中國國際儲備規(guī)模需求實(shí)證研究

1、 中國國際儲備規(guī)模需求實(shí)證研究內(nèi)容提要：在本文中，建立了以國際儲備需求量為因變量，各種影響國際儲備需求因素為自變量的線性模型。采集了我國1952年至2003年期間國際儲備數(shù)量等經(jīng)濟(jì)時間數(shù)據(jù)，利用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS來估計(jì)模型各變量的參數(shù)。得出了1952年至1982年，1982年至2003年兩期間各自的國際儲備長期需求模型與短期誤差修正模型。從估計(jì)得到的模型中可以得出以下結(jié)論，1：1952年至1982年期間，國際儲備長期需求與國際收支差額波動率成正相關(guān)；在短期內(nèi)，某年度貨幣市場的失衡會影響到國際儲備持有數(shù)量的波動，并存在2個年度的時滯,若貨幣的供給超過需求，將導(dǎo)致國際儲備需求數(shù)量的減少。2：1982

2、年至2003年期間，國際儲備長期需求與規(guī)模變量（進(jìn)口額），國際收支差額波動率成正相關(guān)，而與對外開放程度成負(fù)相關(guān)關(guān)系，對外開放程度越大，政府越傾向于采用收入政策來調(diào)節(jié)國際收支；在短期內(nèi)，某年度貨幣市場的失衡會影響國際儲備需求數(shù)量的波動，并存在1個年度時滯，時滯減為一年，是因?yàn)槲覈鴮鹑谫Y本項(xiàng)目交易管制相對放松的結(jié)果。關(guān)鍵詞：國際儲備需求； 需求影響因素； 長期需求模型； 短期波動模型； 一 有關(guān)國際儲備等相關(guān)概念首先，在本文的一開始，介紹本文所涉及到的一些基本概念。國際儲備。有關(guān)國際儲備的定義，國內(nèi)外學(xué)者有著不同的看法。COHEN（1975）認(rèn)為國際儲備是一國中央銀行持有的，能以確定的價值轉(zhuǎn)換成

3、其他金融支付中介的資產(chǎn)儲備，其持有的目的對該國的匯價產(chǎn)生影響。我國廣泛接受的定義為：一國政府持有的，可以隨時平衡國際收支差額，對外進(jìn)行支付和干預(yù)外匯市場的國際間可以接受的資產(chǎn)總和；這是從持有國際儲備的目的出發(fā)定義的。國際儲備的統(tǒng)計(jì)口徑。國際儲備的定義是抽象的，具體到統(tǒng)計(jì)口徑問題，學(xué)者們又有著不同的看法。分歧主要集中在國際儲備是否應(yīng)無條件流動與是否應(yīng)包括借入儲備兩個方面。國際儲備在研究文獻(xiàn)中通常被定義為一個總量的概念，BAHMANIOSKOOEE（1988）認(rèn)為過去對國際儲備的研究都是建立在國際儲備總量數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)之上的，而總的國際儲備是指無條件的流動性。CROCKETT（1978）指出一國不應(yīng)該

4、將在貨幣基金組織中附有條件的借款權(quán)與附有條件的動用資產(chǎn)不應(yīng)納入一國的國際儲備范圍，因?yàn)檫@些資產(chǎn)不是無條件的。HELLER和KHAN（1978）認(rèn)為如果一國借入外債來增加持有的儲備量，借入的儲備則是對國際儲備需求的增加的一個反映，因此，國際儲備應(yīng)是總量的概念，應(yīng)包括借入儲備。而凈國際儲備儲備（即總持有的國際儲備減去從國外借入儲備數(shù)額）可以被認(rèn)為是一國真正儲備持有量。在本文中，國際儲備是指一國現(xiàn)實(shí)的對外支付和清償能力，不包括從國外籌集短期外匯資金的能力，即是一凈國際儲備的概念。在本文中，國際儲備的統(tǒng)計(jì)口徑包括：中央銀行持有的可兌換的外匯儲備，貨幣性黃金；并沒有包括通常意義上的在國際貨幣基金組織的儲

5、備頭寸與特別提款權(quán)，出于以下的考慮：儲備頭寸與特別提款權(quán)的動用是有條件的，不符合作為國際儲備所要求的“完全流動性”的要求；兩者的總額與外匯儲備等其他儲備相比，數(shù)量較少，可忽略不計(jì)。國際儲備需求。一國貨幣當(dāng)局持有國際儲備，是因?yàn)閲H儲備有以下的作用：熨平暫時性的國際收支不平衡，作為國際收支支付的信心保證，借舉外債的擔(dān)保，干預(yù)外匯市場。正因?yàn)槌钟袊H儲備有著以上的作用，于是便產(chǎn)生了對國際儲備的需要。國際儲備需求可定義為：一國的貨幣當(dāng)局在一定時期與一定條件下，為滿足彌補(bǔ)國際收支逆差，對外進(jìn)行支付以及干預(yù)外匯市場需要而持有的國際儲備量。國際儲備供給。國際儲備供給是指國際儲備的來源，包括外匯儲備，黃金儲

6、備，以及在國際貨幣基金組織的儲備地位。外匯儲備是由外匯儲備貨幣國由于貿(mào)易逆差而向國外輸出所形成的；黃金儲備則是一國貨幣當(dāng)局直接開采并冶煉黃金或在國內(nèi)外黃金市場上購買黃金所形成的；在國際貨幣基金組織的儲備地位則是該組織根據(jù)有關(guān)原則進(jìn)行分配而形成的。 在本文中，將詳細(xì)研究我國國際儲備長期需求影響因素以及國際儲備短期波動因素。二 問題的提出2.1 兩階段有關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)比較1952年至2003年我國的國際儲備總量迅速增長，統(tǒng)計(jì)口徑包括貨幣當(dāng)局持有的儲備黃金與外匯儲備由1952年的16.54億美元（以1996年不變美元價計(jì)）增長到2003年3610.35億美元，五十年的時間內(nèi)，增長了二百多倍。我國國際儲備

7、量的增長明顯分為兩個階段；1952年至1982年一階段，1982年至2003年期間為一階段。中國在1952年至1982年為計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時期，這一階段我國國際儲備數(shù)量有以下的特點(diǎn)：國際儲備量數(shù)量不多，除了1982年，其他都在80億美元以下，國際儲備數(shù)量呈緩慢上升趨勢，由1952年16.54億美元增長到1982年的112億美元，在三十年的時間內(nèi)增長了不到十倍；國際儲備進(jìn)入七十年代波動性不斷增大。1982年至2003年這一階段為自改革開放階段，對外經(jīng)濟(jì)交往日益擴(kuò)大，對外經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的加強(qiáng)，使得作為一國貨幣當(dāng)局持有的，用以調(diào)節(jié)國際收支不平衡的國際儲備（包括國家持有的外匯儲備，貨幣性黃金儲備，在IMF的普通提款

8、權(quán)與特別提款權(quán)）總額也不斷增長，國際儲備由1981年的24.58億美元增長到2003年4085.52億美元，二十二年的時間里，增長了166倍，1982年至2003年我國的國際儲備量具有以下的特點(diǎn)：該期間儲備量比1952年至1982年明顯呈上升趨勢；該階段的儲備數(shù)量除了1985，1986，1987，1988年份不足100億美元，其他年份都在100億美元以上，特別是進(jìn)入九十年代，儲備量更是連續(xù)增長；在該階段，儲備量的波動性很大。造成國際儲備數(shù)量在時間階段上明顯地分為兩個階段，主要與我國在兩個不同階段實(shí)行不同的經(jīng)濟(jì)政策有關(guān)，1952年至1982年是實(shí)行的相對封閉的中央計(jì)劃經(jīng)濟(jì)政策，而1982年至20

9、03年實(shí)行的是對外開放與對內(nèi)市場化改革的政策。GDP指標(biāo)反映國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的總規(guī)模。GDP在1952年至1982年與1982年至2003年兩個階段不同的經(jīng)濟(jì)體制下都明顯地呈現(xiàn)了增長的趨勢。在1952年至1982年期間，經(jīng)濟(jì)也獲得增長，GDP由1952年的1067.33億美元（以1996年不變美元價計(jì)的）增長到了1982年的4316.74億美，在三十年里增長了三倍，這也說明，高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特定階段，同樣可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的高速增長。在1982年至2003年這階段，由于上世紀(jì)七十年代末改革開放政策實(shí)行以來，伴隨著一系列對內(nèi)改革措施的展開，與不斷地對外開放，我國經(jīng)濟(jì)保持了高速增長，GDP由1

10、982年4219億美元增長到了2003年的12623億美元，國內(nèi)生產(chǎn)總值在1982年至2003年平均增長率達(dá)到了10%(以不變價格計(jì))。進(jìn)口總額指標(biāo)為反映了一國對外經(jīng)濟(jì)交往總規(guī)模的指標(biāo)。1952年至1982年這階段，進(jìn)口總額數(shù)量呈現(xiàn)出快速增長的態(tài)勢，以1996年不變美元價計(jì)的進(jìn)口額由1952年的58.98億美元增長到1982年291億美元，但總數(shù)量不是很大，進(jìn)口額最大的年份，為1981年的353億美元；在1982年至2003年期間，隨著國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的高速增長以及對外經(jīng)濟(jì)總規(guī)模不斷的擴(kuò)大，以1996年不變美元價計(jì)的進(jìn)口總額（FOB價）由1982年168.76億美元增長到2814.84億美元，進(jìn)口量不

11、但明顯快速增長，而且總的規(guī)模也很大，說明改革開放后，我國對外的經(jīng)濟(jì)交往的總規(guī)模變大。對外開放程度系數(shù)指標(biāo)反映了一國的對外開放程度。從1952年至2003年中國的對外開放程度是不斷擴(kuò)大的，對外開放程度由1952年的5.5%擴(kuò)大到2003年的29%。而對外開放程度在1952年至1982年期間與1982年至2003年兩階段有著不同的特點(diǎn)。1952年至1982年的對外開放程度系數(shù)具有以下的特點(diǎn)：該期間開放系數(shù)總水平不高，最高僅為8%，這說明，改革開放前我國經(jīng)濟(jì)對外交往程度不深，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)處于相對封閉的環(huán)境中；在該期間內(nèi)，開放系數(shù)隨著時間的推移先變小而后增大。1982年至2003年我國對外開放程度系數(shù)具有

12、以下的特點(diǎn)：該時間序列呈緩慢上升的趨勢，從1982年的7%增加到29%，說明改革開放后，我國的對外開放程度是不斷加深的；在該階段，對外開放程度比1952年至1982年期間要大，反映在對外開放系數(shù)上，便是該階段對外開放系數(shù)絕大多數(shù)都在10%，最高年份接近了30%。在1982年至2003年期間的對外經(jīng)濟(jì)交往中，除了在進(jìn)口方面與1952年至1982年期間存在不同外，在利用外資方面也有所差異。在1952年至1982年期間，我國基本上不存在利用外資的情況；而在1982年至2003年期間，開始了大量利用外資。利用外資的形式為對外借款與利用外商直接投資。1983年我國對外借款10.7億美元（以當(dāng)年價計(jì)），在

13、整個八十年代取得了高速發(fā)展，八十年代末，在借鑒發(fā)展中國家利用外債過程中出現(xiàn)的一系列問題，我國利用外資的主要形式由對外借債的形式轉(zhuǎn)向了積極吸引外國直接投資，而同時由于我國廣闊的市場與經(jīng)濟(jì)增的巨大潛力，外商也加大了我國的直接投資，實(shí)際直接投資總額于1992年首次超過了對外借款總額，并在整個九十年代迅速增長，2003年，更是達(dá)到了535.1億美元。對外借款的所導(dǎo)致的后果便是我國外債余額的增加，隨著我國利用外資規(guī)模的擴(kuò)大，作為利用外資的結(jié)果之一，我國外債余額從1982年的不足84億美元（以當(dāng)年價計(jì)）上升到了2003年將近2000億美元。負(fù)債率（一國外債余額與出口量之比）反映的是一國肩負(fù)的債務(wù)負(fù)擔(dān)的程；

14、 1982年中國負(fù)債率為37%，以后持續(xù)增長到1993年為91%，雖然之后負(fù)債率有所下降，但到2003年我國負(fù)債率仍偏高，達(dá)到44%，依然維持在較高的水平。從以上對我國GDP，進(jìn)口總額，對外開放系數(shù)，外債總額與負(fù)債率五個大體反映我國經(jīng)濟(jì)情況指標(biāo)的分析中，可以看出作為起聯(lián)結(jié)國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)紐帶作用的國際儲備在兩個不同的階段分別有不同的影響因素，特別是在兩階段我國對外經(jīng)濟(jì)交往情況有著截然不同的特征，因此有必要對國際儲備需求的研究分為兩階段。 22目前中國國際儲備需求研究的成果中國貨幣當(dāng)局持有的國際儲備數(shù)量在改革開放以后，特別是九十年代中后期，數(shù)量激增，我國國際儲備總額的快速增長引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注

15、，對國際儲備數(shù)量的研究主要集中在以下兩方面：一方面集中于我國國際儲備總額的適度性問題，即我國應(yīng)持有合理的國際儲備規(guī)模，第二個方面集中于對影響我國國際儲備實(shí)際需求的各種因素進(jìn)行分析。對我國國際儲備總額適度性問題的研究，在經(jīng)濟(jì)學(xué)上來說，是屬于規(guī)范性質(zhì)的研究；我國的國際儲備通常包括貨幣用黃金，在IMF的一般提款權(quán)，在IMF的特別提款權(quán)與外匯儲備，其中貨幣用黃金儲備持有政策為穩(wěn)定數(shù)量的政策自1981年以來保持在1267萬盎司的水平，而在IMF的一般提款權(quán)與特別提款權(quán)的分配不是經(jīng)常性的，且受制于IMF的政策，因此學(xué)者們對國際儲備數(shù)量適度性的研究主要集中在了外匯儲備的數(shù)量上。栗書茵（2000）對適度國際儲

16、備進(jìn)行了定性分析以后，從滿足全年進(jìn)口總額的40%，外匯成交額15%，外債余額的30%，三個定量因素方面共同確定2000年適度外匯儲備總額為8001000億美元，而我國當(dāng)時實(shí)際外匯儲備則基本適宜；鐘偉（1995）年，利用1977年至1994年統(tǒng)計(jì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)與特里芬，阿格沃爾模型，同時考慮中國實(shí)際因素，得出當(dāng)時適度外匯儲備為360億美元，而當(dāng)時我國實(shí)際的外匯儲備基本與這數(shù)量一致；王國林（2001）利用三個相對指標(biāo)即外匯儲備與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比，外匯儲備與全年進(jìn)口總額之比，外匯儲備/（短期外債余額+3個月進(jìn)口額），分別計(jì)算出1994年至1997年三個相對指標(biāo)的平均數(shù)值，再利用1990年至2000年各年度

17、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值，全年進(jìn)口總額，短期外債余額加3個月進(jìn)口額的統(tǒng)計(jì)數(shù)量，計(jì)算出每年度的適度外匯儲備，得出1996年以前我國的外匯儲備不充足，1997年以后，我國的實(shí)際外匯儲備超過了適度外匯儲備的數(shù)量，過于充足；歐陽芳，余其昌（2002）認(rèn)為適度外匯儲備數(shù)量確定要綜合考慮本國經(jīng)濟(jì)各方面的因素，發(fā)展中國家更要從自身實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況出發(fā)，并且認(rèn)為在分析我國外匯儲備適度時，要綜合考慮以下因素：國際收支及匯率的穩(wěn)定和抗沖擊能力，進(jìn)出口規(guī)模與結(jié)構(gòu)，外商直接投資規(guī)模情況，外債規(guī)模，我國宏觀調(diào)控與國際政治經(jīng)濟(jì)的需要，持有儲備的機(jī)會成本，得出的結(jié)論是我國2000年底的1656億美元的外匯儲備是比較適宜的；賀瑛（199

18、6）整理了1990年至1996年的有關(guān)數(shù)據(jù)，并分別運(yùn)用海勒模型與阿格沃爾模型，并考慮我國的特殊因素，建立了我國適度外匯儲備數(shù)額模型，計(jì)算出我國當(dāng)時適度外匯儲備額，而我國實(shí)際外匯儲備總額與計(jì)算出的適度外匯儲備基本一致。從以上我國學(xué)者研究國際儲備（外匯儲備）適度數(shù)量的確定，可以看出，我國學(xué)者利用相對比率法或者模型法，并結(jié)合影響我國國際儲備其他因素，來確定我國適度國際（外匯）儲備數(shù)量，并認(rèn)為我國實(shí)際外匯儲備在1996年以前，顯得不充足，近些年則充足有余。對我國國際儲備數(shù)量進(jìn)行研究的另一個方面集中在對影響我國實(shí)際國際儲備需求的各種因素進(jìn)行定性與定量的分析，從經(jīng)濟(jì)研究性質(zhì)上來說，屬于實(shí)證分析。國內(nèi)學(xué)者的

19、研究成果。孫衛(wèi)星，劉振林（2003）利用1982年至2002年有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，并建立了以國際儲備總額年變動額為因變量，以貨幣供應(yīng)量年變動額，外債余額年變動額，資本外逃額，國內(nèi)生產(chǎn)總值，貨物與服務(wù)貿(mào)易順差，外商實(shí)際直接投資凈額，匯率為自變量的計(jì)量模型，結(jié)論是貨幣供應(yīng)量年變動額，與匯率不能很好地解釋我國國際儲備年變動額，應(yīng)予以從計(jì)量模型中剔除，其他自變量都較好地解釋了國際儲備年變動額，并且貨物和服務(wù)貿(mào)易順差，外商實(shí)際直接投資凈額與外債余額年變動額這三個自變量與國際儲備年變動額成正比，國內(nèi)生產(chǎn)總值，資本外逃額成反比。巴勁松（2000）認(rèn)為外匯儲備的數(shù)量是宏觀當(dāng)局立足于達(dá)到內(nèi)外均衡的宏觀調(diào)控政策在實(shí)際經(jīng)

20、濟(jì)運(yùn)行中產(chǎn)生結(jié)果的反映，而金融危機(jī)的頻繁發(fā)生，使得國際儲備數(shù)量大小有了信心指標(biāo)的作用。竇祥勝（2002）認(rèn)為我國外匯儲備需求模型應(yīng)當(dāng)按照“基本儲備+調(diào)節(jié)性儲備+風(fēng)險(xiǎn)性儲備”來確定，具體模型的確定主要考慮以下幾個因素：凈進(jìn)口額，債務(wù)總額，償債率，外商直接投資累計(jì)額，外匯交易金額，國民經(jīng)濟(jì)增長率，儲備的機(jī)會成本，以及超額國際收支逆差出現(xiàn)的概率，并建立了以國際儲備規(guī)模為因變量，以上各因素為自變量的線性方程模型，但沒有確定各自變量的參數(shù)。武劍（1998）從研究確定我國適度外匯儲備的角度出發(fā)，分析認(rèn)為我國外匯儲備需求由四方面構(gòu)成：維持正常的進(jìn)口用匯需求，償還外債本息的用匯需求，外商直接投資企業(yè)匯出利潤的

21、用匯需求，以及國家干預(yù)外匯市場的用匯需求，并且建立線性方程模型，由于是從確定我國適度外匯儲備總額的角度出發(fā)，因此，他沒有利用歷史數(shù)據(jù)來確定方程的參數(shù)，并對方程進(jìn)行檢驗(yàn)。 國外的一些學(xué)者對我國國際儲備需求的研究成果。和Guobo Huang（1994）兩位學(xué)者對我國的國際儲備規(guī)模進(jìn)行了深入系統(tǒng)的研究，他們采集了我國1952年至1988年期間的有關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過建立以國際儲備為因變量，以社會工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，國際收支變動率，進(jìn)口與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率，我國貨幣市場失衡額為自變量線性回歸模型，并運(yùn)用了帶有滯后自變量的誤差修正模型與協(xié)整計(jì)量技術(shù)，得出結(jié)論是，1：五十年代至八十年代，中國作為一個中央計(jì)劃經(jīng)濟(jì)國

22、家，其國際儲備規(guī)模與一般的市場經(jīng)濟(jì)國家沒有太大的差異，在長期都與規(guī)模變量（社會工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值），對外經(jīng)濟(jì)交往變動（國際收支變動率），與外部經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系程度（進(jìn)口與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率）有著穩(wěn)定的關(guān)系；2：國內(nèi)貨幣市場的失衡在短期內(nèi)對國際儲備數(shù)量的變動有著重大的影響（有兩年的時滯），而這一影響，不是通過企業(yè)或私人部門國內(nèi)外的資產(chǎn)替換效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的，而是通過中央政府每年年度計(jì)劃“大體平衡”來實(shí)現(xiàn)的，即通過進(jìn)口貨物總額的變動來實(shí)現(xiàn)的；3：在短期內(nèi)，上一期的國民收入的變動與國際儲備呈負(fù)相關(guān)，而在長期內(nèi)國際儲備與國民收入呈穩(wěn)定的比例關(guān)系；4：政府對前期國際儲備偏離適度的國際儲備反應(yīng)迅速。GUOBO HUANG （

23、1995）采集了1980年第1季度至1990年第4季度的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，針對我國在1992年以前國際儲備統(tǒng)計(jì)口徑不僅包括國家持有的外匯儲備，還包括中國銀行持有的外匯凈頭寸的事實(shí)，確立了不包括貨幣性黃金儲備但包括中國銀行持有的外匯凈頭寸寬口徑的國際儲備因變量，還確立了不包括貨幣性黃金儲備也不包括中國銀行持有的外匯凈頭寸窄口徑外匯儲備因變量，同時分析了影響國際儲備需求因素：規(guī)模變量（以GDP或進(jìn)口總額為代理變量），進(jìn)口傾向，國際收支變動率，國際儲備的機(jī)會成本（以一年期儲蓄存款利率為代理變量），國際儲備所帶來的信心因素（以外債債務(wù)與出口的比率為代理變量），國內(nèi)貨幣市場失衡，建立了以上兩種不同口徑國際儲備為

24、因變量，以影響國際儲備規(guī)模各種因素為自變量的線性回歸模型，并通過協(xié)整計(jì)量方法，得出以下結(jié)論：在長期內(nèi)，外債債務(wù)/進(jìn)口比率與寬口徑國際儲備有顯著的正的相關(guān)性，與窄口徑國際儲備無顯著相關(guān)性；國際收支變動率變量對兩種口徑的國際儲備都沒有顯著影響，作者認(rèn)為這與我國調(diào)節(jié)國際收支有許多替代動用國際儲備的方法，如我國實(shí)行嚴(yán)格對外貿(mào)易政策與不可自由兌換的貨幣體系，可以通過配額，關(guān)稅甚至國內(nèi)收入消費(fèi)政策來應(yīng)對國際收支的不平衡；進(jìn)口總額在兩個回歸模型中都與國際儲備呈負(fù)相關(guān)，作者認(rèn)為這與其使用的是季度數(shù)據(jù)有關(guān)，國際儲備不再間接反映對儲備交易的需求，而是反映貨物，資金流出入相反的方向，與他們前期采用年度數(shù)據(jù)所得出的結(jié)

25、論相反；國際儲備與反映國內(nèi)資源稀缺程度的利率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，國際儲備與進(jìn)口傾向呈負(fù)相關(guān)，作者的解釋為進(jìn)口傾向越高，政府越傾向于運(yùn)用貨幣政策來平衡對外貿(mào)易，而較少動用國際儲備來平衡，窄口徑的國際儲備模型方程中的參數(shù)要大于寬口徑國際模型方程中的參數(shù)。作者通過在前面協(xié)整分析的基礎(chǔ)上，通過建立兩種不同口徑國際儲備的誤差修正方程，得出了以下的結(jié)論：進(jìn)口總額的變化會與當(dāng)期的國際儲備變化呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，貨幣市場的失衡會影響到國際儲備的變化，并且中間有三個時期的時滯，作者認(rèn)為這與我國金融資本項(xiàng)目項(xiàng)下實(shí)行嚴(yán)格外匯管制有關(guān)；寬口徑國際儲備模型中的ECM參數(shù)絕對值比窄口徑大，表明寬口徑國際儲備對上期的失衡調(diào)整速度比窄口

26、徑的迅速，也說明了我國政府對寬口徑的國際儲備更關(guān)注。他還運(yùn)用了CHOW TEST 和FORECAST X TEST來檢驗(yàn)方程的穩(wěn)定性，并且運(yùn)用統(tǒng)計(jì)方法證明了進(jìn)口總額與國際儲備存在著一定的互為因果關(guān)系。從以上學(xué)者特別是國外學(xué)者運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對我國國際儲備需求影響因素的研究，取得了一定的成果，但也存在著不足：孫衛(wèi)星，劉振林對國際儲備的研究所確定的因素缺乏理論基礎(chǔ)，他們確定的國際儲備需求線性模型實(shí)際上是長期需求模型，忽略了貨幣供應(yīng)量變動與匯率變動等因素短期的分析，使得整個分析比較粗糙，模型的建立也有不規(guī)范的地方；HUANG運(yùn)用計(jì)量方法對1980年至1990年的季度數(shù)據(jù)對國際儲備進(jìn)行了細(xì)致地分析，

27、我國進(jìn)入九十年代，市場化程度不斷加深，各種對國際儲備影響的機(jī)制因素，特別是短期內(nèi)對國際儲備影響因素發(fā)生了很大的變化，而HUANG的研究并沒有反映90年至2003年這一時期我國國際儲備需求的變化；本文研究的目的是出于以下考慮：1改革開放到2003年的過程，實(shí)際是我國市場化不斷加深和對外開放程度不斷加大的過程，本文通過研究，想要確定對外開放到2003年期間我國國際儲備需求的長期影響因素是否與1952年至1982年計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時期相同，還是存在著不同。2在對國際儲備需求波動的短期分析中，想確定國內(nèi)經(jīng)濟(jì)波動（特別是國內(nèi)貨幣市場失衡）怎樣在短期內(nèi)影響國外經(jīng)濟(jì)部門，以及國際儲備數(shù)量的變化。1994年我國實(shí)現(xiàn)經(jīng)

28、常項(xiàng)目下的人民幣完全可兌換，使得我國可貿(mào)易實(shí)物資產(chǎn)與外國的存在了一定的替代關(guān)系，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)失衡都可能表現(xiàn)為進(jìn)出口的變化上，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張都可能表現(xiàn)為對外國商品需求的增加，從而對國際儲備數(shù)量產(chǎn)生影響；而我國金融資本項(xiàng)目下，仍然受到管制，國內(nèi)外資產(chǎn)的替代關(guān)系不明顯，在九十年代，個人與企業(yè)也開始許可持有外匯資產(chǎn)，使得從前對外外匯資產(chǎn)都由國家掌控的局面演變?yōu)橛蓢遗c私人共同掌握；因此經(jīng)常項(xiàng)目與金融資本項(xiàng)目下不同的管制方式以及外匯資產(chǎn)由國家與私人共同掌控是影響國際儲備短期數(shù)量變化的重要機(jī)制。3本文也將考察匯率變動是否影響國際儲備數(shù)量波動，人民幣對美元的名義匯價自1994年以來呈現(xiàn)出穩(wěn)定的狀態(tài)，這種穩(wěn)定的狀態(tài)

29、與國際儲備數(shù)量之間存在何種關(guān)系，本文也將研究。4本文將利用協(xié)整、誤差修正模型等多種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法來建立國際儲備需求模型，努力使得模型的建立與相關(guān)分析精致化。正文后面的安排如下：第三部分對現(xiàn)有的各種國際儲備需求理論文獻(xiàn)與有關(guān)經(jīng)濟(jì)計(jì)量研究成果文獻(xiàn)進(jìn)行綜述，為本文建立國際儲備需求模型與分析提供借鑒。第四部分將介紹1952年至1982年國際儲備長期需求模型與短期誤差修正模型，并同時對模型中的變量與參數(shù)進(jìn)行說明。第五部分將1982年至2003年國際儲備長期需求模型與短期誤差修正模型；并同時對模型中的變量與參數(shù)進(jìn)行說明。第六部分為全文總結(jié)與不足。 三 國際儲備需求的文獻(xiàn)綜述3.1 國際儲備需求理論綜述TA

30、RIFFIN（1960）以無資本流出入，固定的匯率制度，固定的價格等符合凱恩思主義條件下，提出了國際儲備需求隨同貿(mào)易的發(fā)展而增加，即國際儲備的需求只取決于進(jìn)口總額，進(jìn)一步提出了衡量國際儲備充分性的標(biāo)準(zhǔn)：一國國際儲備對年進(jìn)口額的比例一般以40%為宜，即一國的國際儲備應(yīng)滿足三個月進(jìn)口總額，該理論將國際儲備需求的影響因素歸結(jié)為單一的進(jìn)口總額，而忽視了其他的因素，顯得過于簡單，片面。JOHNSON（1965）將貨幣分析法運(yùn)用到了對國際儲備需求分析中，他認(rèn)為國際儲備數(shù)量取決于國內(nèi)貨幣供應(yīng)量。如果國內(nèi)貨幣量供給增長率低于國內(nèi)貨幣需求增長，則對該國國際儲備需求將增長，以滿足國內(nèi)貨幣需求，若該國有額外的貨幣供

31、給，則對該國的國際儲備需求將下降。MACHLAP（1966）和HELLER（1968）在批評了TARIFFIN比例法的基礎(chǔ)上，提出了國際儲備需求是由國際貿(mào)易變動率決定的，而不是TARIFFIN所說的貿(mào)易的絕對總量決定的。HELLER（1966）在凱恩斯主義式的固定價格，固定的匯率制度，無資本流動的假設(shè)條件下，對最適度需求國際儲備的采用了成本收益法，他認(rèn)為一國面臨國際收支逆差時所必須做出的調(diào)整政策的代價，構(gòu)成了該國持有國際儲備的收益，并利用邊際進(jìn)口傾向的倒數(shù)1/M來反映持有儲備的邊際收益，持有國際儲備的成本等于用這筆儲備投資于國內(nèi)生產(chǎn)性投資所帶來的社會效益與持有儲備所帶來的利息收益之間的差額，當(dāng)

32、持有國際儲備帶來的邊際收益等于邊際成本時的國際儲備數(shù)量便是一國適度的國際儲備需求；以后一些學(xué)者遵循成本收益法對國際儲備進(jìn)行了一系列的研究，如AGARWAL在HELLER模型的基礎(chǔ)上，充分考慮了發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家在制度和結(jié)構(gòu)上的差別，特別是它們之間在持有國際儲備所帶來的邊際成本的差異，并為發(fā)展中國家建立起測算儲備需求量的模型。KLARK（1970）建立了一個幾何模式，以國際儲備需求為因變量，來說明四個與國際儲備需求水平密切相關(guān)的決定因素：持有國際儲備的機(jī)會成本，國際收支失衡的調(diào)節(jié)速度，經(jīng)濟(jì)開放程度和國際收支波動程度，國民收入水平與變化，貨幣當(dāng)局面臨著收入水平與收入波動一系列組合可供選擇，貨幣當(dāng)

33、局有自己偏好，來確定出目標(biāo)國際儲備量。OLIVERA（1969）認(rèn)為一國對國際儲備的需求類似交易主體持有貨幣是為了滿足交易需求，一國貨幣當(dāng)局持有國際儲備，并不是出于直接交易需求，而更多的是出于預(yù)防性的需求。3.2 實(shí)證文獻(xiàn)綜述除了對國際儲備需求理論上的分析外，許多國外學(xué)者還運(yùn)用統(tǒng)計(jì)計(jì)量的實(shí)證方法來對國際儲備規(guī)模的決定因素：貿(mào)易水平，進(jìn)口傾向，機(jī)會成本，國際收支的波動程度，黃金價格與貨幣供應(yīng)量展開實(shí)證分析，MACHLUP（1966）從理論上概括認(rèn)為國際收支波動率與國際儲備呈正相關(guān)。大多數(shù)學(xué)者例如COUCHENE和YOUSSEF（1967），CLARK（1970），F(xiàn)RENKEL（1974，198

34、3），BAHMANI-OSKOOEE和NIROOMAND（1988），BAHMANI-OSKOOEE（1988）通過實(shí)證都證明了他的結(jié)論。對于影響國際儲備需求的邊際進(jìn)口傾向?qū)W者之間存在著不同的意見。HELLER（1966）從理論上分析認(rèn)為，邊際進(jìn)口傾向與國際儲備需求之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，KELLY（1970）FRENKEL（1974，1983）等許多學(xué)者通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)，國際儲備需求與邊際進(jìn)口傾向存在著正相關(guān)關(guān)系，并以此證明了假說，一國經(jīng)濟(jì)調(diào)整可以遵循貨幣主義提出的觀點(diǎn)；LANDELL-MILL（1989）等一些學(xué)者實(shí)證研究支持了HELLER（1966）提出的即邊際進(jìn)口傾向與國際儲備需求之間存在著

35、負(fù)相關(guān)關(guān)系的觀點(diǎn)，而這些研究支持了一國經(jīng)濟(jì)符合凱恩斯式調(diào)整路徑。對于國際儲備需求與持有國際儲備所帶來邊際成本之間的關(guān)系。HELLER（1966）從理論上認(rèn)為，中央銀行持有的國際儲備需求將隨著政府債券的利息率（持有國際儲備的機(jī)會成本的代理變量）的減少而增加，即國際儲備需求與機(jī)會成本存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，隨后的一些計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)者FRENKEL和JOVANOVIC（1981），EDWARDS（1985），LANDELL-MILLS（1989）分別實(shí)證證明了這種關(guān)系，但他們又同時強(qiáng)調(diào)，他們研究的期間很短，只有五到七年的時間，GRIME（1993）年通過實(shí)證分析認(rèn)為在長期兩變量之間無相關(guān)關(guān)系，國際儲備需求在長

36、期是穩(wěn)定的。進(jìn)入上世紀(jì)八十年代，學(xué)者運(yùn)用動態(tài)調(diào)整模型來對國際儲備進(jìn)行研究，BAHMANI-OSKOOEE（1987）通過對布雷頓森林體系崩潰前后發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家橫截面，以及跨時序的比較研究，發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)國家國際儲備規(guī)模調(diào)整速度比發(fā)展中國家要快，并對兩類國家來說，推行浮動匯率制度以后，國際儲備規(guī)模調(diào)整速度比固定匯率制度下迅速。LIZONDO和MATHIESON（1987）在建立貨幣失衡模型的基礎(chǔ)上，分析了國內(nèi)貨幣市場失衡與國際儲備規(guī)模之間的關(guān)系，強(qiáng)調(diào)了對國際儲備需求采用貨幣分析法的重要性，并發(fā)現(xiàn)，實(shí)行浮動匯率制度以后，國際儲備需求與貨幣失衡調(diào)整的速度都邊迅速了。EDWARDS（1984）對196

37、5至1972年固定匯率制度下，發(fā)展中國家國際儲備進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)貨幣需求不足是發(fā)展中國家央行持有國際儲備遞減的原因。BAHMANI-OSKOOEE（1984，1985，1987）將黃金的價格引入到了國際儲備需求理論當(dāng)中，通過分別對發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家建立模型實(shí)證分析分析發(fā)現(xiàn)，作為外生變量的黃金價格與央行持有的國際儲備需求成負(fù)相關(guān)，從而開始了從國際儲備供給方面對國際儲備需求展開研究；BAHMANI-OSKOOEE和NIROOMAND（1988）將外匯匯率彈性引入國際儲備需求方程當(dāng)中，并通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，不管是發(fā)達(dá)國家，還是發(fā)展中國家，匯率彈性越高，對國際儲備的需求越低。有關(guān)對中國儲備需求的實(shí)證

38、研究不是很多，國內(nèi)的研究大多停留在定性的研究，國外學(xué)者GUOBO HUANG利用1980年第一季度至1990年第四季度的數(shù)據(jù)對我國國際儲備規(guī)模影響因素進(jìn)行了分析（見本文的第二部分）；本文將采用1952年至2003年的宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對影響我國國際儲備需求的長期因素進(jìn)行分析，并對短期因素加以分析，并考慮我國匯率波動對我國國際儲備需求的影響。3.3 國際儲備需求理論模型根據(jù)一般貨幣需求理論，經(jīng)濟(jì)理性人愿意持有貨幣的數(shù)量，是在持有貨幣最小機(jī)會成本下，滿足交易需求，預(yù)防需求和投機(jī)需求的貨幣數(shù)量。類似的道理，貨幣當(dāng)局愿意持有國際儲備的數(shù)量，是在最低的機(jī)會成本下，來彌補(bǔ)國際收支不平衡的數(shù)量。因此，同影響貨幣需

39、求因素一致，影響國際儲備需求的基本因素包括以下：（1） 規(guī)模變量因素影響國際儲備需求的規(guī)模因素為國內(nèi)生產(chǎn)總值，或者是進(jìn)口規(guī)模。而進(jìn)口變量相對于國內(nèi)生產(chǎn)總值來說，是一個更可以直接衡量對外經(jīng)濟(jì)交易的規(guī)?？偭俊Ｅc貨幣需求理論不同的是，持有貨幣的經(jīng)濟(jì)理性人是直接從事經(jīng)濟(jì)交易，而持有國際儲備的貨幣當(dāng)局不直接介入對外經(jīng)濟(jì)交易，因此，規(guī)模變量因素只是可能反映國際儲備量與對外交易量之間的關(guān)系。經(jīng)過學(xué)者實(shí)證分析認(rèn)為，規(guī)模變量因素與國際儲備需求量在長期成正向關(guān)系，即國內(nèi)生產(chǎn)總值，或進(jìn)口總額的增加，會帶來國際儲備需求量的相應(yīng)增加；而在短期內(nèi)，國際儲備持有量與規(guī)模變量可能成負(fù)相關(guān)關(guān)系。（2） 對外開放程度因素對外開放

40、程度可以用邊際進(jìn)口傾向MP（進(jìn)口總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值）來衡量，MP越大，對外開放程度越大，對外經(jīng)濟(jì)交往越緊密。根據(jù)凱恩斯的開放經(jīng)濟(jì)模型，邊際進(jìn)口傾向與國際儲備需求量成反比關(guān)系，因?yàn)?，MP越大，宏觀收入的經(jīng)濟(jì)政策（如貨幣財(cái)政政策）越能對經(jīng)濟(jì)項(xiàng)目產(chǎn)生影響，特別是進(jìn)口總額產(chǎn)生影響，國際儲備需求量將越少，因此，邊際進(jìn)口傾向又可作為衡量為平衡國際收支不平衡所采用國內(nèi)收入政策與動用國際儲備兩種調(diào)節(jié)措施之間替代的程度。但一些貨幣主義學(xué)者認(rèn)為，對外開放程度是用來衡量一國經(jīng)濟(jì)暴露于外部經(jīng)濟(jì)世界的風(fēng)險(xiǎn)的大小，MP越大，所承受的來自外部經(jīng)濟(jì)的風(fēng)險(xiǎn)越大，需要更多的國際儲備，即邊際進(jìn)口傾向與國際儲備需求成正向關(guān)系。（3）

41、國際收支差額的波動程度國際收支差額的波動在每一個國家都是存在的，國際收支差額的波動給一國的對外支付帶來了風(fēng)險(xiǎn)，為了防范國際收支差額波動所帶來的風(fēng)險(xiǎn)，加大了對國際儲備的需求量，但每個國家差額波動的方向與大小卻是不一樣的，國際收支差額波動幅度越大，所需的國際儲備越大，兩者呈正向關(guān)系。（4）持有國際儲備的機(jī)會成本 持有國際儲備的機(jī)會成本可以定義為為持有國際儲備而放棄進(jìn)口資源與資本貨物用于發(fā)展國內(nèi)經(jīng)濟(jì)所帶來的損失；持有的國際儲備越多，所帶來的機(jī)會成本越大，因此，持有國際儲備的機(jī)會成本與國際儲備需求量之間成反向關(guān)系。在實(shí)證分析中，經(jīng)常將國內(nèi)長期利率作為持有國際儲備的機(jī)會成本的代理變量，也有些學(xué)者將進(jìn)口的

42、資本貨物對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率來作為代理變量。影響國際儲備需求的因素除了以上應(yīng)考慮的一般基本因素以外，結(jié)合我國特殊經(jīng)濟(jì)環(huán)境，還有一些其他影響國際儲備需求的因素：（5）持有國際儲備給外國投資者所帶來的信心因素當(dāng)一國對外借入大量外債時，或者吸收有大量直接投資時，那么，作為最后對外償付手段的國際儲備，對維持國外投資者還本付息的信心，發(fā)揮著重要作用；因此，持有一定數(shù)量的國際儲備對維持國外投資者的信心是必要的，為了增強(qiáng)外國投資者的信心，便需要貨幣當(dāng)局持有更多的國際儲備數(shù)量，即國際儲備需求與維持國外投資者信心成正向關(guān)系。（6）匯率波動程度因素貨幣管理當(dāng)局持有國際儲備的動因之一是在必要時，干預(yù)外匯市場，維持

43、本國貨幣匯率的穩(wěn)定，匯率的波動程度越大，貨幣當(dāng)局出于穩(wěn)定匯率的目的出發(fā)，增大對國際儲備的需求。（7）國內(nèi)貨幣市場的影響因素1952年至2003年，中國經(jīng)濟(jì)高速增長，客觀上對貨幣需求不斷增大，中國貨幣管理當(dāng)局也加大了貨幣供應(yīng)量，滿足上述不斷增長的貨幣需求量，以1996年不變美元計(jì)M0的1952年43億美元增長到2003年的2132億美元。貨幣當(dāng)局增大貨幣供應(yīng)量有兩個不同的渠道，第一是增加國內(nèi)信貸總數(shù)，第二便是通過外匯市場購入大量的外匯，拋出本幣，第二種增加貨幣供應(yīng)量的方式更是在中國八十年代后期國際收支一直連年持續(xù)大額順差的情況下成為貨幣管理當(dāng)局增加貨幣供應(yīng)量的主要方法。在中國，貨幣供應(yīng)量越多，對

44、國際儲備需求便越大，兩者之間可能成正向關(guān)系。在國外一些學(xué)者對貨幣市場與國際儲備之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究時，研究證明貨幣流通量在長期對國際儲備需求幾乎無影響；但在短期，貨幣市場失衡會對國際儲備產(chǎn)生影響，貨幣供大于求時，將導(dǎo)致國際儲備持有量的減少，貨幣供給小于需求時，將導(dǎo)致國際儲備持有量的增加。以中國國際儲備需求量作為模型的因變量，以其他影響因素（除貨幣因素）作為模型的自變量，建立我國國際儲備長期需求的回歸方程；rt=b1+b2yt+b3 apt +b4vt+b5 dxt +b6it+b7evt+t （1）rt表示為t時期內(nèi)國際儲備需求量，yt表示規(guī)模變量，apt表示對外開放程度，vt表示國際收支差

45、額波動率，dxt表示維持外國信心因素，it表示持有國際儲備所帶來的機(jī)會成本, evt表示匯率的波動程度，b1為方程的常數(shù)，b2 ，b3 ，b4 ，b5 ，b6 ，b7為方程各變量的參數(shù)，t為方程的隨機(jī)變量。模型（1）為以下建立模型提供了母模型，下面分析的模型都是由這一母模型演化而來。四 1952年至1982年國際儲備長期需求模型與短期波動模型4.1 1952年至1982年國際儲備長期需求模型：代理變量的選擇，數(shù)據(jù)采集與數(shù)據(jù)處理國際儲備。我國國際儲備按統(tǒng)計(jì)口徑包括：我國貨幣當(dāng)局持有的外匯儲備，貨幣用黃金與在貨幣基金組織中持有的一般提款權(quán)和普通提款權(quán)。我國在七十年代中期才成為貨幣基金組織會員國，因

46、此在1952年至1979年期間的絕大部分時間里我國并沒有貨幣基金組織的儲備頭寸，因此在1952年至1982年國際儲備需求分析中，國際儲備數(shù)據(jù)中不包括在貨幣基金組織中的儲備地位。貨幣用黃金在我國1952年至1978年期間的國際儲備中有著重要的作用，本文將按1盎司黃金折合為35美元進(jìn)行折算，并用美國GNP平滑指數(shù)（以1996年為基期）來進(jìn)行平滑，將整理后的數(shù)據(jù)用于模型參數(shù)的確定。對于我國在1952年至1982年期間的外匯儲備來說，包括國家外匯庫與中國銀行外匯結(jié)存兩部分，從嚴(yán)格意義上來講，國家外匯庫存才是真正意義上的國際儲備；為了使前后外匯儲備統(tǒng)計(jì)口徑一致，在本文中，外匯儲備中剔除掉中國銀行外匯結(jié)存

47、部分，只包括國家外匯庫存。相應(yīng)地，外匯儲備也將用美國GNP平滑指數(shù)進(jìn)行平滑，將整理后的數(shù)據(jù)與經(jīng)平滑處理的貨幣用黃金總額加總，作為1952年至1982年我國國際儲備數(shù)量。將加總的國際儲備數(shù)經(jīng)自然對數(shù)處理，得出國際儲備數(shù)的自然對數(shù)值，用于模型參數(shù)估計(jì)。規(guī)模變量。本文將采用我國1952年至1982年期間的進(jìn)口金額與我國GDP總額作為規(guī)模變量的代理變量，進(jìn)入模型，進(jìn)行參數(shù)估計(jì)與模型分析。將我國1952年至1982年期間每年度的進(jìn)口金額用美國GNP平滑指數(shù)平滑，并得出其自然對數(shù)數(shù)值，所得數(shù)值用于確定方程的參數(shù)。將1952年至1982年我國GDP總額通過人民幣兌美元匯價，折算成以美元計(jì)價的形式，再經(jīng)過與對

48、進(jìn)口數(shù)額相同的處理，得出其自然對數(shù)數(shù)值，用于對模型參數(shù)的估計(jì)。機(jī)會成本。在國外學(xué)者對國際儲備需求的實(shí)證分析中，機(jī)會成本常用的代理變量為一年期債券利率。在建立我國1952年至1982年期間國際儲備規(guī)模模型里，出于以下原因，將不考慮機(jī)會成本這一影響因素：我國1952年至1982年社會資金都由中央計(jì)劃分配使用，缺少資本市場，更不用說存在一年期債券市場，銀行存貸利率又不能反映出資金的實(shí)際供需情況，因此機(jī)會成本的代理變量在該期間或者不存在，或不可用；西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家經(jīng)過實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)機(jī)會成本在長期與國際儲備需求之間的關(guān)系不顯著；對該期間的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)采集困難。國際收支差額波動率。某國國際收支差額的波動在一定程度

49、上便是該國貨幣當(dāng)局所持有的國際儲備儲備數(shù)量的波動，因此某年度國際收支差額波動的代理變量為該年度的國際儲備波動率。某年度的國際儲備數(shù)量波動率可用以前五個年度的名義國際儲備數(shù)量的標(biāo)準(zhǔn)差和對應(yīng)五個年度名義國際儲備平均值的比值表示，得出的比值數(shù)值用于模型參數(shù)估計(jì)與模型分析。對外開放程度。對外開放程度的代理變量可用1952年至1982年的名義進(jìn)口總額與名義國內(nèi)生產(chǎn)總值之比來表示，所得比值用于模型參數(shù)估計(jì)。由于1952年年至1982年除了個別年份利用蘇聯(lián)借款外，便很少利用外資，因此，國際儲備作為起維持外國投資者信心的作用便不明顯，該期間國際儲備儲備長期規(guī)模模型將不考慮維持信心因素。在1952年至1982年

50、模型中也將不考慮匯率波動程度，這是因?yàn)?952年至1982年期間，我國人民幣匯率為官方官定匯率，其確定按照人民幣與一籃子西方國家貨幣之間的平價關(guān)系確定，在這期間，很少作變動。4.1. 2 參數(shù)估計(jì)1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性以及協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)將利用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS對時間序列數(shù)據(jù)采用線性回歸分析，首先要求的是各時間數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)，與時間數(shù)據(jù)序列之間存在著協(xié)整關(guān)系。對于時間序列數(shù)據(jù)的分析，必須要建立在序列平穩(wěn)條件之上。因此必須對國際儲備總額，進(jìn)口總額與GDP總額，對外開放程度，國際收支波動變量的代理變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)化處理。一個平穩(wěn)的時間隨機(jī)序列有以下的要求：平均數(shù)值不隨時間的變化而變化；方差不隨時間變化；自相關(guān)系

51、數(shù)只與時間的間隔有關(guān)，而與所處的時間無關(guān)。檢驗(yàn)國際儲備總額序列的平穩(wěn)性并確定其階數(shù)。利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件對LN形式的國際儲備數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性并確定其階數(shù)分析。操作步驟如下：先利用“DATA”菜單中的“DEFINE DATE”將數(shù)據(jù)定義為時間序列，再利用“TRANSFORM”菜單下的“TIME SERIES”界面中選擇一般方差，階數(shù)選擇1，得到一組一般差分?jǐn)?shù)據(jù)序列；對于得到的差分序列，利用“GRAPHS”下的“AUTOCORRELATION”進(jìn)行分析，得自相關(guān)圖，觀察得到的自相關(guān)圖，若自相關(guān)系數(shù)只與時間間隔有關(guān)，而與所處得的時間無關(guān)，則以不變價計(jì)的國際儲備的LN形式序列數(shù)據(jù)為1階；還可以對該差分序

52、列做出時間序列圖，觀察平均數(shù)與方差的是否隨時間變化，若不變化，則以不變價計(jì)的國際儲備的LN形式序列數(shù)據(jù)為1階；若所作的圖形不符合平穩(wěn)時間序列的要求，則再在“TIME SERIES”中選擇二次差分，得到的二次差分序列作相關(guān)圖像判斷。從圖形分析中，可知以不變價計(jì)的國際儲備總額的LN形式序列為一階平穩(wěn)時間序列。檢驗(yàn)確定進(jìn)口總額與GDP時間序列的平穩(wěn)性并確定其階數(shù)。利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件對LN形式的進(jìn)口總額與GDP時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性并確定其階數(shù)分析。操作步驟同上，最后得出LN形式的進(jìn)口總額與GDP時間序列為1階平穩(wěn)時間序列。確定對外開放程度變量進(jìn)口金額與GDP之比數(shù)據(jù)的階數(shù)。利用SPSS軟件對該時間序列

53、進(jìn)行平穩(wěn)性并確定其階數(shù)分析。操作步驟同上，得出進(jìn)口金額與GDP之比時間數(shù)據(jù)序列為1階平穩(wěn)時間序列。確定國際儲備波動率指標(biāo)數(shù)值的階數(shù)。操作同上，得出：國際儲備波動率時間序列為1階平穩(wěn)時間序列。從以上對各序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性分析的基礎(chǔ)上，可得以下的結(jié)論：以上四組時間序列為1階單整的時間序列。由于以上四組時間序列為1階單整的序列，因此可進(jìn)一步驟對四組序列進(jìn)行協(xié)整分析。利用SPSS中的E-G two stage tests對四組時間序列進(jìn)行分析，r與y,a,p,v,im存在協(xié)整關(guān)系,得出：四組時間序列大體接受了協(xié)整階數(shù)為1的假設(shè)，即四組之間存在著一階協(xié)整關(guān)系。因此這四組時間序列對應(yīng)的變量都可納入到國際儲備

54、長期規(guī)模模型中去。以中國國際儲備規(guī)模作為模型的因變量，以其他影響因素（除貨幣因素）作為模型的自變量，建立我國在1952年至1982年國際儲備規(guī)模長期的回歸方程；rt =b1+b2yt+b3 apt +b4vt +t （2）rt表示為t年度內(nèi)國際儲備需求數(shù)量，yt表示t年度內(nèi)規(guī)模變量（GDP與進(jìn)口總額），apt表示t年度內(nèi)內(nèi)對外開放程度，vt表示t年度國際收支差額波動率， b1為方程的常數(shù)，b2 ，b3 ，b4為方程各變量的參數(shù)，t為方程的隨機(jī)變量，rt與yt為自然對數(shù)形式。2.模型參數(shù)估計(jì)。下面，將運(yùn)用協(xié)方差分析來確定線性方程中的參數(shù)。分別做出LN形式的國際儲備金額數(shù)與我國對外開放程度，我國國

55、際儲備總額波動率數(shù)據(jù)的散點(diǎn)圖，從圖可得出：LN形式國際儲備金額與這兩個變量之間有明顯的直線趨勢。再分別做出LN形式的國際儲備總額與LN形式的GDP，LN形式進(jìn)口總量的散點(diǎn)圖。三者也明顯呈線性關(guān)系。運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件確定模型（2）中的參數(shù)，利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件當(dāng)中的分析菜單下的回歸線性子菜單對經(jīng)處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。輸出的結(jié)果如下：先對進(jìn)行apt, rt vt，yt（GDP）分析，將對應(yīng)的數(shù)據(jù)利用SPSS軟件回歸線性分析Model Summary(b)ModelRR SquareAdjusted R SquareStd.Error of the EstimateDurbin-WatsonA.8

56、71(a).759.728.304271.864a Predictors: (Constant), vt，yt ，aptb Dependent Variable: rt 表4-1：模型擬合性與Durbin-Watson檢驗(yàn)表（以上資料來源：根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)，利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件得）。以上是對模型擬合性與DW情況表，AR為0.728，模型A的擬合性較好；DW也接近于2，殘差較獨(dú)立。ANOVA(b)ModelSum of SquaresdfMean SquareFSig.A Regression6.98032.32725.131.000(a)Residual2.22224.093 Total9.202

57、27a Predictors: (Constant), vt，yt ，aptb Dependent Variable: rt表4-2：模型顯著性情況與F檢驗(yàn)表（以上資料來源：根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)，利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件得）。從上表可得：模型的F值為25.131，方程的顯著性也較好。 Coefficients(a)Model Unstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig. BStd. ErrorBeta A(onstant)2.540.9322.726.012Apt-3.3655.688-.084-.592.560Vt2.148.467.9054.596.000Yt.010.247.009.039.970a Dependent Variable: rt表4-3：參數(shù)估計(jì)值與t檢驗(yàn)表（以上資料來源：根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)，利用SPSS