中国国际游资及其影响因素的实证分析

张 妍 ，薛耀文 ，崔惠芳 ，张朋柱

(1.太原科技大学 经济与管理学院，太原 030024；2.上海交通大学 管理学院，上海200052)

随着经济全球化进程的不断推进、贸易种类的不断增加、资金转移方式的不断增多与转移速度的不断加快，资本在国际间的流动也更便捷与隐蔽，这就为国际游资进入中国提供了手段和途径。大量国际游资的快速流入势必扰乱我国正常的市场经济秩序，带来流动性过剩、货币政策失灵、投机风气盛行和全面通货膨胀等一系列经济、金融问题，乃至于影响了社会的健康发展。因此，深入分析我国国际游资的影响因素，对于有针对性地采取措施，有效地防范国际游资流动对我国经济的不利冲击，有重要现实意义。本文利用2006年1月至2008年9月的月度数据，对中国国际游资及其影响因素进行了实证分析。

1 影响中国国际游资的因素

1.1 中国国际游资

为了分析研究中国国际游资的流入需要用月度数据，本文采用间接法计算中国国际游资流入量yt，用外汇储备变动额减去经常项目差和直接投资增加额作为衡量中国国际游资流入量yt(yt>0为国际游资流入，yt＜0为国际游资流出)，即：

用Yt表示以2006年初为起点 （即假设2006年初我国境内的国际游资数量为零），至2008年9月末，各月末我国境内国际游资的存量，即：

在2006年1月份到2008年9月份期间，中国国际游资流入量基本上呈现出在每年的前半年为正数，即表现为国际游资的流入，而在每年的后半年为负数，即表现为国际游资的流出的规律性，并在2008年4月份达到3年来的流入最高峰，流入额为501.95亿美元。

在2008年6月达到3年来的流出最高峰，流出额为190.93亿美元。虽然在2006年1月份到2008年9月份期间，国际游资有流入也有流出，在2006年1月份至2006年12月份，国际游资流入量与流出量几乎相当，2007年1月份至2008年9月份，国际游资的流入量远远大于流出量，滞留在中国境内的国际游资呈现出持续增多的趋势，也就是说国际游资的存量Yt越来越大，并在2008年4月份达到高峰值2528.21万美元。

1.2 中美实际利率差x1t

有关解释国际资本流动影响因素的理论均认为，如果国内利率高于国外利率的程度越大，将会引起资本流入的增加，资本流出的减少。Meade(1951)的研究表示资本流动取决于资本账户的利差，Frankel(1989)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。因此本文采用中美实际利率差x1t作为中国国际游资的影响因素。本文中选取每月末中国银行一年期定期存款利率代表中国利率（DRC），中国CPI值作为中国通货膨胀率（CPIC）的代表，每月末美国基准利率联邦基金利率作为美国利率 （DRA）的代表，美国CPI值作为美国通货膨胀率（CPIA）的代表。则中美实际利率差可以这样得到：

其中，RIRCt表示中国实际利率，RIRAt表示美国实际利率。

1.3 上证综指月度收益率同比变动率

为了消除季节因素的影响，本文采用上证综指月度收益率同比变动率指标来衡量证券市场收益。本文中选取上证综指月度收益率数据来计算上证综指月度收益率同比变动率。即：

我国上证综指月度收益率同比变动率除了在2007年初随着证券市场收益率的大幅增长而变化较大，且在2007年3月达到峰值外，变化比较均衡，没有大的波动。

表1 中国国际游资流入量与中美实际利率差的互相关系数

表2 中国国际游资流入量与上证综指月度收益率同比变动率的互相关系数

表3 中国国际游资流入量与人民币兑美元汇率远期变动率的互相关系数

表4 多元线性回归方程拟合系数表

1.4 人民币兑美元汇率远期变动率

根据出于套汇目的的国际游资会更多地向货币持续升值或有着很高升值预期的国家流入的观点，因此本文选取人民币无本金交割远期(一年期)（NDF1）的月末数据来计算人民币兑美元汇率远期变动率x3t。即

从2006年1月至2008年3月人民币无本金交割远期（一年期）表现出升水与贴水交替出现，但总的呈现出贴水的趋势，即人民币预期升值，2008年4月至2008年9月呈现升水趋势，即人民币预期贬值。

2 中国国际短期资本流入量与各影响因素之间的互相关关系分析

2.1 中国国际游资流入量yt与中美实际利率差x1t之间的互相关关系分析

表1表示中美实际利率差x1t与中国国际游资流入量x1t之间的互相关系数，从表中可以看出，中国国际游资流入量yt与中美实际利率差x1t的当期与滞后期是负相关关系，并且相关性很小；而中美实际利率差x1t与中国国际游资流入量yt的滞后期是正相关关系，并且在滞后5期时相关系数最大，可以得出t期国际游资流入量yt与(t+5)期中美实际利率差x1(t+5)相关关系最大，cor[yt,x1(t+5)]。

2.2 中国国际游资流入量yt与上证综指月度收益率同比变动率x2t之间的互相关关系分析

从表2可以看出，中国国际游资流入量yt与上证综指月度收益率同比变动率x2t的滞后期呈正相关关系，而上证综指月度收益率同比变动率x2t与中国国际游资流入量yt的当期、滞后一期、滞后两期呈正相关，与其他滞后期也呈负相关。通过以上分析，可得出，t期国际游资流入量yt与t期上证综指月度收益率同比变动率x2t的相关关系最大，其相关系数cor[yt,x2t]=0.252。

2.3 中国国际游资流入量yt与人民币兑美元汇率远期变动率x3t之间的互相关关系分析

通过表3可知，中国国际游资流入量yt与人民币兑美元汇率远期变动率x3t的当期和各滞后期呈负相关关系，而人民币兑美元汇率远期变动率x3t与中国国际游资流入量yt的各滞后期呈正相关关系。根据对中国国际游资流入量yt与人民币兑美元汇率远期变动率x3t作互相关图分析，可得出，t期国际游资流入量yt与(t+3)期人民币兑美元汇率x3(t+3)远期变动率的相关关系最大，其互相关系数cor[yt,x3(t+3)]=0.396。

3 中国国际游资的影响因素模型的建立与实证

3.1 中国国际游资流入量影响因素模型的建立与实证分析

3.1.1 中国国际游资流入量影响因素模型的建立

对因变量—t期中国国际游资流入量yt与自变量—中美实际利率差x1t、上证综指月度收益率同比变动率x2t、人民币兑美元汇率远期变动率x3t建立下面的多元线性回归模型：

3.1.2 中国国际游资流入的影响因素模型的实证分析

通过用spss对中国国际游资流入的影响因素作实证分析得到以下结果：

(1)P-P图

从标准化的残差直方图 (图1)以及P-P图(图2)可以看出，该回归方程的残差是基本满足正态分布的，基本符合作线性回归的条件。

(2)各变量间的相关系数及其检验结果

从表4中，可以看出回归方程模型的复相关系数 R=0.257，决定系数 R2=0.066，F=0.682，整个模型的显著性水平为0.570，没有通过F检验，这说明本模型的自变量对因变量几乎没有解释力。

3.2 对模型进行改进

用中国国际游资存量Yt与三个自变量来构建以下多元线性回归模型：

用spss对中国国际游资存量Yt与其影响因素作实证分析得出结果为：

3.2.1 P-P图

从标准化的残差直方图 (图3)以及P-P图(图4)可以看出，该回归方程的残差是基本满足正态分布的，基本符合作线性回归的条件。

3.2.2 各变量间的相关系数及其检验结果

在表5中显示出中国国际游资存量Yt与中美实际利率差x1t、上证综指月度收益率同比变动率x2t、人民币兑美元汇率远期变动率x3t的相关系数分别是0.841、-0.118、0.262，其显著性检验分别为0.000、0.256、0.070，显然自变量x1t和x3t对因变量显著，而x2t对因变量显著性不明显，且对因变量Yt的解释力度依次为 x1t、x3t、x2t。

3.2.3 回归方程的拟合度

从表6中可以得出回归方程模型的复相关系数R=0.845，决定系数R2=0.715，F=24.197，整个模型的显著性水平为0.000，通过F检验，这说明本模型的自变量对因变量的解释力是非常强的。

3.2.4 拟合回归方程的系数及其检验结果

通过表7可知拟和的回归方程的系数及其检验，未标准化后的回归方程系数分别是 β0=-2338.605，β1=221.234，β2=-0.001，β3=-0.785， 统计量 t值分别是-8.266、8.058、-0.040、-0.896，相对应的值分别是 0.000、0.000、0.968、0.378，常数项检验和x1t结果均显著，通过检验，而x2t和x3t的检验结果不显著，没有通过检验，说明只有常数项和x1t进入方程。

表5 参与回归的各个变量的相关系数及其检验表

表6 多元线性回归方程拟合系数表

表7 拟合回归方程系数及其检验表

表8 一元线性回归方程拟合系数表

表9 拟合回归方程系数及其检验表

3.2.5 对该模型进行修正

将没有通过检验的x2t和x3t剔除，再进行一元回归分析，得出如下结论（见表8）：

从表8中，可以看到整个模型的拟合优度为0.707，F检验的显著性为0.000，说明该自变量x1t对因变量Yt的解释力度还是非常强的。

通过表9可以看到，常数项和中美实际利率差x1t的系数均通过t检验，且其系数分别为2157.333和221.327。通过以上的分析，得到中国国际游资存量的影响因素回归模型为：

4 结果分析

4.1 互相关图分析结论

（1）中美实际利率差对国际游资的流入几乎没有影响，而国际游资的流入对中美实际利率差的影响却较为明显，且为正相关关系，可以得出国际游资的流入会导致中美实际利率差的加大的结论。根据期国际游资流入量yt与(t+5)期中美实际利率差xt(t+5)的相关关系最强，可得出国际游资流入中国，在之后的第5个月时，对中美实际利率差的影响最为明显，大量的国际游资流入中国会引起中美实际利率差的上升。由于中国的利率是不能自由浮动的，是由政府来调整的，所以也可以说中国政府在对国内、国外因素综合考虑的基础上，通过变动利率来应对由于国际短期资本流入导致的经济过热现象的政策推出相对于国际游资流入要滞后5个月。

(2)证券市场的收益对国际游资的流入的解释力较弱，这是由于当前我国资本项目的没有完全开放，投资资本项目是有限制的。但通过两者的互相关分析，可以得出证券市场收益的增加促进国际游资的流入，而国际游资的流入，在短期内会推高证券市场的收益，但从长远来看，将导致证券市场收益的下降。

(3)证实了人民币汇率的升值预期会导致国际游资流入的观点，并且得出前2、3、4、5期人民币汇率的升值预期对国际游资流入的影响最大。 同时也得出了，国际游资流入将会导致将来人民币的贬值预期的结论。由期国际游资流入量与期人民币兑美元汇率远期变动率的相关程度最大，可以得出国际游资流入后对人民币预期汇率的影响相对于国际游资流入的滞后期为3个月。

4.2 回归分析结论

（1）中美实际利差、人民币汇率升值预期和证券市场投资收益对国际游资的流入的解释力度非常之小，而对国际游资的存量有较强的解释力度，解释度为0.715。这是因为我国对外汇市场兑换还没有完全开放，国际游资进入我国要受到种种限制。而这三个因素对通过各种方式进入并滞留在中国境内的国际游资的影响则较大。

（2）在国际游资的存量影响因素的回归模型中，中美实际利差能够通过检验，而人民币汇率预期和证券市场收益率没有通过检验，这说明滞留在我国境内的国际游资在等待人民币升值时绝大部分是停留在银行账户上，而只有很少一部分进入证券市场。这与我国对资本项目还没有完全开放，投资资本项目要受到限制有这直接的关系，这使得国际游资进入我国后，蛰伏在银行存款账户以等待人民币汇率升值后再伺机行动，获取由人民币升值带来的超额利润。这与同期的银行存款余额大量增加的现象是相符合的。

（3）该模型对中国国际游资的存量的解释度为0.715,说明中国国际游资的存量还受除美国以外其他国家的各种因素以及国内外风险水平与投资者的能力等的不可定量因素的影响。

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