我國(guó)外匯儲(chǔ)備及其影響因素的分析

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1、我國(guó)外匯儲(chǔ)備及其影響因素的分析 年份外匯儲(chǔ)備Y當(dāng)年進(jìn)口額X進(jìn)出口差額I實(shí)際利用外資W國(guó)際經(jīng)常賬戶差額T國(guó)家外債余額V年平均匯價(jià)A（100美元）國(guó)際資本賬戶差額R*55505914-6610059-43174130376513724199011093533587410289119975255478323225199121712637981211554132760565323380321992194438059435192026401693255146-25119932119910396-12223892-1190383575762023474199451620115625394321276589

2、28186187326441995735971320816704813316181065983510386751996105049138831222548043164311628831423996719971398901423740426440829717130968289821015199814495914024434758557293231460482791-632119991546751657029235265921114151838278351802000165574225092411593562051914573827841922200121216524355225549672174

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

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

5、匯儲(chǔ)備可以彌補(bǔ)一國(guó)國(guó)際收支逆差，提高對(duì)外支付能力，維護(hù)本國(guó)匯率穩(wěn)定，考慮我國(guó)的實(shí)際情況,，高額的外匯儲(chǔ)備對(duì)于我國(guó)抵御亞洲金融危機(jī)，維護(hù)香港經(jīng)濟(jì)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(shí)，過高的外匯儲(chǔ)備量也會(huì)帶來嚴(yán)重的負(fù)面影響；儲(chǔ)備規(guī)模過大，會(huì)造成外匯資源閑置浪費(fèi)和機(jī)會(huì)成本上升，更為重要的是，作為連接國(guó)際收支和貨幣供給的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，超額的外匯儲(chǔ)備會(huì)導(dǎo)致利率、匯率、物價(jià)上漲率和產(chǎn)出量等經(jīng)濟(jì)變量之間產(chǎn)生激烈的沖突，損害貨幣政策獨(dú)立性和有效性，致使國(guó)家宏觀調(diào)控政策歸于無效。因此，理性的選擇應(yīng)使實(shí)際儲(chǔ)備量和適量?jī)?chǔ)備量相一致，使兩者達(dá)到動(dòng)態(tài)平衡，從而趨利避害，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定地增長(zhǎng)和發(fā)展。目前，

6、國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)普遍認(rèn)為影響一國(guó)適度外匯儲(chǔ)備規(guī)模的因素有以下幾種：進(jìn)口規(guī)模、貿(mào)易差額、實(shí)際利用外資數(shù)額、國(guó)際收支、國(guó)家每年外債規(guī)模及匯率變動(dòng)情況。而這些因素對(duì)于我國(guó)的外匯儲(chǔ)備規(guī)模的影響程度如何，我們下面將進(jìn)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(gè)樣本它們包括：（1）外匯儲(chǔ)備額；（2）當(dāng)年進(jìn)口規(guī)模；（3）進(jìn)出口貿(mào)易差額；（4）實(shí)際利用外資額；（5）國(guó)際收支經(jīng)常賬戶差額；（6）國(guó)家外債余額；（7）年平均余額（100美元）（8）國(guó)際資本賬戶差額R。數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編著的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站，中國(guó)人民銀行網(wǎng)站以及商務(wù)總規(guī)劃財(cái)務(wù)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(shí)際利用外資額為估計(jì)數(shù)。二計(jì)量分析1回歸分析選用“當(dāng)年進(jìn)口額X”、“國(guó)際經(jīng)常賬戶差額T”、“國(guó)際資本項(xiàng)目差額R”、“進(jìn)出口貿(mào)易差額I”、“實(shí)際利用外資W”、“國(guó)家外債余額V”和“年平均匯價(jià)A”作為解釋變量?！巴鈪R儲(chǔ)備Y”作為應(yīng)變量。通過對(duì)Y的回歸進(jìn)行多元線性擬合，大概估計(jì)出各解釋變量對(duì)應(yīng)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(jìn)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(jì)變量之間可能存在高度相關(guān)性，因此我們還需要對(duì)變量之間的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)進(jìn)行計(jì)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(guān)性。同時(shí)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(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。對(duì)此我們必須進(jìn)行修正。（1）運(yùn)用OLS法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)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(gè)一元回歸模型，外匯儲(chǔ)備Y對(duì)當(dāng)年進(jìn)口額X線性關(guān)系強(qiáng)，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(yàn)，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(yàn)，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(yàn)，且對(duì)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(duì)Y的影響顯著，并通過t值檢驗(yàn)，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(dǎo)致I的t值不顯著。說明T、I之間有嚴(yán)重的多重共線性。再將T代入只含X的模型中試驗(yàn)。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(duì)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(duì)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(duì)、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(guān)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?yàn)閐u4異方差檢驗(yàn)為保險(xiǎn)起見，將White 檢驗(yàn)和 ARCH檢驗(yàn)結(jié)合起來。（1）White檢驗(yàn)先在Eviews中打開X、T對(duì)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(jì)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(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模增長(zhǎng)的決定因素主要是當(dāng)年進(jìn)口額和國(guó)際收支經(jīng)常項(xiàng)目下差額。另外，從表中也可以看出，進(jìn)出口貿(mào)易差額、年平均匯率、外債余額、資本項(xiàng)目差額與外匯儲(chǔ)備的相關(guān)系數(shù)分別為1.290577、0.610045、1.448563、0.654661。顯然他們與外匯儲(chǔ)備有很高的相關(guān)性，從而間接影響外匯儲(chǔ)備的適度規(guī)模。一國(guó)外匯儲(chǔ)備（官方國(guó)際儲(chǔ)備）的變動(dòng)是該國(guó)

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

27、出一個(gè)結(jié)論：1993年以來我國(guó)官方國(guó)際儲(chǔ)備的大幅度增長(zhǎng)，是這些年中我國(guó)經(jīng)常項(xiàng)目連續(xù)凈贏余、甚至往往經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目雙順差累積起來的產(chǎn)物。進(jìn)口規(guī)模的大小，直接影響著占用的外匯資金數(shù)量。一國(guó)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(chǔ)備。例如，從年到年，中國(guó)出口收入中平均約轉(zhuǎn)化為外匯儲(chǔ)備，在此年間，出口收中轉(zhuǎn)化為外匯儲(chǔ)備的份額要比出口收入高于其趨勢(shì)線的比例更大，即相對(duì)于出口收的增長(zhǎng)而言，外匯儲(chǔ)備是加速增長(zhǎng)的。進(jìn)口額僅僅表示資金鐵一種單向流動(dòng)。而進(jìn)出口貿(mào)易差額則反映了資金的雙向運(yùn)動(dòng)及對(duì)儲(chǔ)備的實(shí)際需求。中國(guó)每年都存在貿(mào)易差額，但其大小和方向往往不一致，波動(dòng)幅度越大，對(duì)外匯儲(chǔ)備的需求就越大。一國(guó)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(guó)際儲(chǔ)備就越多。自年外匯管理體制改革以來，中國(guó)實(shí)行“以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)的，單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度。”這意味著必要時(shí)人民銀行可以入市進(jìn)行適當(dāng)干預(yù)。一般而言，央行在外匯市場(chǎng)上干預(yù)的目的在于養(yǎng)活匯率大幅度波動(dòng)給實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的干擾，而非改變匯率的長(zhǎng)期走勢(shì)。但是目前由于人民銀行對(duì)銀行間外匯市場(chǎng)的過度干預(yù)，人民幣匯率偏低，造成儲(chǔ)備增長(zhǎng)過快的勢(shì)頭。因此，政府在確定適度外匯儲(chǔ)備時(shí)，應(yīng)該結(jié)合目前的經(jīng)濟(jì)狀況，綜合各個(gè)指標(biāo)，分析各種影響因素，而不能簡(jiǎn)單的從單一的指標(biāo)出發(fā)。