劉佩璐 張雨晴 何瑩瑩

摘 要： 外匯儲備是指隨時供貨幣當局使用和控制、用于平衡國際收支及其他的對外資產(chǎn)，對一個國家的經(jīng)濟發(fā)展和金融安全有重要作用。我國自1994年開始推行匯率改革，隨著貿(mào)易規(guī)模擴大、對外開放水平逐漸提高，我國的外匯儲備持續(xù)增長，截至2012年6月，我國外匯儲備已達到32851億元。不斷攀升的外匯儲備規(guī)模引發(fā)了人們對于外匯儲備適當規(guī)模的探討，這要求我們首先對外匯儲備的影響因素進行分析。文章利用我國近20年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，利用回歸分析方法進行實證探究，由此得出影響我國外匯儲備的主要因素是國內(nèi)生產(chǎn)總值及匯率，而外貿(mào)開放度、外資開放度和外債余額對外匯儲備影響則不顯著。

關(guān)鍵詞： 外匯儲備 影響因素 回歸分析

1.引言

外匯儲備是指隨時供貨幣當局使用和控制、用于平衡國際收支及其他的對外資產(chǎn)。作為國際儲備的主要形式，外匯儲備具有支付手段和干預手段，在國際化程度不斷提高的當代社會，外匯儲備對于一國經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展正發(fā)揮越來越重要的作用。1994年我國開始推行匯率改革，與此同時我國對外貿(mào)易規(guī)模不斷擴大，開放程度逐漸提高，外匯儲備逐年增長。1996年，我國已經(jīng)突破1000億美元，進入21世紀以后，外匯儲備繼續(xù)增加。直到2008年10月底，我國外匯儲備才出現(xiàn)自2003年12月以來的首次下降，即使我國外貿(mào)出口受全球金融危機的重創(chuàng)，但外匯儲備仍于2009年4月底超過2萬億美元，截止至2012年6月底，已攀升至32851億美元。

近年來，隨著我國對外開放的不斷深化、國際合作的日益密切、經(jīng)濟全球化的迅速發(fā)展，我國外匯儲備不斷增長。外匯儲備是國際財富積累和綜合國力提高的表現(xiàn)。高外匯儲備是抵御金融風險的重要條件，但是外匯儲備并不是越多越好。外匯儲備過多或者結(jié)構(gòu)不合理都會給我國的經(jīng)濟發(fā)展帶來很大的風險和影響。因此對影響中國外匯儲備的因素的研究愈發(fā)重要起來。

2.文獻綜述

關(guān)于中國外匯儲備影響因素，青島大學經(jīng)濟學院胡燕京、高向燕（2005）認為一國外匯儲備水平取決于該國的經(jīng)濟發(fā)展水平，國內(nèi)外經(jīng)濟學家普遍認為影響一國適度外匯儲備規(guī)模的因素有：進口貿(mào)易、貿(mào)易差額的波動幅度、實際利用外資情況、國際收支經(jīng)常賬戶變動。并建立多元線性回歸模型：FR=β■+β■*IOP+β■*BD+β■*DEB+β■*A（其中：IOP為進出口貿(mào)易額、BD為實際利用外資、DEB其國家外債余額、A為年均匯價），利用SPSS統(tǒng)計軟價進行投資分析得出國家外債余額是影響中國外匯儲備的主要原因；進口規(guī)模、進出口貿(mào)易差額的變化、國際收支經(jīng)常賬戶、實際利用外資等間接影響外匯儲備的適度規(guī)模。巴曙松、朱元倩（2007）進行了基于可加模型的研究分型，比較了廣義可加模型與線性回歸模型、協(xié)整模型的差異，利用廣義可加模型對影響中國外匯儲備的因素進行理論和實證分析。選擇了對數(shù)函數(shù)建立模型為：log（μ）=α+f■（IE）+f■（REER）+f■（RT）+f■（IX）（RES為外匯儲備，其中μ為對RES的期望，即μ=E（RES|IE，REER，RT，IX）REER為有效匯率、IX為利差、RT為國際地位變量即銷售品零售總額、IE為我國對外貿(mào)易狀況的變量），將名義利率提出通貨膨脹影響得到實際利率，并進行各指標的季度調(diào)整（利用SAS9.0軟件），以不存在共曲線形為前提條件，選用GCV方法，利用后退擬合的算法，采用SAS9.0軟件得出分析結(jié)果，得出REER、IX、IE對RES有負向線性的影響、RT對RES存在正向線性影響。陳享光、孫瑩（2008）選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易依存度、外資開放度、外債余額及年均匯價分別表示經(jīng)濟增長、貿(mào)易順差、直接投資、外債余額及匯率制度對外匯儲備的影響，并建立模型：FR=b■+b■*GDP+b■*TD+b■*FDIO+b■*DEBT+b■*ER（其中，F(xiàn)R代表外匯儲備總額、GDP代表國內(nèi)生產(chǎn)總值、TD代表貿(mào)易依存度、FDIO代表外資開放度、DEBT代表外債余額、ER代表年均匯價），通過Eviews5.0進行相關(guān)性分析，計算出FR與GDP、TD、DEBT均呈高度相關(guān)，并進行回歸分析及相關(guān)檢驗消除多重共線性，主要利用協(xié)整檢驗的方法得出結(jié)論。作者根據(jù)數(shù)據(jù)分析認為，影響我國外匯儲備快速增長的因素是國內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易依存度、匯率等。它們對外匯儲備增長都有正向影響，其中又以匯率的影響最大。而外資開發(fā)度及外債儲備余額對外匯儲備增長的影響不顯著。茆?。?011）對進口、外債余額、出口、外商直接投資及匯率這5個因素進行分析，利用時間序列分析，變更時間序列的協(xié)整關(guān)系，對數(shù)據(jù)進行處理。同樣利用協(xié)整檢驗、極大似然估計等方法，得到協(xié)整方程：LFR=-1.03LFDI-1.85LDT+8.19LEX-6.36LIM+3.35LER（其中LFR、LFDI、LDT、LEX、LIM和LER分別表示去了對數(shù)之后的外匯儲備、外商直接投資、外債余額、出口、進口和匯率），發(fā)現(xiàn)了與我們預期不同的問題，即外商直接投資并未增加我國的外匯儲備，反而有抑制的作用。與我們預期一致的是：出口增加和匯率貶值對外匯儲備增長有促進作用，進口增加和外債增加均對外匯有消耗作用。

經(jīng)過查詢與分析多篇文獻資料，本文試圖尋找到經(jīng)濟研究者的觀點的共同點，為此筆者著重研究：國內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易依存度、外資開放度、外債余額及年均匯價與外匯儲備變化的線性回歸關(guān)系。

3.我國外匯儲備影響因素分析

3.1國際收支

國際收支對我國外匯儲備的影響主要體現(xiàn)在經(jīng)常項目順差和資本項目順差。從我國歷年國際收支看（圖1），自1982年以來我國外匯儲備增長與經(jīng)常項目差額和資本項目差額的增長有關(guān)。

圖1 1982—2007我國國際收支圖

單位：億美元（數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，其中CAB代表經(jīng)常項目差額；FAB代表資本與金融項目差額；FRB代表外匯儲備差額）

自1992年以來，我國經(jīng)常項目一直保持順差，其影響最大的是貿(mào)易收支的巨額順差。對資本項目來說，影響最大的兩個因素是外國直接投資和對外借債。改革開放以來，我國開始接受外國直接投資，1992年時較少，1993年開始迅猛增加，這是因為資金天然具有趨利性，隨著對外開放不斷深入，我國經(jīng)濟蓬勃發(fā)展，由此帶來的利潤和利潤前景對外資具有很強的吸引力。同時，我國有長期吸引外資的政策，招商引資成為各級地方政府政績考核的主要指標，在政策上對外資有多項優(yōu)惠。這些都造成我國直接投資的凈流入，導致資本項目大量順差，并最終轉(zhuǎn)化為外匯儲備。在主動吸引外資的同時，我國也對外舉債以籌集資金，從1985年到2006年，我國平均每年舉債145.03億美元，如果外債沒有馬上適用，則會轉(zhuǎn)換為外匯儲備。

人民幣升值的預期是資本和金融項目順差大幅增長的深層次原因。受本外幣利差縮小、人民幣升值的預期影響，一方面，國內(nèi)股票、房地產(chǎn)市場價格高漲，對資本流入的吸引力不斷增強。另一方面，商業(yè)銀行等金融機構(gòu)受境外籌資規(guī)模下降、國內(nèi)貸款需求擴大等因素影響，重新配置境內(nèi)外外匯資產(chǎn)，減少對外證券投資，使證券投資流出減緩和其他投資凈流入增加。我國作為國際債權(quán)國，不能以本幣提供信貸，債權(quán)也不能以本幣計值，只能大量持有美元資產(chǎn)，儲備資產(chǎn)的累積造成人民幣升值壓力，而在人民幣升值預期的作用下，資本大量流入，又使儲備資產(chǎn)在累計中疊加。

3.2儲蓄投資失衡

儲備型導向是外匯儲備不斷增長的最直接原因。在宏觀經(jīng)濟中，Y=C+I+G+（X-M），S=Y-C-T，其中，Y代表GDP，C代表消費，I代表投資，G代表政府支出，X-M代表凈出口，S代表儲蓄，T代表政府收入，當G=T時，易得S-I=X-M=經(jīng)常項目差額。當S-I>0時，X-M>0，存在凈出口、儲備資產(chǎn)增加，反之，存在凈進口、儲備資產(chǎn)減少（巴曙松，朱元倩，2007）。而我國現(xiàn)在的情況是S-I>0，這是儲蓄率過高造成的。形成這一狀態(tài)有兩個原因：一是“有備無患”的管理思想造成外匯儲備的“備而不用”。長期以來，我國在外匯儲備上存在為儲備而儲備的傾向，不到萬不得已，不輕易動用外匯儲備。這種思想導致我國外匯儲備管理忽視運營效率、幣種結(jié)構(gòu)和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，使外匯儲備管理陷入僵化、缺乏靈活性。二是“用而無備”進一步加大外匯儲備規(guī)模。受長期“備而不用”的慣性思維影響，人們對外匯儲備能不能用、該如何用的問題認識模糊、步伐艱難，表現(xiàn)為外匯儲備經(jīng)營管理人才少、外匯儲備的使用渠道和方式缺乏等。

過剩的儲蓄反映投資能力的不足、國內(nèi)需求的不足，使得較多產(chǎn)品要通過國際市場供給、過剩的儲蓄而轉(zhuǎn)化為經(jīng)常性項目順差，促成外匯儲備的增長。

3.3匯率

匯率是影響國家外匯儲備的重要因素之一。若一國實行寬松的匯率政策，對外匯市場的干預較小，那么對外匯儲備的需求也較少。若一國實行對匯率強勢干預政策，那么為了維護匯率和外匯市場的穩(wěn)定，貨幣當局就要有適當?shù)耐鈪R儲備。

自1994年開始，我國實行以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動匯率制度，同時，我國政府一直將維持匯率穩(wěn)定作為宏觀經(jīng)濟目標之一，近幾年我國國際收支順差，出現(xiàn)外匯供大于求的局面，央行只能被動地動用基礎(chǔ)貨幣吸引外匯，使外匯極易增長。為了優(yōu)化外匯結(jié)構(gòu)，央行在2005年7月21日出臺了完善人民幣匯率形成機制改革政策。人民幣匯率開始按照我國對外經(jīng)濟發(fā)展實際情況，選擇若干主要幣種，賦予相應的權(quán)重，組成貨幣籃子并根據(jù)國外經(jīng)濟金融形勢，以市場供求為基礎(chǔ)對人民幣匯率進行調(diào)節(jié)。

3.4對外開放與經(jīng)濟增長

對外開放對于外匯儲備的影響主要體現(xiàn)在進出口和吸引外資上。自20世紀80年代以來，我國實行改革開放的基本國策，經(jīng)濟增長迅速，在這一經(jīng)濟環(huán)境下，我國對外經(jīng)濟交往日益擴大，對國際資本的吸引力日益提高。我們用貿(mào)易依存度衡量一國對外開放程度，它是指一國進出口總額與當年國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率?？梢?，外匯儲備與一國經(jīng)濟發(fā)展水平有關(guān)。我國的對外開放是以出口導向和吸引外資為主，經(jīng)濟的快速增長推動我國對外交往的不斷擴大和涉外經(jīng)濟的發(fā)展，對國際資源流入產(chǎn)生巨大的吸引作用。而外匯儲備作為一種存量，反映了一國對外經(jīng)濟來往的流量累計結(jié)果。另外，經(jīng)濟快速增長的國家通常面臨匯率升值的壓力，匯率升值和匯率升值預期都會導致外部資金的流入。因此，隨著我國改革開放日益加深，經(jīng)濟快速增長，外匯儲備也要通過多種渠道不斷增長。

4.實證分析

此次的線性回歸分析，我們采用的模型為：FR=C（1）+C（2）*GDP+C（3）*TD+C（4）*FDIO+C（5）*DEBT+C（6）*ER+e。

我們搜集了關(guān)于外匯儲備（FR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、進口總額、出口總額、外國直接投資額（FDI）、外債余額（DEBT）及以人民幣標價的年均匯價（ER）的1986-2010年原始數(shù)據(jù)，經(jīng)整理并計算得到外貿(mào)依存度（TD）、外資開放度（FDIO）、美元標價的年均匯價（ER）。詳細數(shù)據(jù)見附錄，數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》。

注：（1）外貿(mào)依存度=進出口總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值；外資開放度=外國直接投資額/國內(nèi)生產(chǎn)總值；美元標價的年均匯價=10000/人民幣標價的年均匯價；（2）不同的國家對國際投資（包括FDI）有不同的解釋，存在嚴重分歧。我們這里采用的外國直接投資包括外國直接投資和外國其他投資。《中國統(tǒng)計年鑒》中把國外直接投資看作統(tǒng)計口徑中的外商直接投資與外商其他投資之和。

4.1相關(guān)系數(shù)檢驗

利用Eviews軟件進行相關(guān)性分析，分析各個變量與外匯儲備量之間的相關(guān)度及各個變量之間的相關(guān)度。以下是Eviews軟件的分析結(jié)果。

表1 相關(guān)系數(shù)矩陣

由表1可以看出，GDP、TD、FDIO、DEBT、ER與FR的相關(guān)度分別為0.992040638、0.624204488、-0.201354533、0.957647328、-0.26416124，所以GDP、TD、DEBT與FR呈高度正相關(guān)；GDP與TD、DEBT的相關(guān)度分別為0.673223399、0.979254541，TD與DEBT的相關(guān)度為0.767724748，所以這些變量之間可能存在高度的正相關(guān)性。

4.2回歸分析

利用Eviews軟件對方程的線性模型以最小二乘法估計。

表2 最小二乘估計

由表2我們得到方程的線性模型：FR=-6924.771+0.510497*GDP-955.055*TD+18072.38*FDIO+0.402241 *DEBT+196.544*ER（-3.082486）（6.889754）（-0.399361）

（0.86708）（0.419849）（2.650059）R-squared=0.993327，Adjusted

R-squared=0.991571，F(xiàn)-statistic=565.636，Prob（F-statistic）=0<0.05，D.W.=1.254069。

由以上結(jié)果可以看出方程的擬合優(yōu)度和顯著性都非常好，但單個系數(shù)的顯著性并不好，如變量TD系數(shù)的P=0.6941>0.05，變量DEBT的系數(shù)的P=0.6793>0.05，P值越小越顯著，所以TD、DEBT、FDIO的系數(shù)不顯著，該線性回歸模型仍需要改進。

4.3異方差檢驗

利用Eviews軟件采用White法對該模型進行異方差檢驗，下面是用Eviews軟件進行運算的詳細結(jié)果。

表3 異方差檢驗

由上運算結(jié)果，我們采用以下部分：

因為F-statistic=0.943038，P=0.598233>0.05，所以方程不顯著，我們不能拒絕原假設(shè)，即原方程不存在異方差。

4.4自相關(guān)性檢驗

因為0.95

4.4.1圖示法

圖2 散點圖

由散點圖可知，E與E（-1）的分布比較隨機，初步判斷E與E（-1）之間不存在相關(guān)性。

4.4.2偏相關(guān)系數(shù)檢驗

表4 自相關(guān)性檢驗

從上表可以看到，各個變量之間不存在一階自相關(guān)性、二階自相關(guān)性，即各個變量之間不存在自相關(guān)性檢驗。

4.5多重共線性

在相關(guān)系數(shù)檢驗時，我們發(fā)現(xiàn)GDP與TD、DEBT的相關(guān)度分別為0.673223399、0.979254541，TD與DEBT的相關(guān)度為0.767724748，所以初步判斷各個變量之間存在高度的正相關(guān)性。所以，變量之間可能會存在多重共線性。

4.6消除多重共線性

由上一步可知，該模型的各個變量之間可能存在多重共線性，所以要消除模型中變量之間的多重共線性。

下面采用逐步自回歸消除多重共線性。

逐步自回歸法第一步，引入第一個自變量，運算結(jié)果如下。

表5 逐步自回歸法引入第一個自變量

由上表可以看出，引入變量FDIO、ER后，相應變量系數(shù)的P值分別為0.3345、0.202均大于0.05，所以引入的變量對FR的影響不顯著；引入GDP、TD、DEBT變量后，相應的系數(shù)變化很顯著，F(xiàn)統(tǒng)計量值很大，其中GDP、TD的P值均小于0.05，而引入變量DEBT的方程的P值為0.334463>0.05，即該線性回歸方程不顯著。但調(diào)整后的可決系數(shù)0.983455>0.363093，所以引入變量GDP后，模型的擬合優(yōu)度最高。所以，將GDP作為引入模型中的第一個自變量。

外貿(mào)進口額主要受GDP的影響，當GDP增長時，人們的生活條件變得更好，對物資的需求量增大，消費增加。這里的增加包括對外國商品需求的增加，從而刺激外貿(mào)進口額的增加；反之，外貿(mào)進口額減少。外貿(mào)出口額主要受國內(nèi)生產(chǎn)力、國外的需求等因素影響。所以，外貿(mào)出口額的增長伴隨著GDP的增長，即TD的規(guī)模主要受到GDP規(guī)模的影響，TD對FR的影響不顯著。這一分析結(jié)論同我們的數(shù)據(jù)分析結(jié)果是一致的，所以將TD予以剔除。

自回歸第二步，引入第二個自變量，運算結(jié)果如下。

表6 逐步自回歸法引入第二個自變量

由上表分析可知，引入變量ER調(diào)整后的可決系數(shù)最大，且0.992294>0.983455，即調(diào)整后的可決系數(shù)由于ER的引入提高了。人民幣升值，則國內(nèi)商品出口競爭力下降，此時不利于出口，有利于進口，使外匯儲備下降。就我國而言，因為進出口順差很大，在人民幣升值幅度不大的情況下，只是順差額減少而已，不至于產(chǎn)生逆差，因此外匯儲備還會增長，只是增長的速度與幅度會下降。如果升值幅度很大，出現(xiàn)逆差，那么外匯儲備就會下降。

另外，人民幣升值還會吸引國際游資進入國內(nèi)，投資人民幣，游資的進入也會使外匯儲備增加。

自回歸第三步，引入第三個自變量，運算結(jié)果如下。

表7 逐步自回歸法引入第三個自變量

由上表分析可知，引入第三個變量后，變量系數(shù)的P值均大于0.05，即引入的變量對FR的影響不顯著，應予以剔除。至此，所有的變量都已經(jīng)被引入過，分析得出，只有變量GDP、ER對FR的影響顯著，而變量TD、FDIO、DEBT的存在會引起多重共線性。

所以，該線性回歸模型為：

FR=-5578.66+0.531137*GDP+143.6353*ER+e

（-10.4326） （53.62182） （5.232956）

由此可見，GDP、ER對FR的影響是正相關(guān)，即影響我國外匯儲備快速增長的因素主要為GDP和ER，而TD、FDIO、DEBT不是影響我國外匯儲備的因素。

5.結(jié)語

實證檢驗表明，影響我國外匯儲備快速增長的因素主要是國內(nèi)生產(chǎn)總值及年均匯價。外資開放度及外債余額對外匯儲備增長的影響則不顯著。所以，外匯儲備的快速增長與我國的人民匯率制度、經(jīng)濟增長密切相關(guān)，呈線性增長。

外匯儲備快速增長對我國經(jīng)濟會造成不利影響，如增加國內(nèi)貨幣供給，會增加通貨膨脹壓力，使貨幣政策傳導機制發(fā)生變化、降低宏觀調(diào)控能力、加大人民幣升值壓力、增加持有外匯儲備的機會成本、造成資金資源的浪費等。我國應結(jié)合當前經(jīng)濟運行的各項指標，采取適當措施緩和外匯儲備快速增長的態(tài)勢。

我國要保證匯率環(huán)境的穩(wěn)定性，最基本的是要保證人民幣對美元匯率的穩(wěn)定性，并且保持持續(xù)穩(wěn)定的增長、發(fā)展勢頭，建立并維護良好的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境，以促進我國外匯儲備的合理化、穩(wěn)健化。

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附錄：

附表一：

外匯儲備（FR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、外貿(mào)依存度（TD）、外資開放度（FDIO）、外債余額（DEBT）、年均匯價（ER）的數(shù)據(jù)。（注：不同的國家對國際投資（包括FDI），有不同的解釋，存在嚴重分歧。這里采用的外國直接投資包括外國直接投資和外國其他投資?！吨袊y(tǒng)計年鑒》中把國外直接投資看作統(tǒng)計口徑中的外商直接投資與外商其他投資之和。）

實證檢驗原始數(shù)據(jù)

單位：億美元

附表二：

外資開放度=外國直接投資/國內(nèi)生產(chǎn)總值，即FDIO=FDI/GDP

外國直接投資（FDIO）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的原始數(shù)據(jù)，以及外資開放度（FDIO）的計算結(jié)果表。

單位：億美元

附表三：

根據(jù)數(shù)據(jù)要求和生證分析需要，我們采用間接標價法的年均匯價。所以我們對收集到的人民幣美元年均匯價原始數(shù)據(jù)進行了處理。

人民幣美元年均匯價（ER）與美元人民幣年均匯價（ER）的轉(zhuǎn)換：

美元人民幣年均匯價=10000/人民幣美元年均匯價

附表四：

外貿(mào)依存度=（對外貿(mào)易出口額+對外貿(mào)易進口額）/國內(nèi)生產(chǎn)總值

對外貿(mào)易進出口總額=對外貿(mào)易出口額+對外貿(mào)易進口額

單位：億美元