1、對中國外匯儲備規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行實證分析，由相關經濟理論作為基礎，設定回歸模型并收集了相關的數據，利用EVIEWS軟件對計量模型進行了參數估計和檢驗，并加以修正。最后，我們對所得的分析結果作了經濟意義的分析，并相應提出一些政策建議。關鍵詞外匯儲備 回歸模型正文一、問題的提出據中國央行2011年1月13日公布的2010年金融統計數據顯示，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，外匯儲備繼續保持增長。 外匯儲備是一國對外經濟交往中貨幣支付結算的

2、結果。在國際收支平衡表中，外匯儲備的增加主要來自于經常項目順差、資本和金融項目順差。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據顯示，2010年前三季度，我國國際收支經常項目順差2039億美元，同比增長30%；資本和金融項目順差1301億美元，增長2%。 當前充足的外匯儲備為我國穩定的金融環境提供了保證。我國是一個發展中的大國，即使按照傳統的適度規模指標衡量，也需要保持一定規模的外匯儲備。充足的外匯儲備也是一種信心的保證。此次國際金融危機就充分證明，充足的外匯儲備提升了我國有效應對危機的能力。同時，充足的外匯儲備為國家防范游資沖擊提供了基礎性保障，興風作浪的投

3、機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展戰略，共同應對金融危機打下基礎。 本文擬通過時下對影響外匯儲備因素的主要理論觀點，歸納出影響一國外匯儲備的主要可能因素，并結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。在此基礎上，利用中國的有關數據及一定的計量經濟學方法，對各種可能因素產生的影響進行實證分析。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整到反映這兩個國家的物價水平變動為止，進一步在進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。國際收支平衡的關系式為：儲備資產增減額= 經常項目差額+ 資本與金融項目差額；如果這一等式不相等，則將補齊的平衡數視為凈誤差與遺漏。儲備資產通常由外匯儲備、黃金儲備以及特別提款權（SDR）、在IMF 的儲備頭寸，其他債權等3個小項目組成。由于我國黃金儲備的各年變動量不大，特別提款權等3 個小項目在儲備資產增減額中所占的比重較小，所以儲備資產變動主要表現為外匯儲備的變動。以上關系近似為：外匯儲備增減額= 經常項目差額+ 資本項目差額+ 誤差與遺漏。因此，與外匯儲備來源緊密相關

5、的主要因素還有進出口貿易順差額，外債和外商直接投資。三、模型的設定 1、模型數據的選擇 改革開放之前，我國實行計劃經濟，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年的時間序列數據。 2、影響因素的選擇國內生產總值（GDP）：外匯儲備與國內生產總值之比反映了一國經濟規模對于外匯儲備量的需求。外匯儲備糧與國內生產總值應保持適宜水平。 進出口差額：一國對外經濟交易主要通過國際收支平衡表中商品交易和資本往來項目反映。對外經濟交易量越大，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備金，彌補國際收支赤字。因此，我國對外貿易經濟的活動規模，尤其我國進出口貿易規模對儲備需求的決定是重要的。進出口差額越大，所需要的國際儲備量也越大；相反，就越小。 外商直接投資（FDI）：進入二十世紀九十年代，外商直接投資是我國外匯儲備增加的主要結構性因素，對我國外匯儲備增量的貢獻度日益加大，同時外商投資企業的匯出利潤也構成了用匯需要的重要內容。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擔，而且使得經濟建設獲得躍進式的增長。 外債余額：我國是一個發展中國家，資金是最稀缺的資源之一。近年來，

7、隨著經濟體制改革的推進，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展。截至2005年底，我國外債余額達到了281045億美元，外債規模的擴增適應了國內經濟發展的需要，促進了基礎設施方面的加速發展。對外融資正越來越成為國家宏觀經濟調節的一種重要手段，因此，外債的風險、成本、幣種結構以及累計余額、清償能力等都與我國的外匯儲備息息相關。 匯率制度、外匯政策和外匯管制：固定匯率或穩定的外匯政策對儲備的需求比浮動匯率制度大。外匯管制嚴格的國家其所需的外匯儲備相對較少。 此外，國內資本市場的活躍程度、是否儲備貨幣發行國、外債規模、出口商品供求彈性、各國政策的國際協調等因素也都會對儲各

8、需求量造成影響。3、設定模型 根據理論界的研究和官方的政策可知，外匯儲備與其相關因素是線性關系，因此建立進出口貿易差額（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)和外匯儲備規模（Y）等因素之間的回歸模型：四、估計模型參數1、 數據的收集年份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為進出口貿易差額 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估計選取OLS回歸法，對以上數據Eviews分析得如下數據： （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，可決系數和調整可決系數均大于0.9 ，很高；F檢驗值為162.7328，在1%的顯著性水平下大于4.5，可見X1、X2、X3、X4聯合對Y的解釋能力顯著。但X1系數的伴隨概率大于a=5%的顯著水平，則X1對Y的解釋能力欠佳，需要進一步的檢驗。進出口差額系數為負值，這與經濟意義相悖，說明很可能存在多重共線。五、模型參數的檢驗與優化多重共線性檢驗與優化1、多重共線性檢驗計算各解釋變量的相關系數，利用Eviews得到相關系數矩陣，如

13、下表：由相關系數矩陣可以看出，各解釋變量之間的相關系數較高，由此確定存在多重共線性。2、 多重共線的優化逐步回歸法首先用Y分別對X1 X2 X3 X4進行回歸，其可決系數分別為：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，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。應剔除X3.加入X4后：=

14、0.927654，有提高。又在眾多經濟理論中，人民幣年均匯率與外匯儲備有重大的直接關系，所以予以保留。再加入X2得：=0.955977，t檢驗顯著。予以保留。則此時結果為：T =（0.0115） （0.0024） （0.0071） （0.0014）=0.955977， =0.949688， F（3，20）=152.0083， DW=1.438249異方差檢驗與優化1、異方差的檢驗（1）首先我們以圖示法觀察X1、X2、X4分別與resid2的關系：上圖中殘差平方項與解釋變量幾乎無關，初步可得知該殘差序列不存在異方差現象。（2）進一步White檢驗：無交叉項檢驗 交叉項檢驗無交叉項檢驗中Obs*R

15、-squared的伴隨概率為0.011563，在交叉項檢驗中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檢驗的顯著性水平。所以接受同方差的假定。自相關的檢驗與優化1、 自相關的檢驗（1）、，觀察殘差和滯后一期殘差的圖示如下：其中：RES為殘差項，RESS為滯后一期的殘差項殘差項與與其滯后一期的殘差值不存在相關關系，所以初步斷定不存在自相關現象。（2）進一步檢驗在德賓瓦特森檢驗中，DW=1.438249，在5%的顯著性水平下，d=1.10，d=1.66 由于d < DW > d，懷特檢驗不能確定殘差項是否自相關。AC和PAC對于

16、自相關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，不存在明顯的疊尾和拖尾現象。可以認為殘差序列為純隨機序列。圖中右邊的c數學檢驗的伴隨概率均大于0.9，也支持隨機序列的結論。利用回歸檢驗法沒有找到理想的自相關模型。故不存在自相關。模型的結構變化檢驗鄒氏斷點檢驗法在鄒氏斷點檢驗中，以1997年為分界點，將樣本分為容來那個相等的兩份。F統計量的伴隨概率非常小，說明模型的結構沒有發生實質性的變化。模型的結構穩定性檢驗與預測以1997年為斷點將原樣本斷分。在鄒氏模型預測功效檢驗中，F=15.16982，在5%的置信水平下，小于標準值，所以模型較穩定。因此，經過分析

17、和優化，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、 結論和政策建議（一）調節國際收支走向均衡1.經常項目方面。我國應將出口導向型增長轉變為內需推動型增長，從根源上解除貿易對外匯儲備高速增長的推動。作為大國，經濟的內部需求對貿易平衡的影響，往往遠大于匯率的作用。2.資本和金融項目方面。一方面，抑制短期投機資本的過快流入。央行要大力加強資本流入的控管，加強對短期國際資本的監控，加強對外匯資金流入、結匯的檢查以及對企業和金融機構短期外債的管理，

18、同時還應與國內其他金融部門、外貿管理部門、海關等幾方面進行聯合協作、信息共享，對各種形式的投機資本流入進行跟蹤調查，完善統計系統，給予適度防范。另一方面，大力發展境外直接投資。發展境外直接投資既是我國產業調整的需要，又有利于實現國際收支的平衡。（二）改進人民幣匯率形成機制 1.適當擴大人民幣匯率浮動區間。在人民幣面臨巨大升值壓力的情況下，我們應適當放開匯率波動的幅度，這樣可有效杜絕因固定匯率目標導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對外匯儲備規模的壓力，削弱外匯儲備與貨幣供給的內在聯系。 2.創新外匯市場交易機制。為了能讓人民幣更好地反映現實的供求狀況，就應該突出市場的主體地位。從技術層面上說，人