摘 要：本文運(yùn)用我國(guó)1997到2013年間時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，從定量的角度分析我國(guó)外匯儲(chǔ)備的影響因素，并提出優(yōu)化外匯儲(chǔ)備規(guī)模的政策建議。

關(guān)鍵詞：外匯儲(chǔ)備；影響因素；實(shí)證分析

我國(guó)的外匯儲(chǔ)備是個(gè)另人關(guān)注的問(wèn)題。從2009年4月首次突破2萬(wàn)億美元大關(guān)，到現(xiàn)在（2014年）接近4萬(wàn)億美元，五年間翻了將近一番。然而，國(guó)務(wù)院總理李克強(qiáng)在非洲訪問(wèn)時(shí)曾表示：中國(guó)巨額的外匯儲(chǔ)備實(shí)際上是國(guó)家的一個(gè)沉重負(fù)擔(dān)。就是說(shuō)外匯儲(chǔ)備并非越多越好，必須加以控制。那么什么因素影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備呢？如何優(yōu)化我國(guó)外匯儲(chǔ)備呢？本文運(yùn)用我國(guó)1997至2012年之間的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行時(shí)間序列數(shù)據(jù)作為研究樣本，采用多元回歸的方法對(duì)影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的因素進(jìn)行實(shí)證分析，并就如何優(yōu)化外匯儲(chǔ)備規(guī)模提出政策建議。

一、變量選擇

在模型中以中國(guó)外匯儲(chǔ)備作為因變量，選擇如下對(duì)外匯儲(chǔ)備具有決定性影響的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)作為解釋變量。

1.外貿(mào)依存度（IET）。進(jìn)出口總額與GDP比值，外貿(mào)依賴(lài)度越大，對(duì)外匯儲(chǔ)備的需求越大。

2.人均GDP（G）。人均GDP用于反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和對(duì)外開(kāi)放度是密切相關(guān)的。對(duì)外貿(mào)易和資本流動(dòng)隨著經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)而增加，帶來(lái)外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)。

3.國(guó)際收支變動(dòng)率（VOB）.我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的直接原因可歸結(jié)為經(jīng)常項(xiàng)目順差和資本項(xiàng)目順差。

4.匯率（ER）。如果一國(guó)貨幣當(dāng)局實(shí)行寬松的匯率政策，盡量減少對(duì)外匯市場(chǎng)的干預(yù)，那么其對(duì)外匯儲(chǔ)備的需求就會(huì)較少；反之，如果一國(guó)中央銀行試圖實(shí)行強(qiáng)勢(shì)的干預(yù)政策，隨時(shí)準(zhǔn)備維護(hù)本國(guó)貨幣匯率和外匯市場(chǎng)的穩(wěn)定，那么對(duì)外匯儲(chǔ)備需求就會(huì)較大，即穩(wěn)定匯率的外匯儲(chǔ)備預(yù)防性需求。為了研究問(wèn)題的方便，采用美元兌人民幣的年均匯率來(lái)代替匯率。[1]

數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和國(guó)家外匯管理局官方公布數(shù)據(jù)。

二、模型關(guān)系形式

考慮到數(shù)據(jù)的一致性，對(duì)外匯儲(chǔ)備（FR）、年均匯價(jià)（ER）和人均GDP（G）取對(duì)數(shù)，使數(shù)據(jù)的變動(dòng)百分化，與其他變量對(duì)應(yīng)。建立回歸方程：

lnFR=c+β1IET+β2lnG+β3VOB++β4lnER+εt

其中：β1、β2、β3、β4是待估參數(shù)，εt是擾動(dòng)項(xiàng)。

三、模型的參數(shù)估計(jì)

根據(jù)上述假設(shè)的函數(shù)關(guān)系，lnFR=c+β1IET+β2lnG+β3VOB+ β4lnER+εt，運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行回歸分析，得到如下估計(jì)結(jié)果：

lnFR=-34.14737+6.650751IET+4.171879LOG（ER）+2.693535LOG（G）+0.103373VOB

t值：（-1.303413）（1.219404）（3.622210）（1.541209）

R2=0.997097，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量=392.5946，調(diào)整R2=0.994558，DW=1.905739。

四、回歸結(jié)果的檢驗(yàn)

1.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。R2和調(diào)整后R2均有很高的值，表明方程擬合情況較好；方程F值很大，表明解釋變量對(duì)FR有顯著的影響。除了VOB和lnER外，其他變量都通過(guò)了檢驗(yàn)，VOB有可能是由于和外貿(mào)依賴(lài)度之間高度關(guān)聯(lián)性引起的，但考慮是個(gè)重要變量，因此不能刪除，而Ln（ER）則可能由于對(duì)外匯儲(chǔ)備影響不大引起的，考慮不是一個(gè)重要變量，所以從模型中刪去。

2.計(jì)量經(jīng)濟(jì)的檢驗(yàn)。（1）用懷特檢驗(yàn)異方差性，結(jié)果如下：卡方值為4.945487，小于臨界值，所以不存在異方差性。（2）由于DW值為1.905739，接近2，所以不存在序列相關(guān)性（3）多重其線性檢驗(yàn)。R2=0.9957和F=424均較大，各解釋變量基本上通過(guò)了5%檢驗(yàn)，一些不太重要的變量除外，因此，可以認(rèn)為方程不存在或只存在輕微的多重共線性。綜上，通過(guò)檢驗(yàn)的最終的回歸模型為：lnFR=-34.14737+6.650751IET+2.693535LOG（G）+0.103373VOB

五.結(jié)論與政策分析

1.結(jié)論。由前面的分析知：影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的決定因素是外貿(mào)依存度、人均GDP、和國(guó)際收支變動(dòng)這3個(gè)因素。年均匯率等其他因素對(duì)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的影響不顯著。其中國(guó)際收支、外貿(mào)依存度和人均GDP產(chǎn)生的是正向影響。因此，我國(guó)目前外匯儲(chǔ)備規(guī)模龐大的原因可以解釋如下：中國(guó)過(guò)去幾十年經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)高度依賴(lài)出口的拉動(dòng)作用，外貿(mào)依存度大，這必然增加中國(guó)外匯儲(chǔ)備，同時(shí)伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，不斷吸引外資的流入，進(jìn)一步增加外匯儲(chǔ)備；另外，我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易中經(jīng)常表現(xiàn)為順差，這直接導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備的增加。

2.優(yōu)化我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的政策建議

外匯儲(chǔ)備并非越多越好，會(huì)帶來(lái)高成本低效率占用資源、人民幣升值和國(guó)內(nèi)通貨膨脹的壓力加大等負(fù)面效應(yīng)。[2]因此控制外匯儲(chǔ)備規(guī)模顯得尤為重要。

（1）轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，降低外貿(mào)依賴(lài)度。長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很大一部分源于出口，從而導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備的快速積累。因此我們應(yīng)該轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，通過(guò)發(fā)展高新科技產(chǎn)業(yè)和逐步擴(kuò)大內(nèi)需，從根本上解決外匯儲(chǔ)備規(guī)模過(guò)大問(wèn)題。

（2）合理運(yùn)用外匯。中國(guó)經(jīng)濟(jì)將保持長(zhǎng)期的高速增長(zhǎng)，外匯儲(chǔ)備不可避免的會(huì)擴(kuò)大，因此必須學(xué)會(huì)運(yùn)用外匯儲(chǔ)備，我們可以運(yùn)用龐大的外匯儲(chǔ)備購(gòu)買(mǎi)原材料、國(guó)外先進(jìn)技術(shù)等，從而在控制外匯儲(chǔ)備的同時(shí)，加快了國(guó)內(nèi)產(chǎn)品設(shè)備的更新?lián)Q代，促進(jìn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]郭梅軍，蔡躍洲.中國(guó)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）：80-82.

[2]惠莉，劉榮茂，周良.我國(guó)外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證研究[J].生產(chǎn)力研究，2005（11）：115-116.

作者簡(jiǎn)介：陳仁青（1990- ）男，漢族，江西贛州人，首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院西方經(jīng)濟(jì)學(xué)專(zhuān)業(yè)