中国外汇储备和汇率：结构突变、单位根及协整检验——来自中国19(2)

列，中选择最小 t ( )m n - )相应从 d = i[0 ( 1 t【同 P￣ n 1 8 )章指出， e o(99文当出现结构突变时，统的 A F传 D的临界值比较，检验单位根原假设。 检验拒绝单位根的能力就会大大下降。我们使用 Zvt A— i和 n o ( J整检验二协 de s1 9 ) rw (9 2的方法来处理本文中的结构突变。结果如表 2所对于同阶单整序列进行协整检验，通常我们使用 E G两步.

一

中国外汇储备和汇率：结构突变、单位根及协整检验——来自中国1994年-2008年月度数据的证据

表 1在不考虑突变点情况下的序列单整检验 ( ADF)果结序列—

AF Dl7 6 76 4 53 5_00 4 1

5临 A1%1界 %一 9 l5 - 8 28— 319 5

1%临界△% 01 512 6 25 8 31 4— 2 16

检验形式 (, ) CT( ) N (,) CN (, C) T’1 N

l 矗x

l e a x e

- 1 I 501 8 5 56 1

28 8—4— 4 3一 5 19

—5 28— 4 3l - 2 I 6

(,) C N【 c州 1

虑了结构突变，在 19 9 4年 1~ 0 8年 9月的数据中仍然不月 20存在协整关系。因此 G H的检验方法不支持外汇储备和汇率之间的协整关系。 B中我们检验了名义汇率和外汇储备的协整在关系。名义汇率为解释变量，外汇储备为因变量，虑了结构突考变后仍不存在协整关系。实际汇率和名义汇率与外汇储备格兰杰因果检验结果如左图所示：图中可以看出，义汇率并不从名是外汇储备的格兰杰原因，但是实际汇率和外汇储备有格兰杰因果关系。表 4检验模型A:

L,e t￣￣ s

—4 09—

—8 28— 3

28 531 4

(,) CN( ' C, 1 3

1 3l

一

A

32 4 38 6

一5 28—4 37-4 01

一 5 l 9 - 28 8- .4 34

(, NN ) (,) CNf T c')

AF D

变点位置

1%临界值

i%界 O临值

r 3 4l÷一

5 4 0{44‘ 390‘ 2

一5 28

— 5 1 9

(, NN )

L ee=d+1L e x rs v 3 re+￡-

△ mx L e

48 - 2--

—m 34 - 01— 8

—5 2

28 8- .4 34—1 5 9

(,) CN【 T c.1f 1 N

() 4 () 5

一 l 26 o - 1 309

200 ( 57 ) 200 0 29

— 3 5l — 4— 5 5

- 3 44 47 - 2

() 6B: L e e=+B L rs v x+￡【

- 4 313

20o o 57

- 4 57

46 - 8

ALe v - e '￣一

- 93 31 5 00

—4 374 - 01

— 28 8— 4 34

(,) CN,3 a

() 4

— 40 2 4

2 29∞ 0

— 3 51

43 - 4

注 I#表示 1%水平上拒绝单位根假设；表示 5:: 0:%水平上拒绝单位根假设；: 表示 1%水平上拒绝单位根假设注 2检验形式 C,: T分别表示单位根检验包括常数项、时间趋势， N是指不包括 C或 T 注 3 I x l e和 L sv:e、 ex f r r e分别表示名义汇率， e实际汇率和外汇储备的自然对数。优滞后最阶数通过 SC准则和 Makn o (9 1临界值决定 I n in n 1 9 )

() 5() 6

- 74 3 5- l 3 2 9

190 9 99200 0 l4

— 4 55- 4 57

- 7 424 6 - 8

注：临界值的计算取白于 G e r my&H ne ( 9 6一文中的双变量结构突变协整检验中 g a s 19 ) n的 A F值 D

表 2单位根检验(考虑了结构突变点 )I ms t e Le fx le x re Lee rs

四、论结本文的目的是调查汇率 (名义和实际 )与外汇储备的协整关系，们使用了传统的 A F与 G eo我 D rgr Hasn 19 )变 y和 ne (9 6的结构协整检验。实证结果表明考虑结构突变后 A F测试的结 D果可以看出，fxLex Lee序列都是 I1的 . Le、re和 rsv ( )夕汇汇率和中国的外汇储备不存在直接的长期协整关系。表明在中国，外汇汇率的波动并不会直接导致外汇储备的增加或减少。这也从中国近几个月的实际说明了这一点。理论上讲外汇储备的储备的来源有以下几条渠道： 1经常项目顺差。常项目顺差是一 ()经国国际储备最主要的来源。() 2中央银行实施外汇干预政策时购进的可兑换货币。在本币受到

升值压力情况下，国货币当一局在外汇市场抛售本币，进外汇，购以稳定汇率。于是购进的可兑换货币便成为该国国际储备的一部分。 ( )国政府或中央 3一银行对外借款净额。很大意义上来说，很长时期内，国名在在中义外汇汇率受国家政府的操纵较多，汇储备的增加与外汇汇外率的增长或下跌没有必然联系，这种协整检验中可以得到证从明。尤其在 19 9 7年亚洲金融危机以来，发展中国家受多种因素的驱使，持有大量外汇储备。研究认为，第一，tE￣,储备的增加 t是满足减缓国内外的金融冲击，以增强宏观调控的能力的需可

T、 B 0 B

20 7=B n 05 ( 1, O- 5(1 09 5一 261

20 f= B 00 7 T m 0一 4 f 1 4 6 09 1一 2 7 l

2 0 f= g 3 057 0 Tn一 1『 2O 7 09 一1 8 ) 2

0 21 00 f0 24 0 04( ) 00 7 8 34加 05 - 7) 01 63 2 f0

— 4 7— 8 6 (I 5) 0—I 02 24 1 ) 0 3 5 0 07 O) 5仃 9 00

006( 0、 19 I 4 - 0 6 .￣ 00 1- 4 0 r 8 6— 4( 7 3—0 7 2 ) 00 60

注：临界值在 1%和 5%水平下分别为一 .7一 8见 Z o&A de 19 )k 5和 50 ( i t n r 9 2,是各序列的 5 v w,滞后时间。括号中的值为各系数的 t统计量

从 Z检验表中可以看出，D A A F测试的结果证明，f、 Le x Lex Lee序列都是 I1的，汇储备和名义汇率的突变 re和 r v s ()外点与 20 0 5年 7月的现实相符。而实际汇率的突变点是在 20 00年7。月 ( )结构协整检验三变因为 L x和 Lee均为一阶单整序列，们首先利用不含 f e rsv我结构突变的检验 E g nl G agr18 )法进行检验。验结 e和 r e( 9 7方 n检果如表 3示。所表 3 E ge Grn e协整检验 n l— a g r模型种类L} v a+ Lex￡“ e= B r+ - s e

A F(,N) D N一 14 0 3 3

k4

A FC D(注：是根据 S 4 I C准

Iex

( 1e v￡ xe￣x 2s+ +B eUe o+ Uee [= tB, v x '+￡ st ee d+ L e+￡I』sv B fx

一 4 2 l43n13 25— 54 09 0

1 233

则决定的滞后阶数(同)下

要。第二，是稳定国家的汇率，于安排国际支付，于国际便有利 收支平衡的需要。第三，维护国家和企业在国际上的信誉，助有

于拓展国际贸易、引外国投资、范和化解国际金融投机风吸防险的需要，所以外汇储备的多少不会直接取决于外汇汇率，而在所有所检验的协整关系中，清楚的看到在 1很%和 5%的是多种因素影响的结果。汇汇率也许在某一时段对外汇储备 外水平上，们不能推翻有单位根的原假设。因此汇率和为汇储 我的影响会强一些，但是在 19 94年~ 0 8年的数据的研究证明 20备之间不存在协整关系。但是，如果我们应用 G eoy Hasn rgr和 ne了中国外汇储备并不直接取决于外汇汇率的变动。 (9 6的程序方法去检验， 19 )我们考查当出现结构突变时，否是【参考文献】 存在协整关系。因为根据 G gr H ne eo y和 a sn的方法理论，当传统 1马娴 .从实证角度看外汇储备规模与汇率的关系[. J世界经济研究，】 的检验方法出现单位根 (加深不能够拒绝时 )他们的检验[]原用 2 0,7 . 03 () 方法考虑结构突变后得出的 A F值是能够拒绝单位根假设。 D [] 2王少平，李子奈.结构突变与人民币汇率的经验分析[ . J世界经济，] 我们遵照 G H的方法计算 A F检验值， D我们选取数据的范 2 0,8 . 03 () 围根据 G eo和 H ne rgr y asn的方法在 1. T 08 …… 此处隐藏：4432字，全部文档内容请下载后查看。喜欢就下载吧 ……