中國外匯儲備調整速率的ADL與ECM模型分析

摘要：

在非均衡框架下研究了中國外匯儲備變化的特征，對其自身調整速率進行了動態分析。根據1992-2013年中國外匯儲備及影響因素的季度數據，依據局部調整理論，建立了外匯儲備規模的自回歸分布滯后模型（ADL）與誤差修正模型（ECM）；通過可行的廣義最小二乘法（FGLS）進行回歸調整，獲得了關于外匯儲備長期及短期動態調整速率的基本方程。根據回歸結果推算出外匯儲備長期的調整速率為16.87%，短期波動偏離長期均衡時，將需8年左右時間以反向調整力度由非均衡狀態回到均衡狀態。實證結果表明中國外匯儲備調整速率偏低，中國外匯儲備居高的局面難以短時間解決。

關鍵詞：外匯儲備；調整速率；ADL模型；ECM模型

中圖分類號：F830 文獻標志碼：A 文章編號：

10085831（2015）03003606

一、問題提出與文獻回顧

外匯儲備是一國償還外債能力的保障，是政府調節國際收支平衡的重要手段，同時亦發揮著干預外匯市場、維持本幣匯率穩定的重要作用。但是一國的外匯儲備并不是越多越好，持有外匯儲備要付出一定的成本和代價。截至2013年末，中國外匯儲備余額為3.82萬億美元，連續8年居世界首位。福兮禍之所伏，中國高額、高速增長的外匯儲備帶來了一系列的問題[1]：第一，在現行匯率制度及結售匯規定下，外匯儲備增長的“通貨膨脹”效應愈加明顯，雖然貨幣管理當局強力沖銷政策取得了一定的效果，但沖銷成本較高；第二，高額外匯儲備對人民幣匯率形成的升值壓力與日俱增，而貨幣管理當局針對外匯市場的干預指數的波動更加劇烈，貨幣管理當局對外匯市場干預面臨著抑制匯率過度波動與“完善人民幣匯率生成機制（匯率由市場決定）”的兩難選擇；第三，在全球金融震蕩不斷的背景下，如何進行外匯儲備的保值增值，如何有效分散外匯儲備資產風險，成為外匯管理部門面臨的難題。面對中國巨額的外匯儲備，研究外匯儲備實際調整速率，對評估中國外匯儲備效用有很強的基礎性作用。

對于外匯儲備規模變動的研究，國際上主要有三類方法：第一類方法是傳統的比例分析法，即強調一個國家的外匯儲備量應該與某些宏觀經濟指標之間保持一定的比例關系。Triffin[2]首先提出，一國持有的適度外匯儲備規模應該與該國的進口保持一定的比例（20%～40%）。其考慮了經常賬戶下貿易收支的影響但忽視了資本賬戶的因素，尤其是20世紀80年代以來國際資本流動的增長使進口比率法缺少實用性。之后，Greenspan和Guidotti①在此基礎上提出另外一個方法：維持足夠硬性的外匯儲備支付短期（1年）外債的完全償付。該方法注意了國外資本對本國經濟的影響，但忽略了資本外逃的風險。第二類方法是成本收益法。從持有外匯儲備的成本和收益平衡的角度確定外匯儲備，較為精確地測度外匯儲備。Heller[3]開創性地運用成本收益法研究發達國家的外匯儲備情況。Agarwall[4]將該方法擴展到了發展中國家。成本收益法雖然有較強的經濟學理論依據，但在實證中卻存在著矛盾：Kelly[5]研究發現，機會成本以及邊際進口傾向與外匯儲備上的負相關關系在實證中并不成立。國內學者用成本收益法測算結果表明，Agarwall模型主要從經常項目下外貿收支的角度來考察一國適度外匯儲備，并沒有考慮資本流動等因素。由于近年來中國經常項目和資本項目持續雙順差，外匯市場風險、干預外匯市場用匯等特殊國情等也未納入考量因素[6]，表明此模型在中國外匯儲備中的運用還有待改良。第三類方法是回歸分析法[7]，即將影響外匯儲備的相關變量納入模型試算得出一個通過檢驗的儲備需求函數。Jeanne和Ranciere[8]運用基于效用最大化的最優國際儲備分析法，從跨期效用函數的新視角分析和運用了這種方法。Malixi用此方法測出的發達經濟體調整速度為64.87%，發展中經濟體的調整速度為61.02%。

國內學者也開展了對中國外匯儲備的研究。對于其影響因素的實證分析，由于選取的數據不同，其結果也不同。郭麗[9]用1990-2005的年度數據，通過線性回歸法，得出影響中國外匯儲備的主要因素是進出口差額、外商直接投資和投機熱錢，且進出口差額對中國外匯儲備影響最大。陳享光等[10]用1985-2006年的數據，通過協整分析，得出中國外匯儲備的快速增長與貿易開放度、經濟發展水平以及匯率制度高度相關，但與外資開放度和外債余額相關性不大。

國內學者從運用回歸分析法的角度度量中國外匯儲備的規模及其變動結論也并不一致：黃繼[11]認為中國的實際外匯儲備低于適度規模；劉麗亞、任若恩[12]認為中國實際外匯儲備規模是適度的，圍繞最優規模小幅波動；王凌云、王凱[13]則認為中國外匯儲備增速過快超過適度規模。在運用回歸分析擬合外匯儲備規模演變的同時，在方程中加入滯后變量，可進一步探討外匯儲備動態調整效率問題。陳奉先、鄒宏元[7]測算出中國外匯儲備缺口的靜態調整系數為50.57%，低于發達經濟體的調整速率。姚明龍[14]測算出外匯儲備的局部調整的相對速度為6.7%，遠遠落后于適度外匯儲備需求的水平。

外匯儲備的失衡和動態調整問題現已成為當前經濟界理論研究和實證分析的熱點。本文在局部調整理論的基礎上，選擇合適的解釋變量，以季度數據為樣本頻率，借助于自回歸分布滯后模型（ADL）與誤差修正模型（ECM），反復試算，并以FGLS技術為調整手段，對中國適度外匯儲備演變及調整速率進行實證分析，以判斷當前中國外匯儲備的規模和調整速率是否適當。

二、研究理論與方法

（一）研究理論

儲備外匯的目的是應對未來外匯的支出需求，而外匯儲備的理想規模，本質上應當取決于人們對決定外匯需求的主要經濟變量的預期水平。針對適度外匯儲備的隱性特征，本文以局部調整理論（Partial Adjustment Theory）為研究基礎。局部調整理論認為：由于技術、制度以及市場等各方面的限制，變量Y的預期水平Y*在單一周期內一般不會完全實現，只會得到部分調整（變量X亦然）。

影響外匯儲備的各主要經濟變量t期的預期水平； α、βi為回歸系數，ut為隨機擾動項（i=1，2，…n）。δy、δit為調整系數，一般情況下，0≤δ≤1。

（二）模型建立

經過對式（1）整理建立如下一階自回歸分布滯后模型（ADL）分布滯后模型中的解釋變量存在高度相關，克服高度相關的一個方法是在等號右側加一個被解釋變量的滯后項，即自回歸分布滯后模型可以解決這個問題。

其中，ecm是誤差修正項，反映了變量短期偏離的調整速率。

（三）變量選擇

英國學者弗倫克爾建立的雙對數模型[15]較好地擬合了發達經濟體進出口傾向、一國國際收支變動和進口水平等因素對其儲備的水平的影響：

lnR=a0+a1lnm+a2lnξ+a3lnM+w（4）

其中，R是外匯儲備量，m是一國平均進口傾向（進口/進出口額），ξ表示國際收支的變動率，M代表進口水平，a0、a1、a2、a3分別是外匯儲備中對m、ξ、M的彈性，w是一個隨機擾動的因素。

中國目前實行的外匯管理方式為在結售匯制度下中央銀行通過在外匯市場上的交易來保持匯率的相對穩定，“經常項目和資本項目的雙順差”是中國外匯儲備快速增加的直接原因。從1994年實行匯率改革開始，匯率波動是造成中國經常項目順差的一大衡量指標。中國外匯儲備的供給來源有三種方式：一是通過商品出口和勞務輸出取得的收入，二是外國的投資資本，三是外債。

針對中國國情選取如下5個自變量納入模型研究：（1）當年本國國內生產總值；（2）匯率；（3）平均進口傾向（進口額占進出口總額的比率）；（4）實際利用外資（外商直接投資）；（5）當年外債余額。依據模型（4），初始計量模型為：

三、實證研究

（一）數據選取與處理

本文所用數據來源：外匯儲備來自中國人民銀行數據；外債余額、外商直接投資數據來自國家外匯統計局網站；GDP來自IFS，實際有效匯率來自IMS。

收集區間為1992-2013年1992年后，中國對外公布的外匯儲備排除了中國銀行外匯結存這部分，即只為外匯庫存。

。采用季度頻率外匯儲備年度數據的樣本過少，難以保證參數估計的穩健性；月度數雖然數據樣本充足，但由于國際貿易收支中存在預收和預付的問題是外匯儲備的當期變動不能反映實際經濟活動[7]，加上要獲得所有變量的月度數據難度較大，故月度數據亦不合適。

，以美元標價。

本文所用的數據除實際有效匯率外全以當年匯率兌換成美元表示，并用美國季度GDP平減指數消脹。之后數據都用Census模型剔除了季度趨勢。

除特別說明外，本文所有數據均取自然對數處理。

本文使用EViews6.0進行數據分析。

從圖1直觀判斷以及經檢驗，GDP和外債有較大多重線性，在回歸中會干擾檢驗結果。張帆、韓琛原分析得出，國內生產總值對中國外匯儲備影響顯著；陳享光等[10]研究表明外債余額與外匯儲備相關性不大。用EViews6.0分析軟件反復試錯，將外債（DEBT）變量因素剔除。變量的描述統計見表1和圖1。

（二）平穩性檢驗

用ADF方法檢驗時間序列變量的對數序列平穩性，結果如表2所示。

結論依據軟件自動按照“ADL和SC達到最小”的原則確定，***代表1%的顯著水平下拒絕有單位根的原假設。

結果表明，LN_RR、LN_GDP、LN_FDI、LN_MP和LN_REER序列結尾一階差分后平穩，為I（1）序列。

（三）變量間均衡關系分析

ADF檢驗結果：以上變量可能具有長期的協整關系非平穩序列無法直接建立經典的回歸模型，如若差分后再進行回歸分析，則只表明了變量間的短期關系。因此，非平穩序列常采用是否通過協整檢驗來說明序列之間是否具有長期均衡關系。

，Johansen協整檢驗結果表明他們之間存在兩個協整關系。以初始計量模型作為輔助回歸模型，用OLS回歸表明殘差et序列不平穩，改用FGLS，得到如下結果（已通過white檢驗，et序列平穩，反映了各變量之間存在一種長期均衡關系）：

（四）長期動態效應分析

本文通過AIC與SC之和輔以擬合優度等指標、模型經濟含義建立的ADL模型來擬合模型（6）。以顯著水平0.05為標準，剔除不顯著的變量回歸估計，在表明模型存在異方差的情況下改用FGLS，結果如下：

式（8）的回歸參數檢驗值表明模型的擬合程度和代表性比較好。在含有被解釋變量的滯后值情況下用德賓沃森法檢驗自相關問題。DW統計量為1.981 916，非常接近2，表明不存在自相關。同時經FGLS后，LM檢驗說明殘差不存在自相關問題，white檢驗結果也表明異方差問題已經克服。模型（8）較好地擬合了中國外匯儲備實際規模的長期動態軌跡（圖2）。（五）短期動態效應分析

建立ECM模型考察變量之間的短期動態效用。從前文分析知，各變量之間至少存在兩種協整關系。其中誤差修正項ecm采用式（7）中的殘差et，具體模型如下：

誤差修正模型的回歸估計結果顯示，ECM項系數為-0.029 742，反映了短期波動偏離長期均衡時，將以季度3%左右的反向調整力度由非均衡狀態回到均衡狀態。在5%的顯著水平上，國內生產總值、外商直接投資的估計值均不顯著。進口傾向和實際匯率對實際外匯儲備的影響顯著減小，與之呈反向變動關系，與式（7）的符號預測相同。

四、結論與解析

本文依據局部調整理論，用外匯儲備變量及其影響因素建立ADL模型，討論其長期均衡下調整速率問題，在此基礎上建立ECM模型分析其短期動態調整速率。以變量1992-2013年間季度數據為樣本頻率，用FGLS技術為調整手段，分析和研究了中國外匯儲備規模的演變及調整速率問題。主要結論及分析如下。

第一，ADL及ECM模型的擬合結果表明：國內生產總值/外債對中國外匯儲備有正向影響。這主要歸因于對中國經濟形勢的看好預期；FDI持續增加是近年來中國外匯儲備額增長的主要原因。FDI直接增加中國外匯流入量不僅帶來中國出口的增加，還會使資本輸入國技術、原材料、設備等的進口增加，從資本項目和經常項目兩方面影響外匯儲備姚明龍認為，外資利用中儲備的析出效用，即從動態上看，其他條件保持不變時，外資規模越大，外匯儲備越少。但近幾年國際投機資本因投機人民幣升值而落戶于中國的房地產或股市，可能在很大程度上削弱了外資對儲備的這種析

出效用。

；中國現行的人民幣外匯管理和體制匯率制度也是外儲備額大幅激增的重要因素。隨著中國銀行結售匯制度取代外匯留存與上繳制度，加之對外匯銀行實施結售匯周轉頭寸限額管理中國人民銀行對每家外匯銀行都核定了外匯周轉頭寸的上下限：當一家銀行持有頭寸低于下限時，必須從外匯市場買入；當持有外匯頭寸超出上限時，則必須在外匯市場賣出，外匯指定銀行不得根據外匯市場情況自主決定頭寸。

，進一步加大了中國的外匯積存。

第二，ADL模型擬合結果顯示中國外匯儲備局部調整的相對速率為16.87%，表明中國的外匯儲備調整幅度或速度遠低于理想水平。Malixi測出的發達經濟體調整速度為64.87%，發展中經濟體（除中國）的調整速度為61.02%。中國較低的外匯儲備調整速度，在一定程度上反映了中國外匯儲備實際的變化狀態，說明中國外匯管理制度、技術和傳統思想的慣性束縛了外匯儲備朝其適度規模演變的靈活性和效率[16]。從長遠角度考慮，中國需要改革結售匯制度，從單一的“藏匯于國”調整為同時“藏匯于民”、“藏匯于企”并存，不斷完善人民幣匯率機制。

第三，誤差修正模型中ECM項系數大小反映了短期內對偏離長期均衡狀態的調整力度。從式（10）系數估計值看，當短期波動偏離長期均衡時，中國外匯儲備短期內將以季度3%左右的反向調整力度由外匯儲備非均衡狀態拉回到長期均衡狀態，在外匯儲備短期內發生偏離時，大約需要8年左右的時間才可恢復均衡。說明中國外匯儲備調整的相對速率過低，中國外匯儲備居高的局面難以短時間解決。因此中國應該根據國際經濟發展變化和自身的具體情況改革和調整現行的外貿、外資和外債政策，加大對外直接投資，鼓勵優秀的企業“走向世界”。參考文獻：

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