外匯儲備增長的原因分析匯總

外匯儲備增長的原因分析匯總_文檔視界我國外匯儲備的現(xiàn)狀及影響因素分析

一、研究背景

外匯儲備是一國儲備資產(chǎn)中的外匯部分，是一國政府保有的以外幣表示的債權(quán)，也是一個(gè)國家貨幣當(dāng)局持有并可以隨時(shí)兌換外國貨幣的資產(chǎn)；與黃金儲備、特別提款權(quán)以及一國在國際貨幣基金組織中可以隨時(shí)動用的款項(xiàng)一起構(gòu)成該國的儲備資產(chǎn)。狹義而言，外匯儲備是一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要組成部分，是一國用于平衡國際收支，穩(wěn)定匯率，償還對外債務(wù)的外匯積累。廣義而言，外匯儲備是指以外匯計(jì)價(jià)的資產(chǎn)，包括現(xiàn)鈔、國外銀行存款、國外有價(jià)證券等。

截至2011年底我國的外匯儲備規(guī)模達(dá)到了3.18萬億美元，與去年同期相比增量為3338.1億美元，增速為11.72%。數(shù)據(jù)表明，近年來在基數(shù)較大的基礎(chǔ)上，我國的外匯儲備依然保持了高速的增長。自2008年金融危機(jī)之后，我國外匯儲備的年均增長量高達(dá)4132億美元。1982年至2011年短短的30年間，我國的外匯儲備由最初的69.86億美元占當(dāng)時(shí)國內(nèi)生產(chǎn)總值的2.5%，發(fā)展到至今的31811.48億美元、占國內(nèi)生產(chǎn)總值的43.45%，增長了近455倍。

由此可見改革開放之后我國經(jīng)濟(jì)取得了飛速的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)實(shí)力顯著增強(qiáng)。但是外匯儲備并不是越多越好，近年來我國規(guī)模如此巨大的外匯儲備也對我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了一些負(fù)面的影響。因此，結(jié)合我國的具體國情找出我國外匯儲備的影響因素，對于研究我國外匯儲備的適度規(guī)模，以及外匯儲備的管理都具有十分重大的意義。

二、研究現(xiàn)狀

在20世紀(jì)70年代布雷頓森林體系崩潰，各國貨幣紛紛與美元掛鉤實(shí)行浮動匯率制，使得外匯市場上匯率頻繁波動的背景下，研究一國外匯儲備適度規(guī)模及其影響因素的理論不斷涌現(xiàn)。其中比較具有代表性的有以下幾種：

①以經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿格沃爾為代表的機(jī)會成本說，該理論認(rèn)為一國的外匯儲備需求由其持有儲備的邊際成本和邊際收益來決定，適度儲備需求應(yīng)是其持有儲備的邊際成本和邊際收益達(dá)到的均衡時(shí)的儲備要求。該模型中考慮的指標(biāo)為一國收支逆差最高額、一國收支逆差概率、資產(chǎn)產(chǎn)出比、追加資本中的進(jìn)口含量以及進(jìn)口的生產(chǎn)性物品占總產(chǎn)出的比率。該模型考慮了發(fā)展中國家的特點(diǎn)，在理論上比較完備，但是模型中有許多變量難以精確的表示。

②以H·約翰遜等為代表的貨幣主義學(xué)派從國際收支的角度研究一國外匯儲備的適度規(guī)模問題。該學(xué)派認(rèn)為外匯儲備的需求主要取決于一國國內(nèi)貨幣供應(yīng)量的增減。理論中所依據(jù)的變量為貨幣供應(yīng)量。這種分析方法在解釋長期外匯儲備行為方面有所幫助，但是卻無法從中得出一國外匯儲備的水平。

③以美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅伯特·特里芬為代表的學(xué)派認(rèn)為一國的外匯儲備量要與該國的貿(mào)易進(jìn)出口額保持適當(dāng)?shù)谋壤Ｔ摾碚撾m然為外匯儲備的控制提供了一個(gè)參考指標(biāo)，但是卻忽略了對其他可能影響外匯儲備的因素的分析。

④以R·J·卡包爾和C·D·范為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家采用定性分析法。該理論指出一國外匯儲備需求量受一國儲備資產(chǎn)質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)政策的態(tài)度、國際收支調(diào)節(jié)機(jī)制的效力、政府采取調(diào)節(jié)措施的謹(jǐn)慎態(tài)度、該國所依賴的國際清償力的來源及穩(wěn)定的程度、國際收支的動向以及一國的經(jīng)濟(jì)狀況等6個(gè)方面因素的影響。

⑤外債規(guī)模與儲備存量比例關(guān)系說，該理論認(rèn)為一國外債規(guī)模與外匯儲備量之間應(yīng)保持一定的正比例關(guān)系，即一國應(yīng)把外匯儲備規(guī)模維持在其外債總額的30％左右。

但是以上這些關(guān)于外匯儲備適度規(guī)模及其影響因素的理論大都是基于發(fā)達(dá)國家的現(xiàn)實(shí)情況，對于我國來講其適用性自然會受到一定的限制。因此，基于我國的特殊國情，找出影響我國外匯儲備的各個(gè)因素，對于我國外匯儲備適度規(guī)模的研究，以及外匯儲備的管理都具有十分重要的意義。

本文在這些關(guān)于外匯儲備適度規(guī)模理論及其應(yīng)用的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國的經(jīng)濟(jì)實(shí)際以及國際環(huán)境的影響，選取合適的變量。采用代表經(jīng)濟(jì)總量的國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商在華直接投資、進(jìn)口總額、出口總額、外債余額、美元兌人民幣匯率、廣義貨幣供應(yīng)量M2以及代表2008年金融危機(jī)對我國經(jīng)濟(jì)影響的虛擬變量D1等八個(gè)變量，在對各個(gè)指標(biāo)1985年--2011年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，找出影響我國外匯儲備的因素，并分析各個(gè)因素對外匯儲備的具體影響。并嘗試在此基礎(chǔ)上對我國的外匯儲備適度規(guī)模的管理提出建議。

三、我國外匯儲備的現(xiàn)狀

1.我國外匯儲備的發(fā)展變動

改革開放之后隨著我國經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，我國的外匯儲備規(guī)模也隨之迅速增長。表一反映了我國1985年至2011年我國外匯儲備及其增長量、增長速度的變化情況。由表中數(shù)據(jù)可以看出，我國的外匯儲備規(guī)模發(fā)生了巨大的變化。由1985年的26.44億美元發(fā)展到至今的31811.48億美元，增長了近1200倍。但是由圖一可以看出這一變化并非突變式的，而是經(jīng)歷了一個(gè)從緩慢增長到快速增長的過程。

1990年我國的外匯儲備首次突破了100億美元，1996年首次突破了1000億美元。在1994年外匯體制改革到1997年東亞金融危機(jī)爆發(fā)期間，我國外匯儲備實(shí)現(xiàn)了首次快速增長，每年增加近300億美元，平均增速達(dá)到了65.49%。在1998-2000年間受東亞金融危機(jī)及其滯后影響，我國外匯儲備保持低速增長，年均增長量由危機(jī)之前的296.73億美元減至90億美元，平均增速也由65.49%降至5.7%。受2000年我國加入WTO的影響，從2001年開始，我國外匯儲備又恢復(fù)了高速增長的勢頭，并在當(dāng)年年底首次突破了2000億美元，到2002年年底，我國的外匯儲備總量僅次日本居世界第二。此后一直保持著較高的增速和增幅，年均增量達(dá)到了3216.38億美元。在2006年年底我國外匯儲備總額達(dá)到10663.44億美元，首次突破一萬億大關(guān)。之后受2008年次貸危機(jī)引發(fā)的國際金融危機(jī)的影響，世界各經(jīng)濟(jì)體包括我國的主要貿(mào)易對象在內(nèi)均受到較大的沖擊，我國的出口受到影響，此后我國的外匯儲備增速有所放緩。但是由于依然保持增長的其實(shí)，到2009年已經(jīng)達(dá)到23991.52億美元，高居世界之首。

表一我國外匯儲備數(shù)據(jù)

年份國家外匯儲備

（億美元）

增量

（億美元）

國家外匯儲備的增長速度

（%）

198526.44-55.76-67.8345198620.72-5.72-21.6339198729.238.5141.0714198833.724.4915.3609198955.521.7864.59071990110.9355.4399.87391991217.12106.1995.7271992194.43-22.69-10.45041993211.9917.569.03151994516.2304.21143.50211995735.97219.7742.574619961050.29314.3242.708319971398.9348.6133.1918

19981449.5950.693.6236

19991546.7597.166.7026

20001655.74108.997.0464

20012121.65465.9128.1391

20022864.07742.4234.9926

20034032.511168.4440.7965

20046099.322066.8151.2537

20058188.722089.434.2563

200610663.442474.7230.2211

200715282.494619.0543.3167

200819460.34177.8127.3372

200923991.524531.2223.2844

201028473.384481.8618.681

201131811.483338.111.7236

數(shù)據(jù)來源：中國外匯管理局官網(wǎng)

2.我國外匯儲備的規(guī)?，F(xiàn)狀(外匯儲備規(guī)模的適度性分析)

外匯儲備作為一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)金融實(shí)力的重要標(biāo)志，它是彌補(bǔ)一國國際收支逆差、促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)平衡、穩(wěn)定本幣匯率以及維護(hù)國家和企業(yè)國際信譽(yù)的有力保證。隨著世界經(jīng)濟(jì)一體化的不斷深化和全球資本流動的加速，一國的經(jīng)濟(jì)更容易受到其他國家經(jīng)濟(jì)影響，同時(shí)一旦一國遭遇經(jīng)濟(jì)危機(jī)或是金融危機(jī)，與之經(jīng)濟(jì)聯(lián)系密切的各個(gè)國家將很快被傳染和波及，并迅速傳遞到世界各國。因此，外匯儲備越來越成為一國實(shí)現(xiàn)國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)均衡與穩(wěn)定、防范和化解國際金融風(fēng)險(xiǎn)的重要工具.

但是外匯儲備并非越多越好，如今我國規(guī)模巨大的外匯儲備已經(jīng)對我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了一些負(fù)面影響。因此，保持適度規(guī)模的外匯儲備對于我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展是十分重要的。對于研究外匯儲備的適度規(guī)模的理論，其中可以量化的，應(yīng)用比較廣泛的有“儲備/進(jìn)口比例法”和“外債規(guī)模與儲備量比例法”。前者認(rèn)為，若排除一些短期或隨機(jī)因素的影響，一國的外匯儲備與它的貿(mào)易進(jìn)口額之比應(yīng)保持適度的比例，這個(gè)比例以40%為標(biāo)準(zhǔn)，20%為最低限。而“外債規(guī)模與儲備量比例法”認(rèn)為一國應(yīng)把外匯儲備維持在其外債總額的40%左右。若依據(jù)這兩種方法作為參考那么我國的外匯儲備規(guī)模早已經(jīng)超過了適度規(guī)模，屬于超額儲備。

圖二表二

年份

國家外匯

儲備

（億美元）

外債余額

(億美元)

出口總額

(億美元)

外匯儲備占外

債的比重（%）

外匯儲備占出口

總額的比重（%）

198526.44158.28237.5016.7011.13198620.72214.83309.409.646.70198729.23302.05394.409.687.41198833.72400.03475.208.437.10198955.50412.99525.4013.4410.561990110.93525.45620.9021.1117.871991217.12605.61719.1035.8530.191992194.43693.21849.4028.0522.891993211.99835.73917.4025.3723.111994516.20928.061210.1055.6242.661995735.971065.901487.8069.0549.4719961050.291162.751510.5090.3369.5319971398.901309.601827.90106.8276.5319981449.591460.431837.1099.2678.9119991546.751518.301949.30101.8779.3520001655.741457.302492.00113.6266.4420012121.651701.102661.00124.7279.7320022864.071713.603256.00167.1487.9620034032.511936.344382.28208.2592.0220046099.322629.905933.30231.92102.8020058188.722965.507619.50276.13107.47200610663.443385.909689.80314.94110.05200715282.493892.2012204.60392.64125.22200819460.303901.6014306.90498.78136.02200923991.524286.4712016.10559.70199.66201028473.385489.3815777.54518.70180.47

201131811.486949.9718983.81457.72167.57

數(shù)據(jù)來源：中國國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2012》

中國外匯管理局官方網(wǎng)站

3.外匯儲備的幣種構(gòu)成

由于在我國的國際投資頭寸表中沒有對我國的外匯儲備按照幣種細(xì)分，因此我們無從知道中國外匯儲備的幣種構(gòu)成也無法判定其幣種結(jié)構(gòu)是否合理。但是有學(xué)者借助國內(nèi)外一些公開的數(shù)據(jù)及相關(guān)信息對外匯儲備的資產(chǎn)構(gòu)成進(jìn)行大致的了解。石凱、劉力臻以及聶麗在《中國外匯儲備幣種結(jié)構(gòu)的動態(tài)優(yōu)化》一文中，根據(jù)美國財(cái)政部國際資本系統(tǒng)和IMF官方外匯儲備貨幣構(gòu)成數(shù)據(jù)，間接推斷我國外匯儲備的幣種構(gòu)成。他們綜合TIC和COFER的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)他們得出結(jié)論，在2008年金融危機(jī)之后，我國外匯儲備幣種構(gòu)成可能為美元60%～65%、歐元25%～30%、英鎊5%～7%及日元3%～5%。

根據(jù)這些學(xué)者的研究我們可以確定，目前在我國的外匯儲備的幣種包括美元、歐元、英鎊以及日元。其中，美元依然占有較大的比種。

4.外匯儲備對我國經(jīng)濟(jì)影響的現(xiàn)狀

外匯儲備是一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要組成部分，我國規(guī)模巨大的外匯儲備也從一個(gè)方面說明了改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展的巨大成就。充足的外匯儲備增強(qiáng)了我國平衡國際收支、穩(wěn)定匯率、償還對外債務(wù)的能力。使得我國在面對國際金融環(huán)境變化，應(yīng)對金融危機(jī)方面更加的從容。但是外匯儲備并非多多益善。近年來我國高額的外匯儲備已經(jīng)對我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了一些負(fù)面影響。

有學(xué)者研究指出，我國的外匯儲備主要由四部分組成：一是巨額貿(mào)易順差；二是外國直接投資凈流入的大幅增加；三是外國貸款的持續(xù)增多；四是對人民幣升值預(yù)期導(dǎo)致的“熱錢”流入。因此，從這四個(gè)方面面入手分析外匯儲備對我國現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)的影響。

圖四

①我國巨額的貿(mào)易順差由經(jīng)常項(xiàng)目順差、資本和金融項(xiàng)目順差兩部分構(gòu)成。圖4反映了我國經(jīng)常項(xiàng)目以及資本和金融項(xiàng)目順差的具體情況。由圖中可知，我國經(jīng)常項(xiàng)目順差占我國貿(mào)易順差的大部分，2002年至2011年間貨物和服務(wù)貿(mào)易差額占我國經(jīng)常項(xiàng)目差額的平均比重為80.97%。因此，進(jìn)出口貿(mào)易順差對我國外匯儲備的影響是不容忽視的。通過對我國進(jìn)出口貿(mào)易順差構(gòu)成的分析不難看出，我國的這種情況基本上是“出口換匯”，一定規(guī)模的外匯儲備流入就代表著相應(yīng)規(guī)模的實(shí)物資源的流出，這將不利于我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

圖五

②由圖五可以看出，我國資本項(xiàng)目的順差主要是由于外商來華直接投資形成的。這在一定程度上存在著高額的機(jī)會成本。分析2000年至今我國直接投資項(xiàng)目的數(shù)據(jù)可以看出我國每年引進(jìn)的外商投資額將近1000億美元。為此國家要提供大量的稅收優(yōu)惠，一方面國家財(cái)政收入減少；另一方面，我國所持有的外匯儲備又閑置不用，其潛在的機(jī)會成本不可忽視。

③在現(xiàn)行外匯管理體制下，由于央行負(fù)有無限度對外匯資金回購的責(zé)任，因此隨著外匯儲備的增長，不僅使得外匯占款投放量不斷加大，也進(jìn)一步加大人民幣升值的壓力，這勢必會不斷壓縮央行調(diào)控貨幣政策的空間，在一定程度上會削弱宏觀調(diào)控的效果。

四、我國外匯儲備影響因素實(shí)證分析

在參考國內(nèi)外關(guān)于外匯儲備相關(guān)理論以及對我國外匯儲備現(xiàn)狀分析的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國的經(jīng)濟(jì)實(shí)際以及國際環(huán)境的影響，選取變量并運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型研究我國外匯儲備的影響因素。擬選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商在華直接投資、進(jìn)口總額、出口總額、外債余額、美元兌人民幣匯率、廣義貨幣供應(yīng)量M2以及代表2008年金融危機(jī)對我國經(jīng)濟(jì)影響的虛擬變量D1等八個(gè)變量作為解釋變量，運(yùn)用計(jì)量

經(jīng)濟(jì)學(xué)模型進(jìn)行分析。在對各個(gè)指標(biāo)1985年--2011年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，研究影響我國外匯儲備的因素，并在此基礎(chǔ)上嘗試對我國的外匯儲備適度規(guī)模的管理提出建議。

1.變量的篩選

由于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型有許多經(jīng)典假設(shè)，而現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)往往不能滿足基本經(jīng)典假定，在這樣的情況下易造成虛假的因果關(guān)系造成偽回歸。因此，運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來選擇對我國外匯儲備有實(shí)際影響的因素。

由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)適用于平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。因此先對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行差分，對差分后平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

運(yùn)用ADF檢驗(yàn)對各變量差分后的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，得出GDP、廣義貨幣供應(yīng)量M2、FDI、出口總額、進(jìn)口總額、外債余額以及外匯儲備量均為二階平穩(wěn)，匯率為一階平穩(wěn)。

因此，對D(GDP，2)、D(M2，2)、D(HL，1)、D(FDI，2)、D(EX，2)、D(IM，2)以及D(WZ，2)分別與D(Y，2)進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果匯總?cè)缦卤恚?/p>

NullHypothesis:LagsObsF-StatisticProbability

0.2780.603D(GDP,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)

124

D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(GDP,2)4.9370.037

14.2160.000D(FDI,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)

223

D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(FDI,2)3.9740.037

0.0850.967D(HL,1)doesnotGrangerCauseD(Y,2)

322

D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(HL,1)0.8030.511

5.3860.015D(WZ,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)

223

D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(WZ,2)3.6820.046

3.4480.044D(M2,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)

322

D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(M2,2)11.1220.000

15.7620.000D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(EX,2)

322

D(EX,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)11.1710.000

D(IM,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)4

21

6.363

0.005D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(IM,2)

4.814

0.015

由表中結(jié)果數(shù)據(jù)可以看出，變量FDI、WZ、M2、IM、EX通過了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，可以認(rèn)為是被解釋變量Y的格蘭杰成因，而GDP、HL未通過該項(xiàng)檢驗(yàn)。由表中結(jié)果可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與我國外匯儲備量之間存在單項(xiàng)因果關(guān)系，即外匯儲備是GDP的格蘭杰成因也即外匯儲備的變動會對我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生影響。而從檢驗(yàn)結(jié)果來看，匯率與我國外匯儲備之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，即匯率不是外匯儲備的格蘭杰成因，外匯儲備亦不是HL的格蘭杰成因。

因此，根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果，最終在模型中引入的變量有：外商在華投資額FDI、外債余額WZ、進(jìn)口總額IM、出口總額EX、廣義貨幣供應(yīng)量M2以及代表2008年金融危機(jī)影響的虛擬變量D1。2.模型形式的確定

通過做Y與EX、IM、FDI、WZ、M2的散點(diǎn)圖可以看出Y與各變量之間呈明顯的線性關(guān)系，因此，可以建立線性回歸模型：

ttttttDbMbWZbFDIbEXbIMbbYμ+++++++=162543210

運(yùn)用EVIEWS軟件運(yùn)用最小二乘法，對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)其結(jié)果如下表所示：

由表中數(shù)據(jù)可以初步估計(jì)模型為：

1

754.1664277.02655.2214.10178.17009.02864.602DMWZFDIEXIMYttttt++-++--=由回歸結(jié)果可知，模型的可調(diào)整決定系數(shù)為0.996211較大即模型的擬合效果較好，F(xiàn)檢驗(yàn)值也大于臨界值說明解釋變量與Y之間的線性關(guān)系在總體上成立，但是常數(shù)項(xiàng)C、IM、FDI以及虛擬變量D1均未通過t檢驗(yàn)，即在統(tǒng)計(jì)上來講，其對外匯儲備Y的影響并不顯著，這與前面的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)并不相符。出現(xiàn)這種情況很可能是因?yàn)椴粷M足計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的經(jīng)典假定。因此，下面運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法對模型進(jìn)行檢驗(yàn)與修正，以確定最佳的模型形式。3.模型的檢驗(yàn)與修正1)模型估計(jì)方法的選擇

在建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型時(shí)，由于不滿足基本假定所引起的問題主要有多重共線、異方差、序列相關(guān)等。這些問題通常并非單個(gè)出現(xiàn)，而是一次出現(xiàn)幾個(gè)甚至同時(shí)出現(xiàn)。因此，處理這些問題的先后順序以及處理的方法的選擇，通常會對最終確定的模型形式產(chǎn)生重要影響，如果處理不當(dāng)很有可能導(dǎo)致重要的解釋變量不能通過檢驗(yàn)而被刪掉。因此，確定恰當(dāng)?shù)哪Ｐ凸烙?jì)方法，以及處理多重共線、異方差、自相關(guān)等問題的先后順序，對于正確的估計(jì)模型形式來講是至關(guān)重要的。

模型參數(shù)的估計(jì)方法有矩估計(jì)、普通最小二乘估計(jì)法、加權(quán)最小二乘估計(jì)法以及廣義最小二乘估計(jì)法等。其中，普通最小二乘估計(jì)法由于其步驟簡單且其估計(jì)量具有線性、無偏性、同方差性等多種優(yōu)良性質(zhì)而應(yīng)用最為廣泛。但是，當(dāng)模型不滿足基本假定時(shí)，其估計(jì)量將不再具有上述優(yōu)良性質(zhì)。由于加權(quán)最小二乘法與普通最小二乘法之間存在一定的聯(lián)系。當(dāng)模型中不存在異方差時(shí)加權(quán)最小二乘法與普通最小二乘法等價(jià)，其估計(jì)量也具有上述優(yōu)良性質(zhì)。當(dāng)模型中出現(xiàn)異方差時(shí)運(yùn)用加權(quán)最小二乘法在不影響估計(jì)量優(yōu)良性質(zhì)的同時(shí)處理這一問題。因此，在下面的處理中一律采用加權(quán)最小二乘法對模型進(jìn)行估計(jì)，這樣可以顯著降低由于異方差問題與其他問題共存和單一處理某一問題而錯誤刪除某些重要變量的概率。

在確定模型形式時(shí)，為了避免模型出現(xiàn)多重共線問題而影響變量的選擇，本文中采用逐步回歸分析法逐次引入變量，并剔除影響不顯著的變量，最終得到一個(gè)每一個(gè)變量都顯著且擬合效果較好的理想回歸模型。2)模型的建立

首先，分別作被解釋變量Y與GDP、HL、WZ、CE、FDI以及虛擬變量D1之間的一元回歸，回歸所得的重要指標(biāo)如表n所示。在一元回歸的基礎(chǔ)上，按照2R即模型的擬合效果的好壞，選擇基礎(chǔ)變量進(jìn)行逐步回歸分析。

IM

EXFDIWZM2D1參數(shù)估計(jì)量1.95341.667713.12825.22720.268921839.14t檢驗(yàn)值

24.633722.546316.405318.274239.580211.76930.96040.95310.91500.93040.98430.84710.95880.95130.91160.92760.98370.8410

將各解釋變量按照2R的大小由高到低排列，依次為M2、IM、EX、WZ、FDI、D1，因此以M2為基礎(chǔ)變量依次加入其他變量進(jìn)行回歸分析，具體分析過程見下表：

外匯儲備影響因素分析中剔除非顯著變量的計(jì)算過程如下表所示：

Variable

CoefficientStd.Errort-StatisticProb.AdjustedR-squaredF-statisticstep1

C-1250.0550294.9815-4.23770.00030.9837

1566.5930

M20.26890.006839.58020.0000step2

C

-1343.262065.8439-20.40070.00000.9842

997.5624

M20.20450.02577.95250.0000IM0.42330.16342.59020.0161step3

C

-1170.777052.8835-22.13880.00000.9980

4907.1690

M20.27330.012022.68740.0000IM-2.19380.2047-10.71670.0000EX1.86840.144312.94790.0000step4

C168.081762.12312.70560.01290.9990

7553.7950

M2

0.31460.009034.97070.0000IM-1.33020.2099-6.33610.0000EX1.69260.17709.56180.0000WZ-2.65000.1297-20.43800.0000step5

C167.389365.63162.55040.01860.9997

15691.9100

M2

0.30690.010030.72260.0000IM-1.00340.2091-4.79760.0001EX1.36150.16418.29720.0000WZ-2.96240.1731-17.11850.0000FDI1.59500.39854.00250.0006step6

C108.264076.07721.42310.17010.9991

4368.5630

M20.27660.011723.61790.0000IM

-0.81860.1511-5.41870.0000EX1.27040.13669.30320.0000WZ-2.63030.2249-11.69290.0000FDI1.22870.39733.09300.0057D1

1166.3720

493.8712

2.3617

0.0284

注：(1)Prob．表示收尾概率，其含義是“拒絕零假設(shè)犯錯誤的概率”，是t統(tǒng)計(jì)量的顯著性檢驗(yàn)水平。該值越大該解釋變量對被解釋變量的作用越不顯著；這里以0.05作為檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。

2R2

R

上述步驟是不斷的剔除非顯著性解釋變量的一個(gè)過程。步驟①中，變量M2的收尾概率為0．0003，因此可以判斷M2為對外匯儲備影響顯著的解釋變量。在步驟一的模型中加入解釋變量IM進(jìn)行回歸擬合，模型簡化為②。在②中，IM的收尾概率最大,為0．0161小于0.05，說明各變量對外匯儲備的影響均為顯著。接下來在步驟3中，在模型2的基礎(chǔ)上加入解釋變量EX進(jìn)行回歸，相應(yīng)得到計(jì)算結(jié)果③。從③中可以看到，各變量的收尾概率均接近于0，說明各變量對Y的影響均顯著。而且模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0.998，與步驟二相比擬合效果更好，因此加入解釋變量EX是合理的。在模型3的基礎(chǔ)上加入解釋變量WZ，進(jìn)行回歸分析得到計(jì)算結(jié)果④。在④中，各變量的收尾概率均接近于0，截距項(xiàng)C的收尾概率最大為0.0129但仍小于0.05，而且模型的擬合優(yōu)度進(jìn)一步提高，說明解釋變量WZ的加入是合理的。在模型4的基礎(chǔ)上，加入解釋變量FDI，進(jìn)行回歸，得到結(jié)果⑤，從⑤中可以看到，各解釋變量的收尾概率均明顯小于0.05，說明各變量對Y的影響均為顯著，且與模型4相比模型5的擬合優(yōu)度進(jìn)一步提高，說明將FDI作為解釋變量引入模型是恰當(dāng)?shù)摹Ｔ谀Ｐ?的基礎(chǔ)上將虛擬變量D1(2008年金融危機(jī)的影響）作為解釋變量加入模型進(jìn)行回歸，得到結(jié)果⑥，由⑥中可以看到，各解釋變量的的收尾概率均小于0.05，其中虛擬變量D1的收尾概率最大為0.0284但是仍然小于0.05，說明虛擬變量D1對Y的影響也是顯著的。但是由于虛擬變量D1的加入模型6的擬合優(yōu)度與模型5相比有所下降，因此剔除該虛擬變量。以模型5作為最終的模型。

在模型5中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的樣本值為4368.5630，明顯大于臨界值，這表明該方程的顯著性檢驗(yàn)同樣通過，即被解釋變量與解釋變量之間的線性關(guān)系在總體上是顯著成立的。AdjustedR—Squared的樣本值為0.9997，顯示該模型的擬合優(yōu)度高。且其AIC和Sc的值都比模型①中的對應(yīng)值小，說明改進(jìn)后的模型有更好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。

運(yùn)用拉格朗日乘數(shù)法對模型是否存在自相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示:

由表中數(shù)據(jù)可知，拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)中p值為0.588126大于0.05，因此接受原假設(shè)0H即認(rèn)為模型中不存在自相關(guān)。由模型中各變量的系數(shù)顯示，進(jìn)口總額、外債余額與我國外匯儲備呈反向變動關(guān)系；出口總額、外商在華投資額、廣義貨幣供應(yīng)量與外匯儲備同向變動。這與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)相符合，因此模型擬合結(jié)果也通過了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。

綜上所述，可以認(rèn)為模型5可以作為研究我國外匯儲備影響因素的最為理想的模型。因此最終確定的模型形式為：

23069.09624.2595.13615.10034.13893.167MWZFDIEXIMYttttt+-++-=4.擬合效果和殘差分析

四、模型分析

1.由以上分析可知，影響外匯儲備的因素主要包括廣義貨幣供應(yīng)量M2，進(jìn)口

總額，出口總額，外商在華投資額和外債余額。其中出口總額、外商在華投資額和貨幣供應(yīng)量對外匯儲備的影響是正向的；而進(jìn)口總額和外債余額與外

匯儲備呈反向變動關(guān)系。在其他因素保持不變的情況下，外商在華投資額每增加一個(gè)單位，外匯儲備將平均增加1.595個(gè)單位。同理，出口總額、貨幣供應(yīng)量的單位變動將引起外匯儲備分別相應(yīng)增加1.3615和0.3069個(gè)單位。在其他因素保持不變的情況下，進(jìn)口總額或外債余額每增加一個(gè)單位將引起外匯儲備量相應(yīng)的減少1.0034或2.9624個(gè)單位。

2.對各變量對外匯儲備影響大小進(jìn)行分析可知，外債余額是影響我國外匯儲備

的一個(gè)主要因素，在其他因素保持不變的情況下，外債余額每增加一個(gè)單位將引起外匯儲備量相應(yīng)的減少2.9624個(gè)單位。這可能是由于長期以來比較關(guān)

注外匯儲備的國際清償能力，把彌補(bǔ)國際收支逆差作為外匯儲備功能的重要方面。在這樣的情況下，一國外匯儲備的規(guī)模自然要與外債規(guī)模相適應(yīng)，以應(yīng)付還本付息的壓力。由圖n可知近年來我國外債規(guī)模不斷擴(kuò)大，至2011年底外債余額為6949.97億美元，與2010年相比增加了1460.59億美元，