我国外汇储备规模影响因素实证分析

来源:用户上传      作者: 周　尘

　　外汇储备是指一国政府所持有的、可自由兑换的非本国货币资产，其主要作用在于平衡国际收支、偿付对外负债和对外汇市场进行有效干预，以稳定本币汇率。伴随着我国市场经济改革的深入和对外经济贸易往来的日趋频繁，我国的外汇储备规模势必进一步扩大。与此同时，也应当清醒地看到，巨额的外汇储备也预示着一国经济发展中对外均衡的不足。就我国情况而言，进入20世纪九十年代以来，由于产品国际竞争力强化，引起国际收支经常、资本项目双顺差，除了1997年之后的较短时期受到亚洲金融危机的影响，外汇储备规模增幅有所下降之外，至今为止其余的时间段都保持着较高的增长速度。特别是2001年以后，增幅剧增，每年增长超过700亿美元，这是从未有过的。到2007年，外汇储备已达15，282亿美元以上。因此，针对我国外汇储备基础规模庞大和增长快的现象，应通过实证检验对其影响因素进行分析。
　　一国外汇储备水平从根本上取决于其经济发展水平和对外开放程度，国内外经济学者普遍认为影响一国外汇储备的直接因素主要有：进出口贸易差额、汇率水平、对外负债规模等。本文就以上因素对于我国外汇储备规模有何影响，以及影响有多大这一问题，采集实际样本数据进行实证分析，力求找到对我国外汇储备规模具有稳定影响的因素。
　　一、变量选择
　　根据国内外理论界普遍认同的观点和对一国持有外汇储备的基本用途的理解，本文选择以下几个解释变量：代表国际收支的进出口差额、外债余额和代表外汇市场干预的人民币汇率（这里采用每100美元对应的本币数量）。
　　二、样本数据采集
　　主要资料来源是《中国统计年鉴》（2007年）和国家统计局相关统计原始数据，2007年度部分数据取自各大财经网站公布数据。本文分析的是进入九十年代后的外汇储备增长情况，因此选取1991～2007年的统计数据作为样本。用FR代表我国外汇储备量，CHAE代表进出口差额，HL代表人民币对美元的汇率，WZH代表本国对外负债余额。具体统计结果见表1。（表1）
　　三、建立模型
　　本文采用Eviews3.1统计软件进行回归分析和检验，在进行回归前先对各序列数据进行平稳性检验，这里采用ADF检验方法。首先对外汇储备FR进行ADF检验，按照时间前后顺序（即1991～2007年）定义时间因子t（t=1～17），将序列FRt定义为序列yt，得到ADF检验的回归模型：
　　yt＝y+a+t+△y+（1）
　　这里a代表常数，t代表线性趋势函数，表示的是被检测序列具有时间趋势。通过观察被检验序列的曲线图可以看出，被检测序列FR均值大于0，且随着时间的变化而大致向着增加的方向转变，所以，这里用方程（1）作为检验序列向量FR的回归模型，并且取滞后差分项数p=0，将方程（1）变形为：
　　△y＝y+a+t+（2）
　　其实，这就等效于一个DF检验公式。其中，＝－1，原假设和备选假设为：
　　检验基于统计量t=＝，其中为OLS估计得出的估计值，为的标准差，通过检验得出的t统计量的数值，与对应样本数下1%、5%和10%的显著性水平下的t分布临界值相比较，若满足t统计值小于某个显著水平下的临界值的，则可以说在该显著性水平之下可以拒绝原假设，认为一阶自相关序列AR（1）过程并不存在单位根，被检测序列是平稳的。反之，若大于任何一个显著水平下的临界值，则称被检测序列不平稳。现在来看被检测序列，其单位根统计量ADF=13.73703，远大于Eviews提供的显著水平1%～10%的ADF临界值，故不能否认原假设，认为序列是非平稳的。进而对FR取对数lnFR，重复以上过程，即先定义lnFRt=yt，再进行一次同上的检验，发现其ADF检验值=0.133829，虽说仍然大于任何一个显著水平下的t分布临界值，但已经较对数化之前好了很多。于是进一步对序列lnFRt进行一阶差分后，检验结果如下：
　　
　　
　　
　　从检验结果中可以看出，单位根统计量ADF=-3.391661，在5%的显著水平上可以拒绝原假设。由此可见，经过差分后的lnFR序列已经是很平稳的了。至此，完成了对序列lnFR的ADF检验过程。
　　同样地，也对其余序列进行相同的检验过程，发现所有序列对数化之后进行一阶差分都可以实现平稳，如序列lnCHAE一阶差分后的单位根统计量ADF=-3.887252，而序列lnHL一阶差分后的单位根统计量ADF=-3.552401，lnWZH一阶差分后的单位根统计量ADF=-3.118424，检验结果在5%的显著水平上均可以拒绝原假设。
　　随后，对各解释变量与因变量lnFR之间是否具有协整关系进行协整检验。首先定义序列lnFRt＝y，lnHLt＝y，通过上面的分析已知这两个序列是一阶单整的，建立回归方程如下：
　　y＝y+（3）
　　模型估计的残差为：
　　=y-y（4）
　　如果该残差序列是平稳的，就可以确定回归方程（3）中的2个变量y、y（即序列lnFRt和lnHLt）之间存在协整关系，也即解释变量lnHL和被解释变量lnFR之间确实存在稳定的均衡关系，从而在最终的估计回归模型中加入自变量lnHL不会引起伪回归。反之，则说明二者之间不存在稳定均衡关系，若加入该解释变量容易引起伪回归的发生。对回归方程中残差估计值序列作ADF检验，通过检验得出，单位根检验值ADF=0.612493大于1%～10%显著水平下的t分布临界值，所以不能拒绝原假设，认为变量lnFR和lnHL之间是不存在相互协整关系的，即二者不存在稳定均衡关系。所以，代表汇率的变量lnHL不适合作为变量lnFR的解释变量，在待估计的回归模型中将该变量剔除。
　　重复以上的协整检验过程，分别对剩下的两个解释变量lnCHAE和lnWZH与被解释变量lnFR进行协整检验，最后发现，除了lnHL之外，其余两个变量都与lnFR有着很好的协整关系，如针对lnFR和lnCHAE所做的协整检验中，残差估计值序列的单位根检验值ADF=-2.494498<5%显著水平下的t分布临界值-1.9677，则检验结果在5%的显著水平上可以拒绝原假设；而针对lnFR和lnWZH所做的协整检验中，残差估计值序列的单位根检验值ADF=-3.343337<1%显著水平下的t分布临界值-2.7275，则检验结果在1%的显著水平上就可以拒绝原假设，认为变量lnFR和lnWZH之间是存在相互协整关系的。由以上检验结果可以看出：lnCHAE和lnWZH都是可以作为解释变量被纳入待估模型之中的。
　　为了确保被解释变量和各解释变量间确有因果关系存在，在进行协整检验的基础上再进行GRANGER因果检验，首先看变量lnCHAE能否GRANGER引起lnFR，为简化表达式，定义y＝lnFRt，xt=lnCHAEt，选择滞后阶数为1，于是构建一个二元一阶的VAR模型：
　　=++（5）
　　只有当系数矩阵中的系数a为0时，变量x不能GRANGER引起变量y，即变量x外生于y，这里就可以说lnCHAE不是lnFR的GRANGER原因。可以利用F-检验来检验以下假设：
　　统计量F＝～F（p，T-2p-1），其中RSS是满足a＝0时方程y＝a+ay＋的残差平方和，RSS是（5）中方程y的残差平方和：RSS=。

　　在本次检验中样本容量T=17，滞后阶数p=1，查表得5%的显著性水平下F临界值为4.6，而Eviews所作检验结果如下：
　　
　　由以上结果可以看出：统计量F=8.76496＞F临界值4.6，所以应当拒绝原假设H0，从而认为变量lnCHAE和lnFR之间确有因果关系。同样，对变量lnWZH和lnFR也作一样的检验，检验结果如下：
　　
　　检验统计量F=6.08963＞5%显著水平下的F临界值4.6，所以在5%显著水平下也拒绝原假设，认为变量lnWZH、lnFR间具有因果关系。
　　最后运用最小二乘法进行回归方程的估计。先根据前人理论提出待估计的方程框架：
　　lnFR=c+clnCHAE+clnWZH
　　随后进行回归分析，结果如下：
　　
　　整理得到回归方程：（括号内数据为t统计值）
　　LnFR=-11.12441－0.045469lnCHAE +2.57737lnWZH
　　（-11.18292） （-0.514608）（13.21381）
　　四、模型的检验
　　首先，模型拟合优度检验。由回归分析结果中R平方值=0.987457可见该模型拟合优度很高，证明所选的解释变量对外汇储备规模的解释是有效的。
　　其次，对方程显著性的检验。根据回归结果中F统计量的值511.7064，远大于按5%显著水平查表得到的F临界值3.74，且结果中显著水平近乎于0，因此可以拒绝认为所有解释变量系数均为0的原假设，说明模型中被解释变量lnFR被解释变量解释的部分远比未被解释的部分大，所以认为回归方程总体拟合显著。
　　再次，对各方程变量显著性检验。从回归结果中发现：常数项和变量lnWZH的t统计值的绝对值均大于5%显著性下查表得到的t检验临界值2.145，因此通过检验；而变量lnCHAE的t统计值（-0.514608）绝对值却小于该临界值，因而不能拒绝该变量系数为0的零假设，认为该解释变量对因变量的影响不显著。但从经济学含义上看，进出口差额的确对外汇储备有着直接的影响作用，这一点通过GRANGER因果检验的结果也能看出。可以认为模型中的检验结果是由于进出口差额除了直接影响之外，还会通过其他渠道，如影响对外负债余额的方式，间接影响外汇储备，这在经济学角度考虑也是成立的。因此，本文在回归结果中保留该解释变量，除了考虑到模型的整体拟合外，更重要的是保证避免将本具有重要经济意义的影响因素排除而影响模型的正常预测作用。
　　最后，D・W检验。由回归结果中D值接近于2，查表得到5%的D值上界=1.38，而1.38＜结果D=1.704402＜4－1.38=2.62，可以看出：该模型随机项之间不存在自相关性。同时，一般情况下R2小于D值时，可以认为模型是可信的。从结果中的数据可知，R2=0.987457＜D值1.704402，因此可以认为该模型估计结果是合理的。
　　五、回归结论
　　通过以上回归和检验可知，我国外汇储备规模受到外债余额和进出口差额的影响。从经济学角度看，一国外债余额越大，短期对外负债越多，则需要更多的外汇储备以备还债之需。每年外国债权人要求偿还的债务本金和未到期债务所需偿付的利息，都需要用外币资产支付。这就决定了外债余额和国家外汇储备资产之间必然存在某种正相关性。而这种正相关性在回归模型中得到了体现。进出口贸易差额即每年出口总量与进口之间的差距。其变化与外汇储备具有很高的相关性。进口规模的大小，直接影响占用的外汇资金数量，从而可以认为进口与外汇储备正相关。所以，进出口差额可以理解为贸易顺差，一国越是对外贸易出现顺差，其所需用于平衡国际收支的外汇占款也就越少。这体现在方程中就表现为变量lnCHAE前的系数为负。
　　以上模型从国际收支平衡角度对外汇储备适度规模进行了实证分析，但对于外汇储备适度性问题，目前理论界还未形成一套确切的标准来进行衡量。本文中得出的回归方程也并不能包括影响外汇储备的所有因素。因此，只有针对不同历史时期的具体情况，采用不同的变量和分析方法，才能得出最为有效的实证分析结果。

转载注明来源:https://www.xzbu.com/2/view-411123.htm