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1、我國(guó)外匯儲(chǔ)備及其影響因素的分析 年份外匯儲(chǔ)備Y當(dāng)年進(jìn)口額X進(jìn)出口差額I實(shí)際利用外資W國(guó)際經(jīng)常賬戶差額T國(guó)家外債余額V年平均匯價(jià)A （100美元）國(guó)際資本賬戶差額R ***55．50591．4-66100．59-43．17413．0376．5137．24 1990110．93533．587．4102．89119．97525．5478．3232．25 1991217．12637．981．2115．54132．7605．6532．3380．32 1992194．43805．943．5192．0264．01693．2551．46-2．51

2、 1993211．991039．6-122．2389．2-119．03835．7576．20234．74 1994516．201156．253．9432．1276．58928．1861．87326．44 1995735．971320．8167．0481．3316．181065．9835．10386．75 19961050．491388．3122．2548．04316．431162．8831．42399．67 19971398．901423．7404．2644．08297．171309．6828．98210．15 19981449．591402．4434．7585．57293．2314

3、60．4827．91-63．21 19991546．751657．0292．3526．59211．141518．3827．8351．80 20001655．742250．9241．1593．56205．191457．3827．8419．22 20012121．652435．5225．5496．72174．051701．1827．70347．15 20022865．072952．0304．3550．11354．221713．6827．70322．91 20034032．514128．1255．3561．40458．751936．6827．70527．26 20046099．32561

4、3．8319．8600．00686．602285．96827．681106．60 我國(guó)外匯儲(chǔ)備及其影響因素的分 外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國(guó)家貨幣當(dāng)局持有的、可以隨時(shí)使用的可兌換外國(guó)貨幣的資產(chǎn)。狹義而言，外匯儲(chǔ)備指一個(gè)國(guó)家的外匯積累；廣義而言，外匯儲(chǔ)備是指以外匯計(jì)價(jià)的資產(chǎn)，包括現(xiàn)鈔、黃金、國(guó)外有價(jià)證券等。 1994年我國(guó)外匯管理體制進(jìn)行了重大改革：官方匯率和市場(chǎng)匯率并軌，建立銀行間外匯市場(chǎng)，取消企業(yè)外匯留成制,實(shí)行銀行結(jié)售匯制。外匯儲(chǔ)備隨之大幅度增長(zhǎng)，從年初212億美元激增至516億美元，凈增304億美元，一年內(nèi)增長(zhǎng)143%；1995、1996兩年中，盡管政策變動(dòng)因素減弱，但儲(chǔ)備漲勢(shì)依然強(qiáng)勁，到

5、1996年底，國(guó)家外匯儲(chǔ)備突破1000億美元，成為僅次于日本的外匯儲(chǔ)備第二大國(guó)。1997年盡管爆發(fā)了亞洲金融危機(jī)，但外匯儲(chǔ)備似乎并未受到影響，仍然大幅增長(zhǎng)，全年外匯儲(chǔ)備增量超過(guò)1996年，達(dá)到348億美元。1998年之后，亞洲金融危機(jī)滯后效應(yīng)開(kāi)始凸現(xiàn)，而且由于世界經(jīng)濟(jì)形勢(shì)放緩，國(guó)家外匯儲(chǔ)備增幅明顯減緩，但絕對(duì)量仍在增加，到2001年年末，突破2000億美元大關(guān)，達(dá)到2122億美元。理論上，外匯儲(chǔ)備可以彌補(bǔ)一國(guó)國(guó)際收支逆差，提高對(duì)外支付能力，維護(hù)本國(guó)匯率穩(wěn)定，考慮我國(guó)的實(shí)際情況,，高額的外匯儲(chǔ)備對(duì)于我國(guó)抵御亞洲金融危機(jī)，維護(hù)香港經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定，加入世界貿(mào)易組織等都曾發(fā)揮了重要作用。但與此同時(shí)，過(guò)高的外

6、匯儲(chǔ)備量也會(huì)帶來(lái)嚴(yán)重的負(fù)面影響；儲(chǔ)備規(guī)模過(guò)大，會(huì)造成外匯資源閑置浪費(fèi)和機(jī)會(huì)成本上升，更為重要的是，作為連接國(guó)際收支和貨幣供給的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，超額的外匯儲(chǔ)備會(huì)導(dǎo)致利率、匯率、物價(jià)上漲率和產(chǎn)出量等經(jīng)濟(jì)變量之間產(chǎn)生激烈的沖突，損害貨幣政策獨(dú)立性和有效性，致使國(guó)家宏觀調(diào)控政策歸于無(wú)效。因此，理性的選擇應(yīng)使實(shí)際儲(chǔ)備量和適量?jī)?chǔ)備量相一致，使兩者達(dá)到動(dòng)態(tài)平衡，從而趨利避害，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定地增長(zhǎng)和發(fā)展。 目前，國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)普遍認(rèn)為影響一國(guó)適度外匯儲(chǔ)備規(guī)模的因素有以下幾種：進(jìn)口規(guī)模、貿(mào)易差額、實(shí)際利用外資數(shù)額、國(guó)際收支、國(guó)家每年外債規(guī)模及匯率變動(dòng)情況。而這些因素對(duì)于我國(guó)的外匯儲(chǔ)備規(guī)模的影響程度如何，我們下面將進(jìn)

7、行討論。 一．選取樣本 我們選取***年——2004年為樣本的選取區(qū)間。共選擇八類、共１２８?jìng)€(gè)樣本 它們包括：（1）外匯儲(chǔ)備額；（2）當(dāng)年進(jìn)口規(guī)模；（3）進(jìn)出口貿(mào)易差額；（4）實(shí)際利用外資額；（5）國(guó)際收支經(jīng)常賬戶差額；（6）國(guó)家外債余額；（7）年平均余額（100美元）（8）國(guó)際資本賬戶差額R。 數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編著的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站，中國(guó)人民銀行網(wǎng)站以及商務(wù)總規(guī)劃財(cái)務(wù)司網(wǎng)站。所除數(shù)據(jù)均有較高的可信賴度，其中2004年度實(shí)際利用外資額為估計(jì)數(shù)。 二．計(jì)量分析 1．回歸分析 選用“當(dāng)年進(jìn)口額X”、“國(guó)際經(jīng)常賬戶差額T”、“國(guó)際資本項(xiàng)目

8、差額R”、“進(jìn)出口貿(mào)易差額I”、“實(shí)際利用外資W”、“國(guó)家外債余額V”和“年平均匯價(jià)A”作為解釋變量?！巴鈪R儲(chǔ)備Y”作為應(yīng)變量。通過(guò)對(duì)Y的回歸進(jìn)行多元線性擬合，大概估計(jì)出各解釋變量對(duì)應(yīng)變量的影響程度。 Y=β0 +β1Ｘ+β2Ｉ+β3Ｗ+β4Ｔ＋β５Ｖ＋β６Ａ+β7R 根據(jù)表中所列數(shù)據(jù)，進(jìn)行多元線性擬合得到： 表1 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/03/05Time: 12:53 Sample: *** 2004 Included observations: 16 VariableCoeffic

9、ientStd. Errort-StatisticProb. C-96.42745188.2248-0.5122990.6223 X0.7634760.1056647.2255080.0001 I1.2905770.4383342.9442750.0186 T0.8859530.3556492.4910920.0375 W-0.1221550.406348-0.3006170.7714 V0.6100450.2995592.0364790.0761 A-1.4485630.460459-3.1459100.0137 R0.6546610.2100383.1168660.0143

10、 R-squared0.998180Mean dependent var1516.385 Adjusted R-squared0.996588S.D. dependent var1645.826 S.E. of regression96.13192Akaike info criterion12.27617 Sum squared resid73930.77Schwarz criterion12.66247 Log likelihood-90.20938F-statistic626.9528 Durbin-Watson stat1.842260Prob(F-statistic)0.0

11、00000 　 Ｙ＝-96.42745+0.763476Ｘ+1.290577Ｉ－0.122155Ｗ+0.885953Ｔ+0.610045Ｖ－1.448563Ａ+0.654661R (188.2248)(0.105664)(0.438334)(0.355649)(0.406348)(0.299559） (0.460459)(0.210038) t=(-0.512299)(7.225508)(2.944275)(2.491092)(-0.300617)(2.036479)(-3.145910) (3.116866) r2=0.998180S.E.=96.13912F=626.9528

12、 由Ｆ＝626.9528>Ｆ０．０５（7，8）＝3.50 (顯著性水平α=0.05)，表明模型從整體上來(lái)看是顯著的 2．多重共線性 由于經(jīng)濟(jì)變量之間可能存在高度相關(guān)性，因此我們還需要對(duì)變量之間的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)進(jìn)行計(jì)算。 表2 XITWVAR X10.5146815994260.8434211654750.6008931748650.9055729511670.5368924498730.820156021162 I0.51468159942610.7369712192150.733745864920.7487829402090.7125068534130.198

13、688939312 T0.8434211654750.73697121921510.5996932025120.8318308574140.5609757541030.650956909975 W0.6008931748650.733745864920.59969320251210.8311822551840.9267264908350.434142257553 V0.9055729511670.7487829402090.8318308574140.83118225518410.7789533744510.647507214342 A0.5368924498730.712506853

14、4130.5609757541030.9267264908350.77895337445110.427415908293 R0.8201560211620.1986889393120.6509569099750.4341422575530.6475072143420.4274159082931 從表2中我們可以看出，一些解釋變量之間存在高度的相關(guān)性。同時(shí)從表1中也可以看出， W、V、A變量的參數(shù)t值并不顯著(顯著性為0.05，t0.025(14)=2.145)。表明模型中一些解釋變量確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。對(duì)此我們必須進(jìn)行修正。 （1）運(yùn)用OLS法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸。結(jié)合

15、經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)意義選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。 經(jīng)分析七個(gè)一元回歸模型，外匯儲(chǔ)備Y對(duì)當(dāng)年進(jìn)口額X線性關(guān)系強(qiáng)，擬合程度高，即： 表3 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/02/05Time: 21:16 Sample: *** 2004 Included observations: 16 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-631.9788102.4316-6.1697630.0000 X1.1716920.04503126.01963

16、0.0000 R-squared0.979740Mean dependent var1516.385 Adjusted R-squared0.978293S.D. dependent var1645.826 S.E. of regression242.4845Akaike info criterion13.93622 Sum squared resid823182.1Schwarz criterion14.03279 Log likelihood-109.4898F-statistic677.0209 Durbin-Watson stat1.130142Prob(F-statist

17、ic)0.000000 Y=-631.9788 +1.171692X (102.4316) (0.045031) t=（－6.169765）(26.01963) r2=0.979740 S.E.=242.4845 F=677.0209 (2) 逐步回歸。將其余解釋變量逐一代入上式中。 代入W:Y=-697.9190+1.151973X+0.236068W (156.4964)(0.057750) (0.415434) t= (-4.459648) (19.94762)(0.568246) r2=0.980231 S.E.=248.5699 F=322.3002 W未通過(guò)

18、t值檢驗(yàn)，從模型中刪去。 代入V: Y=-843.4460+1.043349X+0.364493V (182.8661) (0.102814)(0.264674) t=(-4.612369) (10.13809)(1.377140) 　r2=0.982319 S.E.=235.0746 F=361.1358 V未通過(guò)t值檢驗(yàn)，從模型中刪去。 代入A:Y=-737.6959+1.60786X+0.172544A (305.6385) (0.055104)(0.468033) t=(-2.413622) (21.06533)(0.368658) r2=0.979950 S

19、.E.=250.3329 F=317.6853 A未通過(guò)t值檢驗(yàn)，且對(duì)Y的影響并不顯著，從模型中刪去。 代入I:Y=-716.3333+1.099851X+1.215557I (78.33419) (0.038366)(0.334106) t=(-9.144580) (28.66728 )(3.638240) r2=0.989961 S.E.=177.1302 F=641.0062 I對(duì)Y的影響顯著，并通過(guò)t值檢驗(yàn)，引入模型中。 代入T: Y=-645.9399+0.984447X+0.559716I+1.271460T (68.61970)(0.052115) (0.

20、360729)(0.459833) t=(-9.413330)(18.88983) (1.551622)(2.765044) r2=0.993868 S.E=144.0897 F=648.3365 T值提高了模型的擬合程度，但導(dǎo)致I的t值不顯著。說(shuō)明T、I之間有嚴(yán)重的多重共線性。再將T代入只含X的模型中試驗(yàn)。 Y=-597.9176+0.960644X+1.740598T (64.47387) (0.052433)(0.364726) t=(-9.273797) (18.32130)(4.772350) r2=0.992638 S.E.=151.6897 F=876.4106

21、T對(duì)Y的影響顯著，其擬合程度高于I，因此從模型中刪除I。 代入Ｒ：Ｙ=-600.8364+0.969378X+1.731460－0.044784 (68.94821)(0.072956) (0.382488)(0.248684) t=(-8.714315)(13.28712) (4.526840)(-0.180084) r2=0.992658S.E.=157.6708F=540.7979 Ｒ 對(duì)Ｙ的影響不顯著，從模型中刪去。 經(jīng)過(guò)上述逐步回歸分析，表明Ｙ對(duì)Ｘ、Ｔ的回歸模型最優(yōu)。 表４ Dependent Variable: Y Method: Least Squares

22、 Date: 06/02/05Time: 22:35 Sample: *** 2004 Included observations: 16 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-597.917664.47387-9.2737970.0000 X0.9606440.05243318.321300.0000 T1.7405980.3647264.7723500.0004 R-squared0.992638Mean dependent var1516.385 Adjusted R-squared0.991505S.D. dep

23、endent var1645.826 S.E. of regression151.6897Akaike info criterion13.04891 Sum squared resid299127.1Schwarz criterion13.19377 Log likelihood-101.3913F-statistic876.4106 Durbin-Watson stat2.351867Prob(F-statistic)0.000000 圖示為 3．自相關(guān)性。 由表４知ＤＷ＝2.351867，在給定顯著性水平為0.05，查表，n=16,k(解釋變量)=2，得下限臨界值

24、dL=0.982,上限臨界值du=1.539, 因?yàn)閐u4．異方差檢驗(yàn) 為保險(xiǎn)起見(jiàn)，將White 檢驗(yàn)和 ARCH檢驗(yàn)結(jié)合起來(lái)。 （1）White檢驗(yàn) 先在Eviews中打開(kāi)X、T對(duì)Y的回歸方程，然后在view中選擇Residual Tests / White Heteroskedasticity (cross terms)。得： 表5 White Heteroskedasticity Test: F-statistic0.448020Probability0.804597 Obs*R-squared4.839574Probability0.435771 Test Equa

25、tion: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/06/05Time: 16:14 Sample: 1998 2004 Included observations: 7 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C109392.7115356.90.9482980.5169 X-52.01210142.5064-0.3649810.7772 X^20.0033210.0392270.0846740.9462 X*T0.1802500.434735

26、0.4146200.7498 T-35.78583736.6944-0.0485760.9691 T^2-1.2433182.528455-0.4917300.7091 R-squared0.691368Mean dependent var17608.10 Adjusted R-squared-0.851794S.D. dependent var18665.83 S.E. of regression25400.58Akaike info criterion22.89131 Sum squared resid6.45E+08Schwarz criterion22.84494 Log

27、 likelihood-74.11957F-statistic0.448020 Durbin-Watson stat3.191289Prob(F-statistic)0.804597 計(jì)算n*R2=7*0.691368=4 .839576三．模型分析，析.48773,949046/三三三、 從上面的模型中可以得知對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模增長(zhǎng)的決定因素主要是當(dāng)年進(jìn)口額和國(guó)際收支經(jīng)常項(xiàng)目下差額。另外，從表１中也可以看出，進(jìn)出口貿(mào)易差額Ｉ、年平均匯率Ａ、外債余額Ｖ、資本項(xiàng)目差額Ｒ與外匯儲(chǔ)備的相關(guān)系數(shù)分別為1.290577、0.610045、1.448563、0.654661。顯然他們與外匯儲(chǔ)備有很高

28、的相關(guān)性，從而間接影響外匯儲(chǔ)備的適度規(guī)模。 一國(guó)外匯儲(chǔ)備（官方國(guó)際儲(chǔ)備）的變動(dòng)是該國(guó)全部國(guó)際收支運(yùn)行的結(jié)晶。一國(guó)的國(guó)際收支不僅反映了該國(guó)的全部對(duì)外經(jīng)濟(jì)交往，而且有助于我們認(rèn)清該國(guó)的整個(gè)經(jīng)濟(jì)狀況，特別是宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的狀況。 原則上說(shuō)，一國(guó)官方國(guó)際儲(chǔ)備的變動(dòng)應(yīng)當(dāng)足以抵銷經(jīng)常項(xiàng)目下的余額的總和。也就是說(shuō)，官方國(guó)際儲(chǔ)備的增加額應(yīng)當(dāng)?shù)扔诮?jīng)常項(xiàng)目以及資本項(xiàng)目順差之和。這就等于說(shuō)，在考慮到了統(tǒng)計(jì)上的錯(cuò)誤和遺漏因素之后，如果經(jīng)常項(xiàng)目仍然不存在逆差，則資本項(xiàng)目的順差只能表現(xiàn)為官方國(guó)際儲(chǔ)備的增加；如果資本項(xiàng)目之下不出現(xiàn)資金凈外流的逆差，經(jīng)常項(xiàng)目的順差必然體現(xiàn)為官方國(guó)際儲(chǔ)備的增加；如果官方國(guó)際儲(chǔ)備不增加，經(jīng)常項(xiàng)

29、目的順差就只能轉(zhuǎn)化為資金凈外流的資本項(xiàng)目逆差。 根據(jù)國(guó)際收支帳戶的這些平衡原則可以很容易地得出一個(gè)結(jié)論：1993年以來(lái)我國(guó)官方國(guó)際儲(chǔ)備的大幅度增長(zhǎng)，是這些年中我國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目連續(xù)凈贏余、甚至往往經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目雙順差累積起來(lái)的產(chǎn)物。 進(jìn)口規(guī)模的大小，直接影響著占用的外匯資金數(shù)量。一國(guó)占用的外匯資金越多，發(fā)生逆差的可能性及數(shù)額也往往越大，因此需要保持較多的外匯儲(chǔ)備。例如，從１９９４年到１９９７年，中國(guó)出口收入中平均約２０％轉(zhuǎn)化為外匯儲(chǔ)備，在此４年間，出口收中轉(zhuǎn)化為外匯儲(chǔ)備的份額要比出口收入高于其趨勢(shì)線的比例更大，即相對(duì)于出口收的增長(zhǎng)而言，外匯儲(chǔ)備是加速增長(zhǎng)的。 進(jìn)口額僅僅表示資金鐵一種單向流

30、動(dòng)。而進(jìn)出口貿(mào)易差額則反映了資金的雙向運(yùn)動(dòng)及對(duì)儲(chǔ)備的實(shí)際需求。中國(guó)每年都存在貿(mào)易差額，但其大小和方向往往不一致，波動(dòng)幅度越大，對(duì)外匯儲(chǔ)備的需求就越大。 一國(guó)外債規(guī)模越大，短期外債越多，還本付息的壓力就越大，為維持清償力，需要的國(guó)際儲(chǔ)備就越多。自１９９４年外匯管理體制改革以來(lái)，中國(guó)實(shí)行“以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)的，單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度。”這意味著必要時(shí)人民銀行可以入市進(jìn)行適當(dāng)干預(yù)。一般而言，央行在外匯市場(chǎng)上干預(yù)的目的在于養(yǎng)活匯率大幅度波動(dòng)給實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的干擾，而非改變匯率的長(zhǎng)期走勢(shì)。但是目前由于人民銀行對(duì)銀行間外匯市場(chǎng)的過(guò)度干預(yù)，人民幣匯率偏低，造成儲(chǔ)備增長(zhǎng)過(guò)快的勢(shì)頭。 因此，政府在確定適度外匯儲(chǔ)備時(shí)，應(yīng)該結(jié)合目前的經(jīng)濟(jì)狀況，綜合各個(gè)指標(biāo)，分析各種影響因素，而不能簡(jiǎn)單的從單一的指標(biāo)出發(fā)。