我国外汇储备增长与人民币升值关系的实证分析

开篇：润墨网以专业的文秘视角，为您筛选了一篇我国外汇储备增长与人民币升值关系的实证分析范文，如需获取更多写作素材，在线客服老师一对一协助。欢迎您的阅读与分享！

摘 要：本文利用我国2005年7月-2007年6月的月度数据,通过协整分析、误差修正模型和格兰杰因果检验对外汇储备增长与人民币升值之间的关系进行了实证研究。结果表明,汇率形成机制改革对于释放两者之间弹性,维持缓和的、相互促进的长期稳定均衡关系起到显著的效果,继续稳步推进人民币汇率市场化改革将是明智之举。

关键词：外汇储备；汇率改革；实证分析

中图分类号：F830.92 文献标识码：A 文章编号：1007-4392(2008)04-013-03

一、引言

外汇储备通常是指由各国官方持有的、可以自由支配和自由兑换的储备货币。汇率是指一国货币兑换他国货币的比率。简单说,汇率就是两种不同货币之间的比价。2005年7月21日汇改以来外汇储备大幅增长、人民币汇率大幅升值。我国外汇储备增长与人民币升值关系如何？相互影响多大？怎样影响？

近年来,国内学者做了一定的研究,但他们的研究没有显示汇率形成机制改革对于外汇储备增长与人民币升值关系的影响。如,潘成夫(2006)通过2000-2005月度人民币升值预期(境外NDF汇率)与外汇储备增长之间的关系实证分析,结果表明,人民币汇率预期与外汇储备存在负向变动关系,且升值预期是外汇储备增长的格兰杰原因。王珍 (2007)利用1994-2005年外汇储备与美元汇价关系进行了实证研究,认为外汇储各与汇率之间呈反向变动的协整关系,但不是特别明显,他认为这与我国长期以来实行的缺乏弹性的汇率制度有很大联系。龙莹(2007)对2000年1月-2006年9月的数据进行实证研究,得出人民币升值与外汇储备增长存在正向变动关系(弹性系数为0.083),且它们具有双向的格兰杰因果关系。

在这些研究的基础上,本文重点从外汇储备与人民币汇率间的动态关系入手,对汇改后人民币汇率与外汇储备数据进行协整分析、误差修正模型研究和因果检验,比较分析汇改对于外汇储备增长与人民币升值之间关系的影响。

二、研究模型

若经济变量之间存在很高的拟合优度,实际上却根本不存在线性关系(如DW值比较低),这种现象称为伪回归(spurious regression)。人们的研究发现,如果时间序列是非平稳的,那么经常会出现伪回归。考虑到现实生活中采用的时间序列一般存在非平稳性,为此,首先须对各变量分别进行单位根检验以检验各变量的时间序列的平稳性,若为非平稳。则检验这些变量之间是否存在协整关系,在协整检验的基础上,引入误差修正模型。再对各变量之间是否存在格兰杰因果关系进行检验。

(一)变量的平稳性检验

检查序列平稳性的标准方法是单位根检验,其方法主要有DF检验、ADF检验和PP检验法。实际工作中,人们一般采用ADF检验法,它通过在回归方程右边加入因变量yt的滞后差分项来控制高阶序列相关的。其模型为:

模型I(无常数项、无趋势项):

(1)

模型Ⅱ(有常数项、无趋势项):

(2)

模型Ⅲ(有常数项、有趋势项)：

(3)

其中,μ为白噪声,表示变量的一阶差分：原假设H0：p=1,备选假设H1：ρ

(二)协整检验和误差修正模型

对于两变量之间的协整关系,一般采用En-gle-Granger两步检验法。

设y t和x t均为I(1)变量,用最小二乘法估计下列方程:

y t=α 0+α1x t+ε t(4)

如果残差=y t-α 0-α1x t为稳定序列,则认为变量yt和xt存在(1,1)阶协整,否则不存在协整关系。在协整的基础上,引入误差项,建立如下误差修正模型:

(5)

其中,y t是y t的一阶差分,x t类同；是误差修正项,记为ecm；一般的地,|β 2|

式(5)解释了因变量y t的短期波动y t是如何被决定的。一方面,它受自变量短期波动χ t的影响:另一方面,取决于ecm,它反映了变量的短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度。

(三)变量间的格兰杰因果检验

协整检验告诉我们：变量之间存在长期均衡关系,但是是否构成因果关系,还需要进一步检验。如果变量x有助于预测y,即根据y的过去值对y进行回归时,若再加上x的过去值,能够显著的增强回归的解释能力,则称x是y的格兰杰原因,否则成为非格兰杰原因。

通过计算如下的双变量回归:

y t=α 0+α 1yt-1+β 1 x t-1+u t(6)

x t=α 0+α 1 x t-1+β 1y t-1+u t(7)

检验的原假设序列x(y)不是序列y(x)的Granger成因。即:β 1=0,计算用于检验的F统计量及相伴概率。在给定的置信区间内是否接受或者拒绝原假设。

三、研究结果

(一)数据处理

本文采用2005年7月-2007年6月的外汇储备与美元汇价月度数据进行实证分析,数据来源于国家外汇管理局网站。以下实证均通过E-views3.1软件[6]处理。为消除变量之间的异方差性,对变量做自然对数变换,变换后的变量为Lnwc和Lnhl,其变化趋势如图1:

图1 变量自然对数时序图图2 变量一阶差分时序图

从图1看出,Lnwc和Lnh1均具有不平稳的特性,但各自围绕一中心变动,基本具有较为一致的变动趋势。对变量做一阶差分变换,其变化趋势如图2,变换后的变量较为平稳。

(二)各变量的单位根检验

上面的时序图仅直观的展示一阶差分后的变量具有较为平稳的变动趋势,通过单位根检验可以用明确的数据证实这种直观的判断。对变量分别进行ADF检验,检验结果如表1：

表1 平稳性检验(ADF)结果

注：检验类型为(c，t，k)，其中,c和t分别表示ADF检验带有常数项和趋势项,n代表无常数项或无趋势项,k表示检验滞后阶段,由AIC和SC最小化准则决定。

通过ADF检验,在5%的显著性水平下。接受序列Lnwc,Lnhl有单位根的假设。但拒绝这2个序列的一价差分具有单位根的假设,所以序列Lnwc，Lnh1都是一阶单整,I(l)序列。它们均通过单位根检验,可进一步检验它们之间是否存在长期协整关系。

(三)变量间的协整分析和误差修正模型

首先,对Lnwc和Lnh1进行协整回归,得协整方程为:

Lnwc=130.0434-18.6697Lnh1+εt(8)

(5.604011) (-5.369433)

R2=0.567192,F=28.83081,DW=1.888084

通过以上数据可以看出,方程整体优度较好I。

其次,对εt的平稳性进行检验,检验的模型为:

ε t = Lnwc-130.0434+18.6697Lnhl(9)

对ε t进行单位根检验,结果如下表：

表2 残差平稳性检验结果

注:检验类型为(c,t,k),其中,c和t分别表示ADF检验带有常数项和趋势项,n代表无常数项或无趋势项；k表示检验滞后阶数,由AIC和SC:最小化准则决定。

在5%的显著性水平下,拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,确定εt序列具有平稳性,说明外汇储备增长与人民币升值之间具有长期稳定的均衡关系。

协整方程显示,外汇储备与汇率之间呈反向变动关系。即本币升值(美元汇价降低)导致外汇储备增加。人民币汇率每升值1%。外汇储备增长约19%。较之2000年1月-2006年6月的用度数据实证结果(两者弹性系数为0.083),汇改对于两者之间的弹性有了很大程度的释放。

最后,在上述协整关系的基础上。建立误差修正模型。其模型估计结果为:

Lnwct=0.0987+18.3613Lnhlt?鄄1.2165ecmt-1+ut(10)

(0.848212) (0.540143) (-5.208692)

R2=0.589156,F=13.62315,DW=1.927967

上述数据表明,方程整体优度较好I。

结果显示:在极短周明内,人民币每升值1%,外汇储备下降18%以上。这与长期均衡趋势产生了较大的偏离,但由于更大的调整力度(-1.2165)使得短期波动的非均衡状态拉回到长期的均衡状态:人民币升值,外汇储备相应增长。

另外,短期波动和调整两系数与汇率政策密切相关。当汇率弹性较大时,系数(绝对值)较小:反之,当汇率弹性较小时,系数(绝对值)则较大。

其波动机制如下:当释放一定的人民币升值压力(美元汇价下降)时,极短周期内,央行相对减少一定程度的外汇购入,导致外汇储备相对下降。然而,当新一轮的升值压力来临时。在参考一篮子货币汇率条件下,为了维持外汇市场稳定,央行不得不在外汇市场购入大量外汇,导致官方外汇储备增加。从而使得汇率与外汇储备关系回到长期均衡上来,即人民币汇率升值,外汇储备相应得到增长。

(四)变量间的格兰杰因果检验

由协整检验结果可知,我国外汇储备增长与人民币升值之间存在长期均衡关系,但这种关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何,还需做进一步的分析。我们对模型的相关变量进行格兰杰因果关系检验,具体的检验结果如表3所示:

表3 格兰杰因果关系检验结果

分析结果显示,在5%的置信水平下,外汇储备增长不是人民币升值的格兰杰成因,人民币升值却是外汇储备增长的格兰杰成因。这与龙莹(2007)实证结果不相一致,后者实证显示两者存在双向格兰杰因果关系。

四、结论与评价

本文通过协整理论、误差修正模型和格兰杰因果检验对汇率形成机制改革两年来外汇储备增长与人民币升值之间关系进行实证分析,结合其他学者的相关研究成果,得出如下结论及评价:

(一)外汇储备增长与人民币升值之间存在长期均衡关系,且弹性系数较大

究其原因,这与长期以来实行缺乏弹性的汇率制度有关。我国外汇市场起步较晚,发育相对不完善,交易主体少,受客观环境影响,中央银行常常被动入市干预,汇率形成机制市场化程度低。在缺乏弹性的汇率机制下,当人民币汇率得到很小程度的升值,其对外汇储备增长的传导影响却很太,而它的传导载体则是中央银行的入市干预(维持汇率稳定)。尽管汇改对汇率弹性有一定的释放,但依旧存在很大的制约空间,因此,其名义汇率对外汇储备增长影响程度仍然很显著。随着时间跨度的增大和汇率弹性的逐渐释放。人民币升值必然会使外汇储备进入缓慢增长的长期均衡状态。

(二)人民币升值仅是外汇储备增长的格兰杰成因

目前,在国际收支持续顺差的情况下,人民币面临很大的升值压力,尽管汇改对于压力有了一定程度的释放,但区间是有限的,为维持参考一篮子货币政策效应,中央银行不得不进入外汇市场进行适当干预,从而导致外汇储备继续增加。同时,外汇储备作为干预外汇市场、维持汇率稳定的工具。理应是汇价变动的原因。但由于较大尺度的市场干预,使得因果关系短期内发生扭曲,因此,逐渐放开外汇市场,施行更大尺度的汇率浮动制度是必不可少的。至于汇改前数据显示的双向因果关系,由于两者之间弹性系数过小,其两者之间的因果关系也就没有太大的参考意义。

(三)误差调整程度较大,短期内变动剧烈

误差修正模型显示,短期内人民币升值与外汇储备增长有较大程度的逆向变动关系,需要通过强大的误差调整系数进行纠正。这种短期内大幅度的变化趋势依旧与目前有管理的汇率政策相关,逐渐放开汇率管制,其短期逆向变化会减小,调整系数也会趋小。人民币升值与外汇储备增长之间的关系会走向渐缓的变动走势中去。

综合以上,本文认为完善有管理的浮动汇率体制符合我国当前经济金融发展趋势。我们应继续加大汇率形成机制改革力度,使外汇储备增长与人民币升值两者之间逐渐走向趋缓的双向因果变动的长期均衡关系,促进外汇管理的安全和外汇市场的稳定。

参考文献

[1]中国人民银行编著,2007：金融知识国民读本[M],北京:中国金融出版社,300-301。

[2]潘成夫,2006：人民币刊值预期下的我国外汇储备增长实证分析[J],生态经济,(9)：61-64。

[3]王珍,2007：中国外汇储备管理研究[M],中国金融出版社,99-102。

[4]龙莹,2007：我国外汇储备规模与汇率关系的实证研究[J],技术经济,88-90。

[5]高铁梅,2006：计量经济分析方法与建模――Eviews应用及实例[M],北京：清华大学出版社,249-297。

[6]易丹辉,2005：数据分析与Eviews应用[M],北京:中国统汁出版社,143-186。