出口贸易、外商直接投资与外汇储备之间的协整分析

2022-07-05毛宇磊李恺怀

商业经济 2022年8期

毛宇磊，李恺怀

（贵州财经大学大数据应用与经济学院，贵州贵阳 550025）

近年来，我国经济增长迅速，国际收支每年存在顺差，致使大量的资本流入国内，外汇储备也呈现逐年增长趋势。目前我国的外汇储备量居世界第一，第二名日本外汇储备也只有我国的一半，国务院总理李克强曾在访问非洲说道：“中国的巨额外汇储备虽居世界第一，但这也给中国带来了严重的负担。也就是说外汇储备需控制在一个适当的规模。”本文运用我国1990 至2019 年之间的经济运行时间序列数据作为研究样本，采用协整分析对出口贸易、外商直接投资与外汇储备之间存在的长期关系进行实证分析，并且对防范化解金融风险，优化外汇储备提出针对性的建议。

一、文献综述

对于资本方面，国外学者SewonHur、Illenin O.Kondo(2016)更偏好于从资本的风险性、收益性和流动性的角度出发，来研究资本是如何影响外汇储备的。研究发现国家积累外汇一方面是为了防止外汇风险发生，另一方面是为了保持国家进行贸易往来的稳定性。Anton Korineka、Luis Serven(2016)认为如果一国的资本账户没有开放，则其外汇储备需要依靠净出口增加来积累。不过与净出口相比，资本对于外汇储备的积累可能有更加明显的作用。

马悦(2019)用我国2006 至2016 年外汇储备和进出口总额数据分析得出外汇储备额与进出口总额有正相关关系，进出口总额每增加一个百分点我国外汇储备规模就会相应地增加十个百分点。王思青(2017)发现资本账户开放程度和外商直接投资净流入作为预防性动机，在我国资本账户不断开放和人民币汇率存在贬值预期的背景下，对外汇储备规模影响的正向效应正在逐渐地增强。

国内外学者一般采用联立方程或多元线性回归来论证三者关系，但上述方法容易产生自变量的内生性问题或出现伪回归问题。为了在一定程度上避免这些问题的产生和探究三者之间的长期关系。本文通过协整分析对我国的出口贸易、资本和外汇储备之间的关系进行研究，资本方面本文选取外商直接投资来反映，通过分析得出结论并提出相应建议。

二、理论框架

(一)时间序列的平稳性检验

计量经济模型建立的前提是时间序列平稳。如果时间序列数据是不平稳，则会导致回归系数估计值偏于0，使传统的T 检验失效，可能发生伪回归的情况，使模型结果失真，即使表面上模型的回归系数显著，但是分析所得出结论也存在严重错误。所以在进行时间序列分析前，对有关变量进行ADF 检验是必要的。模型如下：

△y=γy+α+Σβ△y+ε，t=1，2，..T (1)

其中α为常数项，p 为最优滞后期，ε 为随机误差项。

(二)协整分析

协整分析的目的不仅可以消除变量间的随机趋势，而且可以检验变量之间是否存在长期联动关系。本文采用EG-ADF 两步检验和迹检验相结合，其基本步骤如下。

研究数据来自徐州市城乡规划设计研究院2014年商业综合体专项规划调研数据，并根据网上数据整理和实地调研补充完善2014年到2017年新增的大型商业综合体数据。该数据涵盖了徐州市商业综合体的名称、具体地址、业态类型等属性信息。信息采集和空间分析的基础底图为徐州市行政区域规划图，用ArcGIS软件进行图像和数据处理的采用。找出商业综合体所在的空间坐标和其空间属性，从而绘出商业综合体的空间分布图。

第一步，建立协整回归方程：y=α+βx+ε。通过OLS 回归方法得到：y∧t=α+βx∧t+ε。

第二步，通过残差序列ε进行ADF 检验判断变量是否具有协整关系。如果残差序列ε经过检验后表明不存在单位根，则说明其表现为平稳，可以认为x和y之间具有协整关系。

第三步，迹检验：确定变量的滞后阶数再确定协整秩，协整秩代表协整关系的个数，最后得出x与y的长期协整关系模型。

(三)格兰杰(Gr anger)因果关系检验

格兰杰因果检验的基本思想：若变量x 与y 之间存在单项因果关系，则可以通过x 的滞后值预测y 的未来值；格兰杰因果检验的前提是变量单整，当变量之间的协整关系存在时，说明变量之间至少存在一种格兰杰因果关系。

三、出口贸易、外商直接投资与外汇储备关系的实证分析

(一)数据来源于变量定义

在研究出口贸易、外商直接投资与外汇储备之间的协整关系的实证分析中，数据来源于1990-2019 年的国家统计局网站和商务部网站。变量EXP、FDI 和FER 分别表示出口贸易额、实际利用外商直接投资额和外汇储备额。在对数据进行分析之前，对所有的时间序列变量进行取对数处理，既可避免伪回归，也可以一定程度上消除数据的异方差，而且不会改变时间序列性质及相关性。本文在实证分析时采取的变量分别为lnEXP、lnFDI 和lnFER。

(二)时间序列的平稳性检验

为了避免模型存在“伪回归”的现象，本文采用ADF检验方法对取对数之后的变量进行单位根检验。运用stata15.0 得出来的检验结果如表一所示，对变量lnEXP、lnFDI 和lnFER 进行ADF 检验，如表一所示，原变量为非平稳序列，一阶差分后在5%的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，即一阶差分之后的变量是平稳的。

表1 各变量的单位根检验

(三)协整分析

进行协整分析的前提是变量必须是单整的，通过上面的时间序列平稳性检验得到变量lnEXP、lnFDI 和ln-FER 的一阶差分都通过了5%的显著性水平检验，表明lnEXP、lnFDI 和lnFER 均为一阶单整序列，满足协整检验的前提。

由回归方程(2)可知，模型的F 值(2，19)是8.88，p值(Prob＞F)是0.0019，说明模型整体上是十分显著的。其中变量d.lnFDI 的t 值是1.48，p 值是0.156，系数为不显著，说明变量d.lnFDI 对d.lnFER 的短期解释作用并不强；变量d.lnEXP 的t 值是3.06，p 值是0.006，系数是非常显著的，说明变量d.lnEXP 对d.lnFER 的短期解释作用很强。但可决系数为0.4831，说明该模型的解释能力还有欠缺。

对模型的残差进行BG 检验，检验结果如表2 所示。

表2 BG检结果

p 值为0.2199，接受原假设，说明该回归方程不存在自相关。

2.对残差进行ADF 检验

由回归方程(2)估计得到的残差进行ADF 检验，检验结果如表3 所示。

表3 ADF 检验结果

t 值为-3.555，小于-3.000，即在5%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，残差序列平稳，变量之间存在协整关系。

3.迹检验

通过对残差进行ADF 检验之后，表明变量lnFDI、lnEXP 和lnFER 之间存在某种长期协整关系，此时进行迹检验对变量之间存在的协整关系进行估计。

如表4 所示，5%的显著性水平下临界值是25.872，此时迹检验统计量16.973 小于25.872，说明变量三者之间存在一种长期协整关系，协整方程为：

表4 Johansen 协整检验的结果

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

协整方程(3)表明外商直接投资、出口贸易与外汇储备存在正相关。当外商直接投资每增加一个百分点时，外汇储备额会增加3.37 个百分点；当出口贸易额增加一个百分点时，外汇储备额会增加0.31 个百分点。得出结论是外商直接投资对我国外汇储备的增长作用更大。

(四)格兰杰因果关系检验

结果表明lnFDI、lnEXP 和lnFER 之间存在长期稳定的均衡关系，但是否为格兰杰因果关系，则需要对变量进行检验。由于变量lnFDI、lnEXP 和lnFER 是同阶单整，因此lnFDI、lnEXP 和lnFER 满足检验的前提。检验结果如表3 所示。

由表5 得，在5%的显著性水平下，lnEXP 不是lnFER的格兰杰因、lnFER 不是lnEXP 的格兰杰因和lnFDI 不是lnEXP 的格兰杰因其p 值分别为0.424、0.203 和0.089均接受原假设，表明无因果关系。而lnFDI 不是lnFER 的格兰杰因、lnFER 不是lnFDI 的格兰杰因和lnFER 不是lnEXP 的格兰杰因其P 值分别为0.000、0.003 和0.003均拒绝原假设，故存在因果关系。综上所述：外商直接投资与外汇储备存在双向格兰杰因果关系。说明当外商直接投资增加，外汇储备也会相应的增长，外汇储备的增长反过来也促进外商直接投资的增加；出口贸易是外汇储备格兰杰因，但外汇储备非出口贸易的格兰杰因，说明出口贸易可以增加我国的外汇储备，但外汇储备增长并不促进出口贸易的增加。

表5 Gr anger 因果关系检验结果

四、结论及建议

(一)建立人民币汇率市场机制

美元逐渐加息导致人民币对美元汇率承受的贬值压力，产生的强烈贬值预期使资本外流，某种程度上会使我国外汇储备规模下降。所以要完善人民币汇率市场机制，防止外汇集中流出。为此应完善人民币汇率变动对外汇储备的自发调节机制，政府也要加强汇率预期管理，鼓励金融业为实体经济服务，使人民币汇率保持在一个相对稳定的水平。