论我国外汇储备规模的影响因素.docx

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1、论我国外汇储藏规模的影响因素摘要：加入WTO后，我国外汇储藏余额持续快速增长，迄今已稳居世界第一位，反映出我国国际支付 能力空前宽裕。然而外汇储藏规模过大，会造成外汇资源的闲置浪费以及国内货币供给的过快，冲击宏观 经济稳定。本文运用多元线性模型的分步回归法，对我国外汇储藏规模的影响因素进行实证分析，进而提 出实行外汇储藏适度规模管理的政策建议。关键词：外汇储藏，多元线性回归法，影响因素，实证分析一、我国外汇储藏概况图1反映的是我国以当年价格计算的外汇储藏变动情况，1995年我国外汇储藏额仅为735. 97亿美 元，1996年我国外汇储藏超过1000亿美元，此后开始平稳上升；尤其在加入WTO后，

2、我国外汇储藏额增 势迅猛，2001年末跨过2000亿美元的门槛；2006年2月末，外汇储藏到达8536亿美元，超过日本成为 全球外汇储藏最多的国家；截至2012年末，我国外汇储藏余额为33, 115. 89亿美元。从图2来看，我国 外汇储藏的增速尽管在2007年金融危机后有所放缓，但仍然超过10%,处于高位水平，伴随着国内外经济 形势的回稳，未来外汇储藏增速上行的可能性也在增加，可以预期我国外汇储藏规模将在未来较长段时 期内处于全球第一的水平。40000外汇储藏（亿美元）2006年至今，我国一直是世界第一大外汇储藏国，高额的储藏规模是政府干预经济的有力保障。与此 同时，巨额外汇储藏所带来的影响

3、也不容忽视，外汇储藏的低收益以及由此引发的货币超额供给等问题口 益突出，对我国经济的健康、稳定运行形成阻碍。因此，探析我国巨额外汇储藏的影响因素并提出合理的 应对策略，成为当前金融理论与实务界关注的焦点。二、研究理论及数据和模型选择（一）、经济学理论一国外汇储藏水平主要取决于该国的经济开展水平与开展阶段。国际收支理论认为，从供给角度分析, 影响我国外汇储藏的主要因素是国际收支和货币供应量；从需求角度分析，外汇储藏是国货币汇率保持 稳定的坚实后盾.，而且外汇储藏也是一国对外支付和偿债能力的保证，并与一国经济开展水平密切相关。（二）、数据选取根据中国统计年鉴（2013）和中国人民银行公布的统计资料

4、，本文选取如下变量作为影响外汇储 备规模的主要因素：进出口规模、贸易差额的波动幅度、实际利用外资情况、国际收支经常账户变动、国 家每年外债规模及汇率变动。本文通过分步回归的多元线性模型进行实证分析，探讨上述变量对我国的外 汇储藏规模的影响程度，以及具体影响力大小。本文样本年限为19902012年，计量分析软件采用 Eviews3. 0。外汇储藏及其影响因素数据表外汇储藏进出口贸易国家外债余FER差额 NX国内生产总值额DEB年均汇价FP（1（亿美元）（亿美元）GDP （亿美元）（亿美元）美元）1990110. 9387.43905. 4525.54. 781991217. 1281.24094

5、. 3605.65. 321992194. 4343.54886. 3693.25.511993211.99-122.26134.4835.75. 761994516. 2054.05591.4928. 18. 621995735. 97167.07280. 71,065. 908. 3519961050. 29122.28565. 81, 162. 808.3119971398. 90404.29514.81,309. 608.319981449. 59434.710193.51,460. 408. 2819991546. 75292.310830. 61,518.308. 28200016

6、55. 74241. 111982.41,457. 308. 2820012121.65225.513243.42, 033. 008. 2820022864. 07304.314532.92, 026. 308. 2820034032.51254.716403. 72, 193. 608. 2820046099. 32320.9193092, 629. 908. 2820058188.721020. 022580. 92, 965. 408. 19200610663. 401775.227141.13, 385. 907. 97200715282. 492643. 4349753, 892.

7、 207.6200819460. 302981.245186.43,901.606. 95200923991. 521956. 949912.64, 286. 506. 83201028473. 381815. 159307.75, 489. 406. 77201131811.481549.073235.96, 950. 006.46201233115. 892303. 182241.27, 369. 906.31（三）、回归模型在构建的多元线性回归模型中，FER是当年外汇储藏量，NX是进出口贸易差额，GDP为国内生产总值, DEB是国家外债余额，FP是年均汇价，具体如下：FER= B 0+

8、B 1*GDP+B 2*NX+B 3*DEB+B 4*FP其中：BO是常数项，Bl、B2、B3、B 4分别为相对应的解释变量对于被解释变量的影响程度，口 t是随机误差项，包括其他因素的随机影响。三、参数估计（一）、进行最小二乘法回归估计运用Evicws3. 0软件进行最小二乘法回归估计得表所示结果Dependent Variable: FER Method: Least Squares Date: 06/18/14 Time: 15:27 Sample: 1990 2012Included observations: 23VariableCoefficieStd. Errort-Statist

9、iProb.ntcNX1.0342120.5003042.0671670. 0534(；I)P0.4992330.0980785.0901370.0001DEB-0.7004361. 102215-0. 6354800.5331FP-310.3082292. 0957-1.0623510.3021C-28.910431977. 673-0.0146180. 9885R-squared0.988920Mean dependent var8486.637Adjusted R-squared0.986457S. 1). dependent var11096. 40S. E. of regressio

10、n1291.315Akaikeinfo 17. 35437criterionSum squared resid30014898Schwarzcriterion17. 60122Log likelihood-194. 5753F-statistic401.6279Durbin-Watson stat1.280692Prob(F-statistic)0.000000变量DEB和FR未通过置信度为0. 05的t检验。考虑自变量存在多重线性相关。（二）、运用逐步分析估计法解决线性相关问题将变量逐步引入模型P0 (常数)P 1 GDP)02 (NX)0 3 (DEB)34(FP)NDWFER=f(GDP

11、)-2765. 908(-6. 478763)0.478345(36.48129)-0.9844660.688957FER=f(GDP, NX)-2790. 896(-6.912767)0.445591(20. 78741)0. 965275(1.872764)-0.9867840.921042FER=f(GDP, NX, DEB)-2017. 487(-3. 150507)0.561585(7. 122763)0.978479(1.959989)-1.376768(-1.524996)0.98s2251.230808FER=f(GDP, NX. FP)395.9571(0.216157)0.

12、438365(21.11299)1.048992(2.132704)-417. 5225(-1.779165)0.9886711. 197515FER=f(GDP, NX, DEB, FP)-28.91043(-0.014618)0.499233(5. 090137)1.031212(2. 067167)-0. 700136(-0.635480)-310. 3082(-1.062351)0.9889201.280692结果分析：第一， 在FER=f（GDP）中引入变量NX,使Ri由0.984466提高到0.986784, B 1、B 2为正号合理，进行t检验都显著。第二， 模型中引入DEB,

13、R2由0.986784提高到0.988225,虽然GDP与DEB, NX与DEB均高度相关，但 DEB的引入对参数8 1、B2的影响不大，可能是多余变量，暂时删除。第三， 舍去DEB,引入FP, R2由0.986784提高到0.988671,但对参数B 1、B 2的影响也不大，与引入 DEB的效果相同。第四， 最后引入变量DEB, R?几乎没有增加，B3、B4却不显著了，所以DEB与FP存在线性相关关系， DEB与FP的效果基本相同，所以舍去其中一个，舍去DEB得到回归模型FER=f(GDP,NX,FP)(三)、序列相关问题回归模型FER=f(GDP, NX, FP)中DW=1. 197515

14、,说明随机误差项d之间存在序列相关性。在模型中加入FP的滞后变量,运用迭代法得如下估计：Dependent Variable: FERMethod: Least SquaresDate: 06/18/14 Time: 16:33Sample(adjusted): 1993 2012Included observations: 20 after adjusting endpointsConvergence achieved after 10 iterationsVariableCoefficieStd. Error t-StatistiProb.ntcGDP0. 4029100.02224718

15、. 110490. 0000NX1.9440100. 4744584.0973320. 0010FP-580. 4331166. 9731-3. 4762080. 0034C1672. 1491348.6261.2398910. 2341AR (3)-0. 9906030.278727-3. 5540230. 0029R-squared0.992310Mean dependent var9733. 508Adjusted R-squared0.990259S. D. dependent var11402. 84S. E. of regression1125.431Akaikeinfo17.10

16、204criterionSum squared resid18998927Schwarz criterion17.35097Log likelihood-166.0204F-statistic483. 8706Durbin-Watson stat1.856949Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.50+. 8.50-1.00_6i二.86 i该模型的随机误差项存在三阶序列相关，即d = P + J经过9次迭代后收敛，P的估计值为-0. 990603,并且t检验显著。DW=1. 856949, n=23, k=3d,. =1.08 , di =1

17、.66 , di DW4-小,说明模型已不存在序列相关性。因此，外汇储藏量与国内生产 总值、进出口贸易差额、年均汇价的回归方程为:FERt=0. 40291 OGDPt +1. 944010NX,+-580. 4331FPt+ -0. 990603FPt-3+1672. 149AR(3)= -0. 990603四、检验(一)、经济意义：模型 FER产0.402910GDP,+L944010NXt+-580.4331FPt+-0.990603FPt+1672. 149,表 明外汇储藏与GDP成正相关，GDP每增加1单位，外汇储藏增加0.402910,外汇储藏与进出口贸易差成正 比，进出口贸易差;

18、出口-进口，说明出口增加那么外汇储藏增加，B3、B4为负，证明外汇储藏与汇率成反比。经分析该模型符合经济意义。（二）、统计检验：各自变量的I值均符合检验，说明估计参数显著不为0, F=483.8706,方程显著不为0, R、O. 992310回归直线拟合度良好。40000，厂-30000，厂-3000094 96 98 00 02 04 06 08 10 12Residual Actual Fitted该图为模型的拟合图，从图中来看具有较好效果。（三）、计量经济检验：n=23, k=3查表得di =1.08 , d =1.66 d1 DW=1. 8569494- d，说明模型已 不存在序列相关

19、性。GDP=f （NX, FP）的片=0.678528, NX=f （GDP, FP）的 R?= 0. 668796, FP=f （GDP, NX）的 R?= 0. 050404,所以解释变量之间不存在多重共线五、模型结论（一）、高负债是影响我国外汇储藏增长的决定因素从回归模型的结果可知，当期外债余额及其前一年的外债余额是影响我国外汇储藏的主要原因。通常 一国外债规模越大，短期外债越多，还本付息的压力就越大，为维持清偿能力，需要的国际储藏就越多。 随着国际资本的迅猛流入，我国外债余额也急剧膨胀，并成为我国外汇储藏增长的最主要来源。负债与持 有外汇储藏都需要本钱，尽管通过适度负债增加投资，能够加

20、快经济开展，但也需要权衡在不同阶段负债 所发挥的效力与持有的本钱。（二）、人民币汇率是影响我国外汇储藏需求量的重要因素近几年来，面对国际市场对人民币升值预期的加大，我国又一次对人民币汇率制度进行了改革，实行 以市场供求为基础、参考“一篮子”货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。央行被迫在外汇市场上购买 因进出口贸易和外商直接投资增长所带来的外汇（其中主要以美元为主），特别是对人民币升值的预期、短 期外债快速增多、投机性外汇资本的流入，对外汇储藏增长起了推波助澜的作用，这也导致了我国外汇储 备的持续被动增加。（三）、外汇储藏与GDP、净出口的影响关系外汇储藏表达一个国家的综合国力，是国家信用的保证

21、，模型显示我国GDP增长与外汇储藏增长保持 相对稳定的关系，GDP并非带动外汇储藏增加的主要原因。另外，从理论上看，出口贸易差额的变化与外 汇储藏具有很高的相关性，从而间接影响外汇储藏的适度规模，进口规模的大小，直接影响占用的外汇资 金总量，即一国占用的外汇资金越多，发生逆差的可能性及数额往往就越大，理论上要求保持较多的外汇 储藏。而我国现实与经济理论大相径庭，外汇储藏快速增长一直伴随着大量贸易顺差，净出口这个变量难 以构成影响我国外汇储藏的主要因素。六、政策建议(一)、适当减少外债余额，降低风险实证研究发现，影响我国外汇储藏规模的重要因素是外债余额的增加，我国外债的主要形式是对外国 金融机构

22、与跨国企业的贷款、债券、工程融资等，当然还包括外国居民的在华存款。适度调整金融对外政 策，大力扶持国内企业、金融机构在国际贸易与投资中发挥更大作用，能够明显降低外汇储藏高企的负面 影响。另外，国际热钱实质上是为追求汇率变动利益的投资性负债，随着人民币的升值预期持续以及外币 和人民币之间的利差扩大，大量投机性资金涌入我国，这既扩大了我国外汇储藏规模，也冲击到国内金融 市场，带来宏观经济的不稳定，亟须密切关注国际热钱的流向并加强监管。(二)、完善人民币汇率形成机制近几年来，随着国际市场对人民币升值预期的加大，央行被迫在外汇市场上购买因进出口贸易和外商 直接投资增长所带来的外汇，导致我国外汇储藏的被

23、动增加，人民币汇率的稳定有助于外汇储藏规模的稳 定。另外，人民币兑换美元汇率的持续上升会使美元贬值风险加剧，导致以美元为主的外汇储藏不断缩水。 因此，我国外汇市场应该多元化开展，扭转人民币单边升值预期，特别是应鼓励私人、企业参与到外汇市 场，适当增加黄金或者欧元等其他货币的持有量，分散外汇市场风险。(三)、扩大中资企业对外直接投资经济增长与外汇储藏规模并无矛盾，并且外汇储藏的合理运用也能够促进经济的长远开展。在后金融 危机背景下，国内经济增速有所放缓，局部企业出现产能过剩，动用外汇储藏或以外汇储藏为担保，支持 中国企业海外并购和市场扩张，加大中国企业对重要资源、高新技术等战略性物质的海外投资，能提高中 资企业国际竞争力，增强我国经济开展的后劲，实现从“藏汇于国”到“藏汇于企”的转变，真正实现外 汇储藏的保值增值。参考文献：口(美)罗伯特特里芬.黄金与美元危机一一自由兑换的未来M.北京:商务印书馆，1997.2王永中.中国外汇储藏的构成、收益与风险J.国际金融研究，2011, (1).3张亮.我国外汇储藏增长过快的深层次原因及其优化路径分析J.当代经济管理，2011, (5).4胡燕京，高向艳.中国外汇储藏规模及其影响因素的实证分析J.海南金融，2005, (2).5余德容.外汇储藏的增长对我国经济的影响J.浙江金融，2005, (4).