中國國際游資及其影響因素的實證分析

張 妍 ，薛耀文 ，崔惠芳 ，張朋柱

(1.太原科技大學 經濟與管理學院，太原 030024；2.上海交通大學 管理學院，上海200052)

隨著經濟全球化進程的不斷推進、貿易種類的不斷增加、資金轉移方式的不斷增多與轉移速度的不斷加快，資本在國際間的流動也更便捷與隱蔽，這就為國際游資進入中國提供了手段和途徑。大量國際游資的快速流入勢必擾亂我國正常的市場經濟秩序，帶來流動性過剩、貨幣政策失靈、投機風氣盛行和全面通貨膨脹等一系列經濟、金融問題，乃至于影響了社會的健康發展。因此，深入分析我國國際游資的影響因素，對于有針對性地采取措施，有效地防范國際游資流動對我國經濟的不利沖擊，有重要現實意義。本文利用2006年1月至2008年9月的月度數據，對中國國際游資及其影響因素進行了實證分析。

1 影響中國國際游資的因素

1.1 中國國際游資

為了分析研究中國國際游資的流入需要用月度數據，本文采用間接法計算中國國際游資流入量yt，用外匯儲備變動額減去經常項目差和直接投資增加額作為衡量中國國際游資流入量yt(yt>0為國際游資流入，yt＜0為國際游資流出)，即：

用Yt表示以2006年初為起點 （即假設2006年初我國境內的國際游資數量為零），至2008年9月末，各月末我國境內國際游資的存量，即：

在2006年1月份到2008年9月份期間，中國國際游資流入量基本上呈現出在每年的前半年為正數，即表現為國際游資的流入，而在每年的后半年為負數，即表現為國際游資的流出的規律性，并在2008年4月份達到3年來的流入最高峰，流入額為501.95億美元。

在2008年6月達到3年來的流出最高峰，流出額為190.93億美元。雖然在2006年1月份到2008年9月份期間，國際游資有流入也有流出，在2006年1月份至2006年12月份，國際游資流入量與流出量幾乎相當，2007年1月份至2008年9月份，國際游資的流入量遠遠大于流出量，滯留在中國境內的國際游資呈現出持續增多的趨勢，也就是說國際游資的存量Yt越來越大，并在2008年4月份達到高峰值2528.21萬美元。

1.2 中美實際利率差x1t

有關解釋國際資本流動影響因素的理論均認為，如果國內利率高于國外利率的程度越大，將會引起資本流入的增加，資本流出的減少。Meade(1951)的研究表示資本流動取決于資本賬戶的利差，Frankel(1989)認為衡量國際資本市場的一體化程度，各國之間的實際利差是比儲蓄投資相關系數更好的指標。因此本文采用中美實際利率差x1t作為中國國際游資的影響因素。本文中選取每月末中國銀行一年期定期存款利率代表中國利率（DRC），中國CPI值作為中國通貨膨脹率（CPIC）的代表，每月末美國基準利率聯邦基金利率作為美國利率 （DRA）的代表，美國CPI值作為美國通貨膨脹率（CPIA）的代表。則中美實際利率差可以這樣得到：

其中，RIRCt表示中國實際利率，RIRAt表示美國實際利率。

1.3 上證綜指月度收益率同比變動率

為了消除季節因素的影響，本文采用上證綜指月度收益率同比變動率指標來衡量證券市場收益。本文中選取上證綜指月度收益率數據來計算上證綜指月度收益率同比變動率。即：

我國上證綜指月度收益率同比變動率除了在2007年初隨著證券市場收益率的大幅增長而變化較大，且在2007年3月達到峰值外，變化比較均衡，沒有大的波動。

表1 中國國際游資流入量與中美實際利率差的互相關系數

表2 中國國際游資流入量與上證綜指月度收益率同比變動率的互相關系數

表3 中國國際游資流入量與人民幣兌美元匯率遠期變動率的互相關系數

表4 多元線性回歸方程擬合系數表

1.4 人民幣兌美元匯率遠期變動率

根據出于套匯目的的國際游資會更多地向貨幣持續升值或有著很高升值預期的國家流入的觀點，因此本文選取人民幣無本金交割遠期(一年期)（NDF1）的月末數據來計算人民幣兌美元匯率遠期變動率x3t。即

從2006年1月至2008年3月人民幣無本金交割遠期（一年期）表現出升水與貼水交替出現，但總的呈現出貼水的趨勢，即人民幣預期升值，2008年4月至2008年9月呈現升水趨勢，即人民幣預期貶值。

2 中國國際短期資本流入量與各影響因素之間的互相關關系分析

2.1 中國國際游資流入量yt與中美實際利率差x1t之間的互相關關系分析

表1表示中美實際利率差x1t與中國國際游資流入量x1t之間的互相關系數，從表中可以看出，中國國際游資流入量yt與中美實際利率差x1t的當期與滯后期是負相關關系，并且相關性很?。欢忻缹嶋H利率差x1t與中國國際游資流入量yt的滯后期是正相關關系，并且在滯后5期時相關系數最大，可以得出t期國際游資流入量yt與(t+5)期中美實際利率差x1(t+5)相關關系最大，cor[yt,x1(t+5)]。

2.2 中國國際游資流入量yt與上證綜指月度收益率同比變動率x2t之間的互相關關系分析

從表2可以看出，中國國際游資流入量yt與上證綜指月度收益率同比變動率x2t的滯后期呈正相關關系，而上證綜指月度收益率同比變動率x2t與中國國際游資流入量yt的當期、滯后一期、滯后兩期呈正相關，與其他滯后期也呈負相關。通過以上分析，可得出，t期國際游資流入量yt與t期上證綜指月度收益率同比變動率x2t的相關關系最大，其相關系數cor[yt,x2t]=0.252。

2.3 中國國際游資流入量yt與人民幣兌美元匯率遠期變動率x3t之間的互相關關系分析

通過表3可知，中國國際游資流入量yt與人民幣兌美元匯率遠期變動率x3t的當期和各滯后期呈負相關關系，而人民幣兌美元匯率遠期變動率x3t與中國國際游資流入量yt的各滯后期呈正相關關系。根據對中國國際游資流入量yt與人民幣兌美元匯率遠期變動率x3t作互相關圖分析，可得出，t期國際游資流入量yt與(t+3)期人民幣兌美元匯率x3(t+3)遠期變動率的相關關系最大，其互相關系數cor[yt,x3(t+3)]=0.396。

3 中國國際游資的影響因素模型的建立與實證

3.1 中國國際游資流入量影響因素模型的建立與實證分析

3.1.1 中國國際游資流入量影響因素模型的建立

對因變量—t期中國國際游資流入量yt與自變量—中美實際利率差x1t、上證綜指月度收益率同比變動率x2t、人民幣兌美元匯率遠期變動率x3t建立下面的多元線性回歸模型：

3.1.2 中國國際游資流入的影響因素模型的實證分析

通過用spss對中國國際游資流入的影響因素作實證分析得到以下結果：

(1)P-P圖

從標準化的殘差直方圖 (圖1)以及P-P圖(圖2)可以看出，該回歸方程的殘差是基本滿足正態分布的，基本符合作線性回歸的條件。

(2)各變量間的相關系數及其檢驗結果

從表4中，可以看出回歸方程模型的復相關系數 R=0.257，決定系數 R2=0.066，F=0.682，整個模型的顯著性水平為0.570，沒有通過F檢驗，這說明本模型的自變量對因變量幾乎沒有解釋力。

3.2 對模型進行改進

用中國國際游資存量Yt與三個自變量來構建以下多元線性回歸模型：

用spss對中國國際游資存量Yt與其影響因素作實證分析得出結果為：

3.2.1 P-P圖

從標準化的殘差直方圖 (圖3)以及P-P圖(圖4)可以看出，該回歸方程的殘差是基本滿足正態分布的，基本符合作線性回歸的條件。

3.2.2 各變量間的相關系數及其檢驗結果

在表5中顯示出中國國際游資存量Yt與中美實際利率差x1t、上證綜指月度收益率同比變動率x2t、人民幣兌美元匯率遠期變動率x3t的相關系數分別是0.841、-0.118、0.262，其顯著性檢驗分別為0.000、0.256、0.070，顯然自變量x1t和x3t對因變量顯著，而x2t對因變量顯著性不明顯，且對因變量Yt的解釋力度依次為 x1t、x3t、x2t。

3.2.3 回歸方程的擬合度

從表6中可以得出回歸方程模型的復相關系數R=0.845，決定系數R2=0.715，F=24.197，整個模型的顯著性水平為0.000，通過F檢驗，這說明本模型的自變量對因變量的解釋力是非常強的。

3.2.4 擬合回歸方程的系數及其檢驗結果

通過表7可知擬和的回歸方程的系數及其檢驗，未標準化后的回歸方程系數分別是 β0=-2338.605，β1=221.234，β2=-0.001，β3=-0.785， 統計量 t值分別是-8.266、8.058、-0.040、-0.896，相對應的值分別是 0.000、0.000、0.968、0.378，常數項檢驗和x1t結果均顯著，通過檢驗，而x2t和x3t的檢驗結果不顯著，沒有通過檢驗，說明只有常數項和x1t進入方程。

表5 參與回歸的各個變量的相關系數及其檢驗表

表6 多元線性回歸方程擬合系數表

表7 擬合回歸方程系數及其檢驗表

表8 一元線性回歸方程擬合系數表

表9 擬合回歸方程系數及其檢驗表

3.2.5 對該模型進行修正

將沒有通過檢驗的x2t和x3t剔除，再進行一元回歸分析，得出如下結論（見表8）：

從表8中，可以看到整個模型的擬合優度為0.707，F檢驗的顯著性為0.000，說明該自變量x1t對因變量Yt的解釋力度還是非常強的。

通過表9可以看到，常數項和中美實際利率差x1t的系數均通過t檢驗，且其系數分別為2157.333和221.327。通過以上的分析，得到中國國際游資存量的影響因素回歸模型為：

4 結果分析

4.1 互相關圖分析結論

（1）中美實際利率差對國際游資的流入幾乎沒有影響，而國際游資的流入對中美實際利率差的影響卻較為明顯，且為正相關關系，可以得出國際游資的流入會導致中美實際利率差的加大的結論。根據期國際游資流入量yt與(t+5)期中美實際利率差xt(t+5)的相關關系最強，可得出國際游資流入中國，在之后的第5個月時，對中美實際利率差的影響最為明顯，大量的國際游資流入中國會引起中美實際利率差的上升。由于中國的利率是不能自由浮動的，是由政府來調整的，所以也可以說中國政府在對國內、國外因素綜合考慮的基礎上，通過變動利率來應對由于國際短期資本流入導致的經濟過熱現象的政策推出相對于國際游資流入要滯后5個月。

(2)證券市場的收益對國際游資的流入的解釋力較弱，這是由于當前我國資本項目的沒有完全開放，投資資本項目是有限制的。但通過兩者的互相關分析，可以得出證券市場收益的增加促進國際游資的流入，而國際游資的流入，在短期內會推高證券市場的收益，但從長遠來看，將導致證券市場收益的下降。

(3)證實了人民幣匯率的升值預期會導致國際游資流入的觀點，并且得出前2、3、4、5期人民幣匯率的升值預期對國際游資流入的影響最大。 同時也得出了，國際游資流入將會導致將來人民幣的貶值預期的結論。由期國際游資流入量與期人民幣兌美元匯率遠期變動率的相關程度最大，可以得出國際游資流入后對人民幣預期匯率的影響相對于國際游資流入的滯后期為3個月。

4.2 回歸分析結論

（1）中美實際利差、人民幣匯率升值預期和證券市場投資收益對國際游資的流入的解釋力度非常之小，而對國際游資的存量有較強的解釋力度，解釋度為0.715。這是因為我國對外匯市場兌換還沒有完全開放，國際游資進入我國要受到種種限制。而這三個因素對通過各種方式進入并滯留在中國境內的國際游資的影響則較大。

（2）在國際游資的存量影響因素的回歸模型中，中美實際利差能夠通過檢驗，而人民幣匯率預期和證券市場收益率沒有通過檢驗，這說明滯留在我國境內的國際游資在等待人民幣升值時絕大部分是停留在銀行賬戶上，而只有很少一部分進入證券市場。這與我國對資本項目還沒有完全開放，投資資本項目要受到限制有這直接的關系，這使得國際游資進入我國后，蟄伏在銀行存款賬戶以等待人民幣匯率升值后再伺機行動，獲取由人民幣升值帶來的超額利潤。這與同期的銀行存款余額大量增加的現象是相符合的。

（3）該模型對中國國際游資的存量的解釋度為0.715,說明中國國際游資的存量還受除美國以外其他國家的各種因素以及國內外風險水平與投資者的能力等的不可定量因素的影響。

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