劉佩璐 張雨晴 何瑩瑩

摘 要： 外匯儲(chǔ)備是指隨時(shí)供貨幣當(dāng)局使用和控制、用于平衡國際收支及其他的對(duì)外資產(chǎn)，對(duì)一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融安全有重要作用。我國自1994年開始推行匯率改革，隨著貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大、對(duì)外開放水平逐漸提高，我國的外匯儲(chǔ)備持續(xù)增長，截至2012年6月，我國外匯儲(chǔ)備已達(dá)到32851億元。不斷攀升的外匯儲(chǔ)備規(guī)模引發(fā)了人們對(duì)于外匯儲(chǔ)備適當(dāng)規(guī)模的探討，這要求我們首先對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響因素進(jìn)行分析。文章利用我國近20年的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，利用回歸分析方法進(jìn)行實(shí)證探究，由此得出影響我國外匯儲(chǔ)備的主要因素是國內(nèi)生產(chǎn)總值及匯率，而外貿(mào)開放度、外資開放度和外債余額對(duì)外匯儲(chǔ)備影響則不顯著。

關(guān)鍵詞： 外匯儲(chǔ)備 影響因素 回歸分析

1.引言

外匯儲(chǔ)備是指隨時(shí)供貨幣當(dāng)局使用和控制、用于平衡國際收支及其他的對(duì)外資產(chǎn)。作為國際儲(chǔ)備的主要形式，外匯儲(chǔ)備具有支付手段和干預(yù)手段，在國際化程度不斷提高的當(dāng)代社會(huì)，外匯儲(chǔ)備對(duì)于一國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展正發(fā)揮越來越重要的作用。1994年我國開始推行匯率改革，與此同時(shí)我國對(duì)外貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，開放程度逐漸提高，外匯儲(chǔ)備逐年增長。1996年，我國已經(jīng)突破1000億美元，進(jìn)入21世紀(jì)以后，外匯儲(chǔ)備繼續(xù)增加。直到2008年10月底，我國外匯儲(chǔ)備才出現(xiàn)自2003年12月以來的首次下降，即使我國外貿(mào)出口受全球金融危機(jī)的重創(chuàng)，但外匯儲(chǔ)備仍于2009年4月底超過2萬億美元，截止至2012年6月底，已攀升至32851億美元。

近年來，隨著我國對(duì)外開放的不斷深化、國際合作的日益密切、經(jīng)濟(jì)全球化的迅速發(fā)展，我國外匯儲(chǔ)備不斷增長。外匯儲(chǔ)備是國際財(cái)富積累和綜合國力提高的表現(xiàn)。高外匯儲(chǔ)備是抵御金融風(fēng)險(xiǎn)的重要條件，但是外匯儲(chǔ)備并不是越多越好。外匯儲(chǔ)備過多或者結(jié)構(gòu)不合理都會(huì)給我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來很大的風(fēng)險(xiǎn)和影響。因此對(duì)影響中國外匯儲(chǔ)備的因素的研究愈發(fā)重要起來。

2.文獻(xiàn)綜述

關(guān)于中國外匯儲(chǔ)備影響因素，青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院胡燕京、高向燕（2005）認(rèn)為一國外匯儲(chǔ)備水平取決于該國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍認(rèn)為影響一國適度外匯儲(chǔ)備規(guī)模的因素有：進(jìn)口貿(mào)易、貿(mào)易差額的波動(dòng)幅度、實(shí)際利用外資情況、國際收支經(jīng)常賬戶變動(dòng)。并建立多元線性回歸模型：FR=β■+β■*IOP+β■*BD+β■*DEB+β■*A（其中：IOP為進(jìn)出口貿(mào)易額、BD為實(shí)際利用外資、DEB其國家外債余額、A為年均匯價(jià)），利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟價(jià)進(jìn)行投資分析得出國家外債余額是影響中國外匯儲(chǔ)備的主要原因；進(jìn)口規(guī)模、進(jìn)出口貿(mào)易差額的變化、國際收支經(jīng)常賬戶、實(shí)際利用外資等間接影響外匯儲(chǔ)備的適度規(guī)模。巴曙松、朱元倩（2007）進(jìn)行了基于可加模型的研究分型，比較了廣義可加模型與線性回歸模型、協(xié)整模型的差異，利用廣義可加模型對(duì)影響中國外匯儲(chǔ)備的因素進(jìn)行理論和實(shí)證分析。選擇了對(duì)數(shù)函數(shù)建立模型為：log（μ）=α+f■（IE）+f■（REER）+f■（RT）+f■（IX）（RES為外匯儲(chǔ)備，其中μ為對(duì)RES的期望，即μ=E（RES|IE，REER，RT，IX）REER為有效匯率、IX為利差、RT為國際地位變量即銷售品零售總額、IE為我國對(duì)外貿(mào)易狀況的變量），將名義利率提出通貨膨脹影響得到實(shí)際利率，并進(jìn)行各指標(biāo)的季度調(diào)整（利用SAS9.0軟件），以不存在共曲線形為前提條件，選用GCV方法，利用后退擬合的算法，采用SAS9.0軟件得出分析結(jié)果，得出REER、IX、IE對(duì)RES有負(fù)向線性的影響、RT對(duì)RES存在正向線性影響。陳享光、孫瑩（2008）選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易依存度、外資開放度、外債余額及年均匯價(jià)分別表示經(jīng)濟(jì)增長、貿(mào)易順差、直接投資、外債余額及匯率制度對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響，并建立模型：FR=b■+b■*GDP+b■*TD+b■*FDIO+b■*DEBT+b■*ER（其中，F(xiàn)R代表外匯儲(chǔ)備總額、GDP代表國內(nèi)生產(chǎn)總值、TD代表貿(mào)易依存度、FDIO代表外資開放度、DEBT代表外債余額、ER代表年均匯價(jià)），通過Eviews5.0進(jìn)行相關(guān)性分析，計(jì)算出FR與GDP、TD、DEBT均呈高度相關(guān)，并進(jìn)行回歸分析及相關(guān)檢驗(yàn)消除多重共線性，主要利用協(xié)整檢驗(yàn)的方法得出結(jié)論。作者根據(jù)數(shù)據(jù)分析認(rèn)為，影響我國外匯儲(chǔ)備快速增長的因素是國內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易依存度、匯率等。它們對(duì)外匯儲(chǔ)備增長都有正向影響，其中又以匯率的影響最大。而外資開發(fā)度及外債儲(chǔ)備余額對(duì)外匯儲(chǔ)備增長的影響不顯著。茆?。?011）對(duì)進(jìn)口、外債余額、出口、外商直接投資及匯率這5個(gè)因素進(jìn)行分析，利用時(shí)間序列分析，變更時(shí)間序列的協(xié)整關(guān)系，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。同樣利用協(xié)整檢驗(yàn)、極大似然估計(jì)等方法，得到協(xié)整方程：LFR=-1.03LFDI-1.85LDT+8.19LEX-6.36LIM+3.35LER（其中LFR、LFDI、LDT、LEX、LIM和LER分別表示去了對(duì)數(shù)之后的外匯儲(chǔ)備、外商直接投資、外債余額、出口、進(jìn)口和匯率），發(fā)現(xiàn)了與我們預(yù)期不同的問題，即外商直接投資并未增加我國的外匯儲(chǔ)備，反而有抑制的作用。與我們預(yù)期一致的是：出口增加和匯率貶值對(duì)外匯儲(chǔ)備增長有促進(jìn)作用，進(jìn)口增加和外債增加均對(duì)外匯有消耗作用。

經(jīng)過查詢與分析多篇文獻(xiàn)資料，本文試圖尋找到經(jīng)濟(jì)研究者的觀點(diǎn)的共同點(diǎn)，為此筆者著重研究：國內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易依存度、外資開放度、外債余額及年均匯價(jià)與外匯儲(chǔ)備變化的線性回歸關(guān)系。

3.我國外匯儲(chǔ)備影響因素分析

3.1國際收支

國際收支對(duì)我國外匯儲(chǔ)備的影響主要體現(xiàn)在經(jīng)常項(xiàng)目順差和資本項(xiàng)目順差。從我國歷年國際收支看（圖1），自1982年以來我國外匯儲(chǔ)備增長與經(jīng)常項(xiàng)目差額和資本項(xiàng)目差額的增長有關(guān)。

圖1 1982—2007我國國際收支圖

單位：億美元（數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中CAB代表經(jīng)常項(xiàng)目差額；FAB代表資本與金融項(xiàng)目差額；FRB代表外匯儲(chǔ)備差額）

自1992年以來，我國經(jīng)常項(xiàng)目一直保持順差，其影響最大的是貿(mào)易收支的巨額順差。對(duì)資本項(xiàng)目來說，影響最大的兩個(gè)因素是外國直接投資和對(duì)外借債。改革開放以來，我國開始接受外國直接投資，1992年時(shí)較少，1993年開始迅猛增加，這是因?yàn)橘Y金天然具有趨利性，隨著對(duì)外開放不斷深入，我國經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展，由此帶來的利潤和利潤前景對(duì)外資具有很強(qiáng)的吸引力。同時(shí)，我國有長期吸引外資的政策，招商引資成為各級(jí)地方政府政績考核的主要指標(biāo)，在政策上對(duì)外資有多項(xiàng)優(yōu)惠。這些都造成我國直接投資的凈流入，導(dǎo)致資本項(xiàng)目大量順差，并最終轉(zhuǎn)化為外匯儲(chǔ)備。在主動(dòng)吸引外資的同時(shí)，我國也對(duì)外舉債以籌集資金，從1985年到2006年，我國平均每年舉債145.03億美元，如果外債沒有馬上適用，則會(huì)轉(zhuǎn)換為外匯儲(chǔ)備。

人民幣升值的預(yù)期是資本和金融項(xiàng)目順差大幅增長的深層次原因。受本外幣利差縮小、人民幣升值的預(yù)期影響，一方面，國內(nèi)股票、房地產(chǎn)市場價(jià)格高漲，對(duì)資本流入的吸引力不斷增強(qiáng)。另一方面，商業(yè)銀行等金融機(jī)構(gòu)受境外籌資規(guī)模下降、國內(nèi)貸款需求擴(kuò)大等因素影響，重新配置境內(nèi)外外匯資產(chǎn)，減少對(duì)外證券投資，使證券投資流出減緩和其他投資凈流入增加。我國作為國際債權(quán)國，不能以本幣提供信貸，債權(quán)也不能以本幣計(jì)值，只能大量持有美元資產(chǎn)，儲(chǔ)備資產(chǎn)的累積造成人民幣升值壓力，而在人民幣升值預(yù)期的作用下，資本大量流入，又使儲(chǔ)備資產(chǎn)在累計(jì)中疊加。

3.2儲(chǔ)蓄投資失衡

儲(chǔ)備型導(dǎo)向是外匯儲(chǔ)備不斷增長的最直接原因。在宏觀經(jīng)濟(jì)中，Y=C+I+G+（X-M），S=Y-C-T，其中，Y代表GDP，C代表消費(fèi)，I代表投資，G代表政府支出，X-M代表凈出口，S代表儲(chǔ)蓄，T代表政府收入，當(dāng)G=T時(shí)，易得S-I=X-M=經(jīng)常項(xiàng)目差額。當(dāng)S-I>0時(shí)，X-M>0，存在凈出口、儲(chǔ)備資產(chǎn)增加，反之，存在凈進(jìn)口、儲(chǔ)備資產(chǎn)減少（巴曙松，朱元倩，2007）。而我國現(xiàn)在的情況是S-I>0，這是儲(chǔ)蓄率過高造成的。形成這一狀態(tài)有兩個(gè)原因：一是“有備無患”的管理思想造成外匯儲(chǔ)備的“備而不用”。長期以來，我國在外匯儲(chǔ)備上存在為儲(chǔ)備而儲(chǔ)備的傾向，不到萬不得已，不輕易動(dòng)用外匯儲(chǔ)備。這種思想導(dǎo)致我國外匯儲(chǔ)備管理忽視運(yùn)營效率、幣種結(jié)構(gòu)和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，使外匯儲(chǔ)備管理陷入僵化、缺乏靈活性。二是“用而無備”進(jìn)一步加大外匯儲(chǔ)備規(guī)模。受長期“備而不用”的慣性思維影響，人們對(duì)外匯儲(chǔ)備能不能用、該如何用的問題認(rèn)識(shí)模糊、步伐艱難，表現(xiàn)為外匯儲(chǔ)備經(jīng)營管理人才少、外匯儲(chǔ)備的使用渠道和方式缺乏等。

過剩的儲(chǔ)蓄反映投資能力的不足、國內(nèi)需求的不足，使得較多產(chǎn)品要通過國際市場供給、過剩的儲(chǔ)蓄而轉(zhuǎn)化為經(jīng)常性項(xiàng)目順差，促成外匯儲(chǔ)備的增長。

3.3匯率

匯率是影響國家外匯儲(chǔ)備的重要因素之一。若一國實(shí)行寬松的匯率政策，對(duì)外匯市場的干預(yù)較小，那么對(duì)外匯儲(chǔ)備的需求也較少。若一國實(shí)行對(duì)匯率強(qiáng)勢干預(yù)政策，那么為了維護(hù)匯率和外匯市場的穩(wěn)定，貨幣當(dāng)局就要有適當(dāng)?shù)耐鈪R儲(chǔ)備。

自1994年開始，我國實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度，同時(shí)，我國政府一直將維持匯率穩(wěn)定作為宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)之一，近幾年我國國際收支順差，出現(xiàn)外匯供大于求的局面，央行只能被動(dòng)地動(dòng)用基礎(chǔ)貨幣吸引外匯，使外匯極易增長。為了優(yōu)化外匯結(jié)構(gòu)，央行在2005年7月21日出臺(tái)了完善人民幣匯率形成機(jī)制改革政策。人民幣匯率開始按照我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際情況，選擇若干主要幣種，賦予相應(yīng)的權(quán)重，組成貨幣籃子并根據(jù)國外經(jīng)濟(jì)金融形勢，以市場供求為基礎(chǔ)對(duì)人民幣匯率進(jìn)行調(diào)節(jié)。

3.4對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)增長

對(duì)外開放對(duì)于外匯儲(chǔ)備的影響主要體現(xiàn)在進(jìn)出口和吸引外資上。自20世紀(jì)80年代以來，我國實(shí)行改革開放的基本國策，經(jīng)濟(jì)增長迅速，在這一經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，我國對(duì)外經(jīng)濟(jì)交往日益擴(kuò)大，對(duì)國際資本的吸引力日益提高。我們用貿(mào)易依存度衡量一國對(duì)外開放程度，它是指一國進(jìn)出口總額與當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率?？梢?，外匯儲(chǔ)備與一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)。我國的對(duì)外開放是以出口導(dǎo)向和吸引外資為主，經(jīng)濟(jì)的快速增長推動(dòng)我國對(duì)外交往的不斷擴(kuò)大和涉外經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對(duì)國際資源流入產(chǎn)生巨大的吸引作用。而外匯儲(chǔ)備作為一種存量，反映了一國對(duì)外經(jīng)濟(jì)來往的流量累計(jì)結(jié)果。另外，經(jīng)濟(jì)快速增長的國家通常面臨匯率升值的壓力，匯率升值和匯率升值預(yù)期都會(huì)導(dǎo)致外部資金的流入。因此，隨著我國改革開放日益加深，經(jīng)濟(jì)快速增長，外匯儲(chǔ)備也要通過多種渠道不斷增長。

4.實(shí)證分析

此次的線性回歸分析，我們采用的模型為：FR=C（1）+C（2）*GDP+C（3）*TD+C（4）*FDIO+C（5）*DEBT+C（6）*ER+e。

我們搜集了關(guān)于外匯儲(chǔ)備（FR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、進(jìn)口總額、出口總額、外國直接投資額（FDI）、外債余額（DEBT）及以人民幣標(biāo)價(jià)的年均匯價(jià)（ER）的1986-2010年原始數(shù)據(jù)，經(jīng)整理并計(jì)算得到外貿(mào)依存度（TD）、外資開放度（FDIO）、美元標(biāo)價(jià)的年均匯價(jià)（ER）。詳細(xì)數(shù)據(jù)見附錄，數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

注：（1）外貿(mào)依存度=進(jìn)出口總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值；外資開放度=外國直接投資額/國內(nèi)生產(chǎn)總值；美元標(biāo)價(jià)的年均匯價(jià)=10000/人民幣標(biāo)價(jià)的年均匯價(jià)；（2）不同的國家對(duì)國際投資（包括FDI）有不同的解釋，存在嚴(yán)重分歧。我們這里采用的外國直接投資包括外國直接投資和外國其他投資?！吨袊y(tǒng)計(jì)年鑒》中把國外直接投資看作統(tǒng)計(jì)口徑中的外商直接投資與外商其他投資之和。

4.1相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

利用Eviews軟件進(jìn)行相關(guān)性分析，分析各個(gè)變量與外匯儲(chǔ)備量之間的相關(guān)度及各個(gè)變量之間的相關(guān)度。以下是Eviews軟件的分析結(jié)果。

表1 相關(guān)系數(shù)矩陣

由表1可以看出，GDP、TD、FDIO、DEBT、ER與FR的相關(guān)度分別為0.992040638、0.624204488、-0.201354533、0.957647328、-0.26416124，所以GDP、TD、DEBT與FR呈高度正相關(guān)；GDP與TD、DEBT的相關(guān)度分別為0.673223399、0.979254541，TD與DEBT的相關(guān)度為0.767724748，所以這些變量之間可能存在高度的正相關(guān)性。

4.2回歸分析

利用Eviews軟件對(duì)方程的線性模型以最小二乘法估計(jì)。

表2 最小二乘估計(jì)

由表2我們得到方程的線性模型：FR=-6924.771+0.510497*GDP-955.055*TD+18072.38*FDIO+0.402241 *DEBT+196.544*ER（-3.082486）（6.889754）（-0.399361）

（0.86708）（0.419849）（2.650059）R-squared=0.993327，Adjusted

R-squared=0.991571，F(xiàn)-statistic=565.636，Prob（F-statistic）=0<0.05，D.W.=1.254069。

由以上結(jié)果可以看出方程的擬合優(yōu)度和顯著性都非常好，但單個(gè)系數(shù)的顯著性并不好，如變量TD系數(shù)的P=0.6941>0.05，變量DEBT的系數(shù)的P=0.6793>0.05，P值越小越顯著，所以TD、DEBT、FDIO的系數(shù)不顯著，該線性回歸模型仍需要改進(jìn)。

4.3異方差檢驗(yàn)

利用Eviews軟件采用White法對(duì)該模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，下面是用Eviews軟件進(jìn)行運(yùn)算的詳細(xì)結(jié)果。

表3 異方差檢驗(yàn)

由上運(yùn)算結(jié)果，我們采用以下部分：

因?yàn)镕-statistic=0.943038，P=0.598233>0.05，所以方程不顯著，我們不能拒絕原假設(shè)，即原方程不存在異方差。

4.4自相關(guān)性檢驗(yàn)

因?yàn)?.95

4.4.1圖示法

圖2 散點(diǎn)圖

由散點(diǎn)圖可知，E與E（-1）的分布比較隨機(jī)，初步判斷E與E（-1）之間不存在相關(guān)性。

4.4.2偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

表4 自相關(guān)性檢驗(yàn)

從上表可以看到，各個(gè)變量之間不存在一階自相關(guān)性、二階自相關(guān)性，即各個(gè)變量之間不存在自相關(guān)性檢驗(yàn)。

4.5多重共線性

在相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)GDP與TD、DEBT的相關(guān)度分別為0.673223399、0.979254541，TD與DEBT的相關(guān)度為0.767724748，所以初步判斷各個(gè)變量之間存在高度的正相關(guān)性。所以，變量之間可能會(huì)存在多重共線性。

4.6消除多重共線性

由上一步可知，該模型的各個(gè)變量之間可能存在多重共線性，所以要消除模型中變量之間的多重共線性。

下面采用逐步自回歸消除多重共線性。

逐步自回歸法第一步，引入第一個(gè)自變量，運(yùn)算結(jié)果如下。

表5 逐步自回歸法引入第一個(gè)自變量

由上表可以看出，引入變量FDIO、ER后，相應(yīng)變量系數(shù)的P值分別為0.3345、0.202均大于0.05，所以引入的變量對(duì)FR的影響不顯著；引入GDP、TD、DEBT變量后，相應(yīng)的系數(shù)變化很顯著，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量值很大，其中GDP、TD的P值均小于0.05，而引入變量DEBT的方程的P值為0.334463>0.05，即該線性回歸方程不顯著。但調(diào)整后的可決系數(shù)0.983455>0.363093，所以引入變量GDP后，模型的擬合優(yōu)度最高。所以，將GDP作為引入模型中的第一個(gè)自變量。

外貿(mào)進(jìn)口額主要受GDP的影響，當(dāng)GDP增長時(shí)，人們的生活條件變得更好，對(duì)物資的需求量增大，消費(fèi)增加。這里的增加包括對(duì)外國商品需求的增加，從而刺激外貿(mào)進(jìn)口額的增加；反之，外貿(mào)進(jìn)口額減少。外貿(mào)出口額主要受國內(nèi)生產(chǎn)力、國外的需求等因素影響。所以，外貿(mào)出口額的增長伴隨著GDP的增長，即TD的規(guī)模主要受到GDP規(guī)模的影響，TD對(duì)FR的影響不顯著。這一分析結(jié)論同我們的數(shù)據(jù)分析結(jié)果是一致的，所以將TD予以剔除。

自回歸第二步，引入第二個(gè)自變量，運(yùn)算結(jié)果如下。

表6 逐步自回歸法引入第二個(gè)自變量

由上表分析可知，引入變量ER調(diào)整后的可決系數(shù)最大，且0.992294>0.983455，即調(diào)整后的可決系數(shù)由于ER的引入提高了。人民幣升值，則國內(nèi)商品出口競爭力下降，此時(shí)不利于出口，有利于進(jìn)口，使外匯儲(chǔ)備下降。就我國而言，因?yàn)檫M(jìn)出口順差很大，在人民幣升值幅度不大的情況下，只是順差額減少而已，不至于產(chǎn)生逆差，因此外匯儲(chǔ)備還會(huì)增長，只是增長的速度與幅度會(huì)下降。如果升值幅度很大，出現(xiàn)逆差，那么外匯儲(chǔ)備就會(huì)下降。

另外，人民幣升值還會(huì)吸引國際游資進(jìn)入國內(nèi)，投資人民幣，游資的進(jìn)入也會(huì)使外匯儲(chǔ)備增加。

自回歸第三步，引入第三個(gè)自變量，運(yùn)算結(jié)果如下。

表7 逐步自回歸法引入第三個(gè)自變量

由上表分析可知，引入第三個(gè)變量后，變量系數(shù)的P值均大于0.05，即引入的變量對(duì)FR的影響不顯著，應(yīng)予以剔除。至此，所有的變量都已經(jīng)被引入過，分析得出，只有變量GDP、ER對(duì)FR的影響顯著，而變量TD、FDIO、DEBT的存在會(huì)引起多重共線性。

所以，該線性回歸模型為：

FR=-5578.66+0.531137*GDP+143.6353*ER+e

（-10.4326） （53.62182） （5.232956）

由此可見，GDP、ER對(duì)FR的影響是正相關(guān)，即影響我國外匯儲(chǔ)備快速增長的因素主要為GDP和ER，而TD、FDIO、DEBT不是影響我國外匯儲(chǔ)備的因素。

5.結(jié)語

實(shí)證檢驗(yàn)表明，影響我國外匯儲(chǔ)備快速增長的因素主要是國內(nèi)生產(chǎn)總值及年均匯價(jià)。外資開放度及外債余額對(duì)外匯儲(chǔ)備增長的影響則不顯著。所以，外匯儲(chǔ)備的快速增長與我國的人民匯率制度、經(jīng)濟(jì)增長密切相關(guān)，呈線性增長。

外匯儲(chǔ)備快速增長對(duì)我國經(jīng)濟(jì)會(huì)造成不利影響，如增加國內(nèi)貨幣供給，會(huì)增加通貨膨脹壓力，使貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)生變化、降低宏觀調(diào)控能力、加大人民幣升值壓力、增加持有外匯儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本、造成資金資源的浪費(fèi)等。我國應(yīng)結(jié)合當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的各項(xiàng)指標(biāo)，采取適當(dāng)措施緩和外匯儲(chǔ)備快速增長的態(tài)勢。

我國要保證匯率環(huán)境的穩(wěn)定性，最基本的是要保證人民幣對(duì)美元匯率的穩(wěn)定性，并且保持持續(xù)穩(wěn)定的增長、發(fā)展勢頭，建立并維護(hù)良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，以促進(jìn)我國外匯儲(chǔ)備的合理化、穩(wěn)健化。

參考文獻(xiàn)：

[1]胡燕京，高向燕.中國外匯儲(chǔ)備規(guī)模及其影響因素的實(shí)證分析[J].廣西金融研究，2005.3：8-11.

[2]巴曙松，朱元倩.基于可加模型的外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證分析[J].金融研究，2007.11：1-12.

[3]陳享光，孫瑩.我國外匯儲(chǔ)備增長的影響因素與實(shí)證檢驗(yàn)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2008.12：76-81.

[4]茆健.中國外匯儲(chǔ)備規(guī)模影響因素的實(shí)證分析[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2011.5：59-61.

[5]劉冬雨.中國外匯儲(chǔ)備規(guī)模影響因素分析[J].中共中央黨校學(xué)報(bào)，2011.8：15-4.

[6]郭梅軍，蔡躍洲.中國外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2006（.2）.

[7]劉傳哲，周瑩瑩，何凌云.我國外匯儲(chǔ)備影響因素實(shí)證分析及規(guī)模趨勢預(yù)測[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2007.11.

[8]張鵬，向家敏.中國外匯儲(chǔ)備變動(dòng)趨勢及影響因素分析[J].重慶大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2006.112：9-11.

[9]范思遠(yuǎn)，胡嘯紅，馬霖，曹麗麗.外匯儲(chǔ)備影響因素回歸分析[J].經(jīng)濟(jì)師，2007（10）.

[10]張梅.我國外匯儲(chǔ)備的影響因素分析及政策建議[J].金融經(jīng)濟(jì).

[11]郉麗霞.我國外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證研究及其對(duì)策[J].黑龍江對(duì)外經(jīng)貿(mào)，2007：4-154.

[12]夏亮，符亞明，曾詩鴻.我國外匯儲(chǔ)備影響因素實(shí)證分析[J].生產(chǎn)力研究，2010.10.

附錄：

附表一：

外匯儲(chǔ)備（FR）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、外貿(mào)依存度（TD）、外資開放度（FDIO）、外債余額（DEBT）、年均匯價(jià)（ER）的數(shù)據(jù)。（注：不同的國家對(duì)國際投資（包括FDI），有不同的解釋，存在嚴(yán)重分歧。這里采用的外國直接投資包括外國直接投資和外國其他投資。《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中把國外直接投資看作統(tǒng)計(jì)口徑中的外商直接投資與外商其他投資之和。）

實(shí)證檢驗(yàn)原始數(shù)據(jù)

單位：億美元

附表二：

外資開放度=外國直接投資/國內(nèi)生產(chǎn)總值，即FDIO=FDI/GDP

外國直接投資（FDIO）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的原始數(shù)據(jù)，以及外資開放度（FDIO）的計(jì)算結(jié)果表。

單位：億美元

附表三：

根據(jù)數(shù)據(jù)要求和生證分析需要，我們采用間接標(biāo)價(jià)法的年均匯價(jià)。所以我們對(duì)收集到的人民幣美元年均匯價(jià)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。

人民幣美元年均匯價(jià)（ER）與美元人民幣年均匯價(jià)（ER）的轉(zhuǎn)換：

美元人民幣年均匯價(jià)=10000/人民幣美元年均匯價(jià)

附表四：

外貿(mào)依存度=（對(duì)外貿(mào)易出口額+對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口額）/國內(nèi)生產(chǎn)總值

對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口總額=對(duì)外貿(mào)易出口額+對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口額

單位：億美元