馬野馳

（東北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林長春130117）

我國外匯儲備增長的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)
——基于時變參數(shù)狀態(tài)空間模型

馬野馳

（東北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林長春130117）

外匯儲備增長對國家宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響，筆者以我國總投資、總儲蓄和總出口為考察對象，通過建立時變參數(shù)狀態(tài)空間模型分析不同時期外匯儲備的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，除1993年到1997年外匯儲備與消費(fèi)負(fù)相關(guān)，1993年到2003年外匯儲備與投資負(fù)相關(guān)外，其他時期外匯儲備增加則有利于消費(fèi)、投資和出口。但2000年之后，外匯儲備對三個宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響逐漸減小。

外匯儲備；宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；狀態(tài)空間模型

20世紀(jì)90年代之后，我國外匯儲備進(jìn)入增長的快車道。2006年，外匯儲備破萬億美元大關(guān)后增速依然迅猛，截止至2013年底外匯儲備已達(dá)到3．82萬億美元，總體規(guī)模居世界第一位。高額外匯儲備是一柄“雙刃劍”，雖然能夠緩解外債壓力、緩沖國際金融危機(jī)對國內(nèi)金融市場和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊，但我國也要承擔(dān)巨額的機(jī)會成本。同時，在我國現(xiàn)行匯率制度安排下，外匯儲備激增導(dǎo)致形成大規(guī)模外匯占款，必然增加宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控難度。高額外匯儲備規(guī)模已對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成深刻影響，對外匯儲備宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究具有重要的理論和實(shí)踐意義。

一、我國外匯儲備規(guī)模的變動特征

外匯儲備作為中央銀行穩(wěn)定外匯市場的“蓄水池”和維護(hù)外部金融市場穩(wěn)定的“穩(wěn)定器”，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段具有不同的表現(xiàn)特征。

（一）外匯需求是外匯儲備增加的初始動力

新中國建立伊始，基礎(chǔ)性設(shè)施破壞嚴(yán)重，許多設(shè)備均需進(jìn)口，但外匯短缺問題成為當(dāng)時貿(mào)易發(fā)展最大難題。另外，改革開放初期我國以外債形式獲得必要資金，而后期外債還貸也對外匯儲備提出一定的需求。進(jìn)入1990年代后，對于外匯儲備的需求則基本被危機(jī)預(yù)防性需求占據(jù)，金融設(shè)施落后和制度的不完善使我國在國際金融市場競爭中處于明顯劣勢地位?？梢姡煌瑲v史時期我國外匯儲備均有不同的需求，但需求隨歷史環(huán)境的變化和時代變遷也有所調(diào)整。

（二）經(jīng)常賬戶和資本賬戶順差是外匯儲備增長的主要渠道，但不同歷史時期不同賬戶占主導(dǎo)地位

外匯儲備的凈增長需要資本的凈流入和凈出口的增長，改革開放初期以資本流動為主，隨著對外貿(mào)易的不斷發(fā)展，貿(mào)易順差逐漸成為外匯儲備的主要來源。2007年之前，外商直接投資是外匯儲備增加額的重要組成部分。但是，隨著人民幣升值預(yù)期的增加，非直接投資在內(nèi)的外匯資金逐漸成為外匯儲備增長的主要源泉。

（三）外匯儲備由最初的“主動增加”變成現(xiàn)在“主動控制”并減小存量

建國初期，外匯短缺是限制經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要難題之一。因此，我國政府采取多種措施增加外匯存量。這種“主動增加”外匯儲備的趨勢一直持續(xù)到2000年初期，高額的外匯儲備不僅能夠滿足我國日常進(jìn)口貿(mào)易需求、償還外債需求，甚至滿足我國對外部金融危機(jī)的預(yù)防性需求。但近年來，龐大規(guī)模外匯儲備已成為我國的負(fù)擔(dān)，因此2008年以來我國已經(jīng)有意識的減少外匯儲備積累。

圖1 1985年以來國際收支和外匯儲備變動情況

從外匯儲備規(guī)模顯性指標(biāo)分析，1990年代之后中國已基本處于規(guī)模溢出狀態(tài)。根據(jù)特里芬（1947）提出的“拇指規(guī)則”，可以用外匯儲備與進(jìn)口額的比例來衡量一國外匯儲備規(guī)模的適度性，儲備對進(jìn)口額的比例應(yīng)為25%左右，而在1995年我國外匯儲備規(guī)模已超過6個月進(jìn)口額。快速償債能力是影響外匯儲備規(guī)模一個非常重要的因素，償債能力不足必然會引發(fā)國際償付危機(jī)。經(jīng)常用外匯儲備與短期外債之比來衡量國家的快速償債能力，同時該指標(biāo)也用來衡量一國的預(yù)防性需求，也可作為國家對外融資舉債的重要評價指標(biāo)之一。一般，該指標(biāo)的國際警戒線水平為1，即保證外匯儲備水平足以滿足全部短期外債需要。因此，若該指標(biāo)較低則可能降低債權(quán)人市場信心，并可能引起信貸市場波動。1990年中國已超過該指標(biāo)50%，2000年更是超過126%。一般認(rèn)為外匯儲備和M2之間應(yīng)該是1∶1的關(guān)系，以防止資本外逃對外匯儲備的過度消耗。但由于外匯儲備規(guī)模具有邊際成本遞升的特點(diǎn)，其規(guī)?？蛇m當(dāng)小于貨幣供應(yīng)量，一般可控制在5—20%之間。1990年之后，中國該指標(biāo)基本處于3—30%之間基本符合國際慣例。

表1 1985年以來中國外匯儲備規(guī)模顯性指標(biāo)

二、外匯儲備宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的理論基礎(chǔ)

外匯儲備對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響主要通過中央銀行的貨幣政策進(jìn)行傳導(dǎo)，可通過分析中央銀行資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對外匯儲備進(jìn)行剖析。中央銀行資產(chǎn)等于國際儲備與凈國內(nèi)資產(chǎn)之和：MB≡Res＋NDA。其中，MB是基礎(chǔ)貨幣，Res是外匯儲備，NDA是凈國內(nèi)資產(chǎn)或國內(nèi)貸款。而國際收支則可以表現(xiàn)為當(dāng)期中央銀行國際儲備的變化：BP≡ΔRes。

若某時期外匯儲備上升／下降而凈國內(nèi)資產(chǎn)無變化，則基礎(chǔ)貨幣MB必然相應(yīng)增加／減少。對于實(shí)行固定匯率制度或追求匯率相對穩(wěn)定的國家而言，中央銀行必須通過公開市場進(jìn)行對沖操作以抵消貨幣擴(kuò)張／縮減對匯率的影響，即通過“沖銷干預(yù)”穩(wěn)定幣值并保證國內(nèi)的物價穩(wěn)定。若“沖銷干預(yù)”手段有效則可有效控制貨幣供應(yīng)量降低物價變動風(fēng)險，若失效則必然影響國內(nèi)貨幣供給量。

根據(jù)國際收支理論的貨幣分析法，若國內(nèi)儲備流動不能有效沖銷則國際收支變動必然影響貨幣供給，貨幣供應(yīng)失衡則必然引發(fā)通貨膨脹和資產(chǎn)價格泡沫［1］，進(jìn)而對消費(fèi)支出和整個國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。具體思路如圖2所示，貨幣供給增加后必然導(dǎo)致國內(nèi)利率水平下降提高國內(nèi)投資需求。我們將生產(chǎn)部門分為非貿(mào)易品生產(chǎn)部門和出口商品生產(chǎn)部門，投資需求增加必然通過兩類產(chǎn)業(yè)部門最終提高國民收入。消費(fèi)需求與國民收入水平關(guān)系密切，對產(chǎn)品的需求也可表現(xiàn)為兩大類：進(jìn)口商品需求和國內(nèi)商品需求（即非貿(mào)易品需求），若對進(jìn)口需求偏好較大則最終能夠改善國際收支。

圖2 外匯儲備宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)脈絡(luò)

通過上述分析可知，外匯儲備變動最終將對國內(nèi)投資、出口和消費(fèi)產(chǎn)生影響。然而，業(yè)內(nèi)學(xué)者對于外匯儲備宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并未形成統(tǒng)一意見，但基本都同意外匯儲備變動必然會影響到關(guān)鍵的宏觀經(jīng)濟(jì)變量［2］。如Dooley和Garber［3］認(rèn)為，中國等東亞新興市場國家通過積累外匯儲備抑制或延緩本幣升值以促進(jìn)出口增長。盡管很多學(xué)者支持積累外匯儲備有利于出口的觀點(diǎn)［4］，但Fukuda和Kon［5］指出外匯儲備增長雖然會增加出口但也會抑制國內(nèi)消費(fèi)，只有國內(nèi)貿(mào)易部門資本密度高于非貿(mào)易部門時，外匯儲備增長才能夠增加國內(nèi)投資并帶動經(jīng)濟(jì)增長。徐明東［6］則認(rèn)為外匯儲備激增將給國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)帶來規(guī)模風(fēng)險和成本，也會提升政府管理儲備資產(chǎn)的難度。由于中央銀行實(shí)行非沖銷性干預(yù)，導(dǎo)致外匯儲備增加會提高國內(nèi)負(fù)債水平并擴(kuò)張國內(nèi)信貸水平，某種程度上有利于改善消費(fèi)和投資環(huán)境。李巍和張志超［7］將匯率彈性、外匯儲備和國內(nèi)消費(fèi)、信貸納入統(tǒng)一模型框架進(jìn)行系統(tǒng)分析，發(fā)現(xiàn)匯率彈性、外匯儲備積累與國內(nèi)消費(fèi)、信貸存在內(nèi)生性聯(lián)系。若資本賬戶開放增加匯率彈性，則外匯儲備積累會刺激國內(nèi)消費(fèi)需求。外匯儲備和消費(fèi)需求的增加則不利于國內(nèi)信貸擴(kuò)張，限制投資規(guī)模的擴(kuò)大。而張曙光和張斌［8］采用多種數(shù)值模擬預(yù)測方法對我國外匯儲備規(guī)模及其影響進(jìn)行分析，研究結(jié)果表明持續(xù)的外匯儲備積累將導(dǎo)致資源配置偏向可貿(mào)易品部門，最終導(dǎo)致國內(nèi)投資信貸規(guī)模和消費(fèi)需求下降。劉惠好和王永茂［9］81－87以1990年到2009年東亞12個經(jīng)濟(jì)體和拉美7國為研究對象考察外匯儲備與消費(fèi)、投資和出口之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明東亞和拉美地區(qū)外匯儲備增長對投資和出口具有顯著的擴(kuò)張效應(yīng)，但對消費(fèi)產(chǎn)生明顯的擠出效應(yīng)。

總體而言，對外匯儲備增長宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的分析并未得到明確結(jié)論。筆者認(rèn)為，隨著各國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化和調(diào)整，外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不斷改進(jìn)和完善，外匯儲備在不同時期對國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)也是不同的［10］。因此，本文利用時變參數(shù)狀態(tài)空間模型考察外匯儲備的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

三、研究方法和變量選取

（一）模型設(shè)定與變量選擇

本文基于Fukuda和Kon（2007）的模型理論分析框架，分別建立外匯儲備與消費(fèi)、出口、投資的實(shí)證模型：

本文選用國內(nèi)生產(chǎn)總值表示總產(chǎn)出。其中，Cont，Ext，Invt，RESt和GNIt分別表示我國歷年消費(fèi)、出口、投資、外匯儲備和國民收入情況。為更清楚地反映各變量在國民經(jīng)濟(jì)地位的變化情況，Cont，Invt分別與國民總收入相除，Ext，RESt分別與國內(nèi)生產(chǎn)總值相除。其中，歷年消費(fèi)、出口數(shù)據(jù)來源于亞洲開發(fā)銀行數(shù)據(jù)庫，外匯儲備來源于外匯儲備管理局網(wǎng)站，總投資、國內(nèi)生產(chǎn)總值和國民總收入數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局?？紤]到數(shù)據(jù)可取性，本文選擇1989年到2011年的年度數(shù)據(jù)作為考察范圍。

（二）研究方法

改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深入，與世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步緊密融合，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也不斷調(diào)整升級，國內(nèi)各經(jīng)濟(jì)變量間相互影響也逐漸變化。尤其對于宏觀經(jīng)濟(jì)變量而言，受經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、匯率制度改革等影響更為深刻，而固定參數(shù)模型不能很好表現(xiàn)結(jié)構(gòu)調(diào)整的變化。為更好地反映變量之間在經(jīng)濟(jì)調(diào)整過程中相互依存關(guān)系的變化，本文選用時變參數(shù)狀態(tài)空間模型對相關(guān)變量進(jìn)行估計(jì)。狀態(tài)空間模型主要由量測方程和狀態(tài)方程兩部分構(gòu)成：

其中βt隨時間改變，表示解釋變量對因變量影響關(guān)系的改變。公式（4）中假定βt符合AR（1）過程，εt和μt分別為量測方程和狀態(tài)方程的擾動項(xiàng)，二者相互獨(dú)立且服從均值為0、方差為σ2、協(xié)方差矩陣為R的正態(tài)分布。

為研究經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級過程中外匯儲備規(guī)模變化對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，本文利用一系列可測變量建立狀態(tài)空間模型，其中消費(fèi)模型如下：

其中Con＿Gt，RES＿Gt和GNIt分別為我國消費(fèi)額與國民總收入之比、外匯儲備與國內(nèi)總產(chǎn)值之比和國民總收入，λct和μct為各時期外匯儲備和國民收入對消費(fèi)的影響系數(shù)并假定服從AR（1）模型。為消除異方差性對上述變量取對數(shù)進(jìn)行估計(jì)。其他如出口和投資方程與上述類似，log（Ex＿Gt）和log（Inv＿Gt）為總出口與國內(nèi)總產(chǎn)值之比和總投資與國民總收入之比，受文章篇幅所限不一一列出。

四、實(shí)證分析

均為Ⅰ（1）序列。因此，可對上述變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

常用協(xié)整檢驗(yàn)方式分為E－G兩步法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法。其中，前者主要用于兩變量單方程檢驗(yàn)，而后者則以VAR分析框架為基礎(chǔ)做回歸系數(shù)的檢驗(yàn)，適用于多變量的協(xié)整檢驗(yàn)。本文選用Johansen方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)時VAR模型滯后階數(shù)通過AIC準(zhǔn)則確認(rèn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，消費(fèi)模型在5%水平上拒絕了三變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原始假設(shè)，出口模型也在5%水平拒絕了三變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原始假設(shè)，而投資模型則在5%水平上拒絕了三變量間不存在協(xié)整關(guān)系和至多存在一個協(xié)整關(guān)系的原始假設(shè)?？芍鲜瞿Ｐ妥兞块g均存在長期均衡關(guān)系，可建立協(xié)整模型。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)各變量單位根。其中，對于log（Con＿Gt），log（Ex＿Gt），log（Inv＿Gt）和log（RES＿Gt）變量由于均為不同時間序列比值，檢驗(yàn)?zāi)Ｊ街话鼐囗?xiàng)，不包含趨勢項(xiàng)，之后階數(shù)則根據(jù)AIC準(zhǔn)則進(jìn)行確定，而log（GNIt）檢驗(yàn)則包含趨勢項(xiàng)。Δ代表將變量進(jìn)行一階差分。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，上述五個變量檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量均為非平穩(wěn)時間序列，但經(jīng)過一階差分之后的時間序列則均在5%水平以下平穩(wěn)，即log（Con＿Gt），log（Ex＿Gt），log（Inv＿Gt），log（RES＿Gt）和log（GNIt）五變量

表2 ADF單位根檢驗(yàn)

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（三）實(shí)證結(jié)果

作者利用Eviews7．0軟件對上述變量進(jìn)行估計(jì)，得到消費(fèi)、出口和投資的狀態(tài)空間模型估計(jì)結(jié)果如下：

消費(fèi)模型：

出口模型：

投資模型：

其中，λct，μct，λet，μet，λit和μit分別為各時期外匯儲備與國民收入對總消費(fèi)、總出口和總投資的敏感程度。表4為狀態(tài)空間模型最終值估計(jì)結(jié)果，其中λct，μct，μet，λit和μit均在1%顯著性水平顯著，λet則在5%水平下顯著。

表4 狀態(tài)空間模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

根據(jù)最終值估計(jì)結(jié)果，通過Kalman濾波結(jié)合模型可對各參數(shù)的動態(tài)變化進(jìn)行預(yù)測，如圖3、圖4和圖5所示。為便于觀測，筆者利用EXCEL對模擬數(shù)據(jù)作圖，其中除出口模型時間序列為1990年到2011年外，其他均為1989年到2011年。總體而言，1991年之前外匯儲備占GDP比重與國民收入對總消費(fèi)、總出口和總投資的影響效應(yīng)變化波動較大，考慮到狀態(tài)空間模型數(shù)據(jù)估計(jì)特點(diǎn)，可不對其進(jìn)行細(xì)致分析。外匯儲備占GDP比重與總出口呈正比關(guān)系，與總消費(fèi)和總投資在不同時期具有不同效應(yīng)，國民收入則與總消費(fèi)呈反比關(guān)系，與總出口與總投資呈正比關(guān)系，與劉惠好［9］81－87的研究結(jié)論一致。

（1）外匯儲備規(guī)模和國民收入變化對總消費(fèi)的動態(tài)影響

1990年代開始，我國外匯儲備規(guī)模持續(xù)增加，占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重也出現(xiàn)較大的變化。1991年外匯儲備占GDP比重突然急劇下降，從13．7%下降到4．4%。之后，外匯儲備占GDP比重則基本穩(wěn)定保持增長狀態(tài)，2010年已高達(dá)46．2%，盡管2011年略有降低但仍保持44．0%的高水平。與外匯儲備規(guī)模變化情況相符，其對我國消費(fèi)率（總消費(fèi)占GNI比重）的影響也在1992年達(dá)到0．468，即外匯儲備占GDP比重提高1個百分點(diǎn)則消費(fèi)率提高0．468個百分點(diǎn)。但1993年到1997年外匯儲備規(guī)模變動對消費(fèi)率的影響則為負(fù)，1996年更是達(dá)到－0．273，外匯儲備占GDP比重提高1個百分點(diǎn)則消費(fèi)率下降0．273個百分點(diǎn)。1997年之后外匯儲備規(guī)模變動對消費(fèi)率則產(chǎn)生正向影響，2003年系數(shù)高達(dá)0．526，之后則影響逐漸減小，到2011年僅為0．028，對消費(fèi)率的影響已基本可忽略不計(jì)。與外匯儲備相比，國民收入變化對消費(fèi)率的影響則較為穩(wěn)定，1993年到2011年影響系數(shù)基本保持在－0．075和－0．091之間，即國民收入每增長1個百分點(diǎn)則消費(fèi)率減少0．075到0．091個百分點(diǎn)?？傮w而言，1997年之前外匯儲備規(guī)模對消費(fèi)率具有抑制效應(yīng)，1998年之后則對消費(fèi)率具有擴(kuò)張效應(yīng)。

圖3 外匯儲備與國民收入對總消費(fèi)彈性的變化

1990年代初期，我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)軟著陸，一定程度上限制了消費(fèi)的增長速度。到1990年代中后期，我國貿(mào)易品生產(chǎn)能力和增速均得到極大的提升，發(fā)展程度和發(fā)展速度均超過非貿(mào)易部門。由于我國開放程度較低，非貿(mào)易部門生產(chǎn)效率提高緩慢，這造成貿(mào)易部門快速發(fā)展積累外匯儲備而非貿(mào)易部門生產(chǎn)效率緩慢不能滿足國內(nèi)消費(fèi)需求之間的矛盾，一定程度上抑制了國內(nèi)消費(fèi)的增長。1998年之后受東亞金融危機(jī)影響，我國加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐，金融市場建設(shè)日益成熟和完善。外匯儲備的持續(xù)積累一定程度上提高了國內(nèi)資產(chǎn)收益率，帶來的財(cái)富效應(yīng)必將促進(jìn)我國內(nèi)需增長。

（2）外匯儲備規(guī)模和國民收入變化對總出口的動態(tài)影響

如圖4所示，外匯儲備占GDP比重對總出口水平（總出口占GDP比重）具有擴(kuò)張效應(yīng)，具體動態(tài)影響可主要分為兩個階段：其一，1993年到2002年。這段時期影響系數(shù)在1994年達(dá)到最高點(diǎn)0．312，之后影響系數(shù)逐漸減小，到2002年已降到0．073；其二，2003年到2011年。2003年之后影響系數(shù)不斷增加，到2007年高達(dá)0．528，之后則呈下降趨勢，到2011年下降到0．154。與其相比，國民收入對出口水平的影響波動較小，影響系數(shù)基本保持在0．045到0．065之間。

圖4 外匯儲備與國民收入對總出口彈性的變化

我國出口貿(mào)易是外匯儲備積累的主要來源之一，但同樣外匯儲備規(guī)模的擴(kuò)張也會影響出口貿(mào)易的發(fā)展。1990年代，我國實(shí)行的出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略對我國積累高額外匯儲備作出突出貢獻(xiàn)，而充足的外匯儲備也為對外貿(mào)易發(fā)展提供了必要的資金保障。我國外匯儲備積累至一定規(guī)模之后，已足夠維持國內(nèi)金融市場的穩(wěn)定和有秩序發(fā)展。長期以來，我國以出口和投資作為拉動經(jīng)濟(jì)增長的主要動力。充足的外匯儲備即能為國家發(fā)展外貿(mào)提供穩(wěn)定的外部金融環(huán)境，同樣由于導(dǎo)致政府外匯占款數(shù)量不斷增加限制了中央銀行貨幣政策的執(zhí)行能力，最終將導(dǎo)致投資規(guī)模的縮減，為保證經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長促使國家必須大力推動出口貿(mào)易發(fā)展。因此，1990年代之后外匯儲備增長必然促進(jìn)出口增長，尤其在2000年之后，我國在注重加工貿(mào)易發(fā)展同時更提高一般貿(mào)易發(fā)展速度。2007年之后，受國際金融危機(jī)影響該勢頭逐漸放緩。

（3）外匯儲備規(guī)模和國民收入變化對投資率的動態(tài)影響

1993年到2003年，外匯儲備占GDP比重對投資率（總投資占GNI比重）影響為負(fù)，2001年影響系數(shù)達(dá)到－0．192，外匯儲備占GDP比重增加1個百分點(diǎn)則總投資減少0．192個百分點(diǎn)。但2004年之后，影響系數(shù)則為正并保持不斷上升趨勢。2009年，影響系數(shù)已提高到0．350，外匯儲備占GDP比重每增加1個百分點(diǎn)則會促進(jìn)總投資增加0．350個百分點(diǎn)。與外匯儲備相比，國民收入對總投資影響相對穩(wěn)定，保持在0．016到0．026之間。

圖5 外匯儲備與國民收入對總投資彈性的變化

固定匯率制度或釘住美元匯率制度時期，積累外匯儲備要求我國政府必須在外匯市場投放足量本幣，而政府必須密切關(guān)注基礎(chǔ)貨幣投放情況，并采取“對沖”貨幣政策模式對沖外匯占款基礎(chǔ)貨幣，使1990年代我國處于適度緊縮信貸擴(kuò)張的態(tài)勢，限制投資規(guī)模擴(kuò)張。另外，持續(xù)的外匯儲備積累也會影響我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進(jìn)程，進(jìn)而導(dǎo)致國內(nèi)投資者預(yù)期收益下降。進(jìn)入2000年之后，隨著人民幣升值預(yù)期增加，大量跨國資本涌入國內(nèi)資本市場，在增加外匯儲備的同時也帶動國內(nèi)掀起投資熱潮。在這種形勢下，人民幣升值將降低進(jìn)口相關(guān)企業(yè)的運(yùn)營成本，降低信貸資產(chǎn)損失風(fēng)險，或提高部分外貿(mào)企業(yè)償債能力，同樣也會提高國內(nèi)信貸資產(chǎn)價格，使國內(nèi)信貸總量擴(kuò)張并擴(kuò)大投資規(guī)模。

五、相關(guān)建議

通過上述分析可知，外匯儲備規(guī)模對我國消費(fèi)、出口和投資在不同時期具有不同的影響，但2000年以來，外匯儲備對“三駕馬車”的擴(kuò)張效應(yīng)逐漸減小，基本可以判定外匯儲備規(guī)模已趨于飽和，繼續(xù)積累外匯儲備在長期將不利于我國經(jīng)濟(jì)的正常發(fā)展。因此提出如下政策建議：

（一）轉(zhuǎn)變以外匯儲備增長為特征的出口導(dǎo)向型發(fā)展模式

“出口創(chuàng)匯”貿(mào)易政策已不適應(yīng)我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求，我國應(yīng)加強(qiáng)自主技術(shù)創(chuàng)新，提升本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級。在承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的同時，應(yīng)加大我國高科技產(chǎn)品和復(fù)雜大型機(jī)器以及戰(zhàn)略性儲備物資的進(jìn)口力度，緩解外匯儲備增長壓力。

（二）科學(xué)利用外匯儲備使其為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)

保證外匯儲備滿足我國基本抵御金融風(fēng)險沖擊的同時，做好外匯儲備的管理和投資工作，真正做到使外匯儲備惠及民眾。我國政府既要堅(jiān)持外匯儲備多元化策略，分散外匯儲備外部風(fēng)險，又要采取更靈活的方式“藏匯于民”，增強(qiáng)普通民眾外匯投資意識，改變目前外匯儲備以美元債務(wù)為主存在的局面，使民眾分享經(jīng)濟(jì)成果。

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Macroeconomic Impacts on the Growth of China's Foreign Exchange Reserves：Based on Variable Time－varying Parameter State Space Model

MA Ye－chi
（School of Economics，Northeast Normal University，Changchun 130117，China）

The growth of foreign exchange reserves have significant impacts on the country's macroeconomic development In this paper，we choose China's total investment，total savings and total exports as the study object to analyze the macroeconomic effects of different periods of foreign exchange reserves through the state－space model．The empirical results show that foreign exchange reserves had negatively correlated with consumption from 1993to 1997and had negatively correlated with investment from 1993to 2003．At other times，the foreign exchange reserves would increase consumption，investment and exports．However，the impact of foreign exchange reserves of the three macroeconomic variables decreased after 2000．

Macroeconomic Effects；Foreign Exchange Reserves；the State－space Model

F224．0

A

1001－6201（2014）03－0105－07

［責(zé)任編輯：秦衛(wèi)波］

2014－02－28

國家社科基金項(xiàng)目（10BJY076）；教育部人文社會科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目（13YJC790083，12YJCGJW005）；東北師范大學(xué)哲學(xué)社會科學(xué)校內(nèi)青年基金項(xiàng)目（中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助）（11QN028）。

馬野馳（1982－），男，滿族，吉林伊通人，東北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。