對中國外匯儲備規(guī)模影響因素的計量分析

1、對中國外匯儲備規(guī)模影響因素的計量分析摘要本文通過對影響我國外匯儲備的因素進(jìn)行實(shí)證分析，由相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論作為基礎(chǔ)，設(shè)定回歸模型并收集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，利用EVIEWS軟件對計量模型進(jìn)行了參數(shù)估計和檢驗(yàn)，并加以修正。最后，我們對所得的分析結(jié)果作了經(jīng)濟(jì)意義的分析，并相應(yīng)提出一些政策建議。關(guān)鍵詞外匯儲備 回歸模型正文一、問題的提出據(jù)中國央行2011年1月13日公布的2010年金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2010年末，國家外匯儲備余額為28473.38億美元，同比增長18.7%。較2009年12月末23991.52億美元，全年增加了4481.86億美元，外匯儲備繼續(xù)保持增長。 外匯儲備是一國對外經(jīng)濟(jì)交往中貨幣支付結(jié)算的

2、結(jié)果。在國際收支平衡表中，外匯儲備的增加主要來自于經(jīng)常項(xiàng)目順差、資本和金融項(xiàng)目順差。國家外匯管理局去年底公布的2010年三季度及前三季度我國國際收支平衡表修訂數(shù)據(jù)顯示，2010年前三季度，我國國際收支經(jīng)常項(xiàng)目順差2039億美元，同比增長30%；資本和金融項(xiàng)目順差1301億美元，增長2%。 當(dāng)前充足的外匯儲備為我國穩(wěn)定的金融環(huán)境提供了保證。我國是一個發(fā)展中的大國，即使按照傳統(tǒng)的適度規(guī)模指標(biāo)衡量，也需要保持一定規(guī)模的外匯儲備。充足的外匯儲備也是一種信心的保證。此次國際金融危機(jī)就充分證明，充足的外匯儲備提升了我國有效應(yīng)對危機(jī)的能力。同時，充足的外匯儲備為國家防范游資沖擊提供了基礎(chǔ)性保障，興風(fēng)作浪的投

3、機(jī)資本不敢對儲備大國隨意造次。充足的外匯儲備，還為我國推行積極的國際發(fā)展戰(zhàn)略，共同應(yīng)對金融危機(jī)打下基礎(chǔ)。 本文擬通過時下對影響外匯儲備因素的主要理論觀點(diǎn)，歸納出影響一國外匯儲備的主要可能因素，并結(jié)合中國的宏觀及制度背景提出影響中國外匯儲備的各種可能因素。在此基礎(chǔ)上，利用中國的有關(guān)數(shù)據(jù)及一定的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，對各種可能因素產(chǎn)生的影響進(jìn)行實(shí)證分析。二、理論綜述 在影響因素中，匯率的決定理論中，最著名的就是購買力平價理論（ppp理論），任何兩種貨幣之間的匯率會調(diào)整到反映這兩個國家的物價水平變動為止，進(jìn)一步在進(jìn)出口中影響到外匯儲備。ppp理論只是一價定律在物價水平上的應(yīng)用，而不是在個別商品上的。一般來

4、說，一國的物價水平在短期是相對保持不變的，而在長期是絕對變動的，因此，由購買力平價理論解釋在長期的匯率的變動是十分有效的。國際收支平衡的關(guān)系式為：儲備資產(chǎn)增減額= 經(jīng)常項(xiàng)目差額+ 資本與金融項(xiàng)目差額；如果這一等式不相等，則將補(bǔ)齊的平衡數(shù)視為凈誤差與遺漏。儲備資產(chǎn)通常由外匯儲備、黃金儲備以及特別提款權(quán)（SDR）、在IMF 的儲備頭寸，其他債權(quán)等3個小項(xiàng)目組成。由于我國黃金儲備的各年變動量不大，特別提款權(quán)等3 個小項(xiàng)目在儲備資產(chǎn)增減額中所占的比重較小，所以儲備資產(chǎn)變動主要表現(xiàn)為外匯儲備的變動。以上關(guān)系近似為：外匯儲備增減額= 經(jīng)常項(xiàng)目差額+ 資本項(xiàng)目差額+ 誤差與遺漏。因此，與外匯儲備來源緊密相關(guān)

5、的主要因素還有進(jìn)出口貿(mào)易順差額，外債和外商直接投資。三、模型的設(shè)定 1、模型數(shù)據(jù)的選擇 改革開放之前，我國實(shí)行計劃經(jīng)濟(jì)，對于外匯幾乎沒有需求也沒有多少儲備，影響外匯模型的因素有質(zhì)的變化。由于在改革開放以后，我國逐步加大對外開放力度，對于外匯的需求與使用才逐漸步入正軌，又由于本文只研究我國外匯儲備情況，因此選擇從19852009年的時間序列數(shù)據(jù)。 2、影響因素的選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）：外匯儲備與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比反映了一國經(jīng)濟(jì)規(guī)模對于外匯儲備量的需求。外匯儲備糧與國內(nèi)生產(chǎn)總值應(yīng)保持適宜水平。 進(jìn)出口差額：一國對外經(jīng)濟(jì)交易主要通過國際收支平衡表中商品交易和資本往來項(xiàng)目反映。對外經(jīng)濟(jì)交易量越大，表

6、明對外開放程度越大，受外界干擾也越大。由于儲備的基本用途是作為對外支付準(zhǔn)備金，彌補(bǔ)國際收支赤字。因此，我國對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的活動規(guī)模，尤其我國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模對儲備需求的決定是重要的。進(jìn)出口差額越大，所需要的國際儲備量也越大；相反，就越小。 外商直接投資（FDI）：進(jìn)入二十世紀(jì)九十年代，外商直接投資是我國外匯儲備增加的主要結(jié)構(gòu)性因素，對我國外匯儲備增量的貢獻(xiàn)度日益加大，同時外商投資企業(yè)的匯出利潤也構(gòu)成了用匯需要的重要內(nèi)容。利用外資可視為舉借外債之外的另外一個對外融資方式之一，可大大減輕外匯儲備的負(fù)擔(dān)，而且使得經(jīng)濟(jì)建設(shè)獲得躍進(jìn)式的增長。 外債余額：我國是一個發(fā)展中國家，資金是最稀缺的資源之一。近年來，

7、隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的推進(jìn)，我國也大膽采用在國際資本市場籌措資金的做法，對外融資有了長足的發(fā)展。截至2005年底，我國外債余額達(dá)到了281045億美元，外債規(guī)模的擴(kuò)增適應(yīng)了國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，促進(jìn)了基礎(chǔ)設(shè)施方面的加速發(fā)展。對外融資正越來越成為國家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)的一種重要手段，因此，外債的風(fēng)險、成本、幣種結(jié)構(gòu)以及累計余額、清償能力等都與我國的外匯儲備息息相關(guān)。 匯率制度、外匯政策和外匯管制：固定匯率或穩(wěn)定的外匯政策對儲備的需求比浮動匯率制度大。外匯管制嚴(yán)格的國家其所需的外匯儲備相對較少。 此外，國內(nèi)資本市場的活躍程度、是否儲備貨幣發(fā)行國、外債規(guī)模、出口商品供求彈性、各國政策的國際協(xié)調(diào)等因素也都會對儲各

8、需求量造成影響。3、設(shè)定模型 根據(jù)理論界的研究和官方的政策可知，外匯儲備與其相關(guān)因素是線性關(guān)系，因此建立進(jìn)出口貿(mào)易差額（X1）、國家外債余額（X2）、外商直接投資(X3) 、對100美元的年均匯價(X4)和外匯儲備規(guī)模（Y）等因素之間的回歸模型：四、估計模型參數(shù)1、 數(shù)據(jù)的收集年份X1X2X3X4Y1985696293.66158.319.5626.441986738.5345.28214.822.4420.721987826.5372.2130223.1429.2319881027.9372.2140031.9433.7219891116.8376.5141333.9255.51990115

9、4.4478.32 525.4534.87110.9319911357532.33605.6143.66217.1219921655.3551.46693.21110.08194.4319931957576.2835.73275.15211.9919942366.2861.87928.06337.67516.219952808.6835.11065.9375.21735.9719962898.8831.421162.75417.261050.2919973251.6828.981309.6452.571398.919983239.5827.911460.43454.631499.6199936

10、06.3827.831518.3403.191546.7520004742.9827.841457.3407.151655.7420015096.5827.71701.1468.782121.6520026207.7827.71713.6527.432864.0720038509.88827.71936.34535.054032.51200411545.5827.682285.96606.36099.32200514219.1819.172810.45603.258188.72200617603.96797.183229.88630.2110663.44200721737.3760.43736

11、.18747.6815282.49200825632.6694.513746.61923.9519460.3200922072.35683.114286.47900.323991.52其中 X1為進(jìn)出口貿(mào)易差額 X2為國家外債余額 X3為外商直接投資 X4為對100美元的年均匯價Y為外匯儲備量2、估計方法的選擇與參數(shù)估計選取OLS回歸法，對以上數(shù)據(jù)Eviews分析得如下數(shù)據(jù)： （1382.526） （0.200978） （3.300194） （1.464820） （4.548371）t=（3.328531） （-0.158283） （-5.040414） （3.088091） （2.28711

12、3）=0.970191， =0.964229， F（4，19）=162.7328， DW（24，4）=1.101795由此可見，=0.970191， =0.964229，可決系數(shù)和調(diào)整可決系數(shù)均大于0.9 ，很高；F檢驗(yàn)值為162.7328，在1%的顯著性水平下大于4.5，可見X1、X2、X3、X4聯(lián)合對Y的解釋能力顯著。但X1系數(shù)的伴隨概率大于a=5%的顯著水平，則X1對Y的解釋能力欠佳，需要進(jìn)一步的檢驗(yàn)。進(jìn)出口差額系數(shù)為負(fù)值，這與經(jīng)濟(jì)意義相悖，說明很可能存在多重共線。五、模型參數(shù)的檢驗(yàn)與優(yōu)化多重共線性檢驗(yàn)與優(yōu)化1、多重共線性檢驗(yàn)計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，利用Eviews得到相關(guān)系數(shù)矩陣，如

13、下表：由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，由此確定存在多重共線性。2、 多重共線的優(yōu)化逐步回歸法首先用Y分別對X1 X2 X3 X4進(jìn)行回歸，其可決系數(shù)分別為：1=0.926512 2= 0.069168 3= 0.873419 4= 0.683123加入X1的方程的最大，以Y1對X1的回歸方程Y1=-1427.395+0.829132X1為基礎(chǔ)，順次加入X3、X4、X2變量逐步回歸：Y1=-1427.395+0.829132X1，加入X3后：=0.926693，t(b2)=0.8182,t(b0)=0.0698,t絕對值明顯下降，則沒有通過t檢驗(yàn)。應(yīng)剔除X3.加入X4后：=

14、0.927654，有提高。又在眾多經(jīng)濟(jì)理論中，人民幣年均匯率與外匯儲備有重大的直接關(guān)系，所以予以保留。再加入X2得：=0.955977，t檢驗(yàn)顯著。予以保留。則此時結(jié)果為：T =（0.0115） （0.0024） （0.0071） （0.0014）=0.955977， =0.949688， F（3，20）=152.0083， DW=1.438249異方差檢驗(yàn)與優(yōu)化1、異方差的檢驗(yàn)（1）首先我們以圖示法觀察X1、X2、X4分別與resid2的關(guān)系：上圖中殘差平方項(xiàng)與解釋變量幾乎無關(guān)，初步可得知該殘差序列不存在異方差現(xiàn)象。（2）進(jìn)一步White檢驗(yàn)：無交叉項(xiàng)檢驗(yàn) 交叉項(xiàng)檢驗(yàn)無交叉項(xiàng)檢驗(yàn)中Obs*R

15、-squared的伴隨概率為0.011563，在交叉項(xiàng)檢驗(yàn)中Obs*R-squared的伴隨概率為0.005367。前者小于5%，后者甚至小于1%的c檢驗(yàn)的顯著性水平。所以接受同方差的假定。自相關(guān)的檢驗(yàn)與優(yōu)化1、 自相關(guān)的檢驗(yàn)（1）、，觀察殘差和滯后一期殘差的圖示如下：其中：RES為殘差項(xiàng)，RESS為滯后一期的殘差項(xiàng)殘差項(xiàng)與與其滯后一期的殘差值不存在相關(guān)關(guān)系，所以初步斷定不存在自相關(guān)現(xiàn)象。（2）進(jìn)一步檢驗(yàn)在德賓瓦特森檢驗(yàn)中，DW=1.438249，在5%的顯著性水平下，d=1.10，d=1.66 由于d < DW > d，懷特檢驗(yàn)不能確定殘差項(xiàng)是否自相關(guān)。AC和PAC對于

16、自相關(guān)的識別殘差序列分析圖觀察殘差序列的分析圖，AC和PAC全部落在各自的虛線范圍之內(nèi)，不存在明顯的疊尾和拖尾現(xiàn)象?？梢哉J(rèn)為殘差序列為純隨機(jī)序列。圖中右邊的c數(shù)學(xué)檢驗(yàn)的伴隨概率均大于0.9，也支持隨機(jī)序列的結(jié)論。利用回歸檢驗(yàn)法沒有找到理想的自相關(guān)模型。故不存在自相關(guān)。模型的結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)鄒氏斷點(diǎn)檢驗(yàn)法在鄒氏斷點(diǎn)檢驗(yàn)中，以1997年為分界點(diǎn)，將樣本分為容來那個相等的兩份。F統(tǒng)計量的伴隨概率非常小，說明模型的結(jié)構(gòu)沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性的變化。模型的結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗(yàn)與預(yù)測以1997年為斷點(diǎn)將原樣本斷分。在鄒氏模型預(yù)測功效檢驗(yàn)中，F(xiàn)=15.16982，在5%的置信水平下，小于標(biāo)準(zhǔn)值，所以模型較穩(wěn)定。因此，經(jīng)過分析

17、和優(yōu)化，最終的回歸方程為：T =（0.0115） （0.0024） （0.0071） （0.0014）=0.955977， =0.949688， F（3，20）=152.0083， DW=1.4382496、 結(jié)論和政策建議（一）調(diào)節(jié)國際收支走向均衡1.經(jīng)常項(xiàng)目方面。我國應(yīng)將出口導(dǎo)向型增長轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)需推動型增長，從根源上解除貿(mào)易對外匯儲備高速增長的推動。作為大國，經(jīng)濟(jì)的內(nèi)部需求對貿(mào)易平衡的影響，往往遠(yuǎn)大于匯率的作用。2.資本和金融項(xiàng)目方面。一方面，抑制短期投機(jī)資本的過快流入。央行要大力加強(qiáng)資本流入的控管，加強(qiáng)對短期國際資本的監(jiān)控，加強(qiáng)對外匯資金流入、結(jié)匯的檢查以及對企業(yè)和金融機(jī)構(gòu)短期外債的管理，

18、同時還應(yīng)與國內(nèi)其他金融部門、外貿(mào)管理部門、海關(guān)等幾方面進(jìn)行聯(lián)合協(xié)作、信息共享，對各種形式的投機(jī)資本流入進(jìn)行跟蹤調(diào)查，完善統(tǒng)計系統(tǒng)，給予適度防范。另一方面，大力發(fā)展境外直接投資。發(fā)展境外直接投資既是我國產(chǎn)業(yè)調(diào)整的需要，又有利于實(shí)現(xiàn)國際收支的平衡。（二）改進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制 1.適當(dāng)擴(kuò)大人民幣匯率浮動區(qū)間。在人民幣面臨巨大升值壓力的情況下，我們應(yīng)適當(dāng)放開匯率波動的幅度，這樣可有效杜絕因固定匯率目標(biāo)導(dǎo)致的國際套匯套利行為對本國貨幣供給的沖擊，減輕維持固定匯率目標(biāo)對外匯儲備規(guī)模的壓力，削弱外匯儲備與貨幣供給的內(nèi)在聯(lián)系。 2.創(chuàng)新外匯市場交易機(jī)制。為了能讓人民幣更好地反映現(xiàn)實(shí)的供求狀況，就應(yīng)該突出市場的主體地位。從技術(shù)層面上說，人