中國國際儲(chǔ)備規(guī)模需求實(shí)證研究

1、 中國國際儲(chǔ)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(chǔ)備需求量為因變量，各種影響國際儲(chǔ)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(chǔ)備數(shù)量等經(jīng)濟(jì)時(shí)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(chǔ)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(chǔ)備長期需求與國際收支差額波動(dòng)率成正相關(guān)；在短期內(nèi)，某年度貨幣市場的失衡會(huì)影響到國際儲(chǔ)備持有數(shù)量的波動(dòng)，并存在2個(gè)年度的時(shí)滯,若貨幣的供給超過需求，將導(dǎo)致國際儲(chǔ)備需求數(shù)量的減少。2：1982

2、年至2003年期間，國際儲(chǔ)備長期需求與規(guī)模變量（進(jìn)口額），國際收支差額波動(dòng)率成正相關(guān)，而與對(duì)外開放程度成負(fù)相關(guān)關(guān)系，對(duì)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(huì)影響國際儲(chǔ)備需求數(shù)量的波動(dòng)，并存在1個(gè)年度時(shí)滯，時(shí)滯減為一年，是因?yàn)槲覈鴮?duì)金融資本項(xiàng)目交易管制相對(duì)放松的結(jié)果。關(guān)鍵詞：國際儲(chǔ)備需求； 需求影響因素； 長期需求模型； 短期波動(dòng)模型； 一 有關(guān)國際儲(chǔ)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(chǔ)備。有關(guān)國際儲(chǔ)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(chǔ)備是一國中央銀行持有的，能以確定的價(jià)值轉(zhuǎn)換成

3、其他金融支付中介的資產(chǎn)儲(chǔ)備，其持有的目的對(duì)該國的匯價(jià)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(shí)平衡國際收支差額，對(duì)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(chǔ)備的目的出發(fā)定義的。國際儲(chǔ)備的統(tǒng)計(jì)口徑。國際儲(chǔ)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(chǔ)備是否應(yīng)無條件流動(dòng)與是否應(yīng)包括借入儲(chǔ)備兩個(gè)方面。國際儲(chǔ)備在研究文獻(xiàn)中通常被定義為一個(gè)總量的概念，BAHMANIOSKOOEE（1988）認(rèn)為過去對(duì)國際儲(chǔ)備的研究都是建立在國際儲(chǔ)備總量數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)之上的，而總的國際儲(chǔ)備是指無條件的流動(dòng)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(dòng)用資產(chǎn)不應(yīng)納入一國的國際儲(chǔ)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(chǔ)備量，借入的儲(chǔ)備則是對(duì)國際儲(chǔ)備需求的增加的一個(gè)反映，因此，國際儲(chǔ)備應(yīng)是總量的概念，應(yīng)包括借入儲(chǔ)備。而凈國際儲(chǔ)備儲(chǔ)備（即總持有的國際儲(chǔ)備減去從國外借入儲(chǔ)備數(shù)額）可以被認(rèn)為是一國真正儲(chǔ)備持有量。在本文中，國際儲(chǔ)備是指一國現(xiàn)實(shí)的對(duì)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(chǔ)備的概念。在本文中，國際儲(chǔ)備的統(tǒng)計(jì)口徑包括：中央銀行持有的可兌換的外匯儲(chǔ)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(chǔ)

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

6、備，以及在國際貨幣基金組織的儲(chǔ)備地位。外匯儲(chǔ)備是由外匯儲(chǔ)備貨幣國由于貿(mào)易逆差而向國外輸出所形成的；黃金儲(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)備長期需求影響因素以及國際儲(chǔ)備短期波動(dòng)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(chǔ)備總量迅速增長，統(tǒng)計(jì)口徑包括貨幣當(dāng)局持有的儲(chǔ)備黃金與外匯儲(chǔ)備由1952年的16.54億美元（以1996年不變美元價(jià)計(jì)）增長到2003年3610.35億美元，五十年的時(shí)間內(nèi)，增長了二百多倍。我國國際儲(chǔ)備

7、量的增長明顯分為兩個(gè)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(shí)期，這一階段我國國際儲(chǔ)備數(shù)量有以下的特點(diǎn)：國際儲(chǔ)備量數(shù)量不多，除了1982年，其他都在80億美元以下，國際儲(chǔ)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(shí)間內(nèi)增長了不到十倍；國際儲(chǔ)備進(jìn)入七十年代波動(dòng)性不斷增大。1982年至2003年這一階段為自改革開放階段，對(duì)外經(jīng)濟(jì)交往日益擴(kuò)大，對(duì)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(chǔ)備（包括國家持有的外匯儲(chǔ)備，貨幣性黃金儲(chǔ)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(chǔ)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(shí)間里，增長了166倍，1982年至2003年我國的國際儲(chǔ)備量具有以下的特點(diǎn)：該期間儲(chǔ)備量比1952年至1982年明顯呈上升趨勢；該階段的儲(chǔ)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(chǔ)備量更是連續(xù)增長；在該階段，儲(chǔ)備量的波動(dòng)性很大。造成國際儲(chǔ)備數(shù)量在時(shí)間階段上明顯地分為兩個(gè)階段，主要與我國在兩個(gè)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(duì)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(duì)外開放與對(duì)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(gè)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(jià)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(duì)內(nèi)改革措施的展開，與不斷地對(duì)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(jià)格計(jì))。進(jìn)口總額指標(biāo)為反映了一國對(duì)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(jià)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(duì)外經(jīng)濟(jì)總規(guī)模不斷的擴(kuò)大，以1996年不變美元價(jià)計(jì)的進(jìn)口總額（FOB價(jià)）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(duì)外的經(jīng)濟(jì)交往的總規(guī)模變大。對(duì)外開放程度系數(shù)指標(biāo)反映了一國的對(duì)外開放程度。從1952年至2003年中國的對(duì)外開放程度是不斷擴(kuò)大的，對(duì)外開放程度由1952年的5.5%擴(kuò)大到2003年的29%。而對(duì)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(duì)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(duì)外交往程度不深，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)處于相對(duì)封閉的環(huán)境中；在該期間內(nèi)，開放系數(shù)隨著時(shí)間的推移先變小而后增大。1982年至2003年我國對(duì)外開放程度系數(shù)具有

12、以下的特點(diǎn)：該時(shí)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(duì)外開放程度是不斷加深的；在該階段，對(duì)外開放程度比1952年至1982年期間要大，反映在對(duì)外開放系數(shù)上，便是該階段對(duì)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(duì)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(duì)外借款與利用外商直接投資。1983年我國對(duì)外借款10.7億美元（以當(dāng)年價(jià)計(jì)），在

13、整個(gè)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(duì)外借債的形式轉(zhuǎn)向了積極吸引外國直接投資，而同時(shí)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(duì)外借款總額，并在整個(gè)九十年代迅速增長，2003年，更是達(dá)到了535.1億美元。對(duì)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(jià)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(duì)我國GDP，進(jìn)口總額，對(duì)外開放系數(shù)，外債總額與負(fù)債率五個(gè)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(chǔ)備在兩個(gè)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(duì)外經(jīng)濟(jì)交往情況有著截然不同的特征，因此有必要對(duì)國際儲(chǔ)備需求的研究分為兩階段。 22目前中國國際儲(chǔ)備需求研究的成果中國貨幣當(dāng)局持有的國際儲(chǔ)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(chǔ)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(duì)國際儲(chǔ)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(chǔ)備總額的適度性問題，即我國應(yīng)持有合理的國際儲(chǔ)備規(guī)模，第二個(gè)方面集中于對(duì)影響我國國際儲(chǔ)備實(shí)際需求的各種因素進(jìn)行分析。對(duì)我國國際儲(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)備，其中貨幣用黃金儲(chǔ)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(duì)國際儲(chǔ)備數(shù)量適度性的研究主要集中在了外匯儲(chǔ)備的數(shù)量上。栗書茵（2000）對(duì)適度國際儲(chǔ)

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(gè)定量因素方面共同確定2000年適度外匯儲(chǔ)備總額為8001000億美元，而我國當(dāng)時(shí)實(shí)際外匯儲(chǔ)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(shí)考慮中國實(shí)際因素，得出當(dāng)時(shí)適度外匯儲(chǔ)備為360億美元，而當(dāng)時(shí)我國實(shí)際的外匯儲(chǔ)備基本與這數(shù)量一致；王國林（2001）利用三個(gè)相對(duì)指標(biāo)即外匯儲(chǔ)備與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比，外匯儲(chǔ)備與全年進(jìn)口總額之比，外匯儲(chǔ)備/（短期外債余額+3個(gè)月進(jìn)口額），分別計(jì)算出1994年至1997年三個(gè)相對(duì)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(gè)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(chǔ)備，得出1996年以前我國的外匯儲(chǔ)備不充足，1997年以后，我國的實(shí)際外匯儲(chǔ)備超過了適度外匯儲(chǔ)備的數(shù)量，過于充足；歐陽芳，余其昌（2002）認(rèn)為適度外匯儲(chǔ)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(chǔ)備適度時(shí)，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(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本，得出的結(jié)論是我國2000年底的1656億美元的外匯儲(chǔ)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(chǔ)備數(shù)額模型，計(jì)算出我國當(dāng)時(shí)適度外匯儲(chǔ)備額，而我國實(shí)際外匯儲(chǔ)備總額與計(jì)算出的適度外匯儲(chǔ)備基本一致。從以上我國學(xué)者研究國際儲(chǔ)備（外匯儲(chǔ)備）適度數(shù)量的確定，可以看出，我國學(xué)者利用相對(duì)比率法或者模型法，并結(jié)合影響我國國際儲(chǔ)備其他因素，來確定我國適度國際（外匯）儲(chǔ)備數(shù)量，并認(rèn)為我國實(shí)際外匯儲(chǔ)備在1996年以前，顯得不充足，近些年則充足有余。對(duì)我國國際儲(chǔ)備數(shù)量進(jìn)行研究的另一個(gè)方面集中在對(duì)影響我國實(shí)際國際儲(chǔ)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(chǔ)備總額年變動(dòng)額為因變量，以貨幣供應(yīng)量年變動(dòng)額，外債余額年變動(dòng)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(dòng)額，與匯率不能很好地解釋我國國際儲(chǔ)備年變動(dòng)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(chǔ)備年變動(dòng)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(dòng)額這三個(gè)自變量與國際儲(chǔ)備年變動(dòng)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(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)備需求模型應(yīng)當(dāng)按照“基本儲(chǔ)備+調(diào)節(jié)性儲(chǔ)備+風(fēng)險(xiǎn)性儲(chǔ)備”來確定，具體模型的確定主要考慮以下幾個(gè)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(chǔ)備的機(jī)會(huì)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(chǔ)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(chǔ)備的角度出發(fā)，分析認(rèn)為我國外匯儲(chǔ)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(chǔ)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(duì)方程進(jìn)行檢驗(yàn)。 國外的一些學(xué)者對(duì)我國國際儲(chǔ)備需求的研究成果。和Guobo Huang（1994）兩位學(xué)者對(duì)我國的國際儲(chǔ)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(chǔ)備為因變量，以社會(huì)工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，國際收支變動(dòng)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(gè)中央計(jì)劃經(jīng)濟(jì)國

22、家，其國際儲(chǔ)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(huì)工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值），對(duì)外經(jīng)濟(jì)交往變動(dòng)（國際收支變動(dòng)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(duì)國際儲(chǔ)備數(shù)量的變動(dòng)有著重大的影響（有兩年的時(shí)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(dòng)來實(shí)現(xiàn)的；3：在短期內(nèi)，上一期的國民收入的變動(dòng)與國際儲(chǔ)備呈負(fù)相關(guān)，而在長期內(nèi)國際儲(chǔ)備與國民收入呈穩(wěn)定的比例關(guān)系；4：政府對(duì)前期國際儲(chǔ)備偏離適度的國際儲(chǔ)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(duì)我國在1992年以前國際儲(chǔ)備統(tǒng)計(jì)口徑不僅包括國家持有的外匯儲(chǔ)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(chǔ)備但包括中國銀行持有的外匯凈頭寸寬口徑的國際儲(chǔ)備因變量，還確立了不包括貨幣性黃金儲(chǔ)備也不包括中國銀行持有的外匯凈頭寸窄口徑外匯儲(chǔ)備因變量，同時(shí)分析了影響國際儲(chǔ)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(dòng)率，國際儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本（以一年期儲(chǔ)蓄存款利率為代理變量），國際儲(chǔ)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(chǔ)備為

24、因變量，以影響國際儲(chǔ)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(chǔ)備有顯著的正的相關(guān)性，與窄口徑國際儲(chǔ)備無顯著相關(guān)性；國際收支變動(dòng)率變量對(duì)兩種口徑的國際儲(chǔ)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(dòng)用國際儲(chǔ)備的方法，如我國實(shí)行嚴(yán)格對(duì)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(duì)國際收支的不平衡；進(jìn)口總額在兩個(gè)回歸模型中都與國際儲(chǔ)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(chǔ)備不再間接反映對(duì)儲(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)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(duì)外貿(mào)易，而較少動(dòng)用國際儲(chǔ)備來平衡，窄口徑的國際儲(chǔ)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(chǔ)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(huì)與當(dāng)期的國際儲(chǔ)備變化呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，貨幣市場的失衡會(huì)影響到國際儲(chǔ)備的變化，并且中間有三個(gè)時(shí)期的時(shí)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(chǔ)備模型中的ECM參數(shù)絕對(duì)值比窄口徑大，表明寬口徑國際儲(chǔ)備對(duì)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(duì)寬口徑的國際儲(chǔ)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(chǔ)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(duì)我國國際儲(chǔ)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(duì)國際儲(chǔ)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(chǔ)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(dòng)與匯率變動(dòng)等因素短期的分析，使得整個(gè)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(duì)1980年至1990年的季度數(shù)據(jù)對(duì)國際儲(chǔ)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(duì)國際儲(chǔ)備影響的機(jī)制因素，特別是短期內(nèi)對(duì)國際儲(chǔ)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(shí)期我國國際儲(chǔ)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(duì)外開放程度不斷加大的過程，本文通過研究，想要確定對(duì)外開放到2003年期間我國國際儲(chǔ)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(shí)期相同，還是存在著不同。2在對(duì)國際儲(chǔ)備需求波動(dòng)的短期分析中，想確定國內(nèi)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)（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(chǔ)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(duì)外國商品需求的增加，從而對(duì)國際儲(chǔ)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(gè)人與企業(yè)也開始許可持有外匯資產(chǎn)，使得從前對(duì)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(chǔ)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(dòng)是否影響國際儲(chǔ)備數(shù)量波動(dòng)，人民幣對(duì)美元的名義匯價(jià)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(chǔ)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(chǔ)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(duì)現(xiàn)有的各種國際儲(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)備長期需求模型與短期誤差修正模型，并同時(shí)對(duì)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(chǔ)備長期需求模型與短期誤差修正模型；并同時(shí)對(duì)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(chǔ)備需求的文獻(xiàn)綜述3.1 國際儲(chǔ)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(jià)格等符合凱恩思主義條件下，提出了國際儲(chǔ)備需求隨同貿(mào)易的發(fā)展而增加，即國際儲(chǔ)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(chǔ)備充分性的標(biāo)準(zhǔn)：一國國際儲(chǔ)備對(duì)年進(jìn)口額的比例一般以40%為宜，即一國的國際儲(chǔ)備應(yīng)滿足三個(gè)月進(jìn)口總額，該理論將國際儲(chǔ)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(duì)國際儲(chǔ)備需求分析中，他認(rèn)為國際儲(chǔ)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(duì)該國國際儲(chǔ)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(duì)該國的國際儲(chǔ)備需求將下降。MACHLAP（1966）和HELLER（1968）在批評(píng)了TARIFFIN比例法的基礎(chǔ)上，提出了國際儲(chǔ)備需求是由國際貿(mào)易變動(dòng)率決定的，而不是TARIFFIN所說的貿(mào)易的絕對(duì)總量決定的。HELLER（1966）在凱恩斯主義式的固定價(jià)格，固定的匯率制度，無資本流動(dòng)的假設(shè)條件下，對(duì)最適度需求國際儲(chǔ)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(shí)所必須做出的調(diào)整政策的代價(jià)，構(gòu)成了該國持有國際儲(chǔ)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(chǔ)備的邊際收益，持有國際儲(chǔ)備的成本等于用這筆儲(chǔ)備投資于國內(nèi)生產(chǎn)性投資所帶來的社會(huì)效益與持有儲(chǔ)備所帶來的利息收益之間的差額，當(dāng)

32、持有國際儲(chǔ)備帶來的邊際收益等于邊際成本時(shí)的國際儲(chǔ)備數(shù)量便是一國適度的國際儲(chǔ)備需求；以后一些學(xué)者遵循成本收益法對(duì)國際儲(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)備需求量的模型。KLARK（1970）建立了一個(gè)幾何模式，以國際儲(chǔ)備需求為因變量，來說明四個(gè)與國際儲(chǔ)備需求水平密切相關(guān)的決定因素：持有國際儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)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(dòng)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(dòng)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(chǔ)備量。OLIVERA（1969）認(rèn)為一國對(duì)國際儲(chǔ)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(chǔ)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(duì)國際儲(chǔ)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(duì)國際儲(chǔ)備規(guī)模的決定因素：貿(mào)易水平，進(jìn)口傾向，機(jī)會(huì)成本，國際收支的波動(dòng)程度，黃金價(jià)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(dòng)率與國際儲(chǔ)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(duì)于影響國際儲(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)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(duì)于國際儲(chǔ)備需求與持有國際儲(chǔ)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(chǔ)備需求將隨著政府債券的利息率（持有國際儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本的代理變量）的減少而增加，即國際儲(chǔ)備需求與機(jī)會(huì)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(shí)強(qiáng)調(diào)，他們研究的期間很短，只有五到七年的時(shí)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(chǔ)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(dòng)態(tài)調(diào)整模型來對(duì)國際儲(chǔ)備進(jìn)行研究，BAHMANI-OSKOOEE（1987）通過對(duì)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(shí)序的比較研究，發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)國家國際儲(chǔ)備規(guī)模調(diào)整速度比發(fā)展中國家要快，并對(duì)兩類國家來說，推行浮動(dòng)匯率制度以后，國際儲(chǔ)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(chǔ)備規(guī)模之間的關(guān)系，強(qiáng)調(diào)了對(duì)國際儲(chǔ)備需求采用貨幣分析法的重要性，并發(fā)現(xiàn)，實(shí)行浮動(dòng)匯率制度以后，國際儲(chǔ)備需求與貨幣失衡調(diào)整的速度都邊迅速了。EDWARDS（1984）對(duì)196

37、5至1972年固定匯率制度下，發(fā)展中國家國際儲(chǔ)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(chǔ)備遞減的原因。BAHMANI-OSKOOEE（1984，1985，1987）將黃金的價(jià)格引入到了國際儲(chǔ)備需求理論當(dāng)中，通過分別對(duì)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(jià)格與央行持有的國際儲(chǔ)備需求成負(fù)相關(guān)，從而開始了從國際儲(chǔ)備供給方面對(duì)國際儲(chǔ)備需求展開研究；BAHMANI-OSKOOEE和NIROOMAND（1988）將外匯匯率彈性引入國際儲(chǔ)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(duì)國際儲(chǔ)備的需求越低。有關(guān)對(duì)中國儲(chǔ)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(duì)我國國際儲(chǔ)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(duì)影響我國國際儲(chǔ)備需求的長期因素進(jìn)行分析，并對(duì)短期因素加以分析，并考慮我國匯率波動(dòng)對(duì)我國國際儲(chǔ)備需求的影響。3.3 國際儲(chǔ)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(huì)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(chǔ)備的數(shù)量，是在最低的機(jī)會(huì)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(chǔ)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(chǔ)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(duì)于國內(nèi)生產(chǎn)總值來說，是一個(gè)更可以直接衡量對(duì)外經(jīng)濟(jì)交易的規(guī)?？偭?。與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(chǔ)備的貨幣當(dāng)局不直接介入對(duì)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(chǔ)備量與對(duì)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(chǔ)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(huì)帶來國際儲(chǔ)備需求量的相應(yīng)增加；而在短期內(nèi)，國際儲(chǔ)備持有量與規(guī)模變量可能成負(fù)相關(guān)關(guān)系。（2） 對(duì)外開放程度因素對(duì)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(duì)外開放程度越大，對(duì)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(chǔ)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(duì)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(chǔ)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(dòng)用國際儲(chǔ)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(duì)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(chǔ)備，即邊際進(jìn)口傾向與國際儲(chǔ)備需求成正向關(guān)系。（3）

41、國際收支差額的波動(dòng)程度國際收支差額的波動(dòng)在每一個(gè)國家都是存在的，國際收支差額的波動(dòng)給一國的對(duì)外支付帶來了風(fēng)險(xiǎn)，為了防范國際收支差額波動(dòng)所帶來的風(fēng)險(xiǎn)，加大了對(duì)國際儲(chǔ)備的需求量，但每個(gè)國家差額波動(dòng)的方向與大小卻是不一樣的，國際收支差額波動(dòng)幅度越大，所需的國際儲(chǔ)備越大，兩者呈正向關(guān)系。（4）持有國際儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本 持有國際儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本可以定義為為持有國際儲(chǔ)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(chǔ)備越多，所帶來的機(jī)會(huì)成本越大，因此，持有國際儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本與國際儲(chǔ)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(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本的代理變量，也有些學(xué)者將進(jìn)口的

42、資本貨物對(duì)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(chǔ)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(chǔ)備需求的因素：（5）持有國際儲(chǔ)備給外國投資者所帶來的信心因素當(dāng)一國對(duì)外借入大量外債時(shí)，或者吸收有大量直接投資時(shí)，那么，作為最后對(duì)外償付手段的國際儲(chǔ)備，對(duì)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(chǔ)備對(duì)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(chǔ)備數(shù)量，即國際儲(chǔ)備需求與維持國外投資者信心成正向關(guān)系。（6）匯率波動(dòng)程度因素貨幣管理當(dāng)局持有國際儲(chǔ)備的動(dòng)因之一是在必要時(shí)，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(dòng)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(duì)國際儲(chǔ)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(duì)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(gè)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(duì)

44、國際儲(chǔ)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(duì)貨幣市場與國際儲(chǔ)備之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)，研究證明貨幣流通量在長期對(duì)國際儲(chǔ)備需求幾乎無影響；但在短期，貨幣市場失衡會(huì)對(duì)國際儲(chǔ)備產(chǎn)生影響，貨幣供大于求時(shí)，將導(dǎo)致國際儲(chǔ)備持有量的減少，貨幣供給小于需求時(shí)，將導(dǎo)致國際儲(chǔ)備持有量的增加。以中國國際儲(chǔ)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(chǔ)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(shí)期內(nèi)國際儲(chǔ)備需求量，yt表示規(guī)模變量，apt表示對(duì)外開放程度，vt表示國際收支差

45、額波動(dòng)率，dxt表示維持外國信心因素，it表示持有國際儲(chǔ)備所帶來的機(jī)會(huì)成本, evt表示匯率的波動(dòng)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(chǔ)備長期需求模型與短期波動(dòng)模型4.1 1952年至1982年國際儲(chǔ)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(chǔ)備。我國國際儲(chǔ)備按統(tǒng)計(jì)口徑包括：我國貨幣當(dāng)局持有的外匯儲(chǔ)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(huì)員國，因

46、此在1952年至1979年期間的絕大部分時(shí)間里我國并沒有貨幣基金組織的儲(chǔ)備頭寸，因此在1952年至1982年國際儲(chǔ)備需求分析中，國際儲(chǔ)備數(shù)據(jù)中不包括在貨幣基金組織中的儲(chǔ)備地位。貨幣用黃金在我國1952年至1978年期間的國際儲(chǔ)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(duì)于我國在1952年至1982年期間的外匯儲(chǔ)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(chǔ)備；為了使前后外匯儲(chǔ)備統(tǒng)計(jì)口徑一致，在本文中，外匯儲(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)備數(shù)量。將加總的國際儲(chǔ)備數(shù)經(jīng)自然對(duì)數(shù)處理，得出國際儲(chǔ)備數(shù)的自然對(duì)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(duì)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(jià)，折算成以美元計(jì)價(jià)的形式，再經(jīng)過與對(duì)

48、進(jìn)口數(shù)額相同的處理，得出其自然對(duì)數(shù)數(shù)值，用于對(duì)模型參數(shù)的估計(jì)。機(jī)會(huì)成本。在國外學(xué)者對(duì)國際儲(chǔ)備需求的實(shí)證分析中，機(jī)會(huì)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(chǔ)備規(guī)模模型里，出于以下原因，將不考慮機(jī)會(huì)成本這一影響因素：我國1952年至1982年社會(huì)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(huì)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(huì)成本在長期與國際儲(chǔ)備需求之間的關(guān)系不顯著；對(duì)該期間的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)采集困難。國際收支差額波動(dòng)率。某國國際收支差額的波動(dòng)在一定程度

49、上便是該國貨幣當(dāng)局所持有的國際儲(chǔ)備儲(chǔ)備數(shù)量的波動(dòng)，因此某年度國際收支差額波動(dòng)的代理變量為該年度的國際儲(chǔ)備波動(dòng)率。某年度的國際儲(chǔ)備數(shù)量波動(dòng)率可用以前五個(gè)年度的名義國際儲(chǔ)備數(shù)量的標(biāo)準(zhǔn)差和對(duì)應(yīng)五個(gè)年度名義國際儲(chǔ)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(duì)外開放程度。對(duì)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(gè)別年份利用蘇聯(lián)借款外，便很少利用外資，因此，國際儲(chǔ)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(chǔ)備儲(chǔ)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(dòng)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(jià)關(guān)系確定，在這期間，很少作變動(dòng)。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(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)采用線性回歸分析，首先要求的是各時(shí)間數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)，與時(shí)間數(shù)據(jù)序列之間存在著協(xié)整關(guān)系。對(duì)于時(shí)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(duì)國際儲(chǔ)備總額，進(jìn)口總額與GDP總額，對(duì)外開放程度，國際收支波動(dòng)變量的代理變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)化處理。一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間隨機(jī)序列有以下的要求：平均數(shù)值不隨時(shí)間的變化而變化；方差不隨時(shí)間變化；自相關(guān)系

51、數(shù)只與時(shí)間的間隔有關(guān)，而與所處的時(shí)間無關(guān)。檢驗(yàn)國際儲(chǔ)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(duì)LN形式的國際儲(chǔ)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(shí)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(duì)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(shí)間間隔有關(guān)，而與所處得的時(shí)間無關(guān)，則以不變價(jià)計(jì)的國際儲(chǔ)備的LN形式序列數(shù)據(jù)為1階；還可以對(duì)該差分序

52、列做出時(shí)間序列圖，觀察平均數(shù)與方差的是否隨時(shí)間變化，若不變化，則以不變價(jià)計(jì)的國際儲(chǔ)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(shí)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(jià)計(jì)的國際儲(chǔ)備總額的LN形式序列為一階平穩(wěn)時(shí)間序列。檢驗(yàn)確定進(jìn)口總額與GDP時(shí)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(duì)LN形式的進(jìn)口總額與GDP時(shí)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(shí)間序列為1階平穩(wěn)時(shí)間序列。確定對(duì)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(duì)該時(shí)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(shí)間數(shù)據(jù)序列為1階平穩(wěn)時(shí)間序列。確定國際儲(chǔ)備波動(dòng)率指標(biāo)數(shù)值的階數(shù)。操作同上，得出：國際儲(chǔ)備波動(dòng)率時(shí)間序列為1階平穩(wěn)時(shí)間序列。從以上對(duì)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(shí)間序列為1階單整的時(shí)間序列。由于以上四組時(shí)間序列為1階單整的序列，因此可進(jìn)一步驟對(duì)四組序列進(jìn)行協(xié)整分析。利用SPSS中的E-G two stage tests對(duì)四組時(shí)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(shí)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(shí)間序列對(duì)應(yīng)的變量都可納入到國際儲(chǔ)備

54、長期規(guī)模模型中去。以中國國際儲(chǔ)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(chǔ)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(chǔ)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(duì)外開放程度，vt表示t年度國際收支差額波動(dòng)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(duì)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(chǔ)備金額數(shù)與我國對(duì)外開放程度，我國國

55、際儲(chǔ)備總額波動(dòng)率數(shù)據(jù)的散點(diǎn)圖，從圖可得出：LN形式國際儲(chǔ)備金額與這兩個(gè)變量之間有明顯的直線趨勢。再分別做出LN形式的國際儲(chǔ)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(duì)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(duì)進(jìn)行apt, rt vt，yt（GDP）分析，將對(duì)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(duì)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