何金旗 姚元凱

[摘 要]近幾年我國外匯儲備規(guī)模一反以往連續(xù)上升的常態(tài)，出現(xiàn)了大幅下降的趨勢。我國外匯儲備規(guī)模變動的成因是否發(fā)生了轉(zhuǎn)變，成為關注熱點。運用主成分分析法，對影響我國外匯儲備的因素進行實證研究。研究發(fā)現(xiàn)，外匯儲備規(guī)模變動的主要影響因素是對外經(jīng)濟開放程度，除此之外，匯率水平也有作用。我國在前幾年低匯率水平情況下，為了穩(wěn)定匯率水平而使用外匯儲備，成為外匯儲備規(guī)模下降的主導因素。

[關鍵詞]外匯儲備；主成分分析法；對外開放；匯率水平

[中圖分類號]F832

[文獻標識碼]A

[文章編號]2095-3283（2018）04-0093-06

Abstract： In recent years， the scale of Chinese foreign exchange reserves have a significant downward trend instead of rising in recent years. Many people are concerned about whether the cause of the change of foreign exchange reserves has changed. In this paper， we use principal component analysis to analyze the factors that influence Chinese foreign exchange reserves. It is found that the main influence factor of the change of foreign exchange reserve is the degree of opening to the outside world. In addition， the exchange rate also has a role. We believe that in the past few years， in the low exchange rate level of China， the use of foreign exchange reserves to stabilize the exchange rate has become a leading factor in the decline of foreign exchange reserves.

Keywords： Foreign Exchange Reserve； Principal Component Analysis； Opening to the Outside World； Exchange Rate

一、引言

我國外匯儲備規(guī)模長期以來一直保持高速增長，2006年2月底超越日本成為全球最大外匯儲備國，2014年6月末我國外匯儲備余額攀升至歷史峰值39932億美元，約占全球外匯儲備總額的1/3。但是自2014年7月以來，我國的外匯儲備余額卻呈現(xiàn)出不斷下降趨勢。2017年1月末，我國外匯儲備余額降至29982億美元，較歷史峰值已下降了近萬億美元，在短短的兩年半時間我國的外儲規(guī)模縮減近25%，外匯儲備量已相當于6年前的水平，其降幅之大、降勢之持久，在我國歷史上均屬首次。一時之間，關于貨幣當局究竟應該保匯率還是保儲備的爭論不斷（余永定，2016；彭波，2017）。幸運的是，自2017年2月開始，外匯儲備規(guī)模逐步穩(wěn)步回升，環(huán)比每月增加100億美元左右，截至2017年12月底，中國外匯儲備規(guī)?；厣?1399億美元。而人民銀行公布的最新數(shù)據(jù)顯示，2018年2月末我國外匯儲備再次下降270億美元，降幅為0.85%。

本文基于這些問題，探索各種影響產(chǎn)生的路徑以及程度，并提出相關政策建議。在內(nèi)需不振、外需疲軟、經(jīng)濟下行壓力加大、美元走強的背景下，深入探討引發(fā)外匯儲備規(guī)模變動的成因。

二、文獻綜述

（一）外匯儲備規(guī)模變動的基本理論

從研究外匯儲備變動的歷史來看，早在20世紀60年代，國外就有很多學者致力于研究和探索外匯儲備，主要的理論學派分為三類：儲備需求理論、貨幣需求理論，以及兩者相結(jié)合的理論，這些研究成果在理論上極大地支持了后續(xù)學者對外匯儲備的研究。

1.儲備需求理論。Heller（1966）研究外匯儲備的變動影響因素，發(fā)現(xiàn)外匯儲備變動受到商品進出口、一國的經(jīng)濟發(fā)展水平、外匯儲備的機會成本以及該國的國際收支狀況等共同作用和影響。P. Kenen 和 Yudin（1965）通過研究發(fā)現(xiàn)，外匯儲備的變動與一國人均收入的變動情況趨于一致。Landel Mill（1989）研究得出外匯儲備的增長率與進口的邊際傾向負相關。

2.貨幣需求理論。Johnson（1958）提出，剔除國內(nèi)信貸總額對外匯儲備的影響，外匯儲備規(guī)模與貨幣超額供給是正相關的，而與貨幣超額需求負相關。當國內(nèi)的貨幣市場出現(xiàn)供大于求的情況時，則該國的外匯儲備需求量就會降低，外匯儲備下降。Calvo（1996）將外匯儲備與廣義貨幣量的比值作為指數(shù)，用來測算國民對外國資產(chǎn)的潛在需求，指數(shù)的大小代表本幣受到的外幣的支撐程度，指數(shù)越大表明本國貨幣越堅挺，說明更信賴本幣，就越少發(fā)生資本流失和外逃的情況，就有更強的抵御金融危機的能力。

3.儲備需求與貨幣需求相結(jié)合理論。Edwards（1985）曾經(jīng)將貨幣需求理論和儲備需求理論相結(jié)合，發(fā)現(xiàn)外匯儲備的變動受到實際和預期的外匯水平以及貨幣市場均衡程度等因素的影響。Borivoje（2015）用發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進行實證研究，認為外匯儲備與國家的經(jīng)濟發(fā)展水平緊密相關。Akinlo（2015）研究發(fā)現(xiàn)證券投資市場對于外匯儲備的需求對外匯儲備規(guī)模變動的影響也很大。

（二）國內(nèi)相關文獻綜述

部分國內(nèi)的研究視野廣闊，立足于全球各國的外匯儲備影響因素，王偉等（2016）通過對121個國家數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、金融開放度等影響外匯儲備的變動。李少昆（2017）研究了全球103個發(fā)展中經(jīng)濟體，發(fā)現(xiàn)除了各國自身內(nèi)部因素以外，美國的貨幣政策對各國外匯儲備有明顯溢出效應。黃嬿和丁劍平（2017）構(gòu)建空間計量杜賓模型，分析了亞洲各國的外匯儲備普遍增長現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)除了本國因素以外，還受到亞洲其他國家外匯儲備的相互影響。

大部分學者的研究較為具體，側(cè)重于國內(nèi)情況，主要集中于運用各類計量方法對影響外匯儲備變動的各類宏觀經(jīng)濟變量，如國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資、外債余額、進出口額、國際收支變動、匯率波動、貨幣供應量等進行分析與預測（許承明，2002；竇祥勝，2005；陳雨童和周光友，2013；谷宇，2013；崔耕禮等，2017）。

從長期和短期來看，吳麗華等（2009）在外匯儲備需求協(xié)整理論的基礎上，分析了儲備需求協(xié)整理論，發(fā)現(xiàn)我國的外匯儲備與FDI、國際收支波動率和進口額存在長期的穩(wěn)定關系，外匯儲備在短期內(nèi)受到FDI、國際收支波動率、匯率浮動、長期均衡差額以及上期實際規(guī)模的影響。王增磊和張恒義（2017）用VAR模型進行實證研究，發(fā)現(xiàn)FDI和凈出口額對外匯儲備有很強的短期影響，人民幣匯率和利率影響較小。

然而，對于外匯儲備的影響因素說法不一。潘莉芳（2008）指出我國外匯儲備的變化與外債余額的相關性不強。劉詞（2014）用VECM模型進行實證研究，發(fā)現(xiàn)除了外匯余額，外商直接投資與外匯儲備變動關系也不大。而何?。?017）用VAR模型進行實證研究，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對外匯儲備增長有明顯促進作用。

三、外匯儲備規(guī)模變動成因的實證研究

（一）變量選取

外匯儲備變動的影響因素繁多，前人也做了很多不同方法的研究，本文對以下主要可能的影響因素進行實證分析。

1.外商直接投資（FDI）。外商直接投資是指外國投資人或外國企業(yè)直接在中國境內(nèi)進行投資的資金總額。外商直接投資的增長說明了中國在國際市場上的競爭力在不斷增強，外國資本流入加速了國內(nèi)外資企業(yè)的發(fā)展，擴大了進出口貿(mào)易規(guī)模。外商直接投資對中國經(jīng)濟發(fā)展來說是一種好的信號，標志著我國的投資環(huán)境優(yōu)越且被國際社會認可。同時，外國企業(yè)的進入為國際貿(mào)易提供了優(yōu)良的平臺，推動了中國企業(yè)產(chǎn)品的出口，創(chuàng)造了不少外匯收入。因此，外商直接投資應當作為外匯儲備的影響因素。

2.國家外債余額（ED）。外債余額是指一國國有商業(yè)銀行及分支金融機構(gòu)向國外金融機構(gòu)所借的未償債務，外債余額的最后結(jié)算是以外幣支付。從1990開始到2016年我國外債余額增長了27倍，這就要求國家有足夠的外匯儲備來平衡外債余額帶來的影響。外債余額的增加必然要求有更多的外匯儲備來保證債務的償還，如果債務到期發(fā)生違約將會對國家的國際公信力產(chǎn)生毀滅性的影響。另外，外債余額也是衡量國家開放程度的指標，外債余額越高，證明我國在國際經(jīng)濟市場的活動越活躍，也從另外一個角度說明我國經(jīng)濟市場與國外的資本有更加密切的交流，我國的經(jīng)濟政策更加寬松。

3.匯率（FOREX）。匯率是一種貨幣兌換另一種貨幣的比率，本文中所用的匯率為美元兌人民幣匯率。我國從1991年4月初開始實行新的匯率管理制度，用浮動的匯率機制代替了以往定期需要大幅度調(diào)整匯率的做法。1994年匯改，人民幣與美元非正式掛鉤，匯率大跌，之后的二十年間匯率水平緩慢上升，匯率一直保持在一個較低的水平，對于外國投資者來說投資成本較低，從而促進了外商投資和國內(nèi)商品出口。隨后長期緩慢增長，直至2015年811匯改之后，人民幣匯率再次下跌，并逐步調(diào)整。人民幣在匯率上升時升值，這表明在國際市場上人民幣的需求量在增加，也就是用外幣購買人民幣的數(shù)量加大，從而推動外匯資金加速流入中國，進一步擴大外匯儲備規(guī)模。因此，在研究外匯儲備時，匯率也是一個必不可少的影響因素。

4.名義利率（NIR）。利率是資金借貸的價格，反映資金的供求狀況。對于市場化的利率水平來說，當資金需求大于資金供給時，利率上升；反之則利率下降。在資本國際化流動的前提下，如果一國國內(nèi)利率水平高于國際利率水平，則會吸引大量外資進入該國。本文選用的利率為中央銀行一年期存款的名義利率。如果一個國家貨幣的利率下降，說明在該國國民消費的機會成本降低，消費者的消費需求就會上升，推動產(chǎn)業(yè)增長，從而出口增加。同時，利率的下降也意味著資金融資成本降低，于是國內(nèi)的企業(yè)投資增加，產(chǎn)出增長，出口增加，從而增加我國的外匯流入，外匯儲備增加。從以上分析可知，利率的變化將會引起外匯的直接變化以及外商投資等的變動，但在排除了匯率和外商直接投資等因素的影響下，名義利率的變動與外匯儲備的增長成正相關?；诿x利率的特殊性，將在之后的模型中進行檢驗。因此，將人民幣的名義利率作為影響外匯儲備規(guī)模的因素十分必要。

5.進出口差額（NX）。一個國家的進出口差額計算方法為該國當年的出口總額減去該國當年的進口總額，它反映了這個國家進出口貿(mào)易的情況，同時也是衡量一個國家經(jīng)濟發(fā)展狀況的主要指標。貿(mào)易順差能夠增加外匯儲備。1990—2016年期間，我國只有在1993年出現(xiàn)過貿(mào)易逆差，其他時間我國進出口貿(mào)易一直都是順差。整體上來看，我國的進出口差額變動趨勢與我國外匯儲備規(guī)模的變動趨勢是一致的?？梢哉f我國商品大量出口帶來了大量外匯的涌入，因此國際貿(mào)易差額是造成我國外匯儲備增長的直接因素。

6.旅游外匯收入（TI）。旅游外匯收入是指國外入境游客在一國進行消費時為該國帶來的直接外匯收入，因此也稱為國際旅游收入。旅游外匯收入對外匯儲備的影響有兩個方面，一是它能直接為我國增加外匯收入，二是旅游外匯收入實質(zhì)上是中國對外開放程度的標志，也體現(xiàn)了國際社會對中國整體的滿意度。這些都對外匯有著重要的影響，進而直接影響到我國外匯儲備的規(guī)模。

（二）實證過程

1.數(shù)據(jù)的處理和檢驗

主成分分析可以解決變量多重線性關系的影響，同時對多個變量進行綜合，是一種解決復雜經(jīng)濟關系的方法。在做主成分分析前，應先對變量進行KMO檢驗和Bartletts球狀檢驗。在處理數(shù)據(jù)之前，先通過SPSS將數(shù)據(jù)標準化。

KMO檢驗的主要目的是判斷變量間是否具有相關性，一般是通過比較各變量間的相關系數(shù)和偏相關系數(shù)的大小來進行。各個變量的相關性越強，且偏相關系數(shù)遠小于簡單相關系數(shù)時，KMO檢驗的值就越大。KMO檢驗的判斷標準：KMO>0.9，非常適合因子分析；0.8

Bartlettis球狀檢驗主要是檢驗相關陣是否是單位陣，也就是它的檢測結(jié)果顯示了受檢測各個變量是相互獨立。Bartletts球狀檢驗的零假設H0是“相關系數(shù)矩陣是一個單位陣”。如果在檢測結(jié)果中巴特利球形檢驗的統(tǒng)計計量的P值小于給定的顯著性水平，就認為相關系數(shù)矩陣顯著地不為單位陣；如果不能拒絕H0，則說明檢測得出的是一個單位矩陣，說明在這些數(shù)據(jù)中沒有公共因子，這樣的情況發(fā)生時就說明不適合做主成分分析。

通過表1可以清楚地看到KMO檢驗統(tǒng)計量為0.826，表明在簡單相關系數(shù)平方和與偏相關系數(shù)平方和所占的比重已達到了82.6%，同時巴特利特球度檢驗的概率Sig值小于0.05，故拒絕原假設。由此可知這6個變量適合做主成分分析。

2.主成分提取

采用SPSS軟件運算，并根據(jù)累計方差貢獻率達到90%以上的主成分選取標準，應用主成分分析提取2個主成分：記F1為第一主成分，F(xiàn)2為第二主成分。通過表2可以得知兩個主成分的方差貢獻率為87.951%，同時可發(fā)現(xiàn)在影響匯率的因素分析中，F(xiàn)1占有很重要的地位，可解釋變量信息總量的67.651%，因此在下面進行分析時給予優(yōu)先考慮。由此可以判定，這兩個主成分已經(jīng)足以合理地解釋外匯儲備的規(guī)模變化，且可以明顯看出外匯儲備受主成分F1的影響最大，F(xiàn)1是外匯儲備變動的最主要因素。

成分矩陣顯示的是前兩個主成分與每個原始變量間的相關系數(shù)，絕對值越大表明此主成分與該原始變量間的相關性越強。通過表3可以看出，在第一個主成分中，其中外商直接投資、外債余額、進出口差額、國際旅游外匯收入的系數(shù)最大，因此在第一主成分中這四個變量是最主要的影響因素。在第二個主成分中，匯率的系數(shù)達到0.932，遠遠大于其他變量，可以認定在第二主成分中最大的影響因素是匯率。并且從表3可知，貢獻率從第一主成分到第二主成分逐級遞減，第一主成分中涵蓋了最主要的影響因素。

我們通過成分矩陣以及特征根可得F1和F2的線性組合方程分別為：

F1=14.059（0.94X1+0.934X2+0.132X3+0.955X4+0.964X5-0.668X6）

F1=11.218（-0.115X1+0.176X2+0.932X3+0.141X4+0.042X5-0.532X6）

3.回歸模型構(gòu)建

由主成分分析可得最終的自變量為：F1為中國的經(jīng)濟開放程度，F(xiàn)2為匯率政策。因而，可設立模型方程如下：

Y=β0+β1F1+β2F2+μi

4.時間序列平穩(wěn)性檢驗

由于本文選取的數(shù)據(jù)為1990—2016年時間序列數(shù)據(jù)，所以首先對序列進行平穩(wěn)性檢驗。序列的自相關圖顯示，F(xiàn)2在做序列平穩(wěn)性檢驗時P值小于0.05，即其本身序列平穩(wěn)。而因變量Y和自變量F1在做ADF檢驗時，其P值大于0.05，因此Y和F1水平值非平穩(wěn)。接著用差分方法處理數(shù)據(jù)，得到表4，在差分后數(shù)據(jù)顯示Y、F1、F2的P值都小于0.05，即變量都是平穩(wěn)的。

然后，運用ADF檢驗殘差μi的平穩(wěn)性得到表5。從表5可以看出t值為-4.474756，它小于1%置信水平下的臨界值-3.831511，故在1%的顯著性水平下可認為是平穩(wěn)序列。利用上述數(shù)據(jù)進行回歸得到的結(jié)果可以認為在長期或者均衡情況具有一定的經(jīng)濟意義。

5.回歸模型的構(gòu)建

對所建立的模型進行回歸分析，運用主成分分析中得到的因子得分就可以將標準化后歷年的主成分直接計算出來，所以直接將三個主成分作為自變量，標準化后的外匯儲備作為因變量進行OLS估計，得表6。

由分析結(jié)果可得回歸方程如下：

Y^=0.907F1+0.15F2+1.262E-16

其中，回歸方程的F檢驗顯著，且各個變量的t統(tǒng)計量在0.1的顯著性水平下都較為顯著，即可以認為這個模型中每一個解釋變量都對Y有顯著性的影響；從擬合優(yōu)度的值來看，調(diào)整的R2=0.833說明了該自變量能解釋因變量的83.3%，模型總體是比較優(yōu)良的。

6.回歸模型的解釋

由模型可以看出，F(xiàn)1和F2與Y都存在正的相關關系。并且由方程自變量的系數(shù)可知，第一主成分的系數(shù)大于第二主成分的系數(shù)，這從另外一個角度說明第一主成分對外匯儲備的影響程度最大，而接下來的第二主成分對外匯儲備規(guī)模的影響遞減。

接下來對兩個主成分進行解釋。在第一主成分中，變量系數(shù)較大的是FDI、進出口差額、外債余額、旅游外匯收入，它們對外匯儲備規(guī)模的影響也是最大的，可以解釋為中國的經(jīng)濟開放程度。在第二主成分中，匯率的系數(shù)遠大于其他變量，因此第二主成分代表美元兌人民幣匯率的趨勢。

第一主成分代表我國的經(jīng)濟政策開放程度。隨著我國改革開放的深入發(fā)展，我國的經(jīng)濟政策也有了很大的變化，從1990年以后我國逐步放開市場經(jīng)濟的限制，引進外資、加大出口額度、借入外國資金來拉動和發(fā)展本國經(jīng)濟，同時創(chuàng)造更加開放和優(yōu)越的投資環(huán)境來吸引外國公眾的注意力，提升了本國的國際形象。這是導致外匯儲備上漲的直接原因，同時也是最主要的部分。第二主成分代表人民幣兌美元匯率的趨勢，它與外匯儲備規(guī)模呈正相關。這主要與我國的外匯管理制度有關，當匯率降低時表示在市場上外幣過多，人民銀行可以通過購買回收多余的外匯量，這就導致了在匯率長期走低的情況下，國內(nèi)的外匯儲備也會逐漸增加。

四、研究結(jié)論與政策建議

通過以上分析可得出，我國外匯儲備的增長是多方面因素共同作用的結(jié)果。通過對1990年以來我國經(jīng)濟數(shù)據(jù)的主成分分析，得到了主成分回歸的方程，它反映了中國的經(jīng)濟政策開放程度和人民幣兌美元匯率的趨勢對外匯儲備的影響，可以看出：中國的經(jīng)濟政策開放程度越強，則外匯儲備越大；人民幣兌美元匯率越高，則外匯儲備的規(guī)模越大。

（一）外匯儲備規(guī)模下降是多種因素共同作用的結(jié)果

外商直接投資、進出口差額、旅游外匯收入、外債余額，與外匯儲備規(guī)模呈正相關關系，匯率水平也與外匯儲備規(guī)模有正向作用，這些因素對我國外匯儲備的影響并不是單一層面的，有些影響因具有較強的傳遞性，這些影響因素的變動可能會引起其他因素的改變，從而一起對外匯儲備規(guī)模造成影響。因此，一個合理的外匯儲備規(guī)模需要綜合考量和研究多方面因素的影響。

（二）外匯儲備規(guī)模下降主要受政府干預匯率的影響

一方面，匯率的長期走低會導致國內(nèi)長期的貿(mào)易順差，進而央行的結(jié)售匯制度會導致外匯儲備規(guī)模的增長；反之，高水平的匯率會降低外匯儲備的規(guī)模。同時，相對來說外幣價值的提升會帶來外匯儲備估值的相應提高，外匯儲備也會增長。另一方面，人民幣匯率長期處于低值水平導致雙順差格局難以改變，同時失去了升值預期不利于人民幣的國際信譽與國際化進程，進而不利于我國的宏觀政策方向調(diào)整。所以國家會利用高額的外匯儲備中的一部分進行外匯市場的干預，以提高我國的人民幣匯率水平。從現(xiàn)狀來看，明顯后者的效應更強。政府為了穩(wěn)定匯率使用了大量的外匯儲備，其效果也顯而易見。

（三）外匯儲備應是宏觀調(diào)控的“戰(zhàn)略儲備”

外匯儲備主要受對外開放的影響較大，中國的經(jīng)濟政策可以側(cè)重于拉動內(nèi)需，改善進出口結(jié)構(gòu)，從而避免長期的貿(mào)易順差導致的外匯大量積壓。而我國的高額外匯儲備應在合適的時候使用，以調(diào)節(jié)宏觀市場。中國的外匯儲備應該是人民幣國際化進程中的“戰(zhàn)略儲備”，合理利用外匯儲備調(diào)節(jié)國內(nèi)市場環(huán)境，才是我國巨額外匯儲備的應用之處。

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（責任編輯：喬虹）