中國國際儲備規(guī)模需求實證研究

1、 中國國際儲備規(guī)模需求實證研究內(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)濟時間數(shù)據(jù)，利用統(tǒng)計軟件SPSS來估計模型各變量的參數(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。從估計得到的模型中可以得出以下結論，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；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（進口額），國際收支差額波動率成正相關，而與對外開放程度成負相關關系，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，是因為我國對金融資本項目交易管制相對放松的結果。關鍵詞：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 有關國際儲備等相關概念首先，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。有關國際儲備的定義，國內(nèi)外學者有著不同的看法。COHEN（1975）認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，對外進行支付和干預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)計口徑。國際儲備的定義是抽象的，具體到統(tǒng)計口徑問題，學者們又有著不同的看法。分歧主要集中在國際儲備是否應無條件流動與是否應包括借入儲備兩個方面。國際儲備在研究文獻中通常被定義為一個總量的概念，BAHMANIOSKOOEE（1988）認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）指出一國不應該

4、將在貨幣基金組織中附有條件的借款權與附有條件的動用資產(chǎn)不應納入一國的國際儲備范圍，因為這些資產(chǎn)不是無條件的。HELLER和KHAN（1978）認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，國際儲備應是總量的概念，應包括借入儲備。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，出于以下的考慮：儲備頭寸與特別提款權的動用是有條件的，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。國際儲備需求。一國貨幣當局持有國際儲備，是因為國際儲備有以下的作用：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，借舉外債的擔保，干預外匯市場。正因為持有國際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：一國的貨幣當局在一定時期與一定條件下，為滿足彌補國際收支逆差，對外進行支付以及干預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)有關原則進行分配而形成的。 在本文中，將詳細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 兩階段有關經(jīng)濟指標比較1952年至2003年我國的國際儲備總量迅速增長，統(tǒng)計口徑包括貨幣當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）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年為計劃經(jīng)濟時期，這一階段我國國際儲備數(shù)量有以下的特點：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)濟交往日益擴大，對外經(jīng)濟聯(lián)系的加強，使得作為一國貨幣當局持有的，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、權與特別提款權）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：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行不同的經(jīng)濟政策有關，1952年至1982年是實行的相對封閉的中央計劃經(jīng)濟政策，而1982年至20

9、03年實行的是對外開放與對內(nèi)市場化改革的政策。GDP指標反映國內(nèi)經(jīng)濟的總規(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)濟也獲得增長，GDP由1952年的1067.33億美元（以1996年不變美元價計的）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，高度集中的計劃經(jīng)濟體制在經(jīng)濟發(fā)展的特定階段，同樣可以促進經(jīng)濟的高速增長。在1982年至2003年這階段，由于上世紀七十年代末改革開放政策實行以來，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年平均增長率達到了10%(以不變價格計)。進口總額指標為反映了一國對外經(jīng)濟交往總規(guī)模的指標。1952年至1982年這階段，進口總額數(shù)量呈現(xiàn)出快速增長的態(tài)勢，以1996年不變美元價計的進口額由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)濟的高速增長以及對外經(jīng)濟總規(guī)模不斷的擴大，以1996年不變美元價計的進口總額（FOB價）由1982年168.76億美元增長到2814.84億美元，進口量不

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)濟交往的總規(guī)模變大。對外開放程度系數(shù)指標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大的，對外開放程度由1952年的5.5%擴大到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。1952年至1982年的對外開放程度系數(shù)具有以下的特點：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)濟對外交往程度不深，國內(nèi)經(jīng)濟處于相對封閉的環(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：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)濟交往中，除了在進口方面與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（以當年價計），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)濟增的巨大潛力，外商也加大了我國的直接投資，實際直接投資總額于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，更是達到了535.1億美元。對外借款的所導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)模的擴大，作為利用外資的結果之一，我國外債余額從1982年的不足84億美元（以當年價計）上升到了2003年將近2000億美元。負債率（一國外債余額與出口量之比）反映的是一國肩負的債務負擔的程；

14、 1982年中國負債率為37%，以后持續(xù)增長到1993年為91%，雖然之后負債率有所下降，但到2003年我國負債率仍偏高，達到44%，依然維持在較高的水平。從以上對我國GDP，進口總額，對外開放系數(shù)，外債總額與負債率五個大體反映我國經(jīng)濟情況指標的分析中，可以看出作為起聯(lián)結國內(nèi)外經(jīng)濟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)外學者的廣泛關注

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際需求的各種因素進行分析。對我國國際儲備總額適度性問題的研究，在經(jīng)濟學上來說，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，在IMF的特別提款權與外匯儲備，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的一般提款權與特別提款權的分配不是經(jīng)常性的，且受制于IMF的政策，因此學者們對國際儲備數(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、備進行了定性分析以后，從滿足全年進口總額的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，而我國當時實際外匯儲備則基本適宜；鐘偉（1995）年，利用1977年至1994年統(tǒng)計經(jīng)濟數(shù)據(jù)與特里芬，阿格沃爾模型，同時考慮中國實際因素，得出當時適度外匯儲備為360億美元，而當時我國實際的外匯儲備基本與這數(shù)量一致；王國林（2001）利用三個相對指標即外匯儲備與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比，外匯儲備與全年進口總額之比，外匯儲備/（短期外債余額+3個月進口額），分別計算出1994年至1997年三個相對指標的平均數(shù)值，再利用1990年至2000年各年度

17、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值，全年進口總額，短期外債余額加3個月進口額的統(tǒng)計數(shù)量，計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）認為適度外匯儲備數(shù)量確定要綜合考慮本國經(jīng)濟各方面的因素，發(fā)展中國家更要從自身實際經(jīng)濟情況出發(fā)，并且認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，進出口規(guī)模與結構，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)濟的需要，持有儲備的機會成本，得出的結論是我國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年的有關數(shù)據(jù)，并分別運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，計算出我國當時適度外匯儲備額，而我國實際外匯儲備總額與計算出的適度外匯儲備基本一致。從以上我國學者研究國際儲備（外匯儲備）適度數(shù)量的確定，可以看出，我國學者利用相對比率法或者模型法，并結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，并認為我國實際外匯儲備在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)量進行研究的另一個方面集中在對影響我國實際國際儲備需求的各種因素進行定性與定量的分析，從經(jīng)濟研究性質(zhì)上來說，屬于實證分析。國內(nèi)學者的

19、研究成果。孫衛(wèi)星，劉振林（2003）利用1982年至2002年有關統(tǒng)計數(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，貨物與服務貿(mào)易順差，外商實際直接投資凈額，匯率為自變量的計量模型，結論是貨幣供應量年變動額，與匯率不能很好地解釋我國國際儲備年變動額，應予以從計量模型中剔除，其他自變量都較好地解釋了國際儲備年變動額，并且貨物和服務貿(mào)易順差，外商實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）認為外匯儲備的數(shù)量是宏觀當局立足于達到內(nèi)外均衡的宏觀調(diào)控政策在實際經(jīng)

20、濟運行中產(chǎn)生結果的反映，而金融危機的頻繁發(fā)生，使得國際儲備數(shù)量大小有了信心指標的作用。竇祥勝（2002）認為我國外匯儲備需求模型應當按照“基本儲備+調(diào)節(jié)性儲備+風險性儲備”來確定，具體模型的確定主要考慮以下幾個因素：凈進口額，債務總額，償債率，外商直接投資累計額，外匯交易金額，國民經(jīng)濟增長率，儲備的機會成本，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)，分析認為我國外匯儲備需求由四方面構成：維持正常的進口用匯需求，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)，并對方程進行檢驗。 國外的一些學者對我國國際儲備需求的研究成果。和Guobo Huang（1994）兩位學者對我國的國際儲備規(guī)模進行了深入系統(tǒng)的研究，他們采集了我國1952年至1988年期間的有關經(jīng)濟數(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，并運用了帶有滯后自變量的誤差修正模型與協(xié)整計量技術，得出結論是，1：五十年代至八十年代，中國作為一個中央計劃經(jīng)濟國

22、家，其國際儲備規(guī)模與一般的市場經(jīng)濟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)濟交往變動（國際收支變動率），與外部經(jīng)濟的聯(lián)系程度（進口與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率）有著穩(wěn)定的關系；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)替換效應實現(xiàn)的，而是通過中央政府每年年度計劃“大體平衡”來實現(xiàn)的，即通過進口貨物總額的變動來實現(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相關，而在長期內(nèi)國際儲備與國民收入呈穩(wěn)定的比例關系；4：政府對前期國際儲備偏離適度的國際儲備反應迅速。GUOBO HUANG （

23、1995）采集了1980年第1季度至1990年第4季度的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，針對我國在1992年以前國際儲備統(tǒng)計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，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或進口總額為代理變量），進口傾向，國際收支變動率，國際儲備的機會成本（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)整計量方法，得出以下結論：在長期內(nèi)，外債債務/進口比率與寬口徑國際儲備有顯著的正的相關性，與窄口徑國際儲備無顯著相關性；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，如我國實行嚴格對外貿(mào)易政策與不可自由兌換的貨幣體系，可以通過配額，關稅甚至國內(nèi)收入消費政策來應對國際收支的不平衡；進口總額在兩個回歸模型中都與國際儲備呈負相關，作者認為這與其使用的是季度數(shù)據(jù)有關，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

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相關關系，國際儲備與進口傾向呈負相關，作者的解釋為進口傾向越高，政府越傾向于運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，得出了以下的結論：進口總額的變化會與當期的國際儲備變化呈負相關關系，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，作者認為這與我國金融資本項目項下實行嚴格外匯管制有關；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注。他還運用了CHOW TEST 和FORECAST X TEST來檢驗方程的穩(wěn)定性，并且運用統(tǒng)計方法證明了進口總額與國際儲備存在著一定的互為因果關系。從以上學者特別是國外學者運用計量經(jīng)濟學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，他們確定的國際儲備需求線性模型實際上是長期需求模型，忽略了貨幣供應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運用計量方法對1980年至1990年的季度數(shù)據(jù)對國際儲備進行了細致地分析，

27、我國進入九十年代，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年計劃經(jīng)濟時期相同，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)濟部門，以及國際儲備數(shù)量的變化。1994年我國實現(xiàn)經(jīng)

28、常項目下的人民幣完全可兌換，使得我國可貿(mào)易實物資產(chǎn)與外國的存在了一定的替代關系，國內(nèi)經(jīng)濟失衡都可能表現(xiàn)為進出口的變化上，國內(nèi)經(jīng)濟擴張都可能表現(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；而我國金融資本項目下，仍然受到管制，國內(nèi)外資產(chǎn)的替代關系不明顯，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)常項目與金融資本項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量經(jīng)濟學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與有關經(jīng)濟計量研究成果文獻進行綜述，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)進行說明。第六部分為全文總結與不足。 三 國際儲備需求的文獻綜述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口總額，進一步提出了衡量國際儲備充分性的標準：一國國際儲備對年進口額的比例一般以40%為宜，即一國的國際儲備應滿足三個月進口總額，該理論將國際儲備需求的影響因素歸結為單一的進口總額，而忽視了其他的因素，顯得過于簡單，片面。JOHNSON（1965）將貨幣分析法運用到了對國際儲備需求分析中，他認為國際儲備數(shù)量取決于國內(nèi)貨幣供應量。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，無資本流動的假設條件下，對最適度需求國際儲備的采用了成本收益法，他認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，構成了該國持有國際儲備的收益，并利用邊際進口傾向的倒數(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

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；以后一些學者遵循成本收益法對國際儲備進行了一系列的研究，如AGARWAL在HELLER模型的基礎上，充分考慮了發(fā)展中國家與發(fā)達國家在制度和結構上的差別，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的決定因素：持有國際儲備的機會成本，國際收支失衡的調(diào)節(jié)速度，經(jīng)濟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

33、局有自己偏好，來確定出目標國際儲備量。OLIVERA（1969）認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，而更多的是出于預防性的需求。3.2 實證文獻綜述除了對國際儲備需求理論上的分析外，許多國外學者還運用統(tǒng)計計量的實證方法來對國際儲備規(guī)模的決定因素：貿(mào)易水平，進口傾向，機會成本，國際收支的波動程度，黃金價格與貨幣供應量展開實證分析，MACHLUP（1966）從理論上概括認為國際收支波動率與國際儲備呈正相關。大多數(shù)學者例如COUCHENE和YOUSSEF（1967），CLARK（1970），F(xiàn)RENKEL（1974，198

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

35、負相關關系的觀點，而這些研究支持了一國經(jīng)濟符合凱恩斯式調(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系。HELLER（1966）從理論上認為，中央銀行持有的國際儲備需求將隨著政府債券的利息率（持有國際儲備的機會成本的代理變量）的減少而增加，即國際儲備需求與機會成本存在著負相關關系，隨后的一些計量經(jīng)濟學者FRENKEL和JOVANOVIC（1981），EDWARDS（1985），LANDELL-MILLS（1989）分別實證證明了這種關系，但他們又同時強調(diào)，他們研究的期間很短，只有五到七年的時間，GRIME（1993）年通過實證分析認為在長期兩變量之間無相關關系，國際儲備需求在長

36、期是穩(wěn)定的。進入上世紀八十年代，學者運用動態(tài)調(diào)整模型來對國際儲備進行研究，BAHMANI-OSKOOEE（1987）通過對布雷頓森林體系崩潰前后發(fā)達國家與發(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)模之間的關系，強調(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中，通過分別對發(fā)達國家與發(fā)展中國家建立模型實證分析分析發(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相關，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中，并通過實證分析發(fā)現(xiàn)，不管是發(fā)達國家，還是發(fā)展中國家，匯率彈性越高，對國際儲備的需求越低。有關對中國儲備需求的實證

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)計數(shù)據(jù)對影響我國國際儲備需求的長期因素進行分析，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)濟理性人愿意持有貨幣的數(shù)量，是在持有貨幣最小機會成本下，滿足交易需求，預防需求和投機需求的貨幣數(shù)量。類似的道理，貨幣當局愿意持有國際儲備的數(shù)量，是在最低的機會成本下，來彌補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，或者是進口規(guī)模。而進口變量相對于國內(nèi)生產(chǎn)總值來說，是一個更可以直接衡量對外經(jīng)濟交易的規(guī)模總量。與貨幣需求理論不同的是，持有貨幣的經(jīng)濟理性人是直接從事經(jīng)濟交易，而持有國際儲備的貨幣當局不直接介入對外經(jīng)濟交易，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系。經(jīng)過學者實證分析認為，規(guī)模變量因素與國際儲備需求量在長期成正向關系，即國內(nèi)生產(chǎn)總值，或進口總額的增加，會帶來國際儲備需求量的相應增加；而在短期內(nèi)，國際儲備持有量與規(guī)模變量可能成負相關關系。（2） 對外開放程度因素對外開放

40、程度可以用邊際進口傾向MP（進口總額/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)濟交往越緊密。根據(jù)凱恩斯的開放經(jīng)濟模型，邊際進口傾向與國際儲備需求量成反比關系，因為，MP越大，宏觀收入的經(jīng)濟政策（如貨幣財政政策）越能對經(jīng)濟項目產(chǎn)生影響，特別是進口總額產(chǎn)生影響，國際儲備需求量將越少，因此，邊際進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。但一些貨幣主義學者認為，對外開放程度是用來衡量一國經(jīng)濟暴露于外部經(jīng)濟世界的風險的大小，MP越大，所承受的來自外部經(jīng)濟的風險越大，需要更多的國際儲備，即邊際進口傾向與國際儲備需求成正向關系。（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險，為了防范國際收支差額波動所帶來的風險，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，兩者呈正向關系。（4）持有國際儲備的機會成本 持有國際儲備的機會成本可以定義為為持有國際儲備而放棄進口資源與資本貨物用于發(fā)展國內(nèi)經(jīng)濟所帶來的損失；持有的國際儲備越多，所帶來的機會成本越大，因此，持有國際儲備的機會成本與國際儲備需求量之間成反向關系。在實證分析中，經(jīng)常將國內(nèi)長期利率作為持有國際儲備的機會成本的代理變量，也有些學者將進口的

42、資本貨物對國內(nèi)經(jīng)濟增長的貢獻率來作為代理變量。影響國際儲備需求的因素除了以上應考慮的一般基本因素以外，結合我國特殊經(jīng)濟環(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，為了增強外國投資者的信心，便需要貨幣當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系。（6）匯率波動程度因素貨幣管理當局持有國際儲備的動因之一是在必要時，干預外匯市場，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)濟高速增長，客觀上對貨幣需求不斷增大，中國貨幣管理當局也加大了貨幣供應量，滿足上述不斷增長的貨幣需求量，以1996年不變美元計M0的1952年43億美元增長到2003年的2132億美元。貨幣當局增大貨幣供應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局增加貨幣供應量的主要方法。在中國，貨幣供應量越多，對

44、國際儲備需求便越大，兩者之間可能成正向關系。在國外一些學者對貨幣市場與國際儲備之間的關系進行實證研究時，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，將導致國際儲備持有量的減少，貨幣供給小于需求時，將導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)計口徑包括：我國貨幣當局持有的外匯儲備，貨幣用黃金與在貨幣基金組織中持有的一般提款權和普通提款權。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美元進行折算，并用美國GNP平滑指數(shù)（以1996年為基期）來進行平滑，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存兩部分，從嚴格意義上來講，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)計口徑一致，在本文中，外匯儲備中剔除掉中國銀行外匯結存

47、部分，只包括國家外匯庫存。相應地，外匯儲備也將用美國GNP平滑指數(shù)進行平滑，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。規(guī)模變量。本文將采用我國1952年至1982年期間的進口金額與我國GDP總額作為規(guī)模變量的代理變量，進入模型，進行參數(shù)估計與模型分析。將我國1952年至1982年期間每年度的進口金額用美國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，折算成以美元計價的形式，再經(jīng)過與對

48、進口數(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。機會成本。在國外學者對國際儲備需求的實證分析中，機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際供需情況，因此機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)濟學家經(jīng)過實證研究，發(fā)現(xiàn)機會成本在長期與國際儲備需求之間的關系不顯著；對該期間的經(jīng)濟數(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)量的標準差和對應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。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，這是因為1952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系確定，在這期間，很少作變動。4.1. 2 參數(shù)估計1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性以及協(xié)整關系的檢驗將利用統(tǒng)計軟件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)進行平穩(wěn)化處理。一個平穩(wěn)的時間隨機序列有以下的要求：平均數(shù)值不隨時間的變化而變化；方差不隨時間變化；自相關系

51、數(shù)只與時間的間隔有關，而與所處的時間無關。檢驗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)計軟件對LN形式的國際儲備數(shù)據(jù)進行平穩(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，得到一組一般差分數(shù)據(jù)序列；對于得到的差分序列，利用“GRAPHS”下的“AUTOCORRELATION”進行分析，得自相關圖，觀察得到的自相關圖，若自相關系數(shù)只與時間間隔有關，而與所處得的時間無關，則以不變價計的國際儲備的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圖像判斷。從圖形分析中，可知以不變價計的國際儲備總額的LN形式序列為一階平穩(wěn)時間序列。檢驗確定進口總額與GDP時間序列的平穩(wěn)性并確定其階數(shù)。利用SPSS統(tǒng)計軟件對LN形式的進口總額與GDP時間序列進行平穩(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、進行平穩(wěn)性并確定其階數(shù)分析。操作步驟同上，得出進口金額與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)性分析的基礎上，可得以下的結論：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，因此可進一步驟對四組序列進行協(xié)整分析。利用SPSS中的E-G two stage tests對四組時間序列進行分析，r與y,a,p,v,im存在協(xié)整關系,得出：四組時間序列大體接受了協(xié)整階數(shù)為1的假設，即四組之間存在著一階協(xié)整關系。因此這四組時間序列對應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為方程的隨機變量，rt與yt為自然對數(shù)形式。2.模型參數(shù)估計。下面，將運用協(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形式進口總量的散點圖。三者也明顯呈線性關系。運用SPSS統(tǒng)計軟件確定模型（2）中的參數(shù)，利用SPSS統(tǒng)計軟件當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)進行分析。輸出的結果如下：先對進行apt, rt vt，yt（GDP）分析，將對應的數(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檢驗表（以上資料來源：根據(jù)相關數(shù)據(jù)，利用SPSS統(tǒng)計軟件得）。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檢驗表（以上資料來源：根據(jù)相關數(shù)據(jù)，利用SPSS統(tǒng)計軟件得）。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)估計值與t檢驗表（以上資料來源：根據(jù)相關數(shù)據(jù)，利用SPSS