1、學號班級計量經濟學期末課程設計南京審計學院2009級金審院題目：我國外匯儲備影響因素的實證分析學生姓名應豪學號專 業金融學班級7班2012年 6 月 3 日我國外匯儲備影響因素的實證分析摘要：隨著我國對外開放的不斷擴大，我國外匯儲備呈現快速增長態勢。從1980年到1996年，我國外匯儲備從零到1000億，用了16年時間；而第二個1000億，則是從1996年到2001年，只用了5年時間；從2002年開始，我國每年外匯儲備增加額都在2000億以上。近年來,我國的外匯儲備持續快速增加。截至2011年9月，中國外匯儲備余額達到32017億美元。巨額的外匯儲備，固然是綜合國力的體現，不過持續過快增長，也

2、給經濟帶來了眾多負面影響，特別是世界金融危機給我國外匯儲備帶了巨額損失。隨著外匯儲備的快速增長，擔心和爭論也紛至而來。人們或有懷疑外匯儲備規模的合理性，或指責外匯儲備的積累輸入了通貨膨脹，或認為人民幣匯率因此而承受了越來越大的升值壓力，如此等等。本文基于中國經濟發展現狀，并用E-views統計軟件對1991-2010年中國外匯儲備規模影響因素的統計數據進行回歸分析，從實證角度揭示了中國外匯儲備規模的決定機制，并對優化外匯儲備規模提出了相應的政策建議。關鍵詞： 外匯儲備 回歸分析 模型檢驗 一、 文獻綜述（1） 外匯儲備的定義外匯儲備（Foreign Exchange Reserve），又稱為外

3、匯存底，指一國政府所持有的國際儲備資產中的外匯部分，即一國政府保有的以外幣表示的債權 。是一個國家貨幣當局持有并可以隨時兌換外國貨幣的資產。狹義而言，外匯儲備是一個國家經濟實力的重要組成部分，是一國用于平衡國際收支，穩定匯率，償還對外債務的外匯積累。廣義而言，外匯儲備是指以外匯計價的資產，包括現鈔、國外銀行存款、國外有價證券等。外匯儲備是一個國家國際清償力的重要組成部分，同時對于平衡國際收支、穩定匯率有重要的影響。外匯儲備是一個國家貨幣當局所持有的用于彌補國際收支赤字，以維持本國貨幣匯率穩定的國際間普遍接受的外國貨幣，外匯儲備是國際儲備的一部分。國際儲備包括外匯儲備、黃金儲備、國際貨幣基金組織

4、(IMF)中的普通提款權和特別提款權。外匯儲備在儲備資產中最為重要。外匯儲備是一個國家國際清償力的重要組成部分，同時對于平衡國際收支、穩定匯率有重要的影響。外匯儲備是我國國際儲備的主要形式。我國外匯儲備規模在1980年以后有了很大的增長，促進了宏觀經濟的穩定和發展。（二）我國外匯儲備的現狀中國外匯儲備從1994年匯改時的516.2億美元，到1996年的首次突破1000億美元，除了亞洲金融危機的兩到三年間，均保持了較快增速。進入本世紀，隨著中國對外經濟與貿易的快速發展，外匯儲備保持了高速增長，2003、2004、 2007年增速超過40%。截至2006年2月底，中國大陸的外匯儲備總額為8537億

5、美元（不包括港澳的外匯儲備），首次超過日本，位居全球第一。截止2008年4月末，中國的外匯儲備增加到1.76萬億美元，比東北亞其他國家和地區外匯儲備的總和還多，有學者認為，這個數字已經超過了世界主要7大工業國(包括美國、日本、英國、德國、法國、加拿大、意大利，簡稱G7)的總和。隨后，中國的外匯儲備持續上升，截至2008年9月末，達到創紀錄的19056億美元。受全球金融危機的影響，加之美元、歐元、人民幣匯率的波動，2008年10月末，中國的外匯儲備已降至1.89萬億美元以下，為自2003年年底以來首次下降，截至2008年12月，中國外匯儲備已達19460.30億。2009年六月，中國的外匯儲備超

6、過了2萬億美元，中國成為全世界第一個外匯儲備超過2萬億美元的國家。至2010年3月，中國的外匯儲備規模達到 24470.84億美元。至2011年3月底，中國的外匯儲備余額已經突破3萬億美元。（三）我國外匯儲備的影響中國坐擁萬億美元的高額外匯儲備，這是綜合國力的具體表現，也為保障國民經濟的穩定發展提供上佳的安全系數。超過3萬億美元巨額的外匯儲備，意味著我國有著充裕的國際支付能力，在一定程度上也彰顯了我國足以影響世界的經濟實力。但是，如果外匯儲備構成不合理或者增長超過適度區間，就不可避免地降低資源使用效率，甚至給經濟發展帶來不小的挑戰。1、巨額外匯儲備對我國經濟的積極影響（1）有利于保證我國償還外

7、債。保證對外債的還本付息是每個國家外匯儲備的作用之一。我國的外匯儲備保留額度，與相應的外債規模和外債結構是息息相關的。國家外匯管理局公布的統計資料顯示，截至2007年末，我國外債余額為5840.9億美元，比上年末增加1200.2 億美元，上升28.06。外匯收入為18768億美元，比上年末增加5439億美元，比上年增長40.81%。其中，中長期外債（剩余期限）余額1732.4億美元，比上年末增加385億美元，增長 2.27%，占外債余額的31.56%；短期外債余額3757.0億美元，增加1164.4億美元，增長44.91%，占外債余額的68.44%。據初步計算，2010年我國外債償債率為1.6

8、3%，債務率為29.25%，負債率為9.34%，短期外債與外匯儲備的比為21.68%，均在國際標準安全線之內。而我國的現實情況是短期外債比例過大，這將給我國債務償還帶來沉重的壓力。因此，我們還必須保持一定的外匯儲備規模，并使其與債務結構相匹配，提高清償能力。 （2）有利于保證國民經濟健康發展。這主要體現在以下兩點。一是當國際市場出現變化導致出口銳減，或因季節性因素及突發性事件造成臨時國際收支逆差時，國家可動用充足的外匯儲備來彌補逆差，無須采取壓縮進口等影響國內經濟正常運行的限制性措施。二是當國際收支發生結構性失衡，需要進行緊急或長期調整時，國家可以動用充裕的外匯儲備進行調節，以緩和調整過程中的

9、外部沖擊，從而降低各種措施對國內供求均衡所帶來的負效應，維持國內經濟的正常運行和穩定發展。 （3）有利于推進資本項目開放和人民幣自由兌換。我國外匯管理體制改革的最終目標是創造條件，推進人民幣資本項目的開放和最終實現人民幣完全自由兌換。我國已經實現經常項目開放，履行WTO承諾放松外匯管制，逐步推進資本項目開放，為人民幣完全自由兌換做準備，這是我國目前面臨的現實問題。而推進資本項目開放，實現人民幣自由兌換的一個重要條件是國家必須擁有足夠的外匯儲備。 （4）有利于實現支持國內企業“走出去”的戰略目標。我國進行積極主動的外匯管制調整，進一步放寬境外投資的外匯限制，以支持中國企業“走出去”。國家外匯管理

10、局副局長李東榮早在2006年4月27日就透露，我國正計劃取消全國境外投資用匯規模限制，以滿足企業購匯進行境外投資的需要。而且將重新頒布境外投資外匯管理規定，以便把近幾年境外投資外匯改革的試點經驗以規范性文件的方式加以明確和鞏固。同時逐步放寬機構和個人對外金融投資的規模、品種等限制，力爭在擴大對外金融投資方面取得新進展。因此，充足的外匯儲備能為實現支持國內企業“走出去”戰略提供強大的資金保證。2、 巨額外匯儲備對我國經濟的消極影響 （1）增加了人民幣匯率升值壓力，加劇了我國與貿易伙伴之間的貿易摩擦。持續擴大的國際收支順差和巨額的外匯儲備被認為是增加我國人民幣匯率升值壓力的最直接、最主要的原因。我

11、國外匯儲備急劇增加而帶來的人民幣升值壓力具有一定的虛增因素，很大程度上是強制結售匯制度的產物。強制結售匯制度使中央銀行實際上扮演了外匯市場最終出清者的角色，而包括商業銀行、企業和居民在內的外匯需求受到高度抑制，造成虛假的“供”大于“求”，難以真實反映外匯供求水平，使由供求形成的價格與實際價格相背離。 （2）延緩了產業結構調整和國際競爭力提高。我國貿易順差主要來自外商投資企業加工貿易的出口增長，而國有企業加工貿易增長乏力。加工貿易的發展盡管有利于我國的技術進步、出口增長，但也對我國經濟發展造成了一定的不利影響。一方面，造成我國貿易依存度過高，致使我國外貿出口缺乏持續增長的潛力。另一方面，阻礙了國

12、內相關原料工業的發展，不利于帶動國內產業結構的升級。此外，加工貿易以外商投資企業而非國有企業為經營主體的格局，造成我國原有的大工業基礎和技術基礎不能充分發揮作用，延緩了加工貿易對產業結構調整的帶動作用。 （3）限制了我國貨幣政策發揮作用的空間。由于國際經濟發展不平衡，人民幣采取固定匯率制度，在人民幣缺乏彈性的匯率政策下，外部資本價格和商品價格的變化等經濟問題輸入到國內，表現為高價進口和廉價出口。這樣使得中國商品的國際銷售價格較低，在國內加工制造能力過剩的前提下，每年形成巨大貿易順差，不斷強化人民幣升值預期。同時還造成資本項目下外幣的國際過剩資本輸入到中國，尤其是美元的流動性過剩問題演變成為人民

13、幣的流動性過剩問題，使國內利率政策、其他金融和財政政策失去原本的效力，造成國民福利的損失。中國經濟外部不均衡引發了國內人民幣流動性過剩，人民幣匯率彈性不足等問題，并且我國已經為此付出了代價。 （4）加大了持有外匯儲備的風險。持有外匯儲備的風險主要是利率風險，它是指貨幣市場和資本市場利率的波動通過存款、貸款、拆借等業務影響商業經營成本和收益的可能性。2007年中國向國外借債3736.18億美元，存在著高額的機會成本損失。外匯儲備實際是對國外實際資源的購買力，它們若得到有效利用，就可以增加國內投資和加快經濟發展。因此，一國持有的外匯儲備，實質是將這些實際資源儲備起來，犧牲和放棄利用它們來加快本國經

14、濟發展的機會。這是一種經濟效益的損失，是持有外匯儲備的機會成本，也就是使用國外實際資源的投資收益率的損失。由于外匯儲備的機會成本等于其用于國內外投資發展經濟的收益率，超過需求的外匯儲備則意味著收益的減少和機會成本的加大。我國每年要引進大約600億美元的外商投資，同時，我國又持著近7000億美元的外匯儲備閑置不用。這一方面是國家財政收入的減少，另一方面卻是借錢給國外，其潛在的機會成本是巨大的。綜上所述，外匯儲備既不能過少，也不宜過多，外匯儲備規模必須合理適度。因此，有必要了解外匯儲備的發展規律，從而調整外匯儲備的政策取向，徹底摒棄外匯儲備越多越好的陳舊觀念，采取有效的措施，適度控制外匯儲備的增長

15、速度。對于外匯儲備的變化規律，可以通過對外匯儲備進行回歸分析，建立數量模型來觀測。二、模型設定（一）前提假設 本文將使用多元回歸與相關分析的計量方法建立我國外匯儲備規模的函數，對我國外匯儲備規模進行分析。回歸法對外匯儲備規模的分析是根據以往的一些數據得出當時儲備的變動模式，所以可假定過去時期內儲備是適度的，而且儲備的適度性在過去的變動趨勢也適用于將來的情況。（二）模型變量的設定 1. 凈進口水平（NM）。凈進口額=進口總額-出口總額，凈進口水平的提高，將導致外匯儲備持有額的下降，凈進口水平與外匯儲備呈反相關。 2. 外商直接投資（FDI）。在外商直接投資額中，有一部分并未實際利用起來，為了模型

16、能夠更科學合理，這里FDI選用的數據為實際使用的外資。我國資本項目的順差大于經常項目順差，所以僅從國際收支平衡表分析，FDI應是我國外匯儲備的最主要來源。3.貨幣供應量（M2）。 這里的貨幣采用廣義貨幣M2,由于中國統計年鑒里公布的M, 數值是以人民幣記的，所以必須按相應各年人民幣兌美元匯率將其換算成以億美元為單位的數據。即已將匯率對外匯儲備的影響考慮進來了。匯率決定了本幣與外幣交換的價格，所以它必然是影響外匯儲備的一個內生變量。我國匯率經歷了幾次大的調整，也構成了我國外匯儲備幾次大的劇烈變動的重要原因。M2的統計單位為人民幣，將其折算成美元，必須將M2除以匯率e,所以在下面的分析中，M2均指

17、經過匯率調整后一美元表示的貨幣供給量。我國貨幣供應量與外匯儲備的相關度極高，用E-views計算的兩者的相關系數為0.99 correlation matrixREM2RE1.0000000.992880M20.9928801.000000 4， 對外借款（DEB）.對外借款一方面構成外匯儲備形成債務性外匯儲備的一部分，同時它面臨還本付息，也會影響外匯儲備的規模。在本模型中，影響外匯儲備的主要因素是凈進口水平，外商直接投資水平和貨幣的供應量，對外借款和匯率水平，整合后選取以下四個變量：凈進口水平（NM）、外商直接投資（FDI）、貨幣供應量（M2）和對外借款（DEB）。（三） 確定模型的關系形式

18、和參數的范圍 經過散點圖觀察可知，外匯儲備(RE) 與凈進口水平（NM）大致呈線性關系,RENM外匯儲備(RE)與外商直接投資（FDI）成線性關系，REFDI:外匯儲備(RE)與貨幣供給量（M2）成線性關系，RE M2:外匯儲備(RE)與對外借款（DEB）的關系也大致呈線性。REDEB:首先我假定我國外匯儲備規模的函數模型為：REt=c+a1NMt+a2FDIt+a3M2t+a4DEBt+t, t=1991,1992,2010 (1)其中NM為凈進口額，FDI為外商直接投資，貨幣供給量M2=廣義貨幣供給量/匯率，DEB 為我國的對外借款，即外債的數量。三、 收集數據年份RE外匯儲備（億美元）N

19、M凈進口(億美元)FDI外商直接投資（億美元）存量M2貨幣供給量(億美元)DEB對外借款（億美元）存量1991217.12-81.20250.583918.3605.61992194.43-43.50360.654992.6693.21993211.99113.20635.86098.4835.71994516.2-1094.49973.475444.4928.11995753.97-167.001348.687274.91065.919961050.29-122.201765.959122.81162.819971398.9-404.202201.4110976.81309.61998144

20、9.6-434.702656.0312621.91460.319991546.75-292.303059.2214483.41518.220001655.74-241.103466.3716260.41457.220012121.65-225.503935.1519125.51701.120022864.07-304.304462.622351.91713.620034032.51-254.684997.626727.41936.3420046099.32-321.005621.0530592.52629.920058188.72-1020.006224.2936470.52965.52006

21、10663.4-1775.206918.9743353.33385.9200715282.49-2643.447602.1953056.63892.2200819460.3-2981.238526.1368417.53901.6200923991.52-1956.879426.4688746.24286.5201028473.38-1815.1010483.86107212.45489.4四、參數估計運用OLS 進行參數估計，E-VIEWS 結果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 06/03/12 Time: 13:54Sam

22、ple: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-1867.668313.8458-5.9509110.0000NM-1.3643840.193121-7.0649310.0000FDI-0.8399430.152458-5.5093510.0001M20.2970750.01445920.546190.0000DEB0.9892100.5092151.9426190.0711R-squared0.998085 Mean dependent var6508.618Adju

23、sted R-squared0.997574 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression424.2283 Akaike info criterion15.15074Sum squared resid2699545. Schwarz criterion15.39967Log likelihood-146.5074 F-statistic1954.264Durbin-Watson stat1.890433 Prob(F-statistic)0.000000五、模型檢驗（一）多重共線性檢驗1.先看各個變量間的相關系數矩陣：RENMFDIM2DEBRE 1

24、.000000-0.836213 0.925884 0.992880 0.966114NM-0.836213 1.000000-0.795097-0.790799-0.831100FDI 0.925884-0.795097 1.000000 0.947973 0.978351M2 0.992880-0.790799 0.947973 1.000000 0.972550DEB 0.966114-0.831100 0.978351 0.972550 1.000000 從中可以看到：變量間的相關系數絕大部分都大于 0.8。又結合 OLS 的統計結果可知，這四個解釋變量間存在著嚴重的多重共線性。2.多

25、重共線性的修正（1）變量改進 凈進口水平和 FDI. 凈進口水平的提高，將導致儲備持有額的下降，凈進口水平與外匯儲備呈反相關。由于我國統計年鑒中的進口數據是海關統計值，其中包括大量以外商直接投資形式進入中國的實物和機器設備等，而這部分海關統計的所謂“進口”并不需要我國支付外匯，所以在測度動用外匯的進口數值對外匯儲備的影響時，理應扣除這部分虛假進口。而關于“虛假進口”的數據很難獲得，在這里假設FDI的90%是以實物形式進入中國，則真實影響外匯儲備的凈進I=NM-0.9FDI。 由于FDI中我們假設有 90%的部分是以實物形式進入中國，并不直接構成外匯儲備，則資本項目對外匯儲備的貢獻只在于其的10

26、%。而且隨著外商直接投資存量的不斷擴大，所需的外匯也將不斷增加。 綜上，我們將 NM 和 FDI 合并在一起，用真實凈進口 I 取代 NM 和 FDI (I=NM-0.9FDI)新得到的數據見下表： 年份RE外匯儲備（億美元）I=NM-0.9FDI (億美元)M2貨幣供給量(億美元)DEB對外借款（億美元）存量1991217.12-306.723918.3605.61992194.43-368.094992.6693.21993211.99-459.026098.4835.71994516.2-1970.615444.4928.11995753.97-1380.817274.91065.919

27、961050.29-1711.569122.81162.819971398.9-2385.4710976.81309.619981449.6-2825.1312621.91460.319991546.75-3045.6014483.41518.220001655.74-3360.8316260.41457.220012121.65-3767.1419125.51701.120022864.07-4320.6422351.91713.620034032.51-4752.5226727.41936.3420046099.32-5379.9530592.52629.920058188.72-6621

28、.8636470.52965.5200610663.4-8002.2743353.33385.9200715282.49-9485.4153056.63892.2200819460.3-10654.7568417.53901.6200923991.52-10440.6888746.24286.5201028473.38-11250.58107212.45489.4(2)重新對該模型進行OLS估計，E-VIEWS結果如下：下面采用逐步回歸法對變量進行回歸只放入I, 結果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 06/03/12 Tim

29、e: 14:07Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-3878.0281113.155-3.4838180.0027I-2.2460130.191645-11.719670.0000R-squared0.884133 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.877696 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression3012.180 Akaike info cr

30、iterion18.95336Sum squared resid1.63E+08 Schwarz criterion19.05293Log likelihood-187.5336 F-statistic137.3507Durbin-Watson stat0.325053 Prob(F-statistic)0.000000只放入M2, 結果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 06/03/12 Time: 14:13Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoeffici

31、entStd. Errort-StatisticProb. C-2052.335337.8788-6.0741750.0000M20.2915620.00824535.363260.0000R-squared0.985811 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.985022 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression1054.101 Akaike info criterion16.85340Sum squared resid20000303 Schwarz criterion16.95298L

32、og likelihood-166.5340 F-statistic1250.560Durbin-Watson stat0.433564 Prob(F-statistic)0.000000由結果可知，M2也可以很好的解釋被解釋變量。只放入 DEB,結果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 06/03/12 Time: 14:18Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-6360.050957.

33、8850-6.6396800.0000DEB5.9939800.37745215.880100.0000R-squared0.933377 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.929676 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression2284.089 Akaike info criterion18.39996Sum squared resid93907109 Schwarz criterion18.49953Log likelihood-181.9996 F-statistic252.1775D

34、urbin-Watson stat0.431450 Prob(F-statistic)0.000000由結果可知，DEB也可以很好的解釋被解釋變量。由于I已經綜合了變量 NM 和 FDI,所以就不對 NM 和 FDI 分別進行回歸了。下面在一元線性回歸 I 模型的基礎上首先放入M2, 結果如下： Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 06/03/12 Time: 14:27Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-Statistic

35、Prob. C-2083.117432.3853-4.8177330.0002I-0.0254380.212597-0.1196550.9062M20.2886040.02613611.042430.0000R-squared0.985823 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.984155 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression1084.204 Akaike info criterion16.95256Sum squared resid19983473 Schwarz criterion

36、17.10192Log likelihood-166.5256 F-statistic591.0468Durbin-Watson stat0.416515 Prob(F-statistic)0.000000可見，放入兩個變量后，R-square 由 0.88 變為 0.98, 這說明這兩個變量都是應該保留的。下面加入第三個變量DEB，結果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 06/03/12 Time: 14:33Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoeffici

37、entStd. Errort-StatisticProb. C-2058.085825.1648-2.4941500.0240I-0.0358380.362299-0.0989180.9224M20.2895720.0380357.6132890.0000DEB-0.0472971.312147-0.0360450.9717R-squared0.985824 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.983166 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression1117.527 Akaike info c

38、riterion17.05248Sum squared resid19981851 Schwarz criterion17.25163Log likelihood-166.5248 F-statistic370.8834Durbin-Watson stat0.415846 Prob(F-statistic)0.000000 可見，加入第三個變量后，R-square 變為 0.986,調整后為 0.983，能夠通過整體的顯著性檢驗，說明該模型整體的解釋性變好。綜上，從回歸結果分析:a) 方程的擬合優質度 R-Square 為 0986, 調整后為 0.983 能夠通過檢驗；b) 對R-squar

39、e 進行F 檢驗，K=3, n=20, n-K-1=16; 所以F0.05 (3, 16)= 8.69, F統計為F-statistic=370.8834>8.69, 所以可以通過F檢驗在5%的顯著性水平上拒絕R2=0的假設；c) 對解釋變量的回歸系數作 T 檢驗，I , M2, DEB 的檢驗值都能夠通過 T 檢驗。可見該模型并不存在多重共線性了。并且系數均符合解釋變量與被解釋變量的經濟意義。逐步回歸的結果：原來的函數模型改進為： REt=c+a1It+ a2M2t+a3DEBt+t, t=1991,1992,2010 (2)（二）異方差檢驗運用E-views進行White檢驗，結果分

40、析如下：White Heteroskedasticity Test:F-statistic4.064216 Probability0.019673Obs*R-squared15.70612 Probability0.073278Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/03/12 Time: 14:55Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C3741927.36

41、27943.1.0314180.3266I799.83412390.2040.3346300.7448I2-2.0137311.220685-1.6496730.1300I*M2-0.1222150.152615-0.8008070.4419I*DEB-7.3260235.085177-1.4406620.1802M2-41.35244286.9451-0.1441130.8883M22-0.0344400.017193-2.0031530.0730M2*DEB0.8756720.5142661.7027620.1194DEB1855.70711705.470.1585330.8772DEB2

42、-15.4143511.32895-1.3606150.2035R-squared0.785306 Mean dependent var999092.5Adjusted R-squared0.592082 S.D. dependent var1064427.S.E. of regression679833.6 Akaike info criterion30.00394Sum squared resid4.62E+12 Schwarz criterion30.50180Log likelihood-290.0394 F-statistic4.064216Durbin-Watson stat2.1

43、62542 Prob(F-statistic)0.019673 從表中可以看出，nR2=15.70612,由White檢驗知，在=0.05下，自由度p=9，查2分布表，得臨界值16.9190，則nR2<20.05（9），所以接受原假設，即認為模型不存在異方差。（三）序列自相關檢驗運用E-Views進行OLS估計，結果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 06/03/12 Time: 15:12Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd.

44、Errort-StatisticProb. C-2058.085825.1648-2.4941500.0240I-0.0358380.362299-0.0989180.9224M20.2895720.0380357.6132890.0000DEB-0.0472971.312147-0.0360450.9717R-squared0.985824 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.983166 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression1117.527 Akaike info criterion

45、17.05248Sum squared resid19981851 Schwarz criterion17.25163Log likelihood-166.5248 F-statistic370.8834Durbin-Watson stat2.003380 Prob(F-statistic)0.000000DW=0.415846,n=20,k=3,Dl=0.998，Du=1.676，則Du<DW<4-Du,誤差項之間不存在自相關。（四）因果關系檢驗Pairwise Granger Causality TestsDate: 06/03/12 Time: 16:55Sample: 19

46、91 2010Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability I does not Granger Cause RE181.417600.27738 RE does not Granger Cause I2.590800.11299 M2 does not Granger Cause RE188.171570.00503 RE does not Granger Cause M22.493370.12118 DEB does not Granger Cause RE184.710610.02893 RE does not Granger Cau

47、se DEB2.981950.08592M2與RE：0.05的顯著性水平下，拒絕原假設M2與RE之間不存在因果關系，即認為存在因果關系，檢驗通過（五）相關性檢驗從回歸分析結果上看， 模型擬合較好，可決系數R2= 0.998085，表明模型在整體上擬合較好。（六）顯著性檢驗(1)在顯著性水平0.05，T分布表在自由度N-4=16下臨界值t0.025(16)=2.120對于a2，t統計量7.613289，對比t> t0.025(16),所以拒絕原假設，說明M2對RE有顯著性影響；(2)對于F=370.8834>F(3,16)=8.69(顯著性水平為0.05），表明模型從整體上看RE與個

48、解釋變量之間線性關系顯著。六、模型的修正經過上述多重共線性修正后，新建立的模型能夠使解釋變量更合理科學準確的解釋被解釋變量，修正后的模型為：RE=+ 0.289572M2-0.047297DEB+ (3)回歸分析結果為：RE= -2058.085 - 0.035838I + 0.289572M2 - 0.047297DEB （-2.494150）（-0.098918） （7.613289） （-0.036045） 七、模型應用（一）經濟解釋I 前的符號為負值說明中國的真實凈進口水平的提高會導致外匯儲備持有量的下降，凈進口水平與外匯儲備負相關。貨幣供應量前的符號為正值，說明外匯儲備與貨幣供給量呈正相關。進口在抵除直接投資中的虛假部分后成為動用外匯使外匯儲備負增長的最主要因素。 盡管如此，外匯儲備在總體趨勢上仍保持了強勁的上升趨勢，這說明我國正面臨著一種不正常的收支格局。一方面在引進外資，一方面正實現著連年的貿易順差。就是說我們正在引進外國資本的同時將國內資源以出口形式輸往國外，這種情況下實現的外匯儲備積累又作為我國的海外債權借給其他國家。（二）政策建