證券其它相關(guān)論文-中國證券投資賬戶實(shí)證分析.doc

證券其它相關(guān)論文-中國證券投資賬戶實(shí)證分析【摘要】近年來,資本與金融項(xiàng)目對我國國際收支的影響越來越顯著,而其中證券投資賬戶的比重從1997年開始大幅上升,尤其近幾年出現(xiàn)大額逆差。本文對證券投資賬戶資本進(jìn)行研究,分析其發(fā)展的歷程和現(xiàn)狀以及呈現(xiàn)出的規(guī)律和態(tài)勢,用實(shí)證方法檢驗(yàn)了證券投資賬戶的一系列影響因素,并建立了簡單模型?！娟P(guān)鍵詞】證券投資賬戶；順差；單位根檢驗(yàn)；誤差修正一、引言證券投資賬戶在國際收支資本與金融賬戶中占有很重要的地位,研究證券投資賬戶對于一國的國際收支平衡是非常必要的。我國證券投資賬戶差額在1997年之前都很小,在資本與金融賬戶中所占的比重也很小,而1997年開始大幅上升。隨著我國分別于2002年11月和2006年8月先后推出QFII和QDII制度,資本市場不斷對外開放,不僅使得我國的資本市場得到了全球資本的空前關(guān)注,也為國內(nèi)企業(yè)和個(gè)人購匯對外金融投資提供了規(guī)范的渠道。近年來,我國證券投資項(xiàng)目呈現(xiàn)兩大特點(diǎn):境外對我國證券投資,特別是股本證券的投資快速增長；我國機(jī)構(gòu)對外證券投資大幅增長。但是,我國國際收支中證券投資賬戶大多表現(xiàn)為逆差,尤其是2006年逆差達(dá)676億美元,是上年的12.7倍。逆差的形成是由多方面原因?qū)е碌?。雖然證券投資逆差可以在一定程度上緩解我國的資本賬戶順差,但是越來越多的證券投資逆差已經(jīng)給中國經(jīng)濟(jì)造成了一些負(fù)面效應(yīng)。調(diào)節(jié)證券投資賬戶要遵循經(jīng)濟(jì)發(fā)展的客觀規(guī)律,同時(shí)要符合我國資本市場發(fā)展的現(xiàn)狀。本文在解析中國證券投資現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上,實(shí)證分析了證券投資賬戶運(yùn)行的動(dòng)態(tài)規(guī)律以及各種關(guān)鍵因素對它的影響,最后得出結(jié)論并提出了相關(guān)的政策建議。二、證券投資賬戶解釋變量選取及數(shù)據(jù)整理(一)解釋變量的選取總體來看,中國證券投資規(guī)模較小,管制較嚴(yán),開放程度較低,因而影響的因素主要以政策及短期的沖擊因素為主,另外還受一些長期的宏觀影響因素的左右。從時(shí)間趨勢來看,我國資本項(xiàng)目下證券投資的開放程度呈現(xiàn)一定的周期性特征,說明我國對證券投資政策時(shí)緊時(shí)松,是漸漸放松的過程。伴隨著我國資本市場、債券市場的進(jìn)一步開放,合格境外機(jī)構(gòu)投資者(QFII)、合格境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者(QDII)等政策出臺和業(yè)務(wù)的開展,證券投資項(xiàng)目更加活躍。從證券投資項(xiàng)目的特征和規(guī)律來看,解釋變量具有以下重要的作用:1.證券市場的開放程度(EOSM):證券市場的開放程度對于中國這樣一個(gè)證券投資規(guī)模小、管制較嚴(yán)的證券投資賬戶十分重要。開放程度高,則證券投資較活躍,可擴(kuò)大投資規(guī)模,從而擴(kuò)大證券賬戶的余額。但我國傳統(tǒng)上對證券開放程度的測量沒有一種固定而有效的方法。筆者現(xiàn)以美國為參照,假定美國的開放程度為完全開放,則中國證券賬戶的投資規(guī)模同GDP的比例除以美國證券賬戶同美國GDP的比例作為衡量我國證券市場開放度的指標(biāo)。2.國內(nèi)外的實(shí)際利差(ISRR):利率是資本的收益,同時(shí)也是資本的機(jī)會成本,一個(gè)國家國內(nèi)外的利差,是驅(qū)動(dòng)其資本流動(dòng)的重要因素。但是名義的利率并不能反映中國與外國利差的真實(shí)情況,真正驅(qū)動(dòng)國際資金流動(dòng)的是真實(shí)利差。筆者選取以美國為代表的外國利率,剔除價(jià)格因素的影響,反映兩者的真實(shí)利差。3.實(shí)際匯率(RFER):匯率是影響證券投資及國際資本流動(dòng)的重要驅(qū)動(dòng)因素。國際資金圍繞匯率進(jìn)行的套匯及投資行為對我國證券投資賬戶的影響同樣十分重要。筆者認(rèn)為,匯率的變動(dòng)可能會影響我國證券投資規(guī)模的大小。4.外匯儲備(BFR):一國外匯儲備,表明了一個(gè)國家對外投資的需要和能力的大小,外匯儲備多,則以外國債券形式表示的外匯的數(shù)量就多,購買的能力也越大。而我國商業(yè)銀行外匯頭寸的調(diào)撥又在證券投資賬戶中起重要作用,因而可作為對證券投資賬戶的解釋變量。5.財(cái)政赤字:如果一國財(cái)政赤字嚴(yán)重,會引發(fā)物價(jià)的上升和影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,但它有一定的通脹預(yù)期。加上稅收的關(guān)系,通常會引起包括通過證券投資方式在內(nèi)的資本外逃。6.匯率的預(yù)期:對匯率穩(wěn)定的預(yù)期會減少證券投資活動(dòng)的活躍程度,從而減少證券投資的余額規(guī)模；相反,對匯率變動(dòng)的強(qiáng)烈預(yù)期是資本流動(dòng)的重要驅(qū)動(dòng)因素,會增加證券投資余額規(guī)模。1998年資本外逃現(xiàn)象的出現(xiàn)跟匯率貶值的預(yù)期有很大關(guān)系。近年來,人民幣升值的強(qiáng)烈預(yù)期也是證券投資賬戶變動(dòng)的重要影響因素。7.亞洲金融風(fēng)暴:眾所周知,1998年爆發(fā)了影響世界的亞洲金融風(fēng)暴。很顯然,這一因素對我國證券投資賬戶余額產(chǎn)生了極大的影響,由于確定市場經(jīng)濟(jì)的方向,從1993年開始,我國證券投資賬戶開始順差,并逐年遞增。我國在1998年之前證券投資賬戶余額還是順差。但是由于1998年亞洲金融風(fēng)暴的影響,我國證券投資賬戶受到外資的沖擊,資本大量外逃。1998年我國證券投資賬戶出現(xiàn)大額逆差,針對這一影響因素,筆者選取了虛擬變量D2來度量這一影響因素,在1998年以前為0,在1998年及其之后為1。8.QFII:它是影響我國證券投資賬戶的一個(gè)重要因素。由于我國QFII啟動(dòng)較晚,2002年11月中國證監(jiān)會與中國人民銀行聯(lián)合下發(fā)了合格境外機(jī)構(gòu)投資者境內(nèi)證券投資管理暫行辦法,QFII制度進(jìn)入試點(diǎn),累計(jì)投資額度上限為40億美元。2003年6月瑞士銀行有限公司和野村證券株式會社成為首批獲得投資額度的QFII。直到2007年12月,QFII投資額度擴(kuò)大至300億美元,QFII的額度相對證券投資賬戶額來說較小。筆者采用虛擬變量D3來度量這一影響因素。以2003年第一支QFII進(jìn)入中國為分界線,2003年之前為0,2003年及其之后為1。9.經(jīng)濟(jì)增長率(GDPR):經(jīng)濟(jì)增速是反映我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最直接的指標(biāo),他反映我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r:經(jīng)濟(jì)增長率過低,預(yù)示著整體經(jīng)濟(jì)進(jìn)入衰退期,如果出現(xiàn)持續(xù)降低,可能會動(dòng)搖投資者的信心,引發(fā)資本外逃；經(jīng)濟(jì)增長率高,可以增強(qiáng)投資者對該國經(jīng)濟(jì)增長的信心,吸引資本進(jìn)入。所以經(jīng)濟(jì)增長率因素對證券投資賬戶毫無疑問有著重要的影響。(二)數(shù)據(jù)來源證券投資賬戶余額PIB來源于國家外匯管理局1982-2007年的中國國際收支平衡表。中美兩國利率分別來源于中國人民銀行網(wǎng)站()和美國勞工部網(wǎng)站()。中美兩國的物價(jià)水平分別來源于中國統(tǒng)計(jì)局中國統(tǒng)計(jì)年鑒-2007和美國勞工部。中美的匯率來源于中國商務(wù)部網(wǎng)站()。中國1982-2007年的GDP數(shù)據(jù)取自中國統(tǒng)計(jì)局中國統(tǒng)計(jì)年鑒-2007。三、實(shí)證部分(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)根據(jù)現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,如果兩個(gè)變量存在時(shí)間趨勢,即使兩者不相關(guān),也有可能出現(xiàn)較高的R2值。所以,如果兩個(gè)序列非平穩(wěn),即使兩個(gè)序列互相獨(dú)立,在經(jīng)濟(jì)上也無任何相關(guān)關(guān)系,但用傳統(tǒng)的回歸方法及顯著性檢驗(yàn)時(shí),仍可能會顯示出兩者在統(tǒng)計(jì)上有高度的相關(guān)關(guān)系,即出現(xiàn)所謂的“虛假回歸”現(xiàn)象。此時(shí),傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)變量如R2、t、F檢驗(yàn)都不能用來判斷非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在回歸關(guān)系的依據(jù)?；诖?本文在對時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析之前,首先對時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。鑒于實(shí)踐中的運(yùn)用,筆者采用ADF檢驗(yàn)時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)。利用Eviews5.1軟件進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表1所示。從表1可以看出,PIB、ISRR、EOSM、GDP、BFR、RFERl六個(gè)變量在5%顯著性水平下都沒有通過檢驗(yàn),表明這六個(gè)變量是非平穩(wěn)的。對這六個(gè)變量分別進(jìn)行一階差分處理后,再進(jìn)行ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從表2可以看出,以上六個(gè)變量一階差分后的時(shí)間序列在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè),表明這六個(gè)變量一階差分后的時(shí)間序列不存在單位根,是平穩(wěn)的。因此這六個(gè)變量都是一階單整,即均為I(1)過程。(二)模型的建立根據(jù)現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論,當(dāng)兩個(gè)序列具有同階單整,就可以對其進(jìn)行協(xié)整分析,那么證券投資賬戶影響因素的待估計(jì)模型可以設(shè)定為:PIB=0+1ISRR+2EOSM+3RFER+4GDPR+5BFR+6D1+7D2+8D3+其中1,2,3,4,5,6,7,8為各個(gè)影響因素的系數(shù),0為截距項(xiàng),為隨機(jī)誤差項(xiàng)。1.顯著性檢驗(yàn)通過Eviews軟件估計(jì)出各個(gè)系數(shù)的值,各個(gè)系數(shù)的顯著性見表3。從上面的結(jié)果來看,估計(jì)出來的方程式為:PIB=24116.68624ISRR-13229.64438GDPR-12863.66009RFER-975335.5412BFR-9401.280526D1+17172.46207D2-3674.981025D3-797208.3605EOSM+60737.88391從表3中可以看出,擬合出來的模型不十分理想。除ISRR、RFER、常數(shù)項(xiàng)的系數(shù)較為顯著之外,其他的系數(shù)都不顯著。從中可以推斷出,虛擬變量D2的不顯著,是由于1998年亞洲金融風(fēng)暴和虛擬變量D1所表示的對將來匯率預(yù)期存在重復(fù)性,因?yàn)?998年金融風(fēng)暴使得投資者產(chǎn)生了匯率預(yù)期。所以這里保留D1,剔除D2的影響。虛擬變量D3的不顯著性是由于QFII的數(shù)量太小,所占證券投資賬戶額的比率太小導(dǎo)致的,也應(yīng)給予剔除。2.相關(guān)性檢驗(yàn)另外,通過對各個(gè)變量之間的相關(guān)性分析,可以得出個(gè)別變量之間存在較高的相關(guān)性:見表4。從表4中可以看出,ISRR和GDPR的相關(guān)系數(shù)為0.627925,這兩者存在較高的相關(guān)性,當(dāng)一個(gè)國家處于高經(jīng)濟(jì)增長率的情形下,資本在高經(jīng)濟(jì)增長的國家投資收益將高,并且投資者對該國的經(jīng)濟(jì)保持了較強(qiáng)的信心,外資流入增多。在這種情況下,貨幣當(dāng)局為了防止經(jīng)濟(jì)的泡沫和經(jīng)濟(jì)過熱,將會采取擴(kuò)大利差的行為。因此可以只考慮ISRR的影響,而剔除掉GDPR的影響。還可以看到,ISRR和BFR之間的相關(guān)系數(shù)為-0.432356,這表明這兩者之間存在較高的負(fù)相關(guān)性。在現(xiàn)實(shí)情況中,還可以了解到,我國通過外匯儲備途徑投放了大量的基礎(chǔ)貨幣。當(dāng)外匯儲備增長越大時(shí),通過這一途徑投放的基礎(chǔ)貨幣也越大,這將使得我國的利率下降,從而擴(kuò)大利差。這兩者之間存在較為明顯的負(fù)相關(guān)性,有理由剔除BFR因素的影響,而用ISRR來代替這種影響。經(jīng)過進(jìn)一步分析,根據(jù)解釋變量的多重共線性和相關(guān)因素經(jīng)濟(jì)意義的考慮,剔除了重復(fù)影響的因素及作用不明顯的因素,保留了ISRR、RFER、D1、EOSM這四個(gè)有明顯影響力和不存在明顯相關(guān)性的解釋變量,筆者重新建立了回歸模型:PIB=0+1ISRR+2EOSM+3RFER+4D1+通過OLS方法得出回歸結(jié)果:PIB=41728.99504+14276.30835ISRR-1072503.802EOSM-7711.491137RFER-9513.401765D1其中,統(tǒng)計(jì)量的特征如表5所示。從表5可以看出,在重新設(shè)定了模型以后,各變量系數(shù)都是顯著的,F檢驗(yàn)的結(jié)果也顯著。3.自相關(guān)檢驗(yàn)這里運(yùn)用布雷殊-戈弗雷(BG或LM)檢驗(yàn)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)的問題,應(yīng)用于回歸模型結(jié)果如表6。從檢驗(yàn)的結(jié)果表明不能拒絕無自相關(guān)的假設(shè),即誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)的問題。4.協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趨f(xié)整關(guān)系。筆者對模型的殘差數(shù)列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性。結(jié)果如表7所示。結(jié)果表明,可以拒絕原假設(shè),殘差序列平穩(wěn)。這就表明解釋變量與被解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系,即具有一種穩(wěn)定的長期關(guān)系。從上面的實(shí)證結(jié)果可知,ISRR的系數(shù)為正,說明中美實(shí)際利差為正,就會吸引外國的資金向中國注入,從而導(dǎo)致證券投資賬戶出現(xiàn)順差。但是由于我國長期對利率實(shí)行嚴(yán)格的管制,利差對證券投資賬戶余額的影響相對較小。EOSM的系數(shù)為負(fù),表明隨著我國證券市場的開放,更多的資金是向國外流動(dòng),這與我國長期以來的制度與政治因素所帶來的風(fēng)險(xiǎn)及國內(nèi)企業(yè)存在許多缺陷及對外國股權(quán)投資的熱衷所造成資金外逃的沖動(dòng)有關(guān)。從結(jié)果可以看出,證券市場的開放程度對證券投資賬戶的影響作用十分明顯。RFER的系數(shù)為負(fù),表明了真實(shí)匯率的變動(dòng)方向與證券余額的方向相反,在匯率上升、人民幣貶值的情況下會產(chǎn)生一種貶值預(yù)期,從而導(dǎo)致資金流出,使證券賬戶出現(xiàn)逆差。D1系數(shù)的負(fù)號,表明在存在變動(dòng)預(yù)期的情況下,證券投資余額有反相的變動(dòng)。這表明,我國匯率總體來說可能存在一種升值的預(yù)期,從而導(dǎo)致了這種反向關(guān)系。最后,從模型的總體結(jié)果表明,該模型較好地解釋了證券投資賬戶余額的情況,有一種長期的均衡關(guān)系。據(jù)格蘭杰定理,從上面修正后的模型可以得出誤差修正模型,模型方程如下:PIB=1ISRR+2EOSM+3D1+4RFER+5ECMt-1+其中,PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER分別表示PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER的一階差分,ECMt-1表示滯后一期的RESIDUAL。(三)回歸結(jié)果通過Eviews軟件估計(jì)出各個(gè)系數(shù)的值,見表8所示。通過誤差修正模型估計(jì)短期證券投資余額方程為:PIB=10605.26535ISRR-1280469.588EOSM-7724.709517D1+1665.057042RFER-1.20313529ECMt-1-709.3398396誤差修正模型為:PIB=10605.26535ISRR-1280469.588EOSM-1.20313529ECMt-1T值1.422889-2.795078-5.394787-7724.709517DD1+1665.057042DRFER-709.3398396-1.3335750.231971-0.311071R2=0.750453Durbin-Watson=2.0768145其中誤差修正項(xiàng)為:ECMt-1=DPI-(41728.99504+14276.30835ISRR-1072503.802EOSM-7711.491137RFER-9513.401765D1)誤差修正模型描述的是各個(gè)變量之間短期波動(dòng)的相互影響,PIB證券賬戶余額在短期內(nèi)時(shí)根據(jù)實(shí)際利差、證券賬戶開放程度、匯率預(yù)期、實(shí)際匯率和長期均衡關(guān)系失衡程度來調(diào)整。從表