出口貿(mào)易、外商直接投資與外匯儲(chǔ)備之間的協(xié)整分析

毛宇磊，李愷懷

（貴州財(cái)經(jīng)大學(xué) 大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 貴州 貴陽(yáng) 550025）

近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅速，國(guó)際收支每年存在順差，致使大量的資本流入國(guó)內(nèi)，外匯儲(chǔ)備也呈現(xiàn)逐年增長(zhǎng)趨勢(shì)。目前我國(guó)的外匯儲(chǔ)備量居世界第一，第二名日本外匯儲(chǔ)備也只有我國(guó)的一半，國(guó)務(wù)院總理李克強(qiáng)曾在訪問(wèn)非洲說(shuō)道：“中國(guó)的巨額外匯儲(chǔ)備雖居世界第一，但這也給中國(guó)帶來(lái)了嚴(yán)重的負(fù)擔(dān)。也就是說(shuō)外匯儲(chǔ)備需控制在一個(gè)適當(dāng)?shù)囊?guī)模?！北疚倪\(yùn)用我國(guó)1990 至2019 年之間的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為研究樣本，采用協(xié)整分析對(duì)出口貿(mào)易、外商直接投資與外匯儲(chǔ)備之間存在的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，并且對(duì)防范化解金融風(fēng)險(xiǎn)，優(yōu)化外匯儲(chǔ)備提出針對(duì)性的建議。

一、文獻(xiàn)綜述

對(duì)于資本方面，國(guó)外學(xué)者SewonHur、Illenin O.Kondo(2016)更偏好于從資本的風(fēng)險(xiǎn)性、收益性和流動(dòng)性的角度出發(fā)，來(lái)研究資本是如何影響外匯儲(chǔ)備的。研究發(fā)現(xiàn)國(guó)家積累外匯一方面是為了防止外匯風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生，另一方面是為了保持國(guó)家進(jìn)行貿(mào)易往來(lái)的穩(wěn)定性。Anton Korineka、Luis Serven(2016)認(rèn)為如果一國(guó)的資本賬戶沒(méi)有開(kāi)放，則其外匯儲(chǔ)備需要依靠?jī)舫隹谠黾觼?lái)積累。不過(guò)與凈出口相比，資本對(duì)于外匯儲(chǔ)備的積累可能有更加明顯的作用。

馬悅(2019)用我國(guó)2006 至2016 年外匯儲(chǔ)備和進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)分析得出外匯儲(chǔ)備額與進(jìn)出口總額有正相關(guān)關(guān)系，進(jìn)出口總額每增加一個(gè)百分點(diǎn)我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模就會(huì)相應(yīng)地增加十個(gè)百分點(diǎn)。王思青(2017)發(fā)現(xiàn)資本賬戶開(kāi)放程度和外商直接投資凈流入作為預(yù)防性動(dòng)機(jī)，在我國(guó)資本賬戶不斷開(kāi)放和人民幣匯率存在貶值預(yù)期的背景下，對(duì)外匯儲(chǔ)備規(guī)模影響的正向效應(yīng)正在逐漸地增強(qiáng)。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者一般采用聯(lián)立方程或多元線性回歸來(lái)論證三者關(guān)系，但上述方法容易產(chǎn)生自變量的內(nèi)生性問(wèn)題或出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。為了在一定程度上避免這些問(wèn)題的產(chǎn)生和探究三者之間的長(zhǎng)期關(guān)系。本文通過(guò)協(xié)整分析對(duì)我國(guó)的出口貿(mào)易、資本和外匯儲(chǔ)備之間的關(guān)系進(jìn)行研究，資本方面本文選取外商直接投資來(lái)反映，通過(guò)分析得出結(jié)論并提出相應(yīng)建議。

二、理論框架

(一)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型建立的前提是時(shí)間序列平穩(wěn)。如果時(shí)間序列數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)，則會(huì)導(dǎo)致回歸系數(shù)估計(jì)值偏于0，使傳統(tǒng)的T 檢驗(yàn)失效，可能發(fā)生偽回歸的情況，使模型結(jié)果失真，即使表面上模型的回歸系數(shù)顯著，但是分析所得出結(jié)論也存在嚴(yán)重錯(cuò)誤。所以在進(jìn)行時(shí)間序列分析前，對(duì)有關(guān)變量進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)是必要的。模型如下：

△y=γy+α+Σβ△y+ε，t=1，2，..T (1)

其中α為常數(shù)項(xiàng)，p 為最優(yōu)滯后期，ε 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)協(xié)整分析

協(xié)整分析的目的不僅可以消除變量間的隨機(jī)趨勢(shì)，而且可以檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期聯(lián)動(dòng)關(guān)系。本文采用EG-ADF 兩步檢驗(yàn)和跡檢驗(yàn)相結(jié)合，其基本步驟如下。

研究數(shù)據(jù)來(lái)自徐州市城鄉(xiāng)規(guī)劃設(shè)計(jì)研究院2014年商業(yè)綜合體專項(xiàng)規(guī)劃調(diào)研數(shù)據(jù)，并根據(jù)網(wǎng)上數(shù)據(jù)整理和實(shí)地調(diào)研補(bǔ)充完善2014年到2017年新增的大型商業(yè)綜合體數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)涵蓋了徐州市商業(yè)綜合體的名稱、具體地址、業(yè)態(tài)類型等屬性信息。信息采集和空間分析的基礎(chǔ)底圖為徐州市行政區(qū)域規(guī)劃圖，用ArcGIS軟件進(jìn)行圖像和數(shù)據(jù)處理的采用。找出商業(yè)綜合體所在的空間坐標(biāo)和其空間屬性，從而繪出商業(yè)綜合體的空間分布圖。

第一步，建立協(xié)整回歸方程：y=α+βx+ε。通過(guò)OLS 回歸方法得到：y∧t=α+βx∧t+ε。

第二步，通過(guò)殘差序列ε進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)判斷變量是否具有協(xié)整關(guān)系。如果殘差序列ε經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)后表明不存在單位根，則說(shuō)明其表現(xiàn)為平穩(wěn)，可以認(rèn)為x和y之間具有協(xié)整關(guān)系。

第三步，跡檢驗(yàn)：確定變量的滯后階數(shù)再確定協(xié)整秩，協(xié)整秩代表協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)，最后得出x與y的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系模型。

(三)格蘭杰(Gr anger)因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)的基本思想：若變量x 與y 之間存在單項(xiàng)因果關(guān)系，則可以通過(guò)x 的滯后值預(yù)測(cè)y 的未來(lái)值；格蘭杰因果檢驗(yàn)的前提是變量單整，當(dāng)變量之間的協(xié)整關(guān)系存在時(shí)，說(shuō)明變量之間至少存在一種格蘭杰因果關(guān)系。

三、出口貿(mào)易、外商直接投資與外匯儲(chǔ)備關(guān)系的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源于變量定義

在研究出口貿(mào)易、外商直接投資與外匯儲(chǔ)備之間的協(xié)整關(guān)系的實(shí)證分析中，數(shù)據(jù)來(lái)源于1990-2019 年的國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和商務(wù)部網(wǎng)站。變量EXP、FDI 和FER 分別表示出口貿(mào)易額、實(shí)際利用外商直接投資額和外匯儲(chǔ)備額。在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析之前，對(duì)所有的時(shí)間序列變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，既可避免偽回歸，也可以一定程度上消除數(shù)據(jù)的異方差，而且不會(huì)改變時(shí)間序列性質(zhì)及相關(guān)性。本文在實(shí)證分析時(shí)采取的變量分別為lnEXP、lnFDI 和lnFER。

(二)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免模型存在“偽回歸”的現(xiàn)象，本文采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)取對(duì)數(shù)之后的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。運(yùn)用stata15.0 得出來(lái)的檢驗(yàn)結(jié)果如表一所示，對(duì)變量lnEXP、lnFDI 和lnFER 進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)，如表一所示，原變量為非平穩(wěn)序列，一階差分后在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，即一階差分之后的變量是平穩(wěn)的。

表1 各變量的單位根檢驗(yàn)

(三)協(xié)整分析

進(jìn)行協(xié)整分析的前提是變量必須是單整的，通過(guò)上面的時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)得到變量lnEXP、lnFDI 和ln-FER 的一階差分都通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明lnEXP、lnFDI 和lnFER 均為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

由回歸方程(2)可知，模型的F 值(2，19)是8.88，p值(Prob＞F)是0.0019，說(shuō)明模型整體上是十分顯著的。其中變量d.lnFDI 的t 值是1.48，p 值是0.156，系數(shù)為不顯著，說(shuō)明變量d.lnFDI 對(duì)d.lnFER 的短期解釋作用并不強(qiáng)；變量d.lnEXP 的t 值是3.06，p 值是0.006，系數(shù)是非常顯著的，說(shuō)明變量d.lnEXP 對(duì)d.lnFER 的短期解釋作用很強(qiáng)。但可決系數(shù)為0.4831，說(shuō)明該模型的解釋能力還有欠缺。

對(duì)模型的殘差進(jìn)行BG 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示。

表2 BG檢結(jié)果

p 值為0.2199，接受原假設(shè)，說(shuō)明該回歸方程不存在自相關(guān)。

2.對(duì)殘差進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)

由回歸方程(2)估計(jì)得到的殘差進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。

表3 ADF 檢驗(yàn)結(jié)果

t 值為-3.555，小于-3.000，即在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，殘差序列平穩(wěn)，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.跡檢驗(yàn)

通過(guò)對(duì)殘差進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)之后，表明變量lnFDI、lnEXP 和lnFER 之間存在某種長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，此時(shí)進(jìn)行跡檢驗(yàn)對(duì)變量之間存在的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。

如表4 所示，5%的顯著性水平下臨界值是25.872，此時(shí)跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量16.973 小于25.872，說(shuō)明變量三者之間存在一種長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程為：

表4 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果

lnFER=3.37lnFDI+0.31lnEXP-0.06t (3)

協(xié)整方程(3)表明外商直接投資、出口貿(mào)易與外匯儲(chǔ)備存在正相關(guān)。當(dāng)外商直接投資每增加一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，外匯儲(chǔ)備額會(huì)增加3.37 個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)出口貿(mào)易額增加一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，外匯儲(chǔ)備額會(huì)增加0.31 個(gè)百分點(diǎn)。得出結(jié)論是外商直接投資對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)作用更大。

(四)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

結(jié)果表明lnFDI、lnEXP 和lnFER 之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是否為格蘭杰因果關(guān)系，則需要對(duì)變量進(jìn)行檢驗(yàn)。由于變量lnFDI、lnEXP 和lnFER 是同階單整，因此lnFDI、lnEXP 和lnFER 滿足檢驗(yàn)的前提。檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。

由表5 得，在5%的顯著性水平下，lnEXP 不是lnFER的格蘭杰因、lnFER 不是lnEXP 的格蘭杰因和lnFDI 不是lnEXP 的格蘭杰因其p 值分別為0.424、0.203 和0.089均接受原假設(shè)，表明無(wú)因果關(guān)系。而lnFDI 不是lnFER 的格蘭杰因、lnFER 不是lnFDI 的格蘭杰因和lnFER 不是lnEXP 的格蘭杰因其P 值分別為0.000、0.003 和0.003均拒絕原假設(shè)，故存在因果關(guān)系。綜上所述：外商直接投資與外匯儲(chǔ)備存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。說(shuō)明當(dāng)外商直接投資增加，外匯儲(chǔ)備也會(huì)相應(yīng)的增長(zhǎng)，外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)反過(guò)來(lái)也促進(jìn)外商直接投資的增加；出口貿(mào)易是外匯儲(chǔ)備格蘭杰因，但外匯儲(chǔ)備非出口貿(mào)易的格蘭杰因，說(shuō)明出口貿(mào)易可以增加我國(guó)的外匯儲(chǔ)備，但外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)并不促進(jìn)出口貿(mào)易的增加。

表5 Gr anger 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論及建議

(一)建立人民幣匯率市場(chǎng)機(jī)制

美元逐漸加息導(dǎo)致人民幣對(duì)美元匯率承受的貶值壓力，產(chǎn)生的強(qiáng)烈貶值預(yù)期使資本外流，某種程度上會(huì)使我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模下降。所以要完善人民幣匯率市場(chǎng)機(jī)制，防止外匯集中流出。為此應(yīng)完善人民幣匯率變動(dòng)對(duì)外匯儲(chǔ)備的自發(fā)調(diào)節(jié)機(jī)制，政府也要加強(qiáng)匯率預(yù)期管理，鼓勵(lì)金融業(yè)為實(shí)體經(jīng)濟(jì)服務(wù)，使人民幣匯率保持在一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的水平。

(二)加強(qiáng)跨境資本流動(dòng)管理

加強(qiáng)跨境資本流動(dòng)管理可以從兩方面出發(fā)：一方面完善跨境資本流動(dòng)預(yù)警機(jī)制，在資本發(fā)生外流時(shí)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估。另一方面提升對(duì)資本外流監(jiān)管力度，如：嚴(yán)控不明資金大額外流、限制企業(yè)購(gòu)買外匯的額度、嚴(yán)厲打擊非法資本跨境流動(dòng)和地下錢莊等。

(三)優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力結(jié)構(gòu)

我國(guó)要更加注重經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，以經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化來(lái)調(diào)整外匯儲(chǔ)備規(guī)模。尤其在出口方面，要把出口產(chǎn)品從以前的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品轉(zhuǎn)向資本密集型產(chǎn)品，注重出口產(chǎn)品的質(zhì)量，要打造和培育綠色環(huán)保型、低碳經(jīng)濟(jì)型和節(jié)能環(huán)保型產(chǎn)品。