常艷華

摘 要：本文分析了近年來我國外匯儲(chǔ)備的現(xiàn)狀，影響我國外匯儲(chǔ)備規(guī)模的主要因素并利用EVIWS統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)影響我國外匯儲(chǔ)備規(guī)模的因素進(jìn)行了回歸分析，在此基礎(chǔ)上嘗試對(duì)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的優(yōu)化提出建議。

關(guān)鍵詞：外匯儲(chǔ)備；多元回歸；影響因素

1 引言

外匯儲(chǔ)備又稱為外匯存底，指一國政府所持有的國際儲(chǔ)備資產(chǎn)中的外匯部分，即一國政府保有的以外幣表示的債權(quán) 。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)。狹義而言，外匯儲(chǔ)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(duì)外債務(wù)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、國外銀行存款、國外有價(jià)證券等。外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國家國際清償力的重要組成部分，是衡量我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)是否平衡的一個(gè)重要指標(biāo)，但外匯儲(chǔ)備并不是越多越好，要更好的發(fā)揮其調(diào)節(jié)一國經(jīng)濟(jì)的作用，需要一個(gè)適度的水平。

2 文獻(xiàn)綜述

對(duì)于外匯儲(chǔ)備問題，我國的研究主要源于1997年亞洲金融危機(jī)的爆發(fā)，和近十幾年外匯儲(chǔ)備規(guī)模的爆發(fā)性增長。武劍（1998）通過研究認(rèn)為影響我國外匯儲(chǔ)備需求的因素主要有以下三點(diǎn)：外債、外國直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易；許承明（2001）對(duì)1990-1999年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得到：在不考慮資本轉(zhuǎn)移部分的前提下，我國外匯儲(chǔ)備規(guī)模由52%的經(jīng)常項(xiàng)目余額和48%的資本與金融項(xiàng)目余額構(gòu)成；胡燕驚、高向燕（2005）認(rèn)為一國外匯水平取決于該國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；巴曙松、朱元倩（2007）利用廣義可加模型選取了有效匯率、利差、銷售品零售總額、對(duì)外貿(mào)易進(jìn)行研究；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、外債余額以及年均匯價(jià)對(duì)外匯儲(chǔ)備進(jìn)行研究；而茆健則利用時(shí)間序列分析對(duì)進(jìn)口、外債余額、出口、外商直接投資及匯率對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

3 中國外匯儲(chǔ)備的現(xiàn)狀

從來源上看我國的巨額外匯儲(chǔ)備主要來源于國際收支的雙順差即經(jīng)常賬戶順差與資本金融項(xiàng)目順差。改革開放后，我國對(duì)外合作加深，大量具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品輸出到國外，而國內(nèi)廉價(jià)的勞動(dòng)力和豐富的自然資源以及中央和地方政府“招商引資”的優(yōu)惠政策，吸引大量外資來華投資再加上我國長期以來“鼓勵(lì)出口、限制進(jìn)口”，形成了龐大的外匯儲(chǔ)備。從總量上看，1994年我國外匯進(jìn)行重大改革，實(shí)行以市場為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度，外匯儲(chǔ)備不斷增長，從1994年的516.2億美元到1996年首次突破1000億美元。近十年，更是以前所未有的高速增長，在2013年12月達(dá)到38213.15億美元。從結(jié)構(gòu)上看，當(dāng)前形勢下，我國外匯儲(chǔ)備幣種中美元占比較大，約有65%，結(jié)構(gòu)單一。

4 我國外匯儲(chǔ)備規(guī)模的影響因素分析

4.1 定性分析

1國內(nèi)生產(chǎn)總值

國內(nèi)生產(chǎn)總值代表著一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，生產(chǎn)和貿(mào)易能力越高，外匯需求越大。

2短期外債余額

充足的外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國家進(jìn)行外債融資的信用保證。外匯儲(chǔ)備規(guī)模至少應(yīng)該保證短期內(nèi)即將到期的外債余額的償還與支付，短期外債規(guī)模越大，外匯需求越大。

3進(jìn)出口比率

出口貿(mào)易額大于進(jìn)口貿(mào)易額，順差會(huì)增加一國外匯儲(chǔ)備，反之，出口貿(mào)易額小于進(jìn)口貿(mào)易額，逆差會(huì)使一國外匯儲(chǔ)備減少，一國外匯儲(chǔ)備的多少與該國的凈出口密切相關(guān)，但由于進(jìn)出口貿(mào)易差額可能有負(fù)值的情況，采用進(jìn)出口比率。

4實(shí)際利用外資

隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，大量外資涌入中國，但外商投資經(jīng)過一段時(shí)間后會(huì)收回投資和利潤，而利潤匯出需要用外匯結(jié)算。因而，利用外資規(guī)模越大，外匯儲(chǔ)備需求也越大。

5匯率

匯率對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響主要體現(xiàn)在匯率的變化會(huì)引起對(duì)外貿(mào)易的波動(dòng)，一般來說，一國貨幣貶值，有利于貨物出口，抑制進(jìn)口，外匯儲(chǔ)備增加，相反如果一國貨幣升值，則會(huì)促進(jìn)該國的進(jìn)口，相應(yīng)抑制出口，外匯儲(chǔ)備減少。

4.2 實(shí)證分析

根據(jù)以上的定性分析，本文選取上述五個(gè)主要因素作為自變量，外匯儲(chǔ)備作為被解釋變量，將它們?nèi)?duì)數(shù)后建立多元線性回歸模型如下：

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+μ

其中表示將將外匯儲(chǔ)備取對(duì)數(shù)，分別表示對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值、短期外債余額、進(jìn)出口比率、實(shí)際利用外資、美元兌人民幣匯率取對(duì)數(shù)。μ表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

利用OLS法估計(jì)函數(shù)模型，得到如下回歸結(jié)果：

Dependent Variable： LNY

Method： Least Squares

Date： 05/05/14 Time： 23：25

Sample： 1994 2012

Included observations： 19

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -2.487688 1.194734 -2.082211 0.0576

LNX1 1.731056 0.289624 5.976913 0.0000

LNX2 0.134898 0.089977 1.499252 0.1577

LNX3 0.679582 0.442543 1.535631 0.1486

LNX4 0.479733 0.451473 1.062596 0.3073

LNX5 -4.036557 1.143439 -3.530191 0.0037

R-squared 0.994947 Mean dependent var 8.454428

Adjusted R-squared 0.993004 S.D. dependent var 1.383780

S.E. of regression 0.115746 Akaike info criterion -1.222752

Sum squared resid 0.174162 Schwarz criterion -0.924508

Log likelihood 17.61615 F-statistic 511.9491

Durbin-Watson stat 0.903298 Prob（F-statistic） 0.000000

t值 -2.0822 5.9769 1.4993 1.5356 1.0626 -3.5302

=0.9930 F=511.9491 t0.025（13）=2.16 F0.05（5，13） =3.02

從上述結(jié)果可以看出=0.9930表明模型的擬合優(yōu)度較高；F=511.9491說明在0.05的水平下模型的整體線性關(guān)系顯著成立，即模型對(duì)被解釋變量外匯儲(chǔ)備的解釋程度高達(dá)99.30%；但是，t檢驗(yàn)只有國內(nèi)生產(chǎn)總值LnX1，美元兌人民幣匯率LnX5通過。因此初步判斷解釋變量之間產(chǎn)生了嚴(yán)重多重共線性。

多重共線性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)多重共線性，利用EVIEWS可得解釋變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)矩陣：

因?yàn)閘nX1與lnX2、lnX4、lnX5，lnX2與lnX4、lnX5，lnX4與lnX5的相關(guān)系數(shù)較高，均在0.77以上，故可推斷解釋變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性。

為克服多重共線性的影響，采用逐步回歸法重新建立回歸模型將LnY1分別對(duì)LnX1，LnX2，LnX3，LnX4，LnX5進(jìn)行單獨(dú)回歸，以最大者作為回歸的基礎(chǔ)，依據(jù)變量的重要性并比較回歸結(jié)果中的及t值的絕對(duì)值，可知宜選擇

為基礎(chǔ)模型，將其余變量逐個(gè)引入基礎(chǔ)模型做回歸，最終我們得到最優(yōu)模型為

t值 -6.3331 8.8693 4.0617 2.3446

=0.9881 DW=1.2604

在為0.05的顯著性水平下，各統(tǒng)計(jì)量均顯著，=0.9881整體回歸效果很好，F(xiàn)值為497.6255整體線性回歸效果顯著。所以，外匯儲(chǔ)備可以很好的被國內(nèi)生產(chǎn)總值、短期外債余額和進(jìn)出口比率所解釋。

自相關(guān)檢驗(yàn)

因?yàn)樵?.05的顯著性水平，DW的統(tǒng)計(jì)量分布的臨界值表（樣本容量n=19，解釋變量個(gè)數(shù)k=3），可得，，所以依據(jù)DW檢驗(yàn)的判斷規(guī)則，無法判斷模型是否存在自相關(guān)。

進(jìn)一步利用LM檢驗(yàn)法對(duì)自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。令輔助回歸模型中滯后殘差項(xiàng)數(shù)，即滯后階數(shù)P=1，利用EVIEWS得到LM檢驗(yàn)的部分輸出結(jié)果如表所示：

因?yàn)長M的P值為0.1608，大于0.05，故在0.05的顯著性水平下認(rèn)為模型不存在自相關(guān)

異方差檢驗(yàn)

在EVIEWS條件下利用懷特檢驗(yàn)的部分輸出結(jié)果如下表所示

由表可知Obs*R-squared的P值為0.5966，在0.05的顯著性水平下，接受原假設(shè)即可以認(rèn)為模型不存在異方差。

綜上，最終模型確定為

t值 -6.3331 8.8693 4.0617 2.3446

=0.9881 DW=1.2604

5 研究結(jié)論與建議

本文通過對(duì)影響我國外匯儲(chǔ)備的因素進(jìn)行多元線性分析，得出結(jié)論認(rèn)為影響外匯儲(chǔ)備的主要因素為國內(nèi)生產(chǎn)總值、短期外債余額和進(jìn)出口比率。且都對(duì)外匯儲(chǔ)備產(chǎn)生正向影響。國內(nèi)生產(chǎn)總值、短期外債余額、進(jìn)出口比率每增長1%，外匯儲(chǔ)備分別平均增長1.1596%，0.3049%，1.238%。我國應(yīng)該進(jìn)一步放寬用匯限制，完善政策，加快企業(yè)“走出去”步伐，支持具有競爭力的大型企業(yè)擴(kuò)大海外投資；運(yùn)用外匯進(jìn)口關(guān)鍵設(shè)備、原材料以加快國內(nèi)技術(shù)改造的步伐。

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