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1、摘要：在目前中国外汇储备连年增长、人民币相对美元升值的背景下，运用协整、Granger 因果关系检验等时间序列分析方法对外汇储备和人民币对国外主要币种汇率关系进行实证分析。研究结果表明，外汇储备与人民币对国外主要币种汇率之间不具有长期的协整性，但存在从外汇储备到人民币对国外主要币种汇率的单向因果关系。外汇储备的增长会引起人民币对国外主要币种汇率上升，短期内外汇储备的增长会对人民币汇率升值带来一定的压力。中国应考虑对人民币名义汇率的调整，从而缓解人民币的升值压力，抑制外汇储备的增长速度。关键词：外汇储备；汇率；Granger 检验；协整中图分类号：F832.6文献标识码：A文章编号：1003-3
2、890（2009）07-0065-04中国外汇储备规模与汇率关系的实证研究基于人民币对国外主要币种汇率的分析肖宏伟1，王振全2（1北京化工大学 经济管理学院，北京 100029；2北京石油化工学院 经济管理学院，北京 102617）2009 年 7 月第 23 卷第 7 期经济与管理Economy and ManagementJul，2009Vol23 No7收稿日期：2009-05-13基金项目：国家自然科学基金项目资助（70471021）作者简介：肖宏伟（1983-），男，湖南常宁人，北京化工大学经济管理学院硕士研究生，研究方向为技术经济评价与项目管理；王振全（1956-），男，湖南衡阳人
3、，北京石油化工学院经济管理学院教授，管理科学与工程博士，研究方向为宏观计量经济预测技术和模型。财金视点人民币汇率问题和中国外汇储备问题历来是学术界和政府关注的重点，特别是近期，中国外汇储备连年增长，人民币升值，无疑成为社会所关注的热点。外汇储备是国际货币体系的核心，也是国际金融领域的重要问题，它关系到各国调节国际收支和稳定货币汇率的能力，一直受到国际金融机构和各国政府的普遍关注。截至 2008 年底中国外汇储备达到 19 460.30 亿美元，增速之快历史罕见。巨额的外汇储备虽然对经济的发展存在着积极的促进作用，但同时不可避免地带来很多负面影响。中国自 2005 年 7 月 21 日起，人民银
4、行宣布人民币从原紧盯美元的汇率制度，改为参考一篮子货币。但是这一改革仍然没有能够缓解近几年来外汇储备飞速增长的趋势，毕竟外汇储备快速增长正是人民币升值压力的最直接的来源。自汇改以来，银行间外汇市场美元对人民币汇率的中间价屡创新高，2008 年 9 月，1 美元兑人民币 6.8307 元，突破 7.0关口。由于人民币汇率参考一篮子货币进行调节，在一篮子货币中，大头还是美元。美元持续贬值，人民币就会不断升值。一、研究现状关于中国外汇储备规模与人民币汇率之间关系的研究起始于 20 世纪 90 年代中后期，最初Huang Guobo（1995）以 19801990 年的季度数据为样本，利用协整与误差修
5、正模型估计了中国外汇储备的需求函数，并在误差修正模型中引入国内货币供求的非均衡量，实证结果表明进口额、平均进口倾向与国内一年期名义利率之间存在长期的协整关系，但是与前面所有实证分析结论的不同之处在于该文的结论显示进口额、进口倾向与外汇储备之间呈负相关关系，并认为导致负相关关系的原因在于外汇储备的流向与进口方向刚好相反1。许承明（2001）采用 19781999 年的年度数据估计了中国外汇储备需求的动态调整模型，结论显示中国的外汇储备需求是由经济规模、国际收支波动率和汇率波动率这三个因素决定的，其中经济规模、国际收支波动率与外汇储备之间呈正相关关系，而汇率波动率与外汇储备需求之间呈负相关关系2。
6、65经济与管理（月刊）2009 年第 7 期黄继（2002）利用外汇储备需求的动态调整模型对中国 19772001 年的年度数据进行了回归分析，方程中采用的解释变量包括国内生产总值、出口的波动性、汇率波动性，实证结果表明这三个解释变量对外汇储备需求的影响都显著为正3。后来金中夏（2000，2003）分别以 19811999 年与 19802002年的月度数据为样本，利用内嵌协整关系的向量自回归模型对人民币实际有效汇率、中美实际利差与中国的外汇储备进行了动态分析，协整检验结果表明人民币实际有效汇率与外汇储备之间存在协整关系，协整分析与动态分析都表明人民币的升值或实际有效汇率的上升将导致外汇储备加
7、速增长4，5。马娴（2004）利用 19922001 年的季度数据对影响中国外汇储备的影响因素进行了实证分析，实证结果表明中国外汇储备规模的变动与工业生产总值、出口额以及上一期的储备额之间存在明显的线性相关关系，与此同时，汇率、利率等也对中国外汇储备规模存在影响，但是汇率波动对外汇储备的影响却不显著6。胡燕京、高向艳（2005）把影响外汇储备的因素归纳为进出口规模、进口规模、贸易差额的波动幅度、实际利用外资情况、国际收支经常账户变动、国家每年外债规模及汇率变动。最后得出结论:国家外债余额和汇率变动是中国外汇储备量增长的决定因素7。潘成夫（2006）通过 20002005 月度人民币升值预期（境
8、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。人民币汇率预期对外汇储备快速积累起着极为重要的作用，同时外汇储备积累也是外向型经济发展的反应8。王珍（2007）利用 19942005 年外汇储备与美元汇价的数据对其关系进行了实证研究，认为外汇储备与汇率之间呈反向变动的协整关系，但不是特别明显，他认为这与中国长期以来实行的缺乏弹性的汇率制度有很大联系9。龙莹（2007）对 2000 年 1月2006 年 9 月的数据进行实证研究，利用协整理论进行实证分析得出两者之间存在长期均衡关系，实证结果显示两者之间
9、是负相关关系，即人民币汇率的下降将引起外汇储备的增加。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10。易行健（2007）利用中国 19962004 年的月度数据对中国的外汇储备需求函数进行详尽的实证研究，结论表明消费品零售总额、人民币实际有效汇率指数及其波动性、国内外利率差、进口依存度、进口的波动性均显著影响中国的外汇储备需求11。本文通过 19852008 年的年度数据，对中国外汇储备与汇率之间的关系进行实证研究，以廓清外汇储备规模增长过快对汇率的影响，特别是人民币对国外主要币种汇率的影响程度，为人民币汇率调整提供理论依据。二、数据来
10、源及处理本文外汇储备（whcb）数据来自中国人民银行网站（http:/ hl_usa，日元 hl_jap，港元 hl_hk）数据来自2008 年中国统计年鉴 及国家外汇管理局的人民币汇率中间价（http:/ 2002 年4 月 2 日起才公布欧元对人民币汇率价格，从 2006年 8 月 1 日起才公布英镑对人民币汇率价格，数据太少，因此本文未考虑人民币对欧元、英镑的汇率。样本区间选取为 19852008 年的年度数据。由于数据的自然对数变换不改变数据之间的协整关系，为使数据的趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，所以对上述变量 whcb、hl_usa、hl_jap、hl_hk 进行自然对
11、数变换，在变量前加“l”表示取自然对数。三、实证结果分析（一）平稳性检验对时间序列数据，回归前必须对变量进行平稳性检验。我们根据协整检验方法，以 lwhcb、lhl_usa、lhl_jap、lhl_hk 为检验变量，运用 EViews5.0 软件进行 ADF 平稳性检验。在 ADF 检验最优滞后期的选取标准上我们采用：在保证残差项不相关的前提下，同时采用 AIC 准则与 SC 准则作为最佳时滞的标准，在两者值同时为最小时的滞后长度即为最佳长度。通过变量的时间序列图观察，如果序列包含有趋势（确定的或者随机的），则回归中应该既有常数又有趋势；如果序列没有表现任何趋势且有非零均值，则回归中应该仅有常
12、数；如果序列在零均值波动，则检验回归中应该既不含有常数又不含有趋势（检验结果见表 1）。由表 1 可见，变量 lwhcb、lhl_usa、lhl_jap、lhl_hk的水平序列都是非平稳的，而它们的一阶差分都是66表 1ADF 平稳性检验结果变量lwhcblwhcblhl_usalhl_usalhl_japlhl_japlhl_hklhl_hkADF 检验值-1.975157-3.683309-0.679369-3.973459-2.419043-3.833773-0.687200-3.962364检验类型（c，t，p）（c，t，0）（c，0，1）（c，t，0）（c，0，0）（c，t，0）（c
13、，0，0）（c，t，0）（c，0，0）5%临界值-3.622033-3.012363-3.622033-3.004861-3.622033-3.004861-3.622033-3.004861结论不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳注：检验类型中（c，t，p）分别指常数项，时间趋势项，滞后期。平稳的，即都是 I（1）序列，满足构造协整方程的必要条件。（二）协整检验分别建立 lhl_usa、lhl_jap、lhl_hk 和 lwhcb 之间的协整方程，并通过 OLS 法回归得到回归方程:lhl_usa=0.9080+0.1437lwhcb（1）（t:）7.25897.9083R2=0.739
14、8F=62.5414lhl_jap=-4.2928+0.2022lwhcb（2）（t:）-21.51016.9759R2=0.6887F=48.6634lhl_hk=-1.1449+0.1440lwhcb（3）（t:）-9.02847.8147R2=0.7352F=61.0698从模型的估计结果来看，可决系数均比较高，说明拟合优度较高，T 统计量和 F 统计量都显著，也说明模型的拟合效果很好。设1、2、3分别为回归模型（1）、（2）、（3）的残差，对1、2、3的水平值作 ADF 检验，结果如表 2所示。由表2 可知，在 5%的显著性水平下接受1、2、3是单位根的原假设，即1、2、3是不平稳的。
15、因此，lhl_usa、lhl_jap、lhl_hk 和 lwhcb 之间不存在着长期的均衡关系，模型（1）、（2）、（3）中均存在谬误回归。（三）格兰杰因果关系检验按 Granger 因果关系分析方法，建立下列两变量模型：lhlt=0+mi=1ilhlt-i+mi=1ilwhcbt-i+t（4）lwhcbt=0+mj=1jlwhcbt-j+mj=1jlhlt-j+t（5）对 i（i=1，2，m）=0 和 j（i=1，2，m）=0 的原假设进行检验。根据赤池信息准则（AIC）确定各变量的滞后阶数，对各变量的因果关系检验结果如表 3 所示。从表 3 可以看出，在 1%显著性水平下，外汇储备与人民币
16、对美元、港元汇率只存在单向因果关系，即外汇储备是人民币对美元、港元汇率的Granger 原因，而人民币对美元、港元汇率不是外汇储备的 Granger 原因。在 10%显著性水平下，外汇储备与人民币对日元汇率存在单向因果关系，即外汇储备是人民币对日元汇率的 Granger 原因，而人民币对日元汇率不是外汇储备的 Granger 原因。四、结论与建议19852008 年期间，特别是近期，中国外汇储备连年增长，人民币相对于美元升值。但是根据我们的研究，过去 20 多年间中国外汇储备规模与人民币对国外主要币种汇率（美元、日元、港元）之间表现出来的关系，并不是长期协整的关系。因此，我们没有理由认为这种趋
17、势会在今后继续保持。从格兰杰因果检验来看，存在从外汇储备到人民币对国外主要币种汇率的单向因果关系，说明外汇储备的增长会引起人民币对国外主要币种汇率上升，短期内外汇储备的增长会对人民币汇率升值带来一定表 2残差 ADF 检验结果变量111222333ADF 检验值-0.940399-0.903853-0.762785-1.378436-1.251087-1.457080-0.942492-0.906510-0.775356检验类型（c，t，p）（0，0，0）（c，0，0）（c，t，0）（0，0，1）（c，0，1）（c，t，1）（0，0，0）（c，0，0）（c，t，0）5%临界值-1.956406
18、-2.998064-3.622033-1.957204-3.004861-3.632896-1.956406-2.998064-3.62203310%临界值-1.608495-2.638752-3.248592-1.608175-2.642242-3.254671-1.608495-2.638752-3.248592结论不平稳不平稳不平稳不平稳不平稳不平稳不平稳不平稳不平稳注：检验类型中（c，t，p）分别指常数项，时间趋势项，滞后期。表 3格兰杰因果关系检验结果原假设：lhl_usa 不是 lwhcb 的 Granger 原因lwhcb 不是 lhl_usa 的 Granger 原因lhl_j
19、ap 不是 lwhcb 的 Granger 原因lwhcb 不是 lhl_jap 的 Granger 原因lhl_hk 不是 lwhcb 的 Granger 原因lwhcb 不是 lhl_hk 的 Granger 原因F 统计量0.608396.660520.823153.118250.615966.63561概率 P0.665040.005640.537040.060690.660190.00571滞后阶数444结论接受拒绝接受拒绝接受拒绝财金视点肖宏伟，王振全中国外汇储备规模与汇率关系的实证研究67经济与管理（月刊）2009 年第 7 期的压力。中国应考虑对人民币名义汇率进行调整，从而缓解
20、人民币的升值压力，如此达到降低外汇储备增长速度的目的。参考文献：1 Guobo Huang.Modeling ChinaDemand f or International ReservesJ.Applied Financial Economics，1995，（5）.2 许承明.我国外汇储备需求的动态调整模型 J.经济科学，2001，（5）.3 黄继.关于中国外汇储备需求的动态分析 J.世界经济文汇，2002，（6）.4 金中夏.中国汇率、利率和国际收支的互动关系1981-1999 J.世界经济，2000，（9）.5 Zhongxia Jin，The Dynamics of Real Inter
21、est Rates，RealExchange Rates and the Banlance of Payments in China:1980-2002 J.IMF Working Paper，2003/67.6 马娴.从实证角度看中国外汇储备规模与汇率的关系 J.世界经济研究，2004，（7）.7 胡燕京，高向艳.中国外汇储备规模及其影响因素的实证分析 J.济南金融，2005，（2）.8 潘成夫.人民币升值预期下的我国外汇储备增长实证分析 J.生态经济，2006，（9）.9 王珍.中国外汇储备管理研究 M.北京：中国金融出版社，2007.10 龙莹.我国外汇储备规模与汇率关系的实证研究 J.
22、技术经济，2007，（5）.11 易行健.人民币实际有效汇率波动对外汇储备影响的实证研究：19962004 J.数量经济与技术经济研究，2007，（2）.责任编辑：孙飞责任校对：武玲玲The Empirical Research between Chinas Foreign Exchange Reserves and the Exchange RatesXiao Hongwei1，Wang Zhenquan2（1.School of Economics and Management，Beijing Chemical Technology University,Beijing 100029,Ch
23、ina；2.School of Economics and Management,Beijing Institute of Petrol-chemical Technology,Beijing 102617,China）Abstract：In the background of successive years of growth in the foreign exchange reserve and the appreciation of the RMBagainst the dollar at present，we can do the empirical analysis by usin
24、g the cointegration,Granger causality test,and othertime series analysis method to study the relationship between the foreign exchange reserve and the major foreign currency exchange rates of RMB.The results show that there is no long-term cointegration between them,but exsit one-way causalityfrom t
25、he foreign exchange reserve to the exchange rates.The increasement of foreign exchange reserves will rise to the growthof the RMB against the major foreign currency exchange rate.In the short term，the increasement of foreign exchange reserves will bring some pressure to the growth of the appreciation of the RMB exchange rate.China should be considered toadjust the RMB exchange rate in order to ease the RMB s revaluation pressure and reduce the growth speed of foreign exchange reserves.Key words:foreign exchange reserve；exchange rate；Granger test；cointegration68