馬 杰，張 燦

(1.北京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100191；2.美國(guó)密西根大學(xué)Ross商學(xué)院，MI 48109)

外匯儲(chǔ)備是否適度的問題已成為經(jīng)濟(jì)學(xué)界討論的一個(gè)主要話題，而且仁者見仁，智者見智，各人看法不一。雖然新興市場(chǎng)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和發(fā)展模式不盡相同，但是新興市場(chǎng)國(guó)家都在面臨著外匯儲(chǔ)備迅速增長(zhǎng)的實(shí)情，本文將選取全球經(jīng)濟(jì)中發(fā)展勢(shì)頭最迅猛的金磚四國(guó)作為外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)規(guī)模的研究對(duì)象。

在國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)中，對(duì)金磚四國(guó)外匯儲(chǔ)備需求研究的文獻(xiàn)較少。但從已有相關(guān)文獻(xiàn)來(lái)看，多通過描述四國(guó)資本流動(dòng)來(lái)考察外匯儲(chǔ)備需求情況。Ilan Goldfajn等(2005)和Bernardo S.de M.Carvalho等(2006)從資本流動(dòng)角度研究了其與外匯儲(chǔ)備的關(guān)系，利用VARs模型得出對(duì)資本流動(dòng)的控制只是短期有效，但在長(zhǎng)期中對(duì)資本流動(dòng)控制的有效性很低。徐向梅(2003)研究了俄羅斯早期由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展困頓和機(jī)制不完善，使得存在嚴(yán)重的資本外流情況，可通過控制資本外流來(lái)管理外匯儲(chǔ)備。Ramachandran&Srinivasan(2007)在緩沖儲(chǔ)備模型的基礎(chǔ)上，加入不對(duì)稱匯率制度來(lái)考察印度的外匯儲(chǔ)備需求特點(diǎn)，該方法在新興市場(chǎng)具有很強(qiáng)的適用性。通過國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)回顧總結(jié)來(lái)看，成本收益分析法、因素分析法和非結(jié)構(gòu)化分析法更能夠符合新興市場(chǎng)國(guó)家國(guó)情，本文將結(jié)合金磚四國(guó)外匯儲(chǔ)備及其影響因素的實(shí)際情況，沿著這一思路開展研究。

1 金磚四國(guó)外匯儲(chǔ)備需求模型的建立

在經(jīng)典線性計(jì)量模型中，所利用的樣本數(shù)據(jù)(樣本觀測(cè)值)或者是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，或者是截面數(shù)據(jù)。但是僅利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)或只利用截面數(shù)據(jù)，經(jīng)常不能滿足經(jīng)濟(jì)分析的需要。為了克服這兩類數(shù)據(jù)的局限性，需要采用面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型既可以克服時(shí)間序列分析受多重共線性的困擾，能夠提供更多的信息，也能更好地識(shí)別和度量單純的時(shí)間序列和單純的橫截面數(shù)據(jù)所不能發(fā)覺的影響因素，并且可以防止發(fā)生“偽回歸”現(xiàn)象。鑒于面板數(shù)據(jù)模型的如上優(yōu)點(diǎn)，本文將通過建立面板數(shù)據(jù)模型來(lái)對(duì)研究金磚四國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的特點(diǎn)。

本部分首先引入Ramachandran&Srinivasan(2007)模型，并對(duì)該模型進(jìn)行擴(kuò)展和完善以更加貼近金磚四國(guó)實(shí)際，然后利用擴(kuò)展后的模型建立面板數(shù)據(jù)模型對(duì)金磚四國(guó)歷年儲(chǔ)備規(guī)模進(jìn)行測(cè)算。在Ramachandran&Srinivasan(2007)的研究中，先使用Frenkel and Jovanovic(1981)的緩沖儲(chǔ)備模型來(lái)考察外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)需求。首先，持有外儲(chǔ)的機(jī)會(huì)成本變量在模型中扮演了重要角色；在實(shí)證檢驗(yàn)中，機(jī)會(huì)成本的標(biāo)準(zhǔn)度量通常是資金“在國(guó)內(nèi)的投資收益率和相應(yīng)期限的國(guó)外投資收益率”之間的差額，很明顯它對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響應(yīng)該是負(fù)效應(yīng)的。其次，持有外匯儲(chǔ)備的一個(gè)重要功能就是應(yīng)對(duì)國(guó)際收支失衡的風(fēng)險(xiǎn)，國(guó)際收支失衡風(fēng)險(xiǎn)越大、需要準(zhǔn)備的外儲(chǔ)就越多。通常，國(guó)際收支失衡的風(fēng)險(xiǎn)可用國(guó)際收支波動(dòng)率來(lái)描述；其中包括資本項(xiàng)目的波動(dòng)和貿(mào)易項(xiàng)目的波動(dòng)。但是金磚四國(guó)中的中國(guó)資本項(xiàng)目下很多交易例如結(jié)算外匯都需要有關(guān)當(dāng)局審批，使得相當(dāng)部分的外匯需求和供給都加上了一道外匯審批關(guān)口，一定程度上扭曲了外匯市場(chǎng)。相對(duì)而言金磚四國(guó)的國(guó)際貿(mào)易項(xiàng)目均實(shí)現(xiàn)了自由貿(mào)易，而且貿(mào)易額還占有相對(duì)固定且較大的比例，所以這里將σt取為各國(guó)出口貿(mào)易額的波動(dòng)率。

log Rt=β0+β1logσt+β2log rt+ut，β1?0,β2?0 (1)

其中，Rt為外匯儲(chǔ)備，σt國(guó)際貿(mào)易差額的波動(dòng)率。rt為持有外匯所產(chǎn)生的機(jī)會(huì)成本，ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

Ramachandran&Srinivasan(2007)中選用了三種緩沖儲(chǔ)備模型來(lái)檢驗(yàn)印度的外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)，在該文中，含有不對(duì)稱匯率制度的模型可以很好的描述新興國(guó)家的外匯狀況，而且含有不對(duì)稱匯率制度的模型具有最好的準(zhǔn)確性，即不對(duì)稱的匯率制度對(duì)于出口競(jìng)爭(zhēng)力具有很大影響，而且對(duì)于很大影響，R-S模型中融合了不對(duì)稱匯率制度的影響，如下：

其中，et=(Δlog Et)×100，E為一國(guó)貨幣對(duì)美元的匯率，即美元對(duì)應(yīng)的一國(guó)貨幣價(jià)格。eta和etd分別衡量了人民幣升值和貶值兩種情況。eta=d1et，當(dāng)et＜0時(shí)，d1=1，否則d1=0。etd=d2et，當(dāng)et＞0時(shí)，d2=1，否則d2=0。eta和etd前的系數(shù)λ1和λ2分別衡量了政府當(dāng)局對(duì)人民幣升值和貶值壓力的回應(yīng)，可以稱之為調(diào)整系數(shù)。

綜上可知，RS模型描繪了在匯率不對(duì)稱情況下的外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)狀況。該模型以發(fā)展中國(guó)家印度作為研究對(duì)象，具有新興國(guó)家的代表性。為了檢驗(yàn)RS模型對(duì)新興國(guó)家的解釋能力，本文將選取新興國(guó)家的代表金磚四國(guó)作為實(shí)證研究的對(duì)象，建立面板數(shù)據(jù)模型。但是，Woon Gyu Choi等(2007)認(rèn)為隨著全球金融一體化和資本賬戶的開放，更應(yīng)該關(guān)注一個(gè)國(guó)家的凈資本流量。Lane等(2006)提出衡量金融一體化程度的一種方法是國(guó)外資產(chǎn)負(fù)債總額對(duì)GDP的比例，來(lái)反映全球的金融一體化，因此本文加入指標(biāo)國(guó)外資產(chǎn)負(fù)債總額/GDP來(lái)反映全球金融一體化，建立的面板數(shù)據(jù)模型如下：

其中，Rit為國(guó)家i時(shí)期t的外匯儲(chǔ)備，σit為國(guó)家i時(shí)期t的國(guó)際貿(mào)易差額波動(dòng)率。rit為國(guó)家i時(shí)期t持有外匯的機(jī)會(huì)成本，EDit/GDPit為國(guó)家i時(shí)期t的金融一體化指標(biāo)，eita=d1eit，當(dāng) eit＜0時(shí)，d1=1，否則 d1=0。 eitd=d2eit，當(dāng)eit＞0時(shí)，d2=1，否則d2=0。uit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2 金磚四國(guó)儲(chǔ)備增長(zhǎng)模型的實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 數(shù)據(jù)的獲得和處理

本文選取1993～2009年的年度數(shù)據(jù)作為樣本對(duì)模型方程進(jìn)行估計(jì)。匯率定為一美元對(duì)應(yīng)金磚四國(guó)貨幣的價(jià)格，即中國(guó)為一美元對(duì)應(yīng)的人民幣價(jià)格，俄羅斯為一美元對(duì)應(yīng)的盧布價(jià)格，巴西為一美元對(duì)應(yīng)的雷布爾價(jià)格，印度為一美元對(duì)應(yīng)的盧比價(jià)格。此外，根據(jù)機(jī)會(huì)成本的定義，rit應(yīng)當(dāng)是第i個(gè)國(guó)內(nèi)資本生產(chǎn)率和國(guó)外投資收益率的差額，為了數(shù)據(jù)樣本的連續(xù)性和可獲得性，選取各個(gè)國(guó)家金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款基準(zhǔn)利率作為國(guó)內(nèi)資本生產(chǎn)率。對(duì)于國(guó)外投資收益率來(lái)說(shuō)，由于各國(guó)外匯儲(chǔ)備很大一部分都投資于美國(guó)的國(guó)債市場(chǎng)，而且前面采用的是各種貨幣對(duì)美元匯率，為了研究的方便，選取美國(guó)3個(gè)月期的短期國(guó)庫(kù)券利率作為投資收益率。所有的這些數(shù)據(jù)可以從各國(guó)外匯管理局，各國(guó)中央銀行，以及美聯(lián)儲(chǔ)的官方網(wǎng)站上獲得。則：

rit=第i國(guó)時(shí)期t金融機(jī)構(gòu)貸款基準(zhǔn)利率－美國(guó)3個(gè)月期的短期國(guó)庫(kù)券利率 (4)

另外，要完成模型（3）的估計(jì)，σit的構(gòu)建和衡量是很重要的。國(guó)際貿(mào)易收支波動(dòng)是國(guó)際貿(mào)易經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中反復(fù)出現(xiàn)的對(duì)其均衡狀態(tài)的偏離和調(diào)整過程，通常方法是采用增長(zhǎng)率來(lái)直接測(cè)定國(guó)際貿(mào)易的收支波動(dòng)，假設(shè)ET為我國(guó)出口貿(mào)易額，本文將直接采用出口貿(mào)易額的增長(zhǎng)率作為國(guó)際貿(mào)易收支波動(dòng)值，即σit=ln(ETit/ETit-1)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《世界統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

面板單位根的檢驗(yàn)從最初的同質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)，發(fā)展到異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)，再到同時(shí)檢驗(yàn)同質(zhì)與異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)。同質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)有LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)，異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)有IPS檢驗(yàn)、Hadri單位根檢驗(yàn)、Chio單位根檢驗(yàn)，這些發(fā)展都擴(kuò)大了面板單位根檢驗(yàn)的應(yīng)用范圍。但是，面板數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性檢驗(yàn)是一個(gè)值得研究的問題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者也就此問題做了相關(guān)研究，但這些研究仍然沒有獲得普遍適用的檢驗(yàn)和估計(jì)方法。本文將首先將對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性分析，然后運(yùn)用多種面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法對(duì)整體進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析

面板單位根檢驗(yàn)方法有別于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn),鑒于單位根的異同主要分為兩類：(1)相同根的檢驗(yàn)方法：LLC檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn)和Breitung檢驗(yàn)；(2)不同根的檢驗(yàn)方法:IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)。其中，Hadri檢驗(yàn)的原假設(shè)為不含單位根,其他四種檢驗(yàn)方法的原假設(shè)為含有單位根。本文采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)及Fisher-ADF檢驗(yàn)來(lái)考察面板模型的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。表2結(jié)果表明，各種檢驗(yàn)方法基本一致，log Rit、σit、EDit/GDPit、log rit、eita五個(gè)變量的水平值均不能拒絕單位根假設(shè)，而它們的一階差分值均在1%的顯著性水平拒絕單位根的原假設(shè)。因此，可以判定這五個(gè)變量均為I(1)過程。而eitd是平穩(wěn)序列。因此，下文進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)主要考察這五個(gè)不平穩(wěn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

協(xié)整的意義在于它揭示了一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文利用 Levin-Lin和Fisher（combined Johansen）進(jìn)行多變量的面板模型協(xié)整檢驗(yàn)。各個(gè)統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值越大越能拒絕原假設(shè)(原假設(shè):不存在協(xié)整關(guān)系)。從上述單位根檢驗(yàn)可知，log Rit、σit、log rit、EDit/GDPit、eita這五個(gè)變量是I(1)的，所以對(duì)于各種影響因素的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，均可在1%的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，因此，綜合判斷，可得到這五個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。由于面板協(xié)整檢驗(yàn)只是檢驗(yàn)長(zhǎng)期聯(lián)系是否存在，但并不對(duì)協(xié)整關(guān)系做具體估計(jì)。要估算出協(xié)整系數(shù)，傳統(tǒng)的方法是直接對(duì)變量進(jìn)行OLS回歸，但在面板數(shù)據(jù)環(huán)境下，回歸變量間的潛在內(nèi)生性和序列相關(guān)會(huì)使回歸量出現(xiàn)明顯的偏誤。為了更準(zhǔn)確地估計(jì)協(xié)整關(guān)系，本文將先進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型的判定，再進(jìn)行相關(guān)系數(shù)的估計(jì)。

2.3 面板數(shù)據(jù)模型的設(shè)定與估計(jì)

經(jīng)協(xié)整檢驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn)，面板數(shù)據(jù)模型中的變量為 log Rit、log rit、σit、EDit/GDPit、eita。為了確定模型的形式，首先要利用EVIEWS對(duì)式（3）進(jìn)行F檢驗(yàn)，以確定模型究竟是混合模型、變截距模型還是變系數(shù)模型。

在滿足假設(shè)1斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)上和時(shí)間點(diǎn)上都相同，但截距不同的條件下，構(gòu)造如下F統(tǒng)計(jì)量：

在滿足假設(shè)2截距和斜率在不同截面樣本點(diǎn)和時(shí)間上都相同的條件下，構(gòu)造如下F統(tǒng)計(jì)量：

如果接受了假設(shè)2，則沒有必要進(jìn)行假設(shè)1的檢驗(yàn)，模型為混合數(shù)據(jù)模型；如果拒絕了假設(shè)2，則要進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)1，判斷斜率是否相同，若再通過了假設(shè)1，則模型為變截距模型，若拒絕假設(shè)1，模型為變系數(shù)模型。由檢驗(yàn)結(jié)果知F1=5.94，臨界值 F=2.62,F2=6.72,臨界值 F=2.47，所以全部拒絕原假設(shè)，該模型為變系數(shù)模型。

由于存在變系數(shù)模型具有個(gè)體效應(yīng)，需要進(jìn)一步判斷該效應(yīng)固定的還是隨機(jī)的。利用面板數(shù)據(jù)Hausman檢驗(yàn)可知，原假設(shè)為模型中的效應(yīng)為隨機(jī)影響的概率值P為1，所以接受原假設(shè)。綜合可知，金磚四國(guó)的面板數(shù)據(jù)模型為隨機(jī)影響的變系數(shù)模型。

表4 面板數(shù)據(jù)的Hausman檢驗(yàn)

Swamy（1970）指出在隨機(jī)影響變系數(shù)模型下，簡(jiǎn)單的OLS回歸得到的參數(shù)估計(jì)是無(wú)偏的和一致的，但不是最有效的，最優(yōu)線性無(wú)偏估計(jì)可以用廣義最小二乘(GLS)估計(jì)，如表5所示。

從面板模型的總體效果檢驗(yàn)指標(biāo)來(lái)看，擬合優(yōu)度R2為0.71，衡量整體顯著性的F統(tǒng)計(jì)量伴隨概率0.00，說(shuō)明模型總體設(shè)定形式是可接受的。由方程的GLS估計(jì)結(jié)果可以看出，模型的設(shè)定形式是較好的，但是由于各個(gè)國(guó)家外匯儲(chǔ)備需求各具特點(diǎn)，因此最終的模型形式也不同。

從面板模型的系數(shù)共性來(lái)看，大部分變量前系數(shù)的符號(hào)和大小符合理論預(yù)期。其中，四國(guó)國(guó)際貿(mào)易波動(dòng)率對(duì)儲(chǔ)備需求的影響是正的，符合緩沖儲(chǔ)備模型理論，即出口貿(mào)易波動(dòng)較大，則相應(yīng)的外匯儲(chǔ)備需求也隨之增加。機(jī)會(huì)成本rit系數(shù)均為負(fù)值，意味著持有儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本增加時(shí)、應(yīng)當(dāng)減少外匯儲(chǔ)備存量；該變量之前系數(shù)的絕對(duì)值相對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的波動(dòng)率因素來(lái)說(shuō)比較小，說(shuō)明機(jī)會(huì)成本對(duì)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的影響力度沒有國(guó)際貿(mào)易，尤其是對(duì)外出口貿(mào)易對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響大，這一結(jié)果也說(shuō)明了金磚四國(guó)比較注重持有外匯儲(chǔ)備以應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的功能。新加入的反映全球金融一體化程度的指標(biāo)對(duì)外匯儲(chǔ)備需求的影響為負(fù)，這表明隨著一國(guó)金融一體化程度的提高，可以適度降低一國(guó)外匯儲(chǔ)備量。其中，中國(guó)和印度該變量前系數(shù)絕對(duì)值最大，也表明這兩國(guó)可以通過提高金融一體化程度來(lái)大幅度降低外匯儲(chǔ)備額。

表5 面板數(shù)據(jù)模型的GLS估計(jì)結(jié)果

從面板模型的系數(shù)差異來(lái)看，四國(guó)儲(chǔ)備需求的差異主要在于匯率變動(dòng)對(duì)外匯儲(chǔ)備需求的影響不同。除了巴西外，中國(guó)、印度、俄羅斯還受到不對(duì)稱匯率制度的影響，因?yàn)檫@三國(guó)在一定程度上促進(jìn)資本流動(dòng)，但開放性遠(yuǎn)低于巴西，政府對(duì)于匯率升值波動(dòng)采取的干預(yù)力度要強(qiáng)于貶值波動(dòng)的干預(yù)力度，從而造成對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響，這與Ramachandran&Srinivasan(2007)所得到的結(jié)論也是一致的。而巴西的資本賬戶開放性和浮動(dòng)匯率制使其匯率自主性高于其他三國(guó)，從系數(shù)和大小都可以看出巴西受到不對(duì)稱匯率制度的影響很小?？偟膩?lái)說(shuō)，中國(guó)、印度、俄羅斯的外匯儲(chǔ)備需求模型具有相似性，而巴西由于匯率制度與其他三國(guó)不同，而使得其外匯儲(chǔ)備需求模型具有特殊性。

3 總結(jié)

本文運(yùn)用Ramachandran&Srinivasan模型（2007）的研究思想并引入反映資本項(xiàng)目開放程度的指標(biāo)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)來(lái)考察金磚四國(guó)的外匯儲(chǔ)備需求狀況。首先，以金磚四國(guó)的外匯儲(chǔ)備規(guī)模為主要研究對(duì)象在R-S模型上進(jìn)行改進(jìn)，主要表現(xiàn)在，將國(guó)際收支的波動(dòng)率選為出口貿(mào)易波動(dòng)率，將機(jī)會(huì)成本選為國(guó)內(nèi)貸款利率與國(guó)外投資利率的利差，參照Woon Gyu Choi等(2007)的方法增加指標(biāo)EDit/GDPit來(lái)考察資本項(xiàng)目的開放，以此反映全球的金融一體化。在實(shí)證研究部分，建立金磚四國(guó)的面板數(shù)據(jù)模型，確定了模型為隨機(jī)影響變系數(shù)模型，利用廣義最小二乘法（GLS）對(duì)模型進(jìn)行了估計(jì)。

此外，從實(shí)證結(jié)果可以看出，中國(guó)、印度、俄羅斯的外匯儲(chǔ)備需求模型具有相似性，而巴西由于匯率制度與其他3國(guó)不同，而使得其外匯儲(chǔ)備需求模型具有特殊性。大部分變量前系數(shù)的符號(hào)和大小符合理論預(yù)期，但是由于部分國(guó)家具有特殊國(guó)情，也使部分變量前系數(shù)符號(hào)具有特殊性。其中，四國(guó)國(guó)際貿(mào)易波動(dòng)率對(duì)儲(chǔ)備需求的影響是正的，符合緩沖儲(chǔ)備模型理論，即出口貿(mào)易波動(dòng)較大，則相應(yīng)的外匯儲(chǔ)備需求也隨之增加。機(jī)會(huì)成本rit系數(shù)均為負(fù)值，意味著持有儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本增加時(shí)、應(yīng)當(dāng)減少外匯儲(chǔ)備存量；該變量之前系數(shù)的絕對(duì)值相對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的波動(dòng)率因素來(lái)說(shuō)比較小，說(shuō)明機(jī)會(huì)成本對(duì)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的影響力度沒有國(guó)際貿(mào)易，尤其是對(duì)外出口貿(mào)易對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響大，這一結(jié)果也說(shuō)明了金磚四國(guó)比較注重持有外匯儲(chǔ)備以應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的功能。新加入的反映全球金融一體化程度的指標(biāo)對(duì)外匯儲(chǔ)備需求的影響為負(fù)，這表明隨著一國(guó)金融一體化程度的提高，可以適度降低一國(guó)外匯儲(chǔ)備量。其中，中國(guó)和印度該變量前系數(shù)絕對(duì)值最大，也表明這兩國(guó)可以通過提高金融一體化程度來(lái)大幅度降低外匯儲(chǔ)備額。四國(guó)除了巴西外還受到不對(duì)稱匯率制度的影響，因?yàn)檫@三國(guó)政府對(duì)于匯率升值波動(dòng)采取的干預(yù)力度要強(qiáng)于貶值波動(dòng)的干預(yù)力度，從而造成對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響，這與Ramachandran&Srinivasan(2007)所得到的結(jié)論也是一致的。而巴西為浮動(dòng)匯率制度，因此在匯率波動(dòng)時(shí)由市場(chǎng)決定其波動(dòng)，從巴西匯率的大小和系數(shù)也可以判斷該國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)模型中匯率的影響不顯著。

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