1、.短期国际资本流入我国的影响因素探究基于 VAR 模型的实证分析中央财经大学 徐曼、戴松、李映若兰摘要：2002 年我国国际收支平衡表中的误差与遗漏项由负转正，这意味着我国短期国际资本流动的方向将发生扭转。随着 2005 年的人民币汇率改革，人民币升值预期不断加强，国际游资大规模流入中国，对我国货币政策的独立性和实施效果产生较大的冲击和影响。本文首先基于 2002 年 1 月至 2010 年 7 月的月度数据，选取了国内外利率差、人民币汇率预期、上证综合指数以及商品房平均销售价格指数，采用改进的余额法估算短期国际资本流入规模，建立VAR 模型。然后通过脉冲响应函数和方差分析对影响短期国际资本流
2、入我国的因素进行实证探究。结果表明，人民币汇率预期与国内外利率差对短期国际资本流入的影响相对较大，而以上证综合指数和商品房平均销售价格指数为代表的国内资产价格因素对短期国际资本流入的影响则比较微弱。本文最后根据实证分析结果提出了相应的政策建议。 关键词：短期国际资本 影响因素 VAR 脉冲响应函数2002 年我国国际收支平衡表中的误差与遗漏项在连续 12 年呈现负值后，首次变为正值，这一变化引起了国内学者的广泛关注。这意味着我国短期国际资本流动的方向将发生扭转，由资本外逃变为大量投机资本流入。这种资本流入趋势在 2005 年之后变得更加强劲，原因在于 2005 年我国汇率政策由盯住美元汇率改为
3、盯住一篮子货币。2007 年美国爆发次贷危机之后，大量国际资本从美国撤出，寻找新的投资环境。人民币汇率改革、不断加强的人民币升值预期以及较高的投资回报率等都使得诸多短期国际资本以各种形式涌入我国。短期国际资本的流入在一定程度上会给我国带来有利的影响，例如对我国基础设施进行改善和参与我国大型工程的投资。但同时，我们应该关注其可能带来的负面影响，例如，增加本币升值压力、制约央行货币政策的独立性，增加货币政策的调控难度等。鉴于目前大量短期国际资本不断流入我国，研究影响其流入的因素的重要性日益突出。.一、 文献综述早期关于短期国际资本流动影响因素的理论主要是从资本套利的角度来讨论的，主要集中于发达国家
4、间的资本流动。上世纪 90 年代以来，研究者们主要考虑的是发达国家与发展中国家之间短期资本流动的驱动因素，制度性因素得到越来越多的重视。尽管不同时期以及国内外的学者对于短期国际资本流动影响因素的研究不尽相同，但总的来看，对于其影响因素的讨论，主要采用经验分析的研究方法，根据学者自身的看法研究各种经济变量对于短期国际资本流动是否有显著性影响。国内外学者的研究情况大致如下：(一)国外学者的研究国外学者对于短期国际资本的研究，可以追溯到 1937 年。哥伦比亚大学的Charles Poor. Kindleberger 于 1937 年开始研究短期国际流动资本对于一国货币供应以及国家收入的影响，研究了
5、国家收入、汇率以及国际收支平衡之间的关系。P.Barrett.Whale(1939) 在 Charles Poor. Kindleberge 研究的基础上，考虑短期国际资本流动对于收入、物价水平以及国内货币流通的影响。他认为短期资本给一国带来的波动性，可以由临时贷款抵消，并指出，利率政策可以调节这种冲击。Zoran Hodjera(1971)基于英国 1963 到 1967 年的季度数据，研究大量不稳定投资下短期国际资本流动的影响因素，提出了存量调整模型。模型结果发现非抵补利差以及商业贸易的变动对于英国短期资本流动影响很大。另外资本流动对于投机也很敏感，他在 1973 年对此项研究做了进一步的
6、修正，考虑到工业化国家拥有更发达的外汇交易市场以及短期资本市场，以及他们给予短期资本更多的流动性，所以这次只考虑工业化国家的短期资本流动。他在 Tsiang 的研究基础上，将远期外汇市场这个因素纳入考虑范围之中，并且运用了投资组合选择理论，解决了流量存量之间的矛盾，得出了更好的存量调整模型。到了 20 世纪末和 21 世纪初，国外学者对于短期国际资本流动的研究由其对于一国经济影响的研究转向于研究短期国际资本流动的影响因素。Calvo(1993), Leiderman(1994)和 Reinhart(1996)的研究发现, 利率是驱动国际资本流动的最主要因素。他们认为 20 世纪 90 年代早期
7、的世界利率水平下降, 加之主要西方发达国家经济增长放缓或衰退, 使新兴市场经济国家的获利机会更具吸引力,也使这些国家的信用风险降低, 导致了国际资本在 20 世纪 90 年代大量涌入新兴市场经济国家。Renu Kohli(2001)的研究发现，美元利率的下跌，加之主要西方国家陷入经济低潮是驱动国际资本流入印度的主要因素。同时印.度内部经济改革、宏观经济状况以及国内政策方面的变化提升了投资者的信心，吸引了资金流入印度。 Eliana Cardoso 和 Ilan Goldfajn(1997)针对巴西的研究发现, 国际资本流人与国际市场利率水平呈显著负相关关系。Leslie Lipschite，T
8、imothy Lane 和 Alex Mouorrnouras(2002)针对中东欧转型经济国家的研究发现，真实汇率的历史水平和变化趋势连同生产的要素密集性能引起大规模的资本流入。(二)国内学者的研究我国在 20 世纪 80 年代后期资本流动的结构与 70 年代末、80 年代初不同，后者以商业贷款为主而前者以债券、股票和直接投资为主。赵晋平(1997)总结了 80 年代初至 1997 年中国国际资本流入的发展状况，指出就实际流入的外国资本规模而言，中国在发展中国家名列前茅。他系统总结了国际资本流入的发展过程、流入结构、以及对于宏观经济的影响。李心丹、钟伟(1998)采用四种方法测算了我国 19
9、87 年至 1995 年间国际资本逃避规模，根据测算结果得到国际资本外逃规模逐步增加的结论，并分析了原因。他们认为除了政治、经济、军事局势动荡这些因素外，导致我国资本逃避的基本动因为担心本币汇率的不可持续性和通货膨胀是否能得以有效控制。从此，对于短期国际资本的研究开始在中国盛行起来。对于应该将何种因素纳入短期国际资本研究中，学者之间有不同的选择。李庆云、田晓霞(2000)选取了国内通货膨胀率、国内财政赤字、国外实际利率、国内黑市汇率溢价、内外资差别待遇、经济增长率和国内生产总值这九个变量研究我国短期国际资本的流动。杨海珍、罗永立(2002)选取经济增长率、国内通货膨胀率、国内外利率水平差异、财
10、政赤字、外债状况、外汇储备状况、实际汇率高估、贸易规模、政治、金融风险以及国内外税收差别待遇这 10 个指标。汪洋(2004)将物价水平、利率、汇率纳入其考虑范围。王琦(2006)选取了物价、利差、汇率、中国的对外开放程度以及表示外汇政策的政策变量；王世华、何帆(2007)选择了中美利差、以 NDF 表示的汇率预期以及以 CPI 和 GDP 来表示的宏观经济状况；刘立达(2007)选择了利差、实际有效汇率、中国 GDP 与世界平均水平的差异以及出口额占 GDP 的比例；陈学彬 (2007)选择了国内外利差、通货膨胀差、名义汇率、汇率预期、资本市场投资收益率和经济增长等。张谊浩等(2007)运用
11、 1996-2005 年的统计数据，构建了基于利率、汇率和价格的三重套利模型对中国的短期国际资本流入及其动机进行实证研究。结果表明该模.型对我国短期国际资本流入有较好的解释作用。可以看到，2002 年之后，学者几乎都将预期风险以及外汇的变动情况加入其研究之中。综上所述，国内外学者在对于影响短期国际资本流动因素的研究方面已经做了许多工作。然而，对于我国这个特定的经济体，如何准确测算境内短期国际资本流入规模，一直存在着较大的争议，同时，随着国内外经济形势的变化，各类影响因素的重要性是否会发生显著变化，两者都是研究我国短期国际资本流动问题中的重点。本文试图在这两个方面进行创新，选取短期国际资本规模、
12、商品房平均销售价格指数、人民币汇率预期、国内外利差、上证综合指数五个变量，建立 VAR 模型，研究我国短期国际资本流动的影响因素。本文余下部分安排如下：第二部分介绍短期国际资本流动影响因素的经济理论以及所选模型的基本介绍；第三部分利用 2002 年 1 月至 2010 年 7 月的数据进行实证分析；第四部分是结论和政策建议。二、 模型的建立(一)经济理论与模型的基本介绍1.短期国际资本流动影响因素有关理论目前为止，国际上关于国际资本流动影响因素的理论学说可以分为五类：利率决定说、利率汇率联合作用说、资产组合作用说、货币政策作用说、交易成本决定说。利率决定说认为，利率是国际资本流动的决定因素，利
13、差引发资本内外流动, 国外利率的增长会增加本国资本的对外国的输出，只要国外利率相对于国内利率维持较高的水平，这种资本流出就会维持下去，相反地，国内利率增长会引发外资内流或减少内资外流。Meade(1951)的研究给出了一个用以阐述资本流量的凯恩斯主义模型，其表达形式为：资本流量 F=F(i,i *)，表示资本流动取决于资本帐户的利差。Frankel(1989)的研究认为衡量国际资本市场的一体化程度，各国之间的实际利差是比储蓄投资相关系数更好的指标。利率汇率联合作用说则认为，除利率因素外，汇率也是影响国际资本流动的主要的因素。Fleming(1962)的研究认为，国际资本流动的影响因素中，价格水
14、平和汇率只影响贸易帐户，利率仅仅影响资本帐户；在浮动汇率制下, 资本项目直接随汇率的变动而变动。国际资本流动在浮动汇率制下比在固定汇率制.下对利率更敏感。Mundell(1963)的研究认为，利率、汇率均是影响国际资本流动的主要因素。资产组合作用说的基本观点是，利率水平不是国际资本流动的唯一决定因素, 而国内外风险水平与投资者的能力同样是决定国际资本流动的因素。Markowitz(1952)、Tobin (1958)研究认为，投资者总是想在预期收益与风险之间找到最佳的均衡点，因此，资产的分布取决于收益与风险预测。Branson(1968)在资产组合理论基础上分析国际资本流动，他认为短期资本流动
15、有进出口、利率和汇率决定，而长期资本流动由国内收入、利率和国外利率决定，然后把这些因素引入 Markowitz-Tobin 模型中，得出国外资产 F 占给定财富 W 的比率是国内利率、国外利率、风险和财富存量的函数。Black (1971)的研究指出了税收的影响，认为跨国投资是受税收阻碍的，因为税收会影响投资收益，减少甚至消除这些障碍会增加该国的投资收益，刺激国际资本流动。货币政策作用说着重强调货币政策对国际资本流动具有决定作用。Johnson(1972)的研究认为，国际储备的变化是存款准备率、价格水平、利率以及国内信贷的变化决定的。当产出与价格及利率是外生变量时，在资本完全流动的情况下，国际
16、资本流动由国内货币政策来解释；当产出与价格及利率为内生变量时，它们对国际资本流动的影响就取决于引起它们变动的原因。如果国内利率的提高是由国内货币政策的紧缩造成的，则会引起资本内流；如果价格上升是由国外通货膨胀引起的，则会引起资本内流；如果产出增加是由需求增加决定的，则会引起资本内流。交易成本决定说认为，运用交易成本这一概念能够较好地解释国际资本流动的影响因素。H.M.Kim(1999)的研究提出了交易成本模型来解释资本流动现象，该模型的表达式是 ，其中， 表示国内外投)1()(/ *CrdIYt Yt资收益的总和， 表示国外投资额， 代表国内交易成本， 代表国外交易成*I *本。根据 、 、
17、的符号，这三组比值的不同组合情况可以判rC*/It断资本流动是处于流入、流出、没有变动、不确定等四种状态中的何种状态。2.VAR 模型简介本文对于我国短期国际资本流动影响因素的分析采用的是 Sims 提出的向量自回归模型(VAR)。该模型主要用于研究多个变量之间的动态影响关系。本文拟建立含有 5 个变量的 VAR 模型，具体表达式如下：变量的含义：.tntttt uYYc.21其中， ， 345(,)ttttyy54321),(cciiiii iiiii iiiiii 54532514354323121121模型假设， ， ， ， ， ，tutttut),0(2ID),.1,(0),(jiCo
18、vjti(二)变量的选取1.流入我国的短期国际资本规模(SCF)目前,国际上对短期国际资本规模估计方法主要有三种：(1)游资法。游资法即“国际收支平衡表法”,由 Cuddington (1986) 提出，短期国际资本规模等于私人非银行部门的短期资本项目与误差和遗漏项目之和。该方法主要用于定性分析，结果为正说明存在短期国际资本流入，为负说明存在短期国际资本流出，这是用来估算短期国际资本规模的最简单的方法。 (2)余额法。由世界银行研究组(1985)提出，即用外汇储备的增加量减去贸易顺差和 FDI 的净流入量，其他说不清的部分通常被认为是短期国际资本。通过该法估算，2008 年上半年,我国外汇储备
19、增加 2805 亿美元，贸易顺差 990 亿美元，外商直接投资 524 亿美元，意味着仅上半年进入我国的短期国际资本已经超过 1291 亿美元，2007 年为 1170 亿美元。(3)多利法。该法由 Dooley(1986)，Khan 和 UI Haque(1986)提出，其思路是先通过国际收支平衡表测算出流出的资本存量，然后用国际市场利率来计算产生国际收支平衡表中投资收益所需要的外国资产存量，两者的差额就可以被视为是非正常资本流动的部分。从理论上说，多利法要比游资法和余额法更为优越，但是在具体的计算过程中有很多数据方面的困难。此外，由于我国目前每半年公布一次国际收支平衡表，所以用游资法无法估
20、计月度短期国际资本流入规模。以上介绍的三种测算方法从理论上来看虽然比较权威，但其测算结果的可靠性却受到了许多国内外学者的质疑，因此有很多学者对短期国际资本规模的测算方法进行了改进。.本文参考徐以升、张明(2008)以及陆静、罗伟卿(2010)的思路，对 2002 年 1 月至 2010 年 7 月之间中国境内月度短期国际资本流入规模进行测算。计算的基本公式如下：短期国际资本=调整后的外汇储备增加额-贸易顺差-外国直接投资(FDI)+虚增贸易顺差+FDI 未汇出利润及折旧各分项的计算方法如下：(1)调整后的外汇储备增加额=本月末外汇储备额-上月末外汇储备额-汇率升值收益-外汇储备投资收益+央行对
21、中投公司的转账+商业银行以美元缴纳的本币存款准备金汇率升值收益：从 2003 年起欧元在全球迅速流通起来，此后中国外汇储备资产主要由美元资产、欧元资产与日元资产构成。当美元对其他货币贬值，则其他币种资产的美元价值就会上涨，但这种价值上涨不是因为外汇储备的实际流动引起的，因此必须把汇率升值带来的收益从外汇储备增加额中剔除。为了计算的简化，本文沿用徐以升、张明(2008)的办法，假定样本期内中国外汇储备的币种结构保持不变，分别为美元占 70%、欧元占 20%、日元占10%。汇率升值收益=欧元(日元)资产月初存量该月欧元(日元)对美元的升值幅度其中，在直接标价法下，当月欧元(日元)对美元的升值幅度=
22、当月欧元(日元）对美元汇率折算率-上月欧元(日元)对美元汇率折算率）/上月欧元(日元)对美元汇率折算率欧元(日元)对美元汇率折算率数据来源于中国人民银行网站（）。外汇储备投资收益：由于一国保有一定量的外汇储备头寸并不只是为了应付可能的支付危机，它们常常被投资于以外币计价的金融资产以赚取投资收益。本文认为当期的外汇储备投资收益包含于政府对外公布的当期外汇储备余额中，这部分投资收益也不能算入短期国际资本流入规模中，需要从外汇储备增加额中剔除。假定中国的外汇储备全部投资于美国十年期国债。用美国十年期国债日收益率的月平均值作为该月外汇储备资产的平均收益率，数据来源于美国财政部.网站（www.treas
23、ury.gov）。用每月月初的外汇储备存量乘以当月外汇储备收益率就得到当月外汇储备的投资收益。央行对中投公司的外汇储备转账：2007 年 9 月我国财政部发行特别国债组建中投公司，借道中国农业银行与央行的外汇资产进行置换。2007 年 8、9、11、12 这四个月中投公司从央行获得的外汇储备估计值分别为 794.65、137.62、94.7、382.01 亿美元，应该计入相应月份的外汇储备中。数据来源于中国债券信息网（ ）。(2)虚增贸易顺差：观察近年来的中国贸易顺差数据会发现，从 2005 年起贸易顺差的规模突然大幅上升。20022004 年，中国的贸易顺差分别为 226 亿、255 亿、3
24、19 亿；然而 2005 年的贸易顺差骤增至 1017 亿，考虑到人民币汇率改革发生在 2005 年，本文认为 2005 年中国贸易顺差中的很大一部分极有可能是在人民币升值预期下流入的短期国际资本。假定 2005 年以前贸易顺差都是真实的，采用姚仲枝(2008)提出的中间投入法的思想，对 2005 年至 2010 年 7 月的虚增贸易顺差进行测算。本文认为投入的变化更能准确地反映真实的出口状况，这里把中间投入增长率(计算时以工业企业的工业增加值的增速代替)当做出口增长率的估计，根据这一出口增长率来估计真实出口额。政府统计的的出口额与估计的出口额之差就是虚增贸易顺差。工业企业的工业增加增速数据来
25、源于中经网。(3)FDI 投资收益中的未汇出利润及折旧：将 14%近似为外国直接投资的年度平均投资收益率，采用 12%18%的利润汇出率(王晓辉、刘崇仪，2007)，并以 2005 年作为分界点，2005 年之前 FDI投资的利润汇出率假定为 18%，之后为 12%。具体的计算方法为：用上一年度的FDI 累计额乘以投资收益率 14%,然后将收益平摊至各月，最后剔除汇出的利润就得到 FDI 投资收益中的未汇出利润部分。由于折旧并不产生实际的现金流，因此这部分留在我国境内的资金可看作企业的留存收益。本文假定年折旧率为 10%，按照“年限平均法”进行折旧，将上一年度的 FDI 余额乘以折旧率，得到年
26、折旧额平摊到各月。2.国房景气指数中的商品房平均销售价格指数(HIND)近年来，中国房地产市场的火热，吸引了大量境外短期国际资本的疯狂流.入。尽管目前中国资本项目还处于管制之下，但境外短期国际资本总能通过相关渠道悄然进入中国房地产投资领域，特别是在中国经济又好又快发展和房地产价格持续走高以及人民币汇率快速上升的三重利益刺激下，投资中国房地产已成为外商和外资规避风险、获取利润的最佳选择之一。这里选择国房景气指数中的商品房平均销售价格指数作为房地产价格的代表指标。3.人民币汇率预期(NDF)境外人民币交易形成的人民币汇率作为人民币预期汇率，这里选择人民币兑美元无本金交割远期(一年期)作为人民币汇率
27、预期的衡量指标。 汇率的变化与我国国际资本流动的关系可以从汇率对贸易收支及对国内投资环境的影响两个角度来分析。一方面，一国货币的升值将鼓励本国的对外投资同时抑制资本的流入。另一方面，一国货币币值的稳定能充分显示出该国具有稳定的投资环境，从而吸引大批外资的流入。同时，出于套汇目的的投机性资本，也是更多地向货币持续升值或有着很高升值预期的国家流入。4.国内外利差(IRCA)国内外利差的计算采用人民币 1 年期储蓄存款利率减去美国 1 年期联邦基金利率。在有关解释国际资本流动影响因素的理论中，利率决定说认为利差是引起国际资本流动的唯一因素；同时，资产组合理论、交易成本理论也都肯定了国内外的利率差是影
28、响国际资本流动的重要因素。具体来说，如果国内利率高于国外利率的程度越大，那么将会引起资本流入的增加。5.上证综合指数(SIRT)上证综合指数是以上海证券交易所挂牌上市的全部股票为计算范围,以各支股票发行量为权数综合。该指数反映了上海证券交易市场的总体走势。近年来，我国活跃的股票市场吸引了大量短期国际资本的流入。股票价格上涨可以使热钱流入投资获利，但是否越多的股票价格越能吸引短期国际资本的流入需要进行实证分析。因此在本文中，我们使用上证综合指数来评估我国股票市场收益情况，以此研究我国股票市场收益状况对于短期国际资本流入的影响。（三）样本数据的来源及处理本文选取 2002 年 1 月至 2010
29、年 7 月的月度数据进行实证分析。用于估算短期国际资本流入规模的外汇储备、贸易顺差及 FDI 数据来源于中经网数据库。人民币 1 年期储蓄存款利率数据来源于中国人民银行网站，每.月数据有变化，须经处理当定期存款利率发生变动时，则根据每月日期计算其平均值。美国 1 年期联邦基金利率数据来源于中经网数据库。NDF 数据来源于Bloomberg 网站。国房景气指数中的商品房平均销售价格指数来源于中国经济景气月报。三、 实证分析(一)变量的描述性统计分析1.短期国际资本规模(SCF)-10-500501020203204205206207208209201图 1 短期国际资本规模(亿美元)图 1 刻画
30、了 2002 年 1 月至 2010 年 7 月期间我国短期国际资本流动规模的变化趋势。2007 年之前，短期国际资本流入规模波动幅度较小。但 2007 年初由于中国处于经济过热以及通货膨胀加剧以及人民币升值预期增加的阶段，短期国际资本开始加速流入我国。2007 年起短期国际资本流入境内的规模迅速增加，正的短期国际资本流入一直持续到 2008 年 6 月。2008 年下半年开始，受亚洲金融危机的影响，短期国际资本开始撤离我国，并一度在 2009 年 1 月达822.85 亿美元的最低值。之后短期国际资本又呈现回流趋势，进入 2010 年之后，5、6 月份短期国际资本又有较大规模的流出。由此可以
31、看出，我国短期国际资本流动随着经济情况波动在 2007 年之后变得十分剧烈。2.国房景气指数中的商品房平均销售价格指数(HIND).90951010510151202203204205206207208209201图 2 商品房平均销售价格指数趋势图图 2 刻画了 2002 年 1 月至 2010 年 7 月期间我国商品房平均销售价格指数的变化趋势。 2002 年 1 月开始，商品房平均销售价格指数小幅震荡上涨，至2005 年 1 月达到小高峰 108.38。伴随着人民币升值，以及资金流向房地产市场，商品房平均销售价格指数开始较大幅度的变动。2007 年 9 月 27 日，央行第二套房贷新政颁
32、布后，商品房品均销售价格指数一路下跌，到 2009 年 2 月已跌至95.76。但由于 2009 年初出台的土地优惠政策以及之前房价的大幅下滑，使得商品房平均销售价格指数开始反弹。2010 年 1 月达到最高分 115.145。面对急速增长的房价，国家频频出台政策遏制。不断提高二手房贷首付以及禁止公积金贷款投机性购房等政策强有力的遏制了房价上升的趋势，从 2010 年 2 月开始，商品房平均销售价格指数不断下降。3.境外人民币兑美元无本金交割一年期远期(NDF)6.06.46.87.27.68.08.42203204205206207208209201图 3 NDF 趋势图.图 3 刻画了 2
33、002 年 1 月至 2010 年 7 月期间我国境外人民币兑美元无本金交割一年期远期的变化趋势。2002 年 1 月到 2004 年 2 月，NDF 处于不断下降趋势。其更是在 2003 年 10 月跌破 8。2004 年 3 月至 2004 年 9 月，NDF 有了短暂时间的小幅回升。但从 2004 年 10 月开始，继续下跌。2008 年 4 月，NDF 达到近几年最小值 6.33。虽然有了小幅的回升，2008 年 12 月为 7.10，但之后仍有小幅下降，2009 年开始一直小于 7，并且波动幅度不大。由此可见，2002 年至 2008 年 NDF 处于不断下降的趋势，2008 年后有
34、了小幅回升，但最终处于6.65 左右不断小幅波动。4.国内外利率差(IRCA)-4-3-2-10123420203204205206207208209201图 4 国内外利率差价趋势图图 4 刻画了 2002 年 1 月至 2010 年 7 月期间国内外利率差价的变化趋势。从图中可以看到，在 2003 年 12 月之前，利差波动幅度很小，基本处于上升状态，但都小于 1。从 2004 年 1 月起利差不断下降，在 2005 年 1 月利率差首次变为负数。到达 2006 年 7 月达到最低-2.99。2006 年 8 月开始利差还是反弹，一直到 2008 年 11 月，达到峰值 3.07。之后有小
35、幅回落，最终稳定在 2.05 左右。总的来看，从 2004 年到 2009 年国内外利率差价呈现明显的 U 型。5.上证综合指数收盘价(当月数)(SIRT).10203040506020203204205206207208209201图 5 上证综合指数趋势图图 5 刻画了 2002 年 1 月至 2010 年 7 月期间我国上证综合指数的变化趋势。从图中可以看到，有 2002 年 1 月至 2004 年 11 月在小幅度波动，从 2004 年 11月开始基本一直下降，到 2005 年 5 月，上证综合指数到了最低点 1060.74。之后开始一路上涨，到了 2007 年 10 月，已达到峰值
36、5954.8。之后继续开始震荡下降，到 2008 年 10 月，上证综合指数降为 1728.79。从 2008 年 11 月开始，上证综合指数有了一定幅度的上升，在 2009 年 7 月重回 3000，达到 3421.06。之后与 2002 年 1 月至 2004 年 11 月期间类似，开始小幅震荡。(二)计量分析1、数据的平稳性检验对变量进行格兰杰因果检验和建立计量模型之前，需要进行变量的平稳性检验，只有在变量平稳的前提下，才能进一步进行计量模型分析。本文采用 ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验方法来检验各变量的平稳性。ADF 检验一共有三个模型，选择不同的模
37、型可能得到截然相反的结论。本文中模型选择中遵循的步骤为，先选择包含趋势项和常数项的方程检验，若拒绝假设，则说明平稳，检验停止；若接受假设，判断趋势项是否显著，若显著，检验停止；若不显著，则选择只含常数项的方程进行检验，若拒绝假设，则说明平稳，检验停止；若接受假设，判断常数项是否显著，若显著，检验停止；若不显著，选择既不带趋势项也不带常数项的方程进行检验，若拒绝，则说明平稳；若接受，说明变量含单位根。检验结果如表 1 所示。.表 1 ADF 单位根检验结果变量名称 检验形式（c,t,n） P 值 结论SCF （t,0,0） 0.0000 平稳NDF （c,t,1） 0.3307 非平稳d(NDF
38、) (0,0,0) 0.0000 平稳HIND (0,0,1) 0.8063 非平稳d(HIND) (0,0,0) 0.0000 平稳lnSIRT (0,0,0) 0.8107 非平稳d(lnSIRT) (0,0,1) 0.0000 平稳IRCA （0,0,1） 0.3109 非平稳d(IRCA) （0,0,0） 0.0000 平稳注：c,t,n 分别表示常数项、时间趋势项与滞后阶数，检验在 5%显著性水平下进行，最佳滞后阶数按照 SIC 最小准则确定。以上结果表明，在 5%的显著性水平下，短期国际资本流入规模(SCF)为平稳序列；国房景气指数中的商品房平均销售价格指数(HIND)、境外人民币
39、兑美元无本金交割一年期远期汇率(NDF)、对数上证综合指数价格(lnSIRT)以及国内外利率差价(IRCA)都不是平稳序列，它们的一阶差分是平稳的，即为 I(1)序列。2、格兰杰因果检验格兰杰因果检验两变量之间的因果关系，利用某一变量的现期值与其自身滞后值另一变量的所有滞后值，来确定这两个变量之间是否存在时间上的因果关系。这种检验重在影响方向的确认，但却不能代表现实因果关系。本文分别检验 d(HIND)、d(lnSIRT)、d(IRCA)、d(NDF)与 SCF 之间可能存在的格兰杰因果关系，检验结果见表 2。表 2 短期国际资本与各因素之间的格兰杰因果检验最优滞后阶数 格兰杰因果性 F 值
40、P 值 结论6 d(HIND) does not cause SCF 1.7708 0.1151 接受SCF does not cause d(HIND) 4.9062 0.0002 拒绝8 d(lnSIRT)does not cause SCF 3.24011 0.0031 拒绝SCF does not cause d(lnSIRT) 2.47489 0.0192 拒绝2 d(IRCA) does not cause SCF 5.90865 0.0038 拒绝SCF does not cause d(IRCA) 5.53740 0.0053 拒绝4 d(NDF) does not cause
41、 SCF 10.7026 4.E-07 拒绝SCF does not cause d(NDF) 1.37773 0.2481 接受.注：表中最优滞后阶数的选取参照 AIC 最小原则，并结合 LM 值确定。从表 2 格兰杰因果检验的结果可以看出，短期国际资本与国内外利差、上证综合指数价格收益率之间存在双向的格兰杰因果关系；人民币汇率因素(NDF)和商品房平均销售价格指数都是短期国际资本的单向格兰杰原因。此外，本文虽侧重研究各因素对短期国际资本的影响，但本文希望进一步探究影响短期国际资本的四个变量之间的相互影响，因此对它们也进行了格兰杰因果关系检验，结果见表 3，得出的结论是：国内外利差与人民币汇
42、率因素存在双向的格兰杰因果关系；国内外利差是商品房平均销售价格指数的格兰杰原因；人民币汇率因素是上证综合指数收益率的格兰杰原因；上证综合指数收益率是国内外利率差的格兰杰原因；上证综合指数收益率是商品房平均销售价格指数的格兰杰原因；人民币汇率因素(NDF)与商品房平均销售价格指数之间不存在格兰杰因果关系。表 3 各影响因素之间的格兰杰因果检验最优滞后阶数 格兰杰因果性 F 值 P 值 结论8 d(NDF) does not cause d(IRCA) 3.76373 0.0009 拒绝d(IRCA) does not cause d(NDF) 2.54638 0.0162 拒绝6 d(lnSIR
43、T) does not cause d(IRCA) 4.91381 0.0002 拒绝d(IRCA) does not cause d(lnSIRT) 1.03044 0.4115 接受4 d(lnSIRT) does not cause d(NDF) 1.06939 0.3765 接受d(NDF) does not cause d(lnSIRT) 3.00576 0.0224 拒绝6 d(HIND) does not cause d(NDF) 0.85056 0.5348 接受d(NDF)does not cause d(HIND) 0.69823 0.6517 接受2 d(lnSITR)
44、does not cause d(HIND) 4.89541 0.0095 拒绝d(HIND)does not cause d(lnSITR) 1.38587 0.2551 接受8 d(HIND) does not cause d(IRCA) 0.99064 0.4501 接受d(IRCA)does not cause d(HIND) 3.28251 0.0028 拒绝注：表中最优滞后阶数的选取参照 AIC 最小原则，并结合 LM 值确定。综上所述，短期国际资本流入规模与各影响因素之间至少存在单向的格兰杰因果关系。这说明，在进一步实证分析中，以选取的四个影响因素及其滞后阶为自变量来解释短期国际
45、资本流入规模的增减变动情况，是可行的。并且各影响因素之间又存在较为复杂的格兰杰因果关系，因此，本文选择 VAR 模型研.究短期国际资本流入规模与各因素之间的动态影响关系。3、选取 VAR 模型最优滞后阶数建立 VAR 模型一个重要的问题就是滞后阶数的确定。在选择滞后阶数 p 时，一方面想使滞后阶数足够大，以便能完整反映所构造模型的动态特征。但是另一方面，滞后阶数越大，需要估计的参数也就越多，模型的自由度减少。所以通常进行选择时，需要综合考虑。Kilian 和 Ivanov(2005)通过利用一系列的数据生成序列和数据频率，针对 AIC、HQ、SC 三大准则比较研究发现， HQ 准则最适用于研究
46、季度和月度数据。最优滞后阶数检验结果见表 4。表 4 最优滞后阶数检验结果滞后阶数 Log likelihood LR FPE AIC SC HQ0 -603.8296 NA 0.2219 12.6840 12.8175 12.73791 -532.4492 133.8384 0.0845* 11.7177 12.5191* 12.0416*2 -509.9128 39.90814 0.0893 11.7690 13.2382 12.36293 -493.3200 27.65472 0.1076 11.9442 14.0811 12.80804 -472.0160 33.28748 0.118
47、6 12.0212 14.8259 13.15495 -435.8729 52.70873 0.0972 11.7890 15.2616 13.19276 -403.1833 44.26711* 0.0871 11.6288* 15.7692 13.3024注：*表示软件自动选择的最优滞后阶数。根据 HQ 最小准则选择的最佳滞后阶为 1 阶，再观察相应的 SC 与 FPE 值，发现它们都是滞后期 1-6 阶中最小的，因此本文将最佳滞后阶数选为滞后 1 阶。4、建立 VAR 模型利用 Eviews6.0 估计的模型结果如下： 11213145lnlnt t tt t tt t tscfscfud
48、iradirahhCsisiffu其中，.10.27593.46.741.09356.8028721.42.305.30.3256E ；9620.81.324C在进行以该 VAR(1)模型为基础的脉冲响应分析和方差分析前，应对该模型进行稳定性检验。因为如果模型不稳定，某些结果如脉冲响应函数的标准误差将不是有效的。如果被估计的 VAR 模型的所有根的倒数小于 1，即位于单位圆内，则是稳定的。下图给出了 Eviews6.0 给出模型中 AR 根的倒数的分布情况。-1.5-1.0-0.50.0.51.01.5-.-1.0-0.50.0.51.01.5图 6 AR 根的倒数分布图如图 6 所示，AR
49、根的倒数在单位圆内，符合稳定性条件，可以进行进一步的脉冲响应分析和方差分析。5、脉冲响应分析由于在 VAR 模型中，对一个变量的冲击不仅直接影响到此变量本身，并且通过 VAR 模型的动态(滞后)结构传导给其他的内生变量。脉冲响应函数描.绘的是在一个扰动项上加上一个一次性的冲击，对于内生变量的当前值和未来值所带来的影响。为了进一步了解各因素对短期国际资本的动态影响，我们分别给DIRCA、DNDF 、DSIRT 和 LNHIND 一个广义脉冲冲击，得到图 7 所示的 SCF的脉冲响应函数。-20-150-10-500501012345678910Respone ofSCF toDIRCA-20-150-10-500501012345678910Respone ofSCF toDNF-20-150-10-500501012345678910Respone ofSCF toDLNSIRT
