結(jié)售匯金額對(duì)人民幣有效匯率的影響研究

陶禹佑 張?jiān)娢? 王益嘉

貨幣匯率歷來(lái)世界各國(guó)熱點(diǎn)關(guān)注的問題，本文以2012-2016年20個(gè)季度的我國(guó)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(shí)證分析我國(guó)結(jié)售匯金額對(duì)人民幣有效匯率的影響。

結(jié)售匯金額

有效匯率 對(duì)外直接投資

我國(guó)自改革開放以來(lái)，對(duì)外直接投資作為中國(guó)“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(diǎn)問題。通過(guò)對(duì)我國(guó)結(jié)售匯金額對(duì)人民幣有效匯率的影響研究與分析，必將對(duì)我國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有所啟示。

研究背景以及研究?jī)?nèi)容

（1）研究背景

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

（2）研究?jī)?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(gòu)買。

有效匯率是一種以某種變量為權(quán)重計(jì)算的加權(quán)平均匯率指數(shù)，它指報(bào)告一國(guó)貨幣對(duì)各個(gè)樣本國(guó)貨幣的匯率以選定變量為權(quán)數(shù)計(jì)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(shí)際有效匯率和名義有效匯率。

數(shù)據(jù)來(lái)源和變量說(shuō)明

（1）樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

為探究我國(guó)貿(mào)易余額和凈國(guó)際直接投資對(duì)人民幣幣值的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源是國(guó)際清算銀行和中國(guó)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(gè)樣本。

（2）變量說(shuō)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(shí)際，本文在被解釋變量上并沒有采用中國(guó)外匯交易中心提供的人民幣對(duì)美元的中間價(jià)，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(guó)際經(jīng)濟(jì)理論中，特定時(shí)期內(nèi)一國(guó)貨幣幣值與貿(mào)易余額呈正相關(guān)關(guān)系，與凈國(guó)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(duì)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(lái)看，F(xiàn)檢驗(yàn)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(duì)樣本觀測(cè)值擬合較好，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量F（2，17）=19.42.通過(guò)1%的F檢驗(yàn)說(shuō)明模型解釋程度較高。但是對(duì)于X2的參數(shù)a2=-8.813通過(guò)置信水平為5%的雙側(cè)t檢驗(yàn)。而Xl參數(shù)al=9.138只能通過(guò)置信水平為10%的雙側(cè)t檢驗(yàn)。

（1）檢驗(yàn)?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(gè)變量相關(guān)性不大。

（2）模型檢驗(yàn)異方差

本研究采用帕克檢驗(yàn)，用log（e2）對(duì)變量Xl和X2進(jìn)行回歸來(lái)檢驗(yàn)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(yàn)的結(jié)果顯示可知R2=0.9990。另可知F統(tǒng)計(jì)量0.1%水平下拒絕原假設(shè)，變量參數(shù)的t檢驗(yàn)在0.1%水平上拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，說(shuō)明出模型中存在比較嚴(yán)重的異方差。

通過(guò)修正模型異方差，對(duì)模型進(jìn)行廣義最小二乘法估計(jì)，在軟件命令窗口依次輸入語(yǔ)句“predict g，xb gen h=exp（g） reg Yl Xl X2[aweight=h]”得出的結(jié)果F檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)，認(rèn)為被解釋變量的兩個(gè)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(duì)樣本觀測(cè)值擬合較好。對(duì)于X1系數(shù)a1=10.216和X2的系數(shù)a2=-9.028都通過(guò)置信水平為5%的雙側(cè)t檢驗(yàn)。

（3）模型殘差自相關(guān)檢驗(yàn)

模型誤差的DW統(tǒng)計(jì)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(guò)計(jì)算得出的DW統(tǒng)計(jì)量滿足0≤DW=0.61

Y=66.12996+10.216X1-9.028X2

結(jié)論與啟示

從實(shí)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(duì)人民幣幣值呈正相關(guān)。在一季度內(nèi)我國(guó)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(guó)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(shí)間序列研究的說(shuō)服力；也可引入更多對(duì)貨幣匯率有影響的控制變量，提高理論模型對(duì)其解釋程度，可得知有關(guān)鍵影響的控制變量，這將對(duì)我國(guó)研究貨幣匯率以及未來(lái)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有所啟發(fā)。

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