劉詞

摘 要：基于中國外匯儲(chǔ)備現(xiàn)狀，先定性分析影響外匯儲(chǔ)備額的因素，再通過VECM模型，利用2002年1月至2012年7月的月度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以自適應(yīng)預(yù)期模型作補(bǔ)充說明。得到的結(jié)論是，長期中，中國外匯儲(chǔ)備受貨幣供應(yīng)量、進(jìn)口額及出口額的影響較大，又以貨幣政策因素的影響為主，外匯余額及外國直接投資的影響相對(duì)稍小。因此面對(duì)中國目前外匯儲(chǔ)備偏多，持有機(jī)會(huì)成本較大、潛在風(fēng)險(xiǎn)較高的情況，可以從改進(jìn)匯率調(diào)控方式、擴(kuò)大內(nèi)需等角度入手，同時(shí)也要關(guān)注FDI結(jié)構(gòu)及規(guī)模變化，以保持外匯儲(chǔ)備在合適的水平。

關(guān)鍵詞：外匯儲(chǔ)備；VECM模型；協(xié)整；自適應(yīng)預(yù)期

中圖分類號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）13-0133-05

一、外匯儲(chǔ)備影響因素的理論性分析

（一）中國外匯儲(chǔ)備發(fā)展現(xiàn)狀

外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國家貨幣當(dāng)局持有的、可自由支配和自由交換的非本國貨幣，是用于彌補(bǔ)國際收支赤字、維護(hù)本國貨幣匯率穩(wěn)定及應(yīng)付緊急支付需要，而應(yīng)持有的被國際間普遍接受的外匯資產(chǎn)。外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國家國際清償力的重要組成部分，同時(shí)對(duì)于平衡國際收支、穩(wěn)定匯率有重要的影響。中國外匯儲(chǔ)備（不含港澳臺(tái)）的主要組成部分是美元資產(chǎn)，其主要持有形式是美國國債和機(jī)構(gòu)債券。20世紀(jì)90年代中期以來，由于國際收支雙順差、結(jié)售匯制度等原因，中國外匯儲(chǔ)備持續(xù)高增長，長期占國際儲(chǔ)備總額的90%以上[1]。2006年2月底中國大陸的外匯儲(chǔ)備總額為8 537億美元（不包括港澳外匯儲(chǔ)備），首次超過日本位居全球第一[2]。2007年央行公布的數(shù)據(jù)顯示，該年第一季度中國外匯儲(chǔ)備增加1 357億美元，同比增加795億美元，一季度的外匯儲(chǔ)備增加額接近2006年全年外匯儲(chǔ)備增加額的55%[3]。2010年12月國家外匯儲(chǔ)備達(dá)到28 473.38億美元，比上年末增加4 481億美元[4]。

高額的外匯儲(chǔ)備一方面是中國對(duì)外經(jīng)濟(jì)實(shí)力增強(qiáng)的象征，有助于中國抵御金融危機(jī)，另一方面也帶來了一系列問題，如高通脹、泡沫經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)以及匯率風(fēng)險(xiǎn)等。因此，尋找中國外匯儲(chǔ)備實(shí)際影響因素對(duì)確定中國適度外匯儲(chǔ)備規(guī)模及結(jié)構(gòu)，提升中國在國際經(jīng)濟(jì)往來中的地位有著重要意義。

（二）中國外匯儲(chǔ)備影響因素理論性分析

外匯儲(chǔ)備具有平衡國際收支赤字，維持一定的對(duì)外支付能力的功能，一國外匯儲(chǔ)備需求量和進(jìn)口總額之間應(yīng)保持一定的比例，目前國際上一般認(rèn)為，一國的外匯儲(chǔ)備量應(yīng)能滿足2個(gè)月的進(jìn)口需求，按全年外匯儲(chǔ)備對(duì)進(jìn)口的比率計(jì)算約為25%左右。因此，一國外匯儲(chǔ)備（需求）量受到貿(mào)易進(jìn)口額的影響。

在中國結(jié)售匯制度下，債務(wù)人償還外債所需外匯，需要到外匯指定銀行申請(qǐng)購匯。國家外匯儲(chǔ)備是通過銀行結(jié)售匯差額的變動(dòng)來增減的，因此中國外匯儲(chǔ)備的規(guī)模要保證償還外債本息的需要。目前國際上一般認(rèn)為，一國的外匯儲(chǔ)備量應(yīng)能滿足一年內(nèi)到期短期外債的償還需求。因此，外匯儲(chǔ)備受到對(duì)外負(fù)債額的影響。

中國是世界各國中最大的、發(fā)展最快的市場(chǎng)，包括發(fā)展前景良好的資本市場(chǎng)。境外各種資金通過外商投資公司的途徑不斷涌入國內(nèi)，其中也包含了部分國際游資。根據(jù)外匯局國際投資頭寸表，截至2009年底，外國直接投資FDI累計(jì)余額已經(jīng)達(dá)到9 974億美元并每年都在生成高額利潤，而這些利潤絕大部分留存在中國市場(chǎng)運(yùn)營，表現(xiàn)為人民幣形式[5]。按照國際收支管理規(guī)則，這部分人民幣資金隨時(shí)可以無條件兌換成外幣并撤離。近年來，F(xiàn)DI利潤的匯出呈現(xiàn)大幅上升態(tài)勢(shì)，在人民幣升值幅度到位之后，將迎來FDI留存利潤大幅匯出的時(shí)候，而這時(shí)，由于其巨大的規(guī)模以及不受約束的屬性，將給中國國際收支安全帶來沖擊。因此，外商直接投資對(duì)外匯儲(chǔ)備也必然有影響。

外匯儲(chǔ)備還和一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下一國獲取外匯儲(chǔ)備的能力也有所差異，這從中國不同發(fā)展階段的外匯儲(chǔ)備變化中即可看出，因此，以社會(huì)零售品銷售總額（中國GDP僅有季度數(shù)據(jù)）代表消費(fèi)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，也將其作為外匯儲(chǔ)備影響因素之一考慮。

從國際收支平衡表上看，一國的外匯儲(chǔ)備來源于國際收支順差。國際收支平衡表由經(jīng)常項(xiàng)目、資本與金融項(xiàng)目、官方儲(chǔ)備和錯(cuò)誤與遺漏四個(gè)項(xiàng)目組成，經(jīng)常項(xiàng)目包括貨物、服務(wù)、收入和單方面轉(zhuǎn)移；資本和金融項(xiàng)目包括資本性轉(zhuǎn)移、直接投資、證券投資以及其他投資[1]。中國是出口導(dǎo)向型發(fā)展國家，具體而言，中國外匯儲(chǔ)備也會(huì)受到出口額的影響。

此外，外匯儲(chǔ)備同樣受到匯率政策的影響，中國目前為有管理的浮動(dòng)匯率制，貨幣當(dāng)局通過公開市場(chǎng)操作買賣外匯來調(diào)節(jié)均衡，因此貨幣供應(yīng)量也會(huì)影響一國的外匯儲(chǔ)備額。

其他影響因素同樣存在，但考慮到所有因素的影響力大小及研究意義，此處只選取了可能較為重要的幾個(gè)變量。

二、外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證檢驗(yàn)

從上面的理論性分析中我們得出了一些可能影響外匯儲(chǔ)備FER的因素，即：

進(jìn)口額im，外商直接投資FDI，出口額ex，外債余額OED，社會(huì)消費(fèi)品零售總額cons，狹義貨幣供應(yīng)量M1。下面重點(diǎn)針對(duì)這幾個(gè)變量對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響關(guān)系與影響程度進(jìn)行實(shí)證分析。文章使用了2002年1月至2012年7月的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。為減少數(shù)據(jù)的季節(jié)性及異方差性，取對(duì)數(shù)平滑后并做季節(jié)性處理，分別對(duì)應(yīng)得到變量為：lnfer_sa，lnim_sa，lnfdi_sa，lnex_sa，lnoed_sa，lncons_sa，lnm1_sa.

（一）外匯儲(chǔ)備影響因素的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

首先通過單位根（ADF）檢驗(yàn)確認(rèn)各序列平穩(wěn)性及滯后階數(shù)。結(jié)果（見表1）。

因此，lnfdi_sa為平穩(wěn)序列，其他均為一階單整序列，故數(shù)據(jù)空間有截距無趨勢(shì)項(xiàng)，形式可能為第三種或第四種。下面進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)無約束的VAR模型滯后階數(shù)選擇這里的滯后階數(shù)，因?yàn)閂AR模型滯后階數(shù)為2，故VECM模型滯后階數(shù)為1。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)第四種形式的時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)t值不顯著，故選擇第三種形式，又發(fā)現(xiàn)lnoed_sa及l(fā)nfdi_sa的t值也不顯著，故去掉。endprint

結(jié)合AIC，SC值及各變量系數(shù)t值調(diào)整后，最終確定有關(guān)fer的協(xié)整關(guān)系如下：

LNFER_SA=698.9174LNM1_SA+1 893.767LNEX_SA-

2 610.028LNIM_SA+εt

[4.54042] [6.31564] [-7.30075]

經(jīng)檢驗(yàn)，其殘差通過了ADF檢驗(yàn)，滿足平穩(wěn)性。

（二）外匯儲(chǔ)備影響因素的VECM模型構(gòu)建

根據(jù)上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，并考察模型平穩(wěn)性及殘差性質(zhì)，建立VECM模型（見下頁表3）：

其中Δ表示差分，方括號(hào)為t值，可見大約80%系數(shù)是較顯著的。嘗試保留變量lnoed_sa及l(fā)nfdi_sa但施加約束的VECM，發(fā)現(xiàn)效果不顯著，因此不予考慮。該模型通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且殘差也基本沒有自相關(guān)性，結(jié)果（見圖2及下頁圖3）。

再進(jìn)行脈沖響應(yīng)及方差分析，結(jié)果（見下頁圖4、表4）。由下頁圖4可見，包括外匯儲(chǔ)備自身在內(nèi)的一共5個(gè)變量對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響都存在影響，在短期內(nèi)逐漸增大，達(dá)到一定水平后長期保持穩(wěn)定；其中，社會(huì)消費(fèi)品零售總額及進(jìn)口額代表了消費(fèi)能力，均會(huì)對(duì)外匯儲(chǔ)備產(chǎn)生較明顯的負(fù)向影響，而貨幣供應(yīng)量和出口額分別產(chǎn)生了較大幅和較小幅的正向影響。再看下頁表4，可見，外匯儲(chǔ)備24.84%受自身影響，28.63%受社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響，21.57%受貨幣供應(yīng)量的影響，21.58%受進(jìn)口額影響，較為均衡，而出口額的影響力相對(duì)稍小，只有3.37%。

由上述數(shù)據(jù)可見，長期中7個(gè)變量之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。從第一個(gè)協(xié)整方程中不難看出，外匯儲(chǔ)備在長期中受到貨幣供應(yīng)量及出口額的正向影響，受到進(jìn)口額的負(fù)向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對(duì)來說稍小。

（三）外匯儲(chǔ)備的自適應(yīng)預(yù)期模型

在供需均衡的前提下，外匯儲(chǔ)備影響因素已由協(xié)整方程及向量誤差修正模型反映，但考慮到中國是典型的發(fā)展中國家，通過需求法得到的均衡方程有時(shí)并不完全符合實(shí)際情況，即實(shí)際供給與需求并不相等，存在一定缺口。而從長期來看，非均衡狀態(tài)最終仍會(huì)向均衡狀態(tài)調(diào)整，這種調(diào)整的性質(zhì)與自適應(yīng)預(yù)期模型一致。自適應(yīng)預(yù)期假定經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體會(huì)按照其過去預(yù)測(cè)偏差的某一比例對(duì)當(dāng)前期望進(jìn)行修正，使其適應(yīng)新的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，即：

Yt=α+βXt*+ut （1）

Xt*=X

（t-1）*+γ[Xt-X

（t-1）*] （2）

其中Yt是應(yīng)變量，Xt* 是解釋變量預(yù)期值，ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。參數(shù)γ為調(diào)節(jié)系數(shù)，也稱為適應(yīng)系數(shù)。這一調(diào)整過程也叫自適應(yīng)過程。根據(jù)自適應(yīng)預(yù)期假定，自適應(yīng)預(yù)期模型可轉(zhuǎn)化為自回歸形式：

Yt=γα+γβXt+（1-γ）Y

（t-1）+[ut-（1-γ）u

（t-1）] （3）

令α*=γα，β0*=γβ，β1*=（1-γ），ut*=[ut-（1-γ）u

（t-1）]

則有：Yt=α*+β0*Xt+β1*Y

（t-1）+ut* （4）

成為一個(gè)一階自回歸模型。下用該模型對(duì)變量進(jìn)行分析。

LNFER_SAt-LNFER_SAt-1=γ（LNFER_SA*-LNFER_SAt-1）（自適應(yīng)預(yù)期模型）

LNFER_SA*=α0+α1LNM1_SA+α2LNEX_SA+ α3LNIM_SA+

εt （前面的協(xié)整關(guān)系）

故LNFER_SAt=γα0+γα1LNM1_SA+γα2LNEX_SA+

γα3LNIM_SA+（1-γ）LNFER_SAt-1+γεt

最終擬合結(jié)果如下：

LNFER_SAt =2 632.73+6 753.681LNM1_SA +1 913.7426LNEX_SA-

2 591.4753LNIM_SA+1.005213LNFER_SAt-1

t= [4.984160] [7.125126] [5.521458] [-4.753599] [2.34891]

Adjusted R-squared=0.998706，D.W.=1.878641，并且方程殘差通過了ADF檢驗(yàn)。

對(duì)比系數(shù)可得，大約有調(diào)整系數(shù)γ=0.5213，α0=5 050.317，α1=1 295.546，α2=3 671.096，α3 =4 971.178。

三、結(jié)論與總結(jié)

從協(xié)整關(guān)系和VECM方面看，長期中外匯儲(chǔ)備受到貨幣供應(yīng)量及出口額的正向影響，說明中國的外匯儲(chǔ)備增長很大比例來自于貿(mào)易順差以及經(jīng)常項(xiàng)目順差。外匯儲(chǔ)備還受到進(jìn)口額及社會(huì)消費(fèi)水平的負(fù)向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對(duì)較小。其可能原因大致如下：

進(jìn)口反映了一國消費(fèi)外來貿(mào)易品或其他原料等的數(shù)額，消費(fèi)會(huì)使外匯減少（對(duì)外支付），而出口則相反，它反映了一國將產(chǎn)品銷售國外并獲取外匯收入的能力。中國是典型的出口導(dǎo)向型國家，尤其是沿海地區(qū)有大量產(chǎn)品銷售海外，這也是導(dǎo)致中國收入大量外匯的原因之一。中國現(xiàn)行匯率制度為有管理的浮動(dòng)匯率制，為維持匯率穩(wěn)定，貨幣當(dāng)局必須拋出本國貨幣來購回多余外匯，因此貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)使得外匯儲(chǔ)備有顯著的同步增加。

此外，這里的結(jié)果顯示FDI的長期影響程度不甚明顯，但考慮到FDI中有一部分屬于國際游資，雖然不能與與中國貨幣當(dāng)局的調(diào)控能力相比，但是我們?nèi)孕璞３志琛?/p>

再從自適應(yīng)預(yù)期模型的角度看，該模型表明中國外匯儲(chǔ)備需求量和實(shí)際持有量之間確實(shí)存在差距，從數(shù)據(jù)上看，這個(gè)差值往往表現(xiàn)為實(shí)際持有量超過需求量，即外匯儲(chǔ)備偏多，符合中國的實(shí)際情況。因此結(jié)合上一部分的結(jié)論，建議貨幣當(dāng)局從以下幾個(gè)方面加以調(diào)整：

匯率角度。中國正處于利率市場(chǎng)化的發(fā)展進(jìn)程之中，考慮到利率與匯率的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，可以施以同樣的改革發(fā)展方法，改變目前單一使用貨幣供應(yīng)量加以調(diào)控的人為調(diào)控法，多依靠市場(chǎng)機(jī)制自發(fā)調(diào)控，這樣便可減少因調(diào)控匯率而帶來的外匯儲(chǔ)備過多的問題。但在此之前要優(yōu)先發(fā)展相關(guān)金融市場(chǎng)，以應(yīng)對(duì)市場(chǎng)化可能伴隨而來的避險(xiǎn)需要，如衍生品市場(chǎng)等。

國際貿(mào)易角度。中國目前仍以出口帶動(dòng)GDP發(fā)展為主，但是粗放的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的創(chuàng)匯不能長久，在思考如何走技術(shù)密集型發(fā)展道路的同時(shí)，應(yīng)致力于擴(kuò)大內(nèi)需，這也不失為一種減小順差的方法。

其他。目前中國外債余額沒有太大壓力，F(xiàn)DI也沒有明顯不良影響，但因其組成結(jié)構(gòu)復(fù)雜，并有泰國等國的前車之鑒，我們?nèi)詰?yīng)保持密切關(guān)注。

參考文獻(xiàn)：

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[責(zé)任編輯 吳明宇]endprint

結(jié)合AIC，SC值及各變量系數(shù)t值調(diào)整后，最終確定有關(guān)fer的協(xié)整關(guān)系如下：

LNFER_SA=698.9174LNM1_SA+1 893.767LNEX_SA-

2 610.028LNIM_SA+εt

[4.54042] [6.31564] [-7.30075]

經(jīng)檢驗(yàn)，其殘差通過了ADF檢驗(yàn)，滿足平穩(wěn)性。

（二）外匯儲(chǔ)備影響因素的VECM模型構(gòu)建

根據(jù)上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，并考察模型平穩(wěn)性及殘差性質(zhì)，建立VECM模型（見下頁表3）：

其中Δ表示差分，方括號(hào)為t值，可見大約80%系數(shù)是較顯著的。嘗試保留變量lnoed_sa及l(fā)nfdi_sa但施加約束的VECM，發(fā)現(xiàn)效果不顯著，因此不予考慮。該模型通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且殘差也基本沒有自相關(guān)性，結(jié)果（見圖2及下頁圖3）。

再進(jìn)行脈沖響應(yīng)及方差分析，結(jié)果（見下頁圖4、表4）。由下頁圖4可見，包括外匯儲(chǔ)備自身在內(nèi)的一共5個(gè)變量對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響都存在影響，在短期內(nèi)逐漸增大，達(dá)到一定水平后長期保持穩(wěn)定；其中，社會(huì)消費(fèi)品零售總額及進(jìn)口額代表了消費(fèi)能力，均會(huì)對(duì)外匯儲(chǔ)備產(chǎn)生較明顯的負(fù)向影響，而貨幣供應(yīng)量和出口額分別產(chǎn)生了較大幅和較小幅的正向影響。再看下頁表4，可見，外匯儲(chǔ)備24.84%受自身影響，28.63%受社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響，21.57%受貨幣供應(yīng)量的影響，21.58%受進(jìn)口額影響，較為均衡，而出口額的影響力相對(duì)稍小，只有3.37%。

由上述數(shù)據(jù)可見，長期中7個(gè)變量之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。從第一個(gè)協(xié)整方程中不難看出，外匯儲(chǔ)備在長期中受到貨幣供應(yīng)量及出口額的正向影響，受到進(jìn)口額的負(fù)向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對(duì)來說稍小。

（三）外匯儲(chǔ)備的自適應(yīng)預(yù)期模型

在供需均衡的前提下，外匯儲(chǔ)備影響因素已由協(xié)整方程及向量誤差修正模型反映，但考慮到中國是典型的發(fā)展中國家，通過需求法得到的均衡方程有時(shí)并不完全符合實(shí)際情況，即實(shí)際供給與需求并不相等，存在一定缺口。而從長期來看，非均衡狀態(tài)最終仍會(huì)向均衡狀態(tài)調(diào)整，這種調(diào)整的性質(zhì)與自適應(yīng)預(yù)期模型一致。自適應(yīng)預(yù)期假定經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體會(huì)按照其過去預(yù)測(cè)偏差的某一比例對(duì)當(dāng)前期望進(jìn)行修正，使其適應(yīng)新的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，即：

Yt=α+βXt*+ut （1）

Xt*=X

（t-1）*+γ[Xt-X

（t-1）*] （2）

其中Yt是應(yīng)變量，Xt* 是解釋變量預(yù)期值，ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。參數(shù)γ為調(diào)節(jié)系數(shù)，也稱為適應(yīng)系數(shù)。這一調(diào)整過程也叫自適應(yīng)過程。根據(jù)自適應(yīng)預(yù)期假定，自適應(yīng)預(yù)期模型可轉(zhuǎn)化為自回歸形式：

Yt=γα+γβXt+（1-γ）Y

（t-1）+[ut-（1-γ）u

（t-1）] （3）

令α*=γα，β0*=γβ，β1*=（1-γ），ut*=[ut-（1-γ）u

（t-1）]

則有：Yt=α*+β0*Xt+β1*Y

（t-1）+ut* （4）

成為一個(gè)一階自回歸模型。下用該模型對(duì)變量進(jìn)行分析。

LNFER_SAt-LNFER_SAt-1=γ（LNFER_SA*-LNFER_SAt-1）（自適應(yīng)預(yù)期模型）

LNFER_SA*=α0+α1LNM1_SA+α2LNEX_SA+ α3LNIM_SA+

εt （前面的協(xié)整關(guān)系）

故LNFER_SAt=γα0+γα1LNM1_SA+γα2LNEX_SA+

γα3LNIM_SA+（1-γ）LNFER_SAt-1+γεt

最終擬合結(jié)果如下：

LNFER_SAt =2 632.73+6 753.681LNM1_SA +1 913.7426LNEX_SA-

2 591.4753LNIM_SA+1.005213LNFER_SAt-1

t= [4.984160] [7.125126] [5.521458] [-4.753599] [2.34891]

Adjusted R-squared=0.998706，D.W.=1.878641，并且方程殘差通過了ADF檢驗(yàn)。

對(duì)比系數(shù)可得，大約有調(diào)整系數(shù)γ=0.5213，α0=5 050.317，α1=1 295.546，α2=3 671.096，α3 =4 971.178。

三、結(jié)論與總結(jié)

從協(xié)整關(guān)系和VECM方面看，長期中外匯儲(chǔ)備受到貨幣供應(yīng)量及出口額的正向影響，說明中國的外匯儲(chǔ)備增長很大比例來自于貿(mào)易順差以及經(jīng)常項(xiàng)目順差。外匯儲(chǔ)備還受到進(jìn)口額及社會(huì)消費(fèi)水平的負(fù)向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對(duì)較小。其可能原因大致如下：

進(jìn)口反映了一國消費(fèi)外來貿(mào)易品或其他原料等的數(shù)額，消費(fèi)會(huì)使外匯減少（對(duì)外支付），而出口則相反，它反映了一國將產(chǎn)品銷售國外并獲取外匯收入的能力。中國是典型的出口導(dǎo)向型國家，尤其是沿海地區(qū)有大量產(chǎn)品銷售海外，這也是導(dǎo)致中國收入大量外匯的原因之一。中國現(xiàn)行匯率制度為有管理的浮動(dòng)匯率制，為維持匯率穩(wěn)定，貨幣當(dāng)局必須拋出本國貨幣來購回多余外匯，因此貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)使得外匯儲(chǔ)備有顯著的同步增加。

此外，這里的結(jié)果顯示FDI的長期影響程度不甚明顯，但考慮到FDI中有一部分屬于國際游資，雖然不能與與中國貨幣當(dāng)局的調(diào)控能力相比，但是我們?nèi)孕璞３志琛?/p>

再從自適應(yīng)預(yù)期模型的角度看，該模型表明中國外匯儲(chǔ)備需求量和實(shí)際持有量之間確實(shí)存在差距，從數(shù)據(jù)上看，這個(gè)差值往往表現(xiàn)為實(shí)際持有量超過需求量，即外匯儲(chǔ)備偏多，符合中國的實(shí)際情況。因此結(jié)合上一部分的結(jié)論，建議貨幣當(dāng)局從以下幾個(gè)方面加以調(diào)整：

匯率角度。中國正處于利率市場(chǎng)化的發(fā)展進(jìn)程之中，考慮到利率與匯率的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，可以施以同樣的改革發(fā)展方法，改變目前單一使用貨幣供應(yīng)量加以調(diào)控的人為調(diào)控法，多依靠市場(chǎng)機(jī)制自發(fā)調(diào)控，這樣便可減少因調(diào)控匯率而帶來的外匯儲(chǔ)備過多的問題。但在此之前要優(yōu)先發(fā)展相關(guān)金融市場(chǎng)，以應(yīng)對(duì)市場(chǎng)化可能伴隨而來的避險(xiǎn)需要，如衍生品市場(chǎng)等。

國際貿(mào)易角度。中國目前仍以出口帶動(dòng)GDP發(fā)展為主，但是粗放的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的創(chuàng)匯不能長久，在思考如何走技術(shù)密集型發(fā)展道路的同時(shí)，應(yīng)致力于擴(kuò)大內(nèi)需，這也不失為一種減小順差的方法。

其他。目前中國外債余額沒有太大壓力，F(xiàn)DI也沒有明顯不良影響，但因其組成結(jié)構(gòu)復(fù)雜，并有泰國等國的前車之鑒，我們?nèi)詰?yīng)保持密切關(guān)注。

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉思躍，肖衛(wèi)國.國際金融（第2版）[M].武漢：武漢大學(xué)出版社，2002.

[2] 馬貴軍.中國外匯儲(chǔ)備[EB/OL].http：//www.bankrate.com.cn/a_2008_1024_4389.html，2008-10-24.

[3] 博思數(shù)據(jù)研究中心.國家外匯儲(chǔ)備情況（2010年12月末）[EB/OL].http：//www.bosidata.com/jinrongshichang1102/S927161J2E.html，2011-02-16.

[4] 彭勇，孔博.吳曉靈：三大原因?qū)е轮袊患径韧鈪R儲(chǔ)備大增[EB/OL].http：//politics.people.com.cn/GB/1027/5616256.html，2007-04-15.

[5] 徐以升.外匯局披露FDI留存利潤，中國經(jīng)濟(jì)“暗物質(zhì)”浮出[EB/OL].http：//www.yicai.com/news/2011/04/725830.html，2011-04-13.

[責(zé)任編輯 吳明宇]endprint

結(jié)合AIC，SC值及各變量系數(shù)t值調(diào)整后，最終確定有關(guān)fer的協(xié)整關(guān)系如下：

LNFER_SA=698.9174LNM1_SA+1 893.767LNEX_SA-

2 610.028LNIM_SA+εt

[4.54042] [6.31564] [-7.30075]

經(jīng)檢驗(yàn)，其殘差通過了ADF檢驗(yàn)，滿足平穩(wěn)性。

（二）外匯儲(chǔ)備影響因素的VECM模型構(gòu)建

根據(jù)上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，并考察模型平穩(wěn)性及殘差性質(zhì)，建立VECM模型（見下頁表3）：

其中Δ表示差分，方括號(hào)為t值，可見大約80%系數(shù)是較顯著的。嘗試保留變量lnoed_sa及l(fā)nfdi_sa但施加約束的VECM，發(fā)現(xiàn)效果不顯著，因此不予考慮。該模型通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且殘差也基本沒有自相關(guān)性，結(jié)果（見圖2及下頁圖3）。

再進(jìn)行脈沖響應(yīng)及方差分析，結(jié)果（見下頁圖4、表4）。由下頁圖4可見，包括外匯儲(chǔ)備自身在內(nèi)的一共5個(gè)變量對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響都存在影響，在短期內(nèi)逐漸增大，達(dá)到一定水平后長期保持穩(wěn)定；其中，社會(huì)消費(fèi)品零售總額及進(jìn)口額代表了消費(fèi)能力，均會(huì)對(duì)外匯儲(chǔ)備產(chǎn)生較明顯的負(fù)向影響，而貨幣供應(yīng)量和出口額分別產(chǎn)生了較大幅和較小幅的正向影響。再看下頁表4，可見，外匯儲(chǔ)備24.84%受自身影響，28.63%受社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響，21.57%受貨幣供應(yīng)量的影響，21.58%受進(jìn)口額影響，較為均衡，而出口額的影響力相對(duì)稍小，只有3.37%。

由上述數(shù)據(jù)可見，長期中7個(gè)變量之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。從第一個(gè)協(xié)整方程中不難看出，外匯儲(chǔ)備在長期中受到貨幣供應(yīng)量及出口額的正向影響，受到進(jìn)口額的負(fù)向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對(duì)來說稍小。

（三）外匯儲(chǔ)備的自適應(yīng)預(yù)期模型

在供需均衡的前提下，外匯儲(chǔ)備影響因素已由協(xié)整方程及向量誤差修正模型反映，但考慮到中國是典型的發(fā)展中國家，通過需求法得到的均衡方程有時(shí)并不完全符合實(shí)際情況，即實(shí)際供給與需求并不相等，存在一定缺口。而從長期來看，非均衡狀態(tài)最終仍會(huì)向均衡狀態(tài)調(diào)整，這種調(diào)整的性質(zhì)與自適應(yīng)預(yù)期模型一致。自適應(yīng)預(yù)期假定經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體會(huì)按照其過去預(yù)測(cè)偏差的某一比例對(duì)當(dāng)前期望進(jìn)行修正，使其適應(yīng)新的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，即：

Yt=α+βXt*+ut （1）

Xt*=X

（t-1）*+γ[Xt-X

（t-1）*] （2）

其中Yt是應(yīng)變量，Xt* 是解釋變量預(yù)期值，ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。參數(shù)γ為調(diào)節(jié)系數(shù)，也稱為適應(yīng)系數(shù)。這一調(diào)整過程也叫自適應(yīng)過程。根據(jù)自適應(yīng)預(yù)期假定，自適應(yīng)預(yù)期模型可轉(zhuǎn)化為自回歸形式：

Yt=γα+γβXt+（1-γ）Y

（t-1）+[ut-（1-γ）u

（t-1）] （3）

令α*=γα，β0*=γβ，β1*=（1-γ），ut*=[ut-（1-γ）u

（t-1）]

則有：Yt=α*+β0*Xt+β1*Y

（t-1）+ut* （4）

成為一個(gè)一階自回歸模型。下用該模型對(duì)變量進(jìn)行分析。

LNFER_SAt-LNFER_SAt-1=γ（LNFER_SA*-LNFER_SAt-1）（自適應(yīng)預(yù)期模型）

LNFER_SA*=α0+α1LNM1_SA+α2LNEX_SA+ α3LNIM_SA+

εt （前面的協(xié)整關(guān)系）

故LNFER_SAt=γα0+γα1LNM1_SA+γα2LNEX_SA+

γα3LNIM_SA+（1-γ）LNFER_SAt-1+γεt

最終擬合結(jié)果如下：

LNFER_SAt =2 632.73+6 753.681LNM1_SA +1 913.7426LNEX_SA-

2 591.4753LNIM_SA+1.005213LNFER_SAt-1

t= [4.984160] [7.125126] [5.521458] [-4.753599] [2.34891]

Adjusted R-squared=0.998706，D.W.=1.878641，并且方程殘差通過了ADF檢驗(yàn)。

對(duì)比系數(shù)可得，大約有調(diào)整系數(shù)γ=0.5213，α0=5 050.317，α1=1 295.546，α2=3 671.096，α3 =4 971.178。

三、結(jié)論與總結(jié)

從協(xié)整關(guān)系和VECM方面看，長期中外匯儲(chǔ)備受到貨幣供應(yīng)量及出口額的正向影響，說明中國的外匯儲(chǔ)備增長很大比例來自于貿(mào)易順差以及經(jīng)常項(xiàng)目順差。外匯儲(chǔ)備還受到進(jìn)口額及社會(huì)消費(fèi)水平的負(fù)向影響，而外商直接投資及外債余額的影響力度相對(duì)較小。其可能原因大致如下：

進(jìn)口反映了一國消費(fèi)外來貿(mào)易品或其他原料等的數(shù)額，消費(fèi)會(huì)使外匯減少（對(duì)外支付），而出口則相反，它反映了一國將產(chǎn)品銷售國外并獲取外匯收入的能力。中國是典型的出口導(dǎo)向型國家，尤其是沿海地區(qū)有大量產(chǎn)品銷售海外，這也是導(dǎo)致中國收入大量外匯的原因之一。中國現(xiàn)行匯率制度為有管理的浮動(dòng)匯率制，為維持匯率穩(wěn)定，貨幣當(dāng)局必須拋出本國貨幣來購回多余外匯，因此貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)使得外匯儲(chǔ)備有顯著的同步增加。

此外，這里的結(jié)果顯示FDI的長期影響程度不甚明顯，但考慮到FDI中有一部分屬于國際游資，雖然不能與與中國貨幣當(dāng)局的調(diào)控能力相比，但是我們?nèi)孕璞３志琛?/p>

再從自適應(yīng)預(yù)期模型的角度看，該模型表明中國外匯儲(chǔ)備需求量和實(shí)際持有量之間確實(shí)存在差距，從數(shù)據(jù)上看，這個(gè)差值往往表現(xiàn)為實(shí)際持有量超過需求量，即外匯儲(chǔ)備偏多，符合中國的實(shí)際情況。因此結(jié)合上一部分的結(jié)論，建議貨幣當(dāng)局從以下幾個(gè)方面加以調(diào)整：

匯率角度。中國正處于利率市場(chǎng)化的發(fā)展進(jìn)程之中，考慮到利率與匯率的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，可以施以同樣的改革發(fā)展方法，改變目前單一使用貨幣供應(yīng)量加以調(diào)控的人為調(diào)控法，多依靠市場(chǎng)機(jī)制自發(fā)調(diào)控，這樣便可減少因調(diào)控匯率而帶來的外匯儲(chǔ)備過多的問題。但在此之前要優(yōu)先發(fā)展相關(guān)金融市場(chǎng)，以應(yīng)對(duì)市場(chǎng)化可能伴隨而來的避險(xiǎn)需要，如衍生品市場(chǎng)等。

國際貿(mào)易角度。中國目前仍以出口帶動(dòng)GDP發(fā)展為主，但是粗放的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的創(chuàng)匯不能長久，在思考如何走技術(shù)密集型發(fā)展道路的同時(shí)，應(yīng)致力于擴(kuò)大內(nèi)需，這也不失為一種減小順差的方法。

其他。目前中國外債余額沒有太大壓力，F(xiàn)DI也沒有明顯不良影響，但因其組成結(jié)構(gòu)復(fù)雜，并有泰國等國的前車之鑒，我們?nèi)詰?yīng)保持密切關(guān)注。

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉思躍，肖衛(wèi)國.國際金融（第2版）[M].武漢：武漢大學(xué)出版社，2002.

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[4] 彭勇，孔博.吳曉靈：三大原因?qū)е轮袊患径韧鈪R儲(chǔ)備大增[EB/OL].http：//politics.people.com.cn/GB/1027/5616256.html，2007-04-15.

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