我國外匯儲備規(guī)模影響因素實證分析

【摘 要】近年來，我國外匯儲備急劇攀升，而對其快速增長的原因各持己見。本文選取1990～2009年的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整理論，對我國外匯儲備規(guī)模的影響因素進行實證分析，得出外債和進出口的增長是我國外匯儲備增長的主要原因。

【關鍵詞】外匯儲備；外債；進出口；協(xié)整

近年來，我國外匯儲備急劇攀升。2006年2月我國外匯儲備為8536.72億美元，趕超日本成為世界第一外匯儲備大國；截至2011年底，我國外匯儲備為31811.48億美元。對于我國外匯儲備快速增長的原因，學者各持己見，本文選取1990～2009年的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整理論，對我國外匯儲備規(guī)模的影響因素進行實證分析。

一、指標的選取與數(shù)據(jù)預處理

從國際收支平衡表上看，一國的外匯儲備來源于國際收支順差。在具體影響我們國家的外匯儲備數(shù)量因素中，主要是國際收支的波動，資本與金融項目中的外商直接投資，本文分別以經(jīng)常項目中的進出口差額、外商實際投資額代表。另外，經(jīng)濟規(guī)模、廣義貨幣供應量、外債以及匯率對外匯儲備也有著重要的影響。

因此，本文分別以GDP、TR、DEB、FDI、M2、A作為經(jīng)濟規(guī)模、進出口差額、外債余額、外商直接投資、貨幣供應量、年均匯率的代表。使用1990年～2009年的年度數(shù)據(jù)進行外匯儲備因素的實證分析。為了既不改變原有數(shù)據(jù)的性質(zhì)，又容易得到平穩(wěn)序列。我們對原始數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換。1990年～2009年間，除了1993年我國貿(mào)易均為順差，為了不影響統(tǒng)計結果，因此對1993年的LnTR賦值為0。

二、單位根檢驗

首先對各指標進行單位根檢驗，又稱差分平穩(wěn)過程和單整過程。

第一步，用ADF法對指標對數(shù)序列進行單位根檢驗，單位根檢驗方程包括常數(shù)和時間趨勢。經(jīng)檢驗，在5%的顯著水平下，LnFRR、LnGDP、LnTR、LnM2、LnDEB、LnA都是原階非平穩(wěn)序列。

第二步，用ADF法繼續(xù)檢驗指標對數(shù)序列一階差分后的平穩(wěn)性，考查其是否一階單整。經(jīng)檢驗，在10%的顯著性水平下，LnFRR、LnTR、LnFDI、LnM2、LnDEB、LnA的一階差分序列為平穩(wěn)序列。

故而FRR、M2、TR、FDI、DEB、A均為一階單整，五個變量均具備與FRR存在協(xié)整關系的條件。

三、協(xié)整檢驗

本文采用Engle-Granger兩步法，來確定LnFRR和LnTR、LnFDI、LnM2、LnDEB、LnA之間是否存在協(xié)整關系。第一步用LnFRR對其余各變量作普通最小二乘法線性回歸并得到殘差序列；第二步對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，若殘差序列平穩(wěn)，則變量間存在協(xié)整關系，否則不存在協(xié)整關系。經(jīng)過以上兩步驟的檢驗，LnTR、LnM2、LnDEB與LnFRR具有協(xié)整關系。

四、模型的建立

從上述檢驗結果可知，LnTR、LnM2、LnDEB三個指標對外匯儲備存在協(xié)整關系。采用逐步回歸分析法，得到回歸方程：

LnFRR=-10.02024+0.106430*LnTR+2.300716*LnDEB （1）

該模型剔除了貨幣供應量這一指標，說明貨幣供應量對我國外匯儲備規(guī)模的影響并不顯著。

從該模型顯著性結果看，R-squared和Adjusted R-squared都接近1，回歸方程擬合效果非常好，Prob（F-statistic）為0，反映變量間呈高度線性，回歸方程高度顯著。估計殘差序列e為平穩(wěn)序列，協(xié)整關系存在。

五、統(tǒng)計檢驗的結果分析

通過對1990年～2009年我國外匯儲備影響指標的協(xié)整分析，可知：

1.從長期趨勢看，進出口差額和外債規(guī)模兩因素是我國外匯儲備形成的重要影響因素，且二者與外匯儲備規(guī)模皆為正相關。模型（1）表示，進出口差額和外債規(guī)模對外匯儲備需求彈性系數(shù)分別為0.106430、2.300716，這說明外債規(guī)模的變動所引起的外匯儲備的變動是富有彈性的。2009年底我國外債余額4286億美元，如果增加1%即43億美元時，將帶給我國外匯余額480億美元增加量，因此，控制我國外匯儲備的增長應著重從外債方面入手，同時對進出口方面也應做積極地改善。

2.外商直接投資（FDI）、年均匯率（A）與外匯儲備之間在我國并不存在協(xié)整關系。從圖1看到，F(xiàn)DI與FRR相關性曲線被分為兩段，中間為空，這說明FDI對我國外匯儲備的影響并無長期的線性關系。從我國實際情況來看，F(xiàn)DI增加外匯儲備的方式分直接和間接兩種。首先FDI的流入直接增加了我國的外匯儲備，其次在我國FDI的流入主要在出口導向企業(yè)，因此帶來了進出口的增加，從而間接影響外匯儲備。在直接和間接兩種作用合力下，F(xiàn)DI對外匯儲備的影響呈現(xiàn)出非線性。

從圖2可知，在我國匯率和外匯儲備并無長期的均衡關系。1990年～1993年間，人民幣大幅貶值，而外匯儲備增長緩慢；1994年～2009年間，人民幣緩慢升值而外匯儲備快速增長。當人民幣貶值時，具有擴大本國出口，抑制本國進口的作用，國際資本在人民幣貶值預期下會通過各種渠道外逃，使外債減少，抑制FDI。反之，人民幣升值時會抑制出口，擴大進口，吸引國際資本流入，使外債增加。可見匯率是通過多種傳導機制間接影響外匯儲備的，而在我國匯率和外匯儲備之間并沒有表現(xiàn)出長期的線性關系，因此控制外匯儲備的快速增長不應僅僅依靠人民幣的單邊升值或貶值。

3.貨幣供應量（M2）與外匯儲備具有協(xié)整關系，但在我國它對外匯儲備規(guī)模的影響并不顯著，這是因為貨幣供應量是我國政府通過貨幣政策工具實行貨幣政策的中介指標，其主要目的是調(diào)節(jié)我國社會的總供給和總需求。貨幣供應量增加可以刺激消費和投資，從而增加進口，擴大出口，同時貨幣夠供應量的增加可能會引起通貨膨脹，價格上漲，對擴大出口形成擠出效應，而當貨幣供應量的增加引起本幣貶值又會引起出口增加，進口減少。反之，貨幣供應量減少同樣通過不同傳導機制影響我國的進出口，但是顯然，從1990年～2009年實際數(shù)據(jù)的實證結果來看，貨幣供應量通過不同傳導機制對進出口的影響有相互抵消的作用，從而使它對我國外匯儲備規(guī)模的影響是不顯著的。

綜上所述，在我國進出口差額與外債余額是外匯儲備規(guī)模兩個重要的影響因素，它們對我國外匯儲備具有最直接的影響力。