中國外匯儲備影響因素分析

劉詞

摘 要：基于中國外匯儲備現狀，先定性分析影響外匯儲備額的因素，再通過VECM模型，利用2002年1月至2012年7月的月度經濟數據進行實證檢驗，以自適應預期模型作補充說明。得到的結論是，長期中，中國外匯儲備受貨幣供應量、進口額及出口額的影響較大，又以貨幣政策因素的影響為主，外匯余額及外國直接投資的影響相對稍小。因此面對中國目前外匯儲備偏多，持有機會成本較大、潛在風險較高的情況，可以從改進匯率調控方式、擴大內需等角度入手，同時也要關注FDI結構及規模變化，以保持外匯儲備在合適的水平。

關鍵詞：外匯儲備；VECM模型；協整；自適應預期

中圖分類號：F830 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）13-0133-05

一、外匯儲備影響因素的理論性分析

（一）中國外匯儲備發展現狀

外匯儲備是一個國家貨幣當局持有的、可自由支配和自由交換的非本國貨幣，是用于彌補國際收支赤字、維護本國貨幣匯率穩定及應付緊急支付需要，而應持有的被國際間普遍接受的外匯資產。外匯儲備是一個國家國際清償力的重要組成部分，同時對于平衡國際收支、穩定匯率有重要的影響。中國外匯儲備（不含港澳臺）的主要組成部分是美元資產，其主要持有形式是美國國債和機構債券。20世紀90年代中期以來，由于國際收支雙順差、結售匯制度等原因，中國外匯儲備持續高增長，長期占國際儲備總額的90%以上[1]。2006年2月底中國大陸的外匯儲備總額為8 537億美元（不包括港澳外匯儲備），首次超過日本位居全球第一[2]。2007年央行公布的數據顯示，該年第一季度中國外匯儲備增加1 357億美元，同比增加795億美元，一季度的外匯儲備增加額接近2006年全年外匯儲備增加額的55%[3]。2010年12月國家外匯儲備達到28 473.38億美元，比上年末增加4 481億美元[4]。

高額的外匯儲備一方面是中國對外經濟實力增強的象征，有助于中國抵御金融危機，另一方面也帶來了一系列問題，如高通脹、泡沫經濟風險以及匯率風險等。因此，尋找中國外匯儲備實際影響因素對確定中國適度外匯儲備規模及結構，提升中國在國際經濟往來中的地位有著重要意義。

（二）中國外匯儲備影響因素理論性分析

外匯儲備具有平衡國際收支赤字，維持一定的對外支付能力的功能，一國外匯儲備需求量和進口總額之間應保持一定的比例，目前國際上一般認為，一國的外匯儲備量應能滿足2個月的進口需求，按全年外匯儲備對進口的比率計算約為25%左右。因此，一國外匯儲備（需求）量受到貿易進口額的影響。

在中國結售匯制度下，債務人償還外債所需外匯，需要到外匯指定銀行申請購匯。國家外匯儲備是通過銀行結售匯差額的變動來增減的，因此中國外匯儲備的規模要保證償還外債本息的需要。目前國際上一般認為，一國的外匯儲備量應能滿足一年內到期短期外債的償還需求。因此，外匯儲備受到對外負債額的影響。

中國是世界各國中最大的、發展最快的市場，包括發展前景良好的資本市場。境外各種資金通過外商投資公司的途徑不斷涌入國內，其中也包含了部分國際游資。根據外匯局國際投資頭寸表，截至2009年底，外國直接投資FDI累計余額已經達到9 974億美元并每年都在生成高額利潤，而這些利潤絕大部分留存在中國市場運營，表現為人民幣形式[5]。按照國際收支管理規則，這部分人民幣資金隨時可以無條件兌換成外幣并撤離。近年來，FDI利潤的匯出呈現大幅上升態勢，在人民幣升值幅度到位之后，將迎來FDI留存利潤大幅匯出的時候，而這時，由于其巨大的規模以及不受約束的屬性，將給中國國際收支安全帶來沖擊。因此，外商直接投資對外匯儲備也必然有影響。

外匯儲備還和一國經濟發展水平有關，不同經濟發展水平下一國獲取外匯儲備的能力也有所差異，這從中國不同發展階段的外匯儲備變化中即可看出，因此，以社會零售品銷售總額（中國GDP僅有季度數據）代表消費水平與經濟發展水平，也將其作為外匯儲備影響因素之一考慮。

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。國際收支平衡表由經常項目、資本與金融項目、官方儲備和錯誤與遺漏四個項目組成，經常項目包括貨物、服務、收入和單方面轉移；資本和金融項目包括資本性轉移、直接投資、證券投資以及其他投資[1]。中國是出口導向型發展國家，具體而言，中國外匯儲備也會受到出口額的影響。

此外，外匯儲備同樣受到匯率政策的影響，中國目前為有管理的浮動匯率制，貨幣當局通過公開市場操作買賣外匯來調節均衡，因此貨幣供應量也會影響一國的外匯儲備額。

其他影響因素同樣存在，但考慮到所有因素的影響力大小及研究意義，此處只選取了可能較為重要的幾個變量。

二、外匯儲備影響因素的實證檢驗

從上面的理論性分析中我們得出了一些可能影響外匯儲備FER的因素，即：

進口額im，外商直接投資FDI，出口額ex，外債余額OED，社會消費品零售總額cons，狹義貨幣供應量M1。下面重點針對這幾個變量對外匯儲備的影響關系與影響程度進行實證分析。文章使用了2002年1月至2012年7月的月度數據，數據來源為中經網數據庫。為減少數據的季節性及異方差性，取對數平滑后并做季節性處理，分別對應得到變量為：lnfer_sa，lnim_sa，lnfdi_sa，lnex_sa，lnoed_sa，lncons_sa，lnm1_sa.

（一）外匯儲備影響因素的協整關系檢驗

首先通過單位根（ADF）檢驗確認各序列平穩性及滯后階數。結果（見表1）。

因此，lnfdi_sa為平穩序列，其他均為一階單整序列，故數據空間有截距無趨勢項，形式可能為第三種或第四種。下面進行Johansen協整檢驗。根據無約束的VAR模型滯后階數選擇這里的滯后階數，因為VAR模型滯后階數為2，故VECM模型滯后階數為1。Johansen協整檢驗中發現第四種形式的時間趨勢項t值不顯著，故選擇第三種形式，又發現lnoed_sa及lnfdi_sa的t值也不顯著，故去掉。endprint

結合AIC，SC值及各變量系數t值調整后，最終確定有關fer的協整關系如下：

LNFER_SA=698.9174LNM1_SA+1 893.767LNEX_SA-

2 610.028LNIM_SA+εt

[4.54042] [6.31564] [-7.30075]

經檢驗，其殘差通過了ADF檢驗，滿足平穩性。

（二）外匯儲備影響因素的VECM模型構建

根據上述協整檢驗結果，并考察模型平穩性及殘差性質，建立VECM模型（見下頁表3）：

其中Δ表示差分，方括號為t值，可見大約80%系數是較顯著的。嘗試保留變量lnoed_sa及lnfdi_sa但施加約束的VECM，發現效果不顯著，因此不予考慮。該模型通過了平穩性檢驗，且殘差也基本沒有自相關性，結果（見圖2及下頁圖3）。

再進行脈沖響應及方差分析，結果（見下頁圖4、表4）。由下頁圖4可見，包括外匯儲備自身在內的一共5個變量對外匯儲備的影響都存在影響，在短期內逐漸增大，達到一定水平后長期保持穩定；其中，社會消費品零售總額及進口額代表了消費能力，均會對外匯儲備產生較明顯的負向影響，而貨幣供應量和出口額分別產生了較大幅和較小幅的正向影響。再看下頁表4，可見，外匯儲備24.84%受自身影響，28.63%受社會消費品零售總額的影響，21.57%受貨幣供應量的影響，21.58%受進口額影響，較為均衡，而出口額的影響力相對稍小，只有3.37%。

由上述數據可見，長期中7個變量之間存在兩個協整關系。從第一個協整方程中不難看出，外匯儲備在長期中受到貨幣供應量及出口額的正向影響，受到進口額的負向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對來說稍小。

（三）外匯儲備的自適應預期模型

在供需均衡的前提下，外匯儲備影響因素已由協整方程及向量誤差修正模型反映，但考慮到中國是典型的發展中國家，通過需求法得到的均衡方程有時并不完全符合實際情況，即實際供給與需求并不相等，存在一定缺口。而從長期來看，非均衡狀態最終仍會向均衡狀態調整，這種調整的性質與自適應預期模型一致。自適應預期假定經濟活動主體會按照其過去預測偏差的某一比例對當前期望進行修正，使其適應新的經濟環境，即：

Yt=α+βXt*+ut （1）

Xt*=X

（t-1）*+γ[Xt-X

（t-1）*] （2）

其中Yt是應變量，Xt* 是解釋變量預期值，ut為隨機誤差項。參數γ為調節系數，也稱為適應系數。這一調整過程也叫自適應過程。根據自適應預期假定，自適應預期模型可轉化為自回歸形式：

Yt=γα+γβXt+（1-γ）Y

（t-1）+[ut-（1-γ）u

（t-1）] （3）

令α*=γα，β0*=γβ，β1*=（1-γ），ut*=[ut-（1-γ）u

（t-1）]

則有：Yt=α*+β0*Xt+β1*Y

（t-1）+ut* （4）

成為一個一階自回歸模型。下用該模型對變量進行分析。

LNFER_SAt-LNFER_SAt-1=γ（LNFER_SA*-LNFER_SAt-1）（自適應預期模型）

LNFER_SA*=α0+α1LNM1_SA+α2LNEX_SA+ α3LNIM_SA+

εt （前面的協整關系）

故LNFER_SAt=γα0+γα1LNM1_SA+γα2LNEX_SA+

γα3LNIM_SA+（1-γ）LNFER_SAt-1+γεt

最終擬合結果如下：

LNFER_SAt =2 632.73+6 753.681LNM1_SA +1 913.7426LNEX_SA-

2 591.4753LNIM_SA+1.005213LNFER_SAt-1

t= [4.984160] [7.125126] [5.521458] [-4.753599] [2.34891]

Adjusted R-squared=0.998706，D.W.=1.878641，并且方程殘差通過了ADF檢驗。

對比系數可得，大約有調整系數γ=0.5213，α0=5 050.317，α1=1 295.546，α2=3 671.096，α3 =4 971.178。

三、結論與總結

從協整關系和VECM方面看，長期中外匯儲備受到貨幣供應量及出口額的正向影響，說明中國的外匯儲備增長很大比例來自于貿易順差以及經常項目順差。外匯儲備還受到進口額及社會消費水平的負向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對較小。其可能原因大致如下：

進口反映了一國消費外來貿易品或其他原料等的數額，消費會使外匯減少（對外支付），而出口則相反，它反映了一國將產品銷售國外并獲取外匯收入的能力。中國是典型的出口導向型國家，尤其是沿海地區有大量產品銷售海外，這也是導致中國收入大量外匯的原因之一。中國現行匯率制度為有管理的浮動匯率制，為維持匯率穩定，貨幣當局必須拋出本國貨幣來購回多余外匯，因此貨幣供應量的增加會使得外匯儲備有顯著的同步增加。

此外，這里的結果顯示FDI的長期影響程度不甚明顯，但考慮到FDI中有一部分屬于國際游資，雖然不能與與中國貨幣當局的調控能力相比，但是我們仍需保持警惕。

再從自適應預期模型的角度看，該模型表明中國外匯儲備需求量和實際持有量之間確實存在差距，從數據上看，這個差值往往表現為實際持有量超過需求量，即外匯儲備偏多，符合中國的實際情況。因此結合上一部分的結論，建議貨幣當局從以下幾個方面加以調整：

匯率角度。中國正處于利率市場化的發展進程之中，考慮到利率與匯率的聯動效應，可以施以同樣的改革發展方法，改變目前單一使用貨幣供應量加以調控的人為調控法，多依靠市場機制自發調控，這樣便可減少因調控匯率而帶來的外匯儲備過多的問題。但在此之前要優先發展相關金融市場，以應對市場化可能伴隨而來的避險需要，如衍生品市場等。

國際貿易角度。中國目前仍以出口帶動GDP發展為主，但是粗放的勞動密集型產品的創匯不能長久，在思考如何走技術密集型發展道路的同時，應致力于擴大內需，這也不失為一種減小順差的方法。

其他。目前中國外債余額沒有太大壓力，FDI也沒有明顯不良影響，但因其組成結構復雜，并有泰國等國的前車之鑒，我們仍應保持密切關注。

參考文獻：

[1] 劉思躍，肖衛國.國際金融（第2版）[M].武漢：武漢大學出版社，2002.

[2] 馬貴軍.中國外匯儲備[EB/OL].http：//www.bankrate.com.cn/a_2008_1024_4389.html，2008-10-24.

[3] 博思數據研究中心.國家外匯儲備情況（2010年12月末）[EB/OL].http：//www.bosidata.com/jinrongshichang1102/S927161J2E.html，2011-02-16.

[4] 彭勇，孔博.吳曉靈：三大原因導致中國一季度外匯儲備大增[EB/OL].http：//politics.people.com.cn/GB/1027/5616256.html，2007-04-15.

[5] 徐以升.外匯局披露FDI留存利潤，中國經濟“暗物質”浮出[EB/OL].http：//www.yicai.com/news/2011/04/725830.html，2011-04-13.

[責任編輯 吳明宇]endprint

結合AIC，SC值及各變量系數t值調整后，最終確定有關fer的協整關系如下：

LNFER_SA=698.9174LNM1_SA+1 893.767LNEX_SA-

2 610.028LNIM_SA+εt

[4.54042] [6.31564] [-7.30075]

經檢驗，其殘差通過了ADF檢驗，滿足平穩性。

（二）外匯儲備影響因素的VECM模型構建

根據上述協整檢驗結果，并考察模型平穩性及殘差性質，建立VECM模型（見下頁表3）：

其中Δ表示差分，方括號為t值，可見大約80%系數是較顯著的。嘗試保留變量lnoed_sa及lnfdi_sa但施加約束的VECM，發現效果不顯著，因此不予考慮。該模型通過了平穩性檢驗，且殘差也基本沒有自相關性，結果（見圖2及下頁圖3）。

再進行脈沖響應及方差分析，結果（見下頁圖4、表4）。由下頁圖4可見，包括外匯儲備自身在內的一共5個變量對外匯儲備的影響都存在影響，在短期內逐漸增大，達到一定水平后長期保持穩定；其中，社會消費品零售總額及進口額代表了消費能力，均會對外匯儲備產生較明顯的負向影響，而貨幣供應量和出口額分別產生了較大幅和較小幅的正向影響。再看下頁表4，可見，外匯儲備24.84%受自身影響，28.63%受社會消費品零售總額的影響，21.57%受貨幣供應量的影響，21.58%受進口額影響，較為均衡，而出口額的影響力相對稍小，只有3.37%。

由上述數據可見，長期中7個變量之間存在兩個協整關系。從第一個協整方程中不難看出，外匯儲備在長期中受到貨幣供應量及出口額的正向影響，受到進口額的負向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對來說稍小。

（三）外匯儲備的自適應預期模型

在供需均衡的前提下，外匯儲備影響因素已由協整方程及向量誤差修正模型反映，但考慮到中國是典型的發展中國家，通過需求法得到的均衡方程有時并不完全符合實際情況，即實際供給與需求并不相等，存在一定缺口。而從長期來看，非均衡狀態最終仍會向均衡狀態調整，這種調整的性質與自適應預期模型一致。自適應預期假定經濟活動主體會按照其過去預測偏差的某一比例對當前期望進行修正，使其適應新的經濟環境，即：

Yt=α+βXt*+ut （1）

Xt*=X

（t-1）*+γ[Xt-X

（t-1）*] （2）

其中Yt是應變量，Xt* 是解釋變量預期值，ut為隨機誤差項。參數γ為調節系數，也稱為適應系數。這一調整過程也叫自適應過程。根據自適應預期假定，自適應預期模型可轉化為自回歸形式：

Yt=γα+γβXt+（1-γ）Y

（t-1）+[ut-（1-γ）u

（t-1）] （3）

令α*=γα，β0*=γβ，β1*=（1-γ），ut*=[ut-（1-γ）u

（t-1）]

則有：Yt=α*+β0*Xt+β1*Y

（t-1）+ut* （4）

成為一個一階自回歸模型。下用該模型對變量進行分析。

LNFER_SAt-LNFER_SAt-1=γ（LNFER_SA*-LNFER_SAt-1）（自適應預期模型）

LNFER_SA*=α0+α1LNM1_SA+α2LNEX_SA+ α3LNIM_SA+

εt （前面的協整關系）

故LNFER_SAt=γα0+γα1LNM1_SA+γα2LNEX_SA+

γα3LNIM_SA+（1-γ）LNFER_SAt-1+γεt

最終擬合結果如下：

LNFER_SAt =2 632.73+6 753.681LNM1_SA +1 913.7426LNEX_SA-

2 591.4753LNIM_SA+1.005213LNFER_SAt-1

t= [4.984160] [7.125126] [5.521458] [-4.753599] [2.34891]

Adjusted R-squared=0.998706，D.W.=1.878641，并且方程殘差通過了ADF檢驗。

對比系數可得，大約有調整系數γ=0.5213，α0=5 050.317，α1=1 295.546，α2=3 671.096，α3 =4 971.178。

三、結論與總結

從協整關系和VECM方面看，長期中外匯儲備受到貨幣供應量及出口額的正向影響，說明中國的外匯儲備增長很大比例來自于貿易順差以及經常項目順差。外匯儲備還受到進口額及社會消費水平的負向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對較小。其可能原因大致如下：

進口反映了一國消費外來貿易品或其他原料等的數額，消費會使外匯減少（對外支付），而出口則相反，它反映了一國將產品銷售國外并獲取外匯收入的能力。中國是典型的出口導向型國家，尤其是沿海地區有大量產品銷售海外，這也是導致中國收入大量外匯的原因之一。中國現行匯率制度為有管理的浮動匯率制，為維持匯率穩定，貨幣當局必須拋出本國貨幣來購回多余外匯，因此貨幣供應量的增加會使得外匯儲備有顯著的同步增加。

此外，這里的結果顯示FDI的長期影響程度不甚明顯，但考慮到FDI中有一部分屬于國際游資，雖然不能與與中國貨幣當局的調控能力相比，但是我們仍需保持警惕。

再從自適應預期模型的角度看，該模型表明中國外匯儲備需求量和實際持有量之間確實存在差距，從數據上看，這個差值往往表現為實際持有量超過需求量，即外匯儲備偏多，符合中國的實際情況。因此結合上一部分的結論，建議貨幣當局從以下幾個方面加以調整：

匯率角度。中國正處于利率市場化的發展進程之中，考慮到利率與匯率的聯動效應，可以施以同樣的改革發展方法，改變目前單一使用貨幣供應量加以調控的人為調控法，多依靠市場機制自發調控，這樣便可減少因調控匯率而帶來的外匯儲備過多的問題。但在此之前要優先發展相關金融市場，以應對市場化可能伴隨而來的避險需要，如衍生品市場等。

國際貿易角度。中國目前仍以出口帶動GDP發展為主，但是粗放的勞動密集型產品的創匯不能長久，在思考如何走技術密集型發展道路的同時，應致力于擴大內需，這也不失為一種減小順差的方法。

其他。目前中國外債余額沒有太大壓力，FDI也沒有明顯不良影響，但因其組成結構復雜，并有泰國等國的前車之鑒，我們仍應保持密切關注。

參考文獻：

[1] 劉思躍，肖衛國.國際金融（第2版）[M].武漢：武漢大學出版社，2002.

[2] 馬貴軍.中國外匯儲備[EB/OL].http：//www.bankrate.com.cn/a_2008_1024_4389.html，2008-10-24.

[3] 博思數據研究中心.國家外匯儲備情況（2010年12月末）[EB/OL].http：//www.bosidata.com/jinrongshichang1102/S927161J2E.html，2011-02-16.

[4] 彭勇，孔博.吳曉靈：三大原因導致中國一季度外匯儲備大增[EB/OL].http：//politics.people.com.cn/GB/1027/5616256.html，2007-04-15.

[5] 徐以升.外匯局披露FDI留存利潤，中國經濟“暗物質”浮出[EB/OL].http：//www.yicai.com/news/2011/04/725830.html，2011-04-13.

[責任編輯 吳明宇]endprint

結合AIC，SC值及各變量系數t值調整后，最終確定有關fer的協整關系如下：

LNFER_SA=698.9174LNM1_SA+1 893.767LNEX_SA-

2 610.028LNIM_SA+εt

[4.54042] [6.31564] [-7.30075]

經檢驗，其殘差通過了ADF檢驗，滿足平穩性。

（二）外匯儲備影響因素的VECM模型構建

根據上述協整檢驗結果，并考察模型平穩性及殘差性質，建立VECM模型（見下頁表3）：

其中Δ表示差分，方括號為t值，可見大約80%系數是較顯著的。嘗試保留變量lnoed_sa及lnfdi_sa但施加約束的VECM，發現效果不顯著，因此不予考慮。該模型通過了平穩性檢驗，且殘差也基本沒有自相關性，結果（見圖2及下頁圖3）。

再進行脈沖響應及方差分析，結果（見下頁圖4、表4）。由下頁圖4可見，包括外匯儲備自身在內的一共5個變量對外匯儲備的影響都存在影響，在短期內逐漸增大，達到一定水平后長期保持穩定；其中，社會消費品零售總額及進口額代表了消費能力，均會對外匯儲備產生較明顯的負向影響，而貨幣供應量和出口額分別產生了較大幅和較小幅的正向影響。再看下頁表4，可見，外匯儲備24.84%受自身影響，28.63%受社會消費品零售總額的影響，21.57%受貨幣供應量的影響，21.58%受進口額影響，較為均衡，而出口額的影響力相對稍小，只有3.37%。

由上述數據可見，長期中7個變量之間存在兩個協整關系。從第一個協整方程中不難看出，外匯儲備在長期中受到貨幣供應量及出口額的正向影響，受到進口額的負向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對來說稍小。

（三）外匯儲備的自適應預期模型

在供需均衡的前提下，外匯儲備影響因素已由協整方程及向量誤差修正模型反映，但考慮到中國是典型的發展中國家，通過需求法得到的均衡方程有時并不完全符合實際情況，即實際供給與需求并不相等，存在一定缺口。而從長期來看，非均衡狀態最終仍會向均衡狀態調整，這種調整的性質與自適應預期模型一致。自適應預期假定經濟活動主體會按照其過去預測偏差的某一比例對當前期望進行修正，使其適應新的經濟環境，即：

Yt=α+βXt*+ut （1）

Xt*=X

（t-1）*+γ[Xt-X

（t-1）*] （2）

其中Yt是應變量，Xt* 是解釋變量預期值，ut為隨機誤差項。參數γ為調節系數，也稱為適應系數。這一調整過程也叫自適應過程。根據自適應預期假定，自適應預期模型可轉化為自回歸形式：

Yt=γα+γβXt+（1-γ）Y

（t-1）+[ut-（1-γ）u

（t-1）] （3）

令α*=γα，β0*=γβ，β1*=（1-γ），ut*=[ut-（1-γ）u

（t-1）]

則有：Yt=α*+β0*Xt+β1*Y

（t-1）+ut* （4）

成為一個一階自回歸模型。下用該模型對變量進行分析。

LNFER_SAt-LNFER_SAt-1=γ（LNFER_SA*-LNFER_SAt-1）（自適應預期模型）

LNFER_SA*=α0+α1LNM1_SA+α2LNEX_SA+ α3LNIM_SA+

εt （前面的協整關系）

故LNFER_SAt=γα0+γα1LNM1_SA+γα2LNEX_SA+

γα3LNIM_SA+（1-γ）LNFER_SAt-1+γεt

最終擬合結果如下：

LNFER_SAt =2 632.73+6 753.681LNM1_SA +1 913.7426LNEX_SA-

2 591.4753LNIM_SA+1.005213LNFER_SAt-1

t= [4.984160] [7.125126] [5.521458] [-4.753599] [2.34891]

Adjusted R-squared=0.998706，D.W.=1.878641，并且方程殘差通過了ADF檢驗。

對比系數可得，大約有調整系數γ=0.5213，α0=5 050.317，α1=1 295.546，α2=3 671.096，α3 =4 971.178。

三、結論與總結

從協整關系和VECM方面看，長期中外匯儲備受到貨幣供應量及出口額的正向影響，說明中國的外匯儲備增長很大比例來自于貿易順差以及經常項目順差。外匯儲備還受到進口額及社會消費水平的負向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對較小。其可能原因大致如下：

進口反映了一國消費外來貿易品或其他原料等的數額，消費會使外匯減少（對外支付），而出口則相反，它反映了一國將產品銷售國外并獲取外匯收入的能力。中國是典型的出口導向型國家，尤其是沿海地區有大量產品銷售海外，這也是導致中國收入大量外匯的原因之一。中國現行匯率制度為有管理的浮動匯率制，為維持匯率穩定，貨幣當局必須拋出本國貨幣來購回多余外匯，因此貨幣供應量的增加會使得外匯儲備有顯著的同步增加。

此外，這里的結果顯示FDI的長期影響程度不甚明顯，但考慮到FDI中有一部分屬于國際游資，雖然不能與與中國貨幣當局的調控能力相比，但是我們仍需保持警惕。

再從自適應預期模型的角度看，該模型表明中國外匯儲備需求量和實際持有量之間確實存在差距，從數據上看，這個差值往往表現為實際持有量超過需求量，即外匯儲備偏多，符合中國的實際情況。因此結合上一部分的結論，建議貨幣當局從以下幾個方面加以調整：

匯率角度。中國正處于利率市場化的發展進程之中，考慮到利率與匯率的聯動效應，可以施以同樣的改革發展方法，改變目前單一使用貨幣供應量加以調控的人為調控法，多依靠市場機制自發調控，這樣便可減少因調控匯率而帶來的外匯儲備過多的問題。但在此之前要優先發展相關金融市場，以應對市場化可能伴隨而來的避險需要，如衍生品市場等。

國際貿易角度。中國目前仍以出口帶動GDP發展為主，但是粗放的勞動密集型產品的創匯不能長久，在思考如何走技術密集型發展道路的同時，應致力于擴大內需，這也不失為一種減小順差的方法。

其他。目前中國外債余額沒有太大壓力，FDI也沒有明顯不良影響，但因其組成結構復雜，并有泰國等國的前車之鑒，我們仍應保持密切關注。

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[責任編輯 吳明宇]endprint