出口与外汇储备间关系验证范文

改革开放以来，尤其是20世纪90年代之后，中国外汇储备规模迅速扩张。至2010年底，中国外汇储备已达到28473亿美元，较改革之初的1.67亿美元增长了17000多倍，居世界首位，是位居其后的日本外汇储备额的两倍。美国作为经济大国，2011年5月其外汇储备只有1429亿美元。我国外汇储备的急速增长引起了国内外学者的广泛关注。因为外汇储备的增加是一个影响经济体发展稳定性的重要变量，它不仅影响经济发展的安全性，而且如果其增长过快还可能引起人民币汇率波动、对出口过分依赖和经济结构失衡等一系列宏观经济问题。因此，分析影响外汇储备数量变动的因素，尤其是出口贸易对其变动的影响，对预测或干预外汇储备未来的发展变化尤为重要。

近年来，探讨影响外汇储备的文献较多，但定量分析直接效应的却较少，而且这些研究文献中大多采用基本回归计量模型分析，这就导致了对时间序列特殊考虑的缺乏，同时存在无法顾及长期和短期不同影响的缺陷。本文为避免这些缺陷，先由定义出发，建立外汇储备增长与其相关量变化的自相关模型，用单位根检验、协整理论及误差修正模型建立外汇储备预期影响量之间的动态方程，然后通过脉冲分析，进一步具体阐述各向量对中国外汇储备增长的动态影响。

一、数据、方法与模型选取

1．数据来源

本文涉及的变量为外汇储备(FER)、外商直接投资(FDI)、出口额(EXP)以及名义汇率，所采用数据为1997年1月至2010年12月的月度数据。其中，出口贸易数据来源于中华人民共和国商务部，外汇储备数据来源于国家外汇管理局，外商直接投资数据来源于财新网，名义汇率来源于国际货币基金组织。

2．研究方法

研究方法选用反映经济系统中多变量序列之间动态变化规律的向量自回归模型(VectorAutoregression，VAR)。此模型由数据特征出发，将系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值函数，从而将单变量自回归推广到多元时间序列，建立多方程模型。选用此方法的前提是保证时间序列的平稳性，如果对非平稳的时间序列直接进行回归分析，则可能出现伪回归，致使模型估计无效。因此，本文在分析外汇储备与其它经济变量的动态关系时，首先对时间序列进行单整阶数检验，再检验各变量间是否存在长期稳定关系，然后构造其短期动态模型，最后进行脉冲响应分析，检验出口对外汇储备的冲击，文中所有相关变量及检验均用Eviews6.0处理。

3．计量模型

本文根据Sims(1980)的向量自回归模型，构造如下模型以分析FDI、出口额及名义汇率对我国外汇储备的影响，即Yt=A1Yt－1+A2LYt－2+…+ApYt－p+B1X1+…+BqXt－q+Ut，其中，Yt是内生变量，Xt是外生变量;Bi是待估的参数矩阵，p、q是内生变量与外生变量的滞后期阶数;U是独立同分布的随机扰动项。Y=(LNFER，LNFDI，LNEXP，LNEXN)，FER为外汇储备，FDI为外商直接投资，EXP为出口额，EXN为名义汇率。

二、实证分析

1．单位根检验

当非平稳时间序列在序列中不同时间点均值不同，且方差随样本空间而增大，即序列为非平稳序列时，我们说此序列存在单位根。由此，单位根检验常被用于时间序列稳定性的判定。保证时间序列在同阶差分形成的序列中平稳性是检验序列间协整关系的基础，因此检验序列稳定性尤为要［1］。本文使用ADF检验(AugmentedDickey－Fullertest)，通过n次差分的办法将非平稳序列转化为平稳序列。

表1的ADF检验结果显示，外汇储备LN-FER、外商直接投资LNFDI、出口贸易LNEXP及名义汇率LNEXN都为不平稳序列。然而经过一阶差分后，各变量的T统计数据都显示出，在5%显著水平上，可以拒绝其存在单位根的可能。因此我们可以说3个序列都是一阶单整序列，符合协整检验的要求［2］。

2．协整检验

用协整检验来检验VAR模型变量之间是否存在着均衡或长期关系的方法，有EG两步法(En-gle－GrangerCointegrationtest)和乔根森协整检验法(JohansenCointegrationtest)。前者适合对两变量的模型进行协整检验，而后者更适合在多变量的VAR模型中进行协整检验。由于本文涉及4个变量，因此选用乔根森检验法。

由表2各变量的乔根森协整检验结果可看出，在5%显著水平下拒绝了最多存在一个协整方程的假设，说明它们在最优滞后期内，各变量之间存在着长期均衡的协整关系。通过进行协整检验得到的结果中可知，出口贸易与外汇储备间存在正相关关系，外商直接投资与外汇储备间亦为正向相关。由分析结果，我们可以得到协整方程LN-FER=0.122007LNFDI+1.18583LNEXP－2.24065LNEXN;结果显示，外商直接投资与出口对外汇储备有正面影响，而名义汇率则有负面影响。

3．误差修正模型

根据协整检验构造误差修正模型，由于约束协整方程中变量系数为零，我们得出不能拒绝外商直接投资系数为零的结论。由此，在误差修正模型中应将外商直接投资剔除，结果为：

0.321ΔLNFERt－1+0.114ΔLNFERt－2+0.141ΔLNFERt－3ΔLNFER=－0.012CEt－1+－0.012ΔLNEXPt－1—0.002ΔLNEXPt－2－0.014ΔLNEXPt－3+0.006－0.201ΔLNEXNt－1－0.324ΔLNEXNt－1+0.138ΔLNEXNt－3其中，CEt－1为协整方程，且CEt－1=LNFERt－1—1.199856LNEXPt－1+2.505189LNEXNt－1－6.374591．［－23.4698］［5.26751］

4．脉冲响应检验

脉冲响应检验是基于向量自回归模型的基础建立的，用于描绘一个内生变量对随机扰动项中一个标准单位冲击的反应。即假设在某一时刻t1给定随机扰动项一个标准差大小的冲击，而这种冲击会通过不同方式传递给内生变量，使其当前值和未来值产生影响。通过脉冲响应检验，可以更加有效地反映出口贸易对外汇储备传递效应时滞与强度的变化。

给出口贸易的扰动项1个单位的冲击，得到脉冲分析结果表明，面对对外贸易的冲击，外汇储备会有正向响应，且响应幅度较大，这再一次验证了协整方程中出口贸易的正向作用。由图1还可看出，出口对外汇储备的影响不只是暂时的，而是具有长久的影响。

三、结论及政策建议

综上所述，可以看出，从长期来看对外贸易及汇率对外汇储备有显著影响。对外贸易增加1%，外汇储备相应增加1.18%;汇率增加1%，外汇储备减少2.24%，而对外直接投资对我国外汇储备的影响不具显著性。

出口贸易对外汇储备具有正向影响的原因，是出口条件的巨大优势。低廉的劳动力形成了我国商品在国际市场的巨大价格优势，由进出口引起的巨额双顺差，直接导致了大量外汇资本的流入。由于国家的宏观调控，这些外汇资本部分就转为了外汇储备。此外，出口引起的中国经济发展、国际对中国经济市场的预测相应变化，会引发更多的外汇流入，以致增加的外汇储备比例超过增加的出口比例。

短期来讲，外汇储备的短期波动受两种因素影响。一是协整方程的调节作用。当系统偏离均衡状态时，协整方程的负向调整作用会自发将其引往均衡状态［3］，协整方程的负向调整说明变量间的自我调节作用比较强，系统的稳定较强。二是滞后宏观经济变量的短期波动的影响。由数据看出，滞后1期、2期和3期的变量，短期波动都会影响当期的外汇储备波动。这种影响的滞后期较短，说明宏观经济变量对外汇储备传导步骤较短，与一季度中就可完成传导。

正因为我国出口贸易对外汇储备较大的影响，我们应该更谨慎地处理外汇储备及出口的关系。出口贸易的不稳定性及短期易波动性决定了单依靠出口而拉动外汇储备的政策是行不通的。为进一步稳定外汇储备及保证其增长，国家更应从外汇储备币种、风险和长短期的组合管理入手，使外汇储备既能起到支付外债及维护其它国际收支平衡的作用，又能承担提高国家风险应对能力、稳定国家经济的责任。