較低，因而該回歸模型存在一定的多重共線性。

(三)對lnEXP、lnFDI和lnFER三個時間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如果有兩列時間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢(非平穩(wěn)的)，即使它們之間沒有任何經(jīng)濟(jì)關(guān)系，但進(jìn)行回歸也可表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)。lnFDI和lnFER是兩個非平穩(wěn)的時間序列。若直接采用OLS對其進(jìn)行回歸可能會產(chǎn)生偽回歸，會使分析結(jié)果變得沒有實(shí)際意義。對時間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)除了可通過觀察序列的自相關(guān)圖來判斷外，運(yùn)用統(tǒng)計量進(jìn)行統(tǒng)計檢驗(yàn)則更為準(zhǔn)確和重要。在水平單根檢驗(yàn)中，亦即在不對原序列進(jìn)行差分的情況下，lnFDI的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計量(-1.927998)均大于在給定1％的顯著性水平ADF的臨界值(Critical value)，因此不能拒絕存在單位根的零假設(shè)，對lnEXP和lnFER的ADF檢驗(yàn)同樣不能拒絕存在單位根的零假設(shè)。

(四)lnFDI、lnEXP和lnFER的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

單根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，lnFDI、lnEXP和lnFER都是一階單整變量，符合展開協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，即FDI流入和貿(mào)易出口對中國外匯儲備額增長產(chǎn)生顯著影響。EG兩步法要求第二步對時間序列數(shù)列數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸后，對殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。殘差的ADF水平檢驗(yàn)統(tǒng)計量(-2.388116)在1％的顯著水平下大于臨界值(-4.5348)，因此不可以拒絕存在單位根的假設(shè)，這表明殘差是非穩(wěn)定的，因此lnFDI、lnEXP和lnFER是不存在協(xié)整關(guān)系的。而殘差的ADF一階和二階檢驗(yàn)統(tǒng)計量在1％的顯著水平下均小于臨界值，也就是在一定時期內(nèi)lnFDI、lnEXP和lnFER三個序列間是存在“均衡”關(guān)系的。這種均衡關(guān)系意味著如果變量在某期受到干擾后偏離其長期均衡點(diǎn)，則均衡機(jī)制將會在下一期進(jìn)行調(diào)整，一次沖擊只能使它們短期內(nèi)偏離均衡位置，而在長期中就會自動恢復(fù)均衡位置。這種均衡機(jī)制就是下面將要建立的誤差修正模型(ECM)。

(五)ECM模型的建立

多變量模型中是不能同時對幾個時間序列進(jìn)行協(xié)整分析的，但是由于lnFDI和lnFER以及l(fā)nEXP和lnFER分別存在相同的單整階，為了計算簡便，均選擇在10％的顯著性水平下的一階單整，分別對lnFDI和lnFER以及l(fā)nEXP和lnFER進(jìn)行協(xié)整分析，并建立誤差修正模型。

1.lnFDI和lnFER的ECM估計

在Eviews3.1中分別建立lnFDI和lnFER的一階差分序列▽lnFDI和▽lnFER后進(jìn)行ECM估計，所得結(jié)果整理如下:

可決系數(shù)(R-squared)和校正的可決系數(shù)(Adjusted R-squared)都不大，說明模型(4)擬合的程度不高。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為0.051596，它反映了前期的實(shí)際利用外資額與外匯儲備額的非均衡誤差以0.51596的比率對當(dāng)期的FER做出修正。

可決系數(shù)(R-squared)和校正的可決系數(shù)(Adjusted R-squared)都比較大，說明模型(5)擬合的程度較高。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為0.059423，它反映了前期的實(shí)際利用外資額與外匯儲備額的非均衡誤差以0.059423的比率對當(dāng)期的FER做出修正。

(六)結(jié)論

第一，F(xiàn)DI流入和貿(mào)易出口額對中國外匯儲備額增長的影響是較為顯著的，但是各自的作用不同。從ECM分析中可知，貿(mào)易出口額拉動外匯儲備增長的作用要比FDI流入的大(0.059423＞0.051596)，這也印證了近年來出口對中國外匯儲備增長的巨大貢獻(xiàn);

第二，在對lnFDI和lnFER以及l(fā)nEXP和lnFER的協(xié)整分析和ECM估計中，為了計算簡便選擇了10％的顯著性水平，顯然過大，筆者認(rèn)為這可能是由于樣本容量不夠大的緣故;

第三，計量方法可進(jìn)一步改進(jìn)。這是因?yàn)楸疚睦玫膮f(xié)整理論和誤差修正模型主要是針對雙變量的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型而言的，不適用于多變量的回歸模型。因此，還可以在聯(lián)立方程模型(Simultaneous Equation)以及向量自回歸模型(VAR:Vector Autoregression)等多方程模型的相關(guān)方向進(jìn)行進(jìn)一步的計量分析。

三、建議思路

實(shí)證結(jié)果表明，F(xiàn)DI的流入和貿(mào)易出口確實(shí)對中國外匯儲備的增長起到了推動作用。雖然外匯儲備能顯示一國政府財力，但是巨額外匯儲備額也帶來了一系列難題，因此在此情況下對我國的外貿(mào)發(fā)展管理思路做相應(yīng)的調(diào)整是必要的。

(一)控制外匯儲備的過度增長

要改善外匯儲備管理，必須合理控制外匯儲備的規(guī)模。從我國外匯儲備規(guī)模增加的來源來看，目前我國的貿(mào)易順差、外商直接投資和國際熱錢的流入是主要的渠道。當(dāng)前要控制外匯儲備規(guī)模的快速增長，應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)FDI流入和改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

(二)加強(qiáng)對外資的監(jiān)管

從資本項(xiàng)目來看，中國現(xiàn)在已經(jīng)代替美國成為世界上第一大直接投資的目標(biāo)國，直接投資大量涌入會繼續(xù)加大人民幣的升值壓力，而深究直接投資大量涌入的原因，主要是我國龐大的消費(fèi)市場和低廉的勞動力價格引起的。資本流動性強(qiáng)，其流動方向很容易發(fā)生逆轉(zhuǎn)。因此需要對引進(jìn)的外資加強(qiáng)監(jiān)管，以維護(hù)中國經(jīng)濟(jì)的基本穩(wěn)定和增長。

(三)保持出口穩(wěn)定增長，調(diào)整出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)

鑒于出口在我國經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮著巨大的作用，建議采取保持出口的穩(wěn)定增長政策。通過調(diào)整出口政策來引導(dǎo)出口產(chǎn)業(yè)進(jìn)行升級。出口貿(mào)易的規(guī)模和結(jié)構(gòu)，可反映一國或地區(qū)參與國際分工的方式或程度，同時也是提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，將國內(nèi)要素的優(yōu)化配置與國際市場連通的渠道。調(diào)整出口商品結(jié)構(gòu)必然對中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到重要推進(jìn)作用。

[1]姚宏善，楊海叢.外商直接投資與中國外匯儲備的均衡分析[J].統(tǒng)計與決策，2005(2).

[2]沈利生，吳振宇.出口對中國GDP增長的貢獻(xiàn)——基于投入產(chǎn)出表的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003(11).

[3]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].北京:中國統(tǒng)計出版社，2002.

[4]Xiaohui Liu，Chang Shu.Determinants of Export Performance:Evidence from Chinese Industries[J].Economics of Planning，2003(8).

[5]Yin-Wong Cheung，Menzie D.Chinn，Eiji Fujii.The Chinese economies in global context:the integration process and its determinants [J].NBER Working Paper，2003(10).