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1、我國外匯儲備及其影響因素的分析 年份外匯儲備Y當年進口額X進出口差額I實際利用外資W國際經(jīng)常賬戶差額T國家外債余額V年平均匯價A（100美元）國際資本賬戶差額R*55505914-6610059-43174130376513724199011093533587410289119975255478323225199121712637981211554132760565323380321992194438059435192026401693255146-25119932119910396-12223892-1190383575762023474199451620115625394321276589

2、28186187326441995735971320816704813316181065983510386751996105049138831222548043164311628831423996719971398901423740426440829717130968289821015199814495914024434758557293231460482791-632119991546751657029235265921114151838278351802000165574225092411593562051914573827841922200121216524355225549672174

3、0517011827703471520022865072952030435501135422171368277032291200340325141281255356140458751936682770527262004609932561383198600006866022859682768110660我國外匯儲備及其影響因素的分外匯儲備是一個國家貨幣當局持有的、可以隨時使用的可兌換外國貨幣的資產(chǎn)。狹義而言，外匯儲備指一個國家的外匯積累；廣義而言，外匯儲備是指以外匯計價的資產(chǎn)，包括現(xiàn)鈔、黃金、國外有價證券等。1994年我國外匯管理體制進行了重大改革：官方匯率和市場匯率并軌，建立銀行間外匯市場，取

4、消企業(yè)外匯留成制,實行銀行結售匯制。外匯儲備隨之大幅度增長，從年初212億美元激增至516億美元，凈增304億美元，一年內增長143%；1995、1996兩年中，盡管政策變動因素減弱，但儲備漲勢依然強勁，到1996年底，國家外匯儲備突破1000億美元，成為僅次于日本的外匯儲備第二大國。1997年盡管爆發(fā)了亞洲金融危機，但外匯儲備似乎并未受到影響，仍然大幅增長，全年外匯儲備增量超過1996年，達到348億美元。1998年之后，亞洲金融危機滯后效應開始凸現(xiàn)，而且由于世界經(jīng)濟形勢放緩，國家外匯儲備增幅明顯減緩，但絕對量仍在增加，到2001年年末，突破2000億美元大關，達到2122億美元。理論上，外

5、匯儲備可以彌補一國國際收支逆差，提高對外支付能力，維護本國匯率穩(wěn)定，考慮我國的實際情況,，高額的外匯儲備對于我國抵御亞洲金融危機，維護香港經(jīng)濟穩(wěn)定，加入世界貿(mào)易組織等都曾發(fā)揮了重要作用。但與此同時，過高的外匯儲備量也會帶來嚴重的負面影響；儲備規(guī)模過大，會造成外匯資源閑置浪費和機會成本上升，更為重要的是，作為連接國際收支和貨幣供給的宏觀經(jīng)濟變量，超額的外匯儲備會導致利率、匯率、物價上漲率和產(chǎn)出量等經(jīng)濟變量之間產(chǎn)生激烈的沖突，損害貨幣政策獨立性和有效性，致使國家宏觀調控政策歸于無效。因此，理性的選擇應使實際儲備量和適量儲備量相一致，使兩者達到動態(tài)平衡，從而趨利避害，促進經(jīng)濟穩(wěn)定地增長和發(fā)展。目前，

6、國內外經(jīng)濟學普遍認為影響一國適度外匯儲備規(guī)模的因素有以下幾種：進口規(guī)模、貿(mào)易差額、實際利用外資數(shù)額、國際收支、國家每年外債規(guī)模及匯率變動情況。而這些因素對于我國的外匯儲備規(guī)模的影響程度如何，我們下面將進行討論。一選取樣本我們選取*年2004年為樣本的選取區(qū)間。共選擇八類、共個樣本它們包括：（1）外匯儲備額；（2）當年進口規(guī)模；（3）進出口貿(mào)易差額；（4）實際利用外資額；（5）國際收支經(jīng)常賬戶差額；（6）國家外債余額；（7）年平均余額（100美元）（8）國際資本賬戶差額R。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局編著的中國統(tǒng)計年鑒，國家外匯管理局網(wǎng)站，中國人民銀行網(wǎng)站以及商務總規(guī)劃財務司網(wǎng)站。所除數(shù)據(jù)均有較高的可信

7、賴度，其中2004年度實際利用外資額為估計數(shù)。二計量分析1回歸分析選用“當年進口額X”、“國際經(jīng)常賬戶差額T”、“國際資本項目差額R”、“進出口貿(mào)易差額I”、“實際利用外資W”、“國家外債余額V”和“年平均匯價A”作為解釋變量。“外匯儲備Y”作為應變量。通過對Y的回歸進行多元線性擬合，大概估計出各解釋變量對應變量的影響程度。Y=0 +1+2+3+4+7R根據(jù)表中所列數(shù)據(jù)，進行多元線性擬合得到：表1Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/03/05Time: 12:53Sample: * 2004Included observatio

8、ns: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-96.42745188.2248-0.5122990.6223X0.7634760.1056647.2255080.0001I1.2905770.4383342.9442750.0186T0.8859530.3556492.4910920.0375W-0.1221550.406348-0.3006170.7714V0.6100450.2995592.0364790.0761A-1.4485630.460459-3.1459100.0137R0.6546610.2100383.1168660

9、.0143R-squared0.998180Mean dependent var1516.385Adjusted R-squared0.996588S.D. dependent var1645.826S.E. of regression96.13192Akaike info criterion12.27617Sum squared resid73930.77Schwarz criterion12.66247Log likelihood-90.20938F-statistic626.9528Durbin-Watson stat1.842260Prob(F-statistic)0.000000-9

10、6.42745+0.763476+1.2905770.122155+0.885953+0.6100451.448563+0.654661R(188.2248)(0.105664)(0.438334)(0.355649)(0.406348)(0.299559） (0.460459)(0.210038)t=(-0.512299)(7.225508)(2.944275)(2.491092)(-0.300617)(2.036479)(-3.145910) (3.116866)r2=0.998180S.E.=96.13912F=626.9528由626.9528（7，8）3.50 (顯著性水平=0.05

11、)，表明模型從整體上來看是顯著的2多重共線性由于經(jīng)濟變量之間可能存在高度相關性，因此我們還需要對變量之間的簡單相關系數(shù)進行計算。表2XITWVARX10.5146815994260.8434211654750.6008931748650.9055729511670.5368924498730.820156021162I0.51468159942610.7369712192150.733745864920.7487829402090.7125068534130.198688939312T0.8434211654750.73697121921510.5996932025120.8318308574

12、140.5609757541030.650956909975W0.6008931748650.733745864920.59969320251210.8311822551840.9267264908350.434142257553V0.9055729511670.7487829402090.8318308574140.83118225518410.7789533744510.647507214342A0.5368924498730.7125068534130.5609757541030.9267264908350.77895337445110.427415908293R0.8201560211

13、620.1986889393120.6509569099750.4341422575530.6475072143420.4274159082931從表2中我們可以看出，一些解釋變量之間存在高度的相關性。同時從表1中也可以看出， W、V、A變量的參數(shù)t值并不顯著(顯著性為0.05，t0.025(14)=2.145)。表明模型中一些解釋變量確實存在嚴重的多重共線性。對此我們必須進行修正。（1）運用OLS法逐一求Y對各個解釋變量的回歸。結合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計意義選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。經(jīng)分析七個一元回歸模型，外匯儲備Y對當年進口額X線性關系強，擬合程度高，即：表3Dependent Vari

14、able: YMethod: Least SquaresDate: 06/02/05Time: 21:16Sample: * 2004Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-631.9788102.4316-6.1697630.0000X1.1716920.04503126.019630.0000R-squared0.979740Mean dependent var1516.385Adjusted R-squared0.978293S.D. dependent var1645.826S.E.

15、 of regression242.4845Akaike info criterion13.93622Sum squared resid823182.1Schwarz criterion14.03279Log likelihood-109.4898F-statistic677.0209Durbin-Watson stat1.130142Prob(F-statistic)0.000000Y=-631.9788 +1.171692X(102.4316) (0.045031)t=（6.169765）(26.01963)r2=0.979740 S.E.=242.4845 F=677.0209(2) 逐

16、步回歸。將其余解釋變量逐一代入上式中。代入W:Y=-697.9190+1.151973X+0.236068W(156.4964)(0.057750) (0.415434)t= (-4.459648) (19.94762)(0.568246)r2=0.980231 S.E.=248.5699 F=322.3002W未通過t值檢驗，從模型中刪去。代入V: Y=-843.4460+1.043349X+0.364493V(182.8661) (0.102814)(0.264674)t=(-4.612369) (10.13809)(1.377140)r2=0.982319 S.E.=235.0746 F

17、=361.1358V未通過t值檢驗，從模型中刪去。代入A:Y=-737.6959+1.60786X+0.172544A(305.6385) (0.055104)(0.468033)t=(-2.413622) (21.06533)(0.368658)r2=0.979950 S.E.=250.3329 F=317.6853A未通過t值檢驗，且對Y的影響并不顯著，從模型中刪去。代入I:Y=-716.3333+1.099851X+1.215557I(78.33419) (0.038366)(0.334106)t=(-9.144580) (28.66728 )(3.638240)r2=0.989961

18、S.E.=177.1302 F=641.0062I對Y的影響顯著，并通過t值檢驗，引入模型中。代入T: Y=-645.9399+0.984447X+0.559716I+1.271460T(68.61970)(0.052115) (0.360729)(0.459833)t=(-9.413330)(18.88983) (1.551622)(2.765044)r2=0.993868 S.E=144.0897 F=648.3365T值提高了模型的擬合程度，但導致I的t值不顯著。說明T、I之間有嚴重的多重共線性。再將T代入只含X的模型中試驗。Y=-597.9176+0.960644X+1.740598T

19、(64.47387) (0.052433)(0.364726)t=(-9.273797) (18.32130)(4.772350)r2=0.992638 S.E.=151.6897 F=876.4106T對Y的影響顯著，其擬合程度高于I，因此從模型中刪除I。代入：=-600.8364+0.969378X+1.7314600.044784(68.94821)(0.072956) (0.382488)(0.248684)t=(-8.714315)(13.28712) (4.526840)(-0.180084)r2=0.992658S.E.=157.6708F=540.7979 對的影響不顯著，從模

20、型中刪去。經(jīng)過上述逐步回歸分析，表明對、的回歸模型最優(yōu)。表Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/02/05Time: 22:35Sample: * 2004Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-597.917664.47387-9.2737970.0000X0.9606440.05243318.321300.0000T1.7405980.3647264.7723500.0004R-squared0.992638Mean dep

21、endent var1516.385Adjusted R-squared0.991505S.D. dependent var1645.826S.E. of regression151.6897Akaike info criterion13.04891Sum squared resid299127.1Schwarz criterion13.19377Log likelihood-101.3913F-statistic876.4106Durbin-Watson stat2.351867Prob(F-statistic)0.000000圖示為3自相關性。由表知2.351867，在給定顯著性水平為0.

22、05，查表，n=16,k(解釋變量)=2，得下限臨界值dL=0.982,上限臨界值du=1.539, 因為du4異方差檢驗為保險起見，將White 檢驗和 ARCH檢驗結合起來。（1）White檢驗先在Eviews中打開X、T對Y的回歸方程，然后在view中選擇Residual Tests / White Heteroskedasticity (cross terms)。得：表5White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.448020Probability0.804597Obs*R-squared4.839574Probability0.435771T

23、est Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/06/05Time: 16:14Sample: 1998 2004Included observations: 7VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C109392.7115356.90.9482980.5169X-52.01210142.5064-0.3649810.7772X20.0033210.0392270.0846740.9462X*T0.1802500.4347350.4146200.7498

24、T-35.78583736.6944-0.0485760.9691T2-1.2433182.528455-0.4917300.7091R-squared0.691368Mean dependent var17608.10Adjusted R-squared-0.851794S.D. dependent var18665.83S.E. of regression25400.58Akaike info criterion22.89131Sum squared resid6.45E+08Schwarz criterion22.84494Log likelihood-74.11957F-statist

25、ic0.448020Durbin-Watson stat3.191289Prob(F-statistic)0.804597計算n*R2=7*0.691368=4 .839576三模型分析，析.48773,949046/三三三、從上面的模型中可以得知對我國外匯儲備規(guī)模增長的決定因素主要是當年進口額和國際收支經(jīng)常項目下差額。另外，從表中也可以看出，進出口貿(mào)易差額、年平均匯率、外債余額、資本項目差額與外匯儲備的相關系數(shù)分別為1.290577、0.610045、1.448563、0.654661。顯然他們與外匯儲備有很高的相關性，從而間接影響外匯儲備的適度規(guī)模。一國外匯儲備（官方國際儲備）的變動是該國

26、全部國際收支運行的結晶。一國的國際收支不僅反映了該國的全部對外經(jīng)濟交往，而且有助于我們認清該國的整個經(jīng)濟狀況，特別是宏觀經(jīng)濟運行的狀況。原則上說，一國官方國際儲備的變動應當足以抵銷經(jīng)常項目下的余額的總和。也就是說，官方國際儲備的增加額應當?shù)扔诮?jīng)常項目以及資本項目順差之和。這就等于說，在考慮到了統(tǒng)計上的錯誤和遺漏因素之后，如果經(jīng)常項目仍然不存在逆差，則資本項目的順差只能表現(xiàn)為官方國際儲備的增加；如果資本項目之下不出現(xiàn)資金凈外流的逆差，經(jīng)常項目的順差必然體現(xiàn)為官方國際儲備的增加；如果官方國際儲備不增加，經(jīng)常項目的順差就只能轉化為資金凈外流的資本項目逆差。根據(jù)國際收支帳戶的這些平衡原則可以很容易地得

27、出一個結論：1993年以來我國官方國際儲備的大幅度增長，是這些年中我國經(jīng)常項目連續(xù)凈贏余、甚至往往經(jīng)常項目和資本項目雙順差累積起來的產(chǎn)物。進口規(guī)模的大小，直接影響著占用的外匯資金數(shù)量。一國占用的外匯資金越多，發(fā)生逆差的可能性及數(shù)額也往往越大，因此需要保持較多的外匯儲備。例如，從年到年，中國出口收入中平均約轉化為外匯儲備，在此年間，出口收中轉化為外匯儲備的份額要比出口收入高于其趨勢線的比例更大，即相對于出口收的增長而言，外匯儲備是加速增長的。進口額僅僅表示資金鐵一種單向流動。而進出口貿(mào)易差額則反映了資金的雙向運動及對儲備的實際需求。中國每年都存在貿(mào)易差額，但其大小和方向往往不一致，波動幅度越大，對外匯儲備的需求就越大。一國外債規(guī)模越大，短期外債越多，還本付息的壓力就越大，為維持清償力，需要的國際儲備就越多。自年外匯管理體制改革以來，中國實行“以市場供求為基礎的，單一的、有管理的浮動匯率制度。”這意味著必要時人民銀行可以入市進行適當干預。一般而言，央行在外匯市場上干預的目的在于養(yǎng)活匯率大幅度波動給實質經(jīng)濟發(fā)展帶來的干擾，而非改變匯率的長期走勢。但是目前由于人民銀行對銀行間外匯市場的過度干預，人民幣匯率偏低，造成儲備增長過快的勢頭。因此，政府在確定適度外匯儲備時，應該結合目前的經(jīng)濟狀況，綜合各個指標，分析各種影響因素，而不能簡單的從單一的指標出發(fā)。