張百卉

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)　金融學(xué)院，安徽　蚌埠　233030）

經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下我國外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證分析

張百卉

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，安徽蚌埠233030）

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，我國的外匯儲(chǔ)備的發(fā)展模式也應(yīng)轉(zhuǎn)型發(fā)展，以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài).本文通過回歸模型分析，發(fā)現(xiàn)我國的外匯儲(chǔ)備主要受GDP和匯率等因素的影響，并基于外匯儲(chǔ)備的規(guī)模及發(fā)展趨勢形勢，對(duì)外匯儲(chǔ)備管理提出相應(yīng)的對(duì)策建議.

外匯儲(chǔ)備；回歸分析；對(duì)策研究

1　引言

2001年以來，我國外匯儲(chǔ)備規(guī)模增長迅速，2006年末達(dá)10663億美元，突破萬億大關(guān).高額外匯儲(chǔ)備是抵御金融風(fēng)險(xiǎn)的重要條件，也為我國進(jìn)一步改革開放提供了堅(jiān)實(shí)的財(cái)富基礎(chǔ)，但過高的外匯儲(chǔ)備規(guī)模，會(huì)加大人民幣升值壓力，影響對(duì)外貿(mào)易和貨幣政策的獨(dú)立性以及影響國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度等.而當(dāng)下中國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)增速放緩，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的新常態(tài)，使得外匯儲(chǔ)備的發(fā)展模式的轉(zhuǎn)型極為重要.因此，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，研究外匯儲(chǔ)備的影響因素，尋找適當(dāng)?shù)耐鈪R儲(chǔ)備規(guī)模對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義.

2　實(shí)證設(shè)計(jì)

2.1解釋變量的選取

本文選擇了1990-2013的年度數(shù)據(jù)，這段時(shí)間能比較好的反映出改革開放以來我國外匯儲(chǔ)備的變化情況.

在因變量的選取上，本文以外匯儲(chǔ)備作為被解釋變量（Y）.

在自變量的選取上，通過綜合考慮對(duì)外匯儲(chǔ)備的各個(gè)影響因素，經(jīng)過相關(guān)實(shí)證研究以及中國實(shí)際情況，選擇的因素如下：

（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）：反映了一國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)于外匯儲(chǔ)備量的需求.在經(jīng)濟(jì)增速放緩的新常態(tài)下，外匯儲(chǔ)備受到GDP的影響程度將與過去有較大差異.

（2）進(jìn)出口差額：進(jìn)口是外匯儲(chǔ)備需求的主要因素，出口是外匯儲(chǔ)備供給的主要因素，因此，在對(duì)外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證分析中，進(jìn)出口差額可以綜合進(jìn)口和出口對(duì)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的影響.此外，我國正在積極推行的“一帶一路”戰(zhàn)略將對(duì)我國的進(jìn)出口有重要影響.因此，在此背景下，將進(jìn)出口差額作為一個(gè)變量進(jìn)行討論，是有現(xiàn)實(shí)意義的.

（3）實(shí)際利用外資額：90年代以來，外商直接投資構(gòu)成了我國外匯儲(chǔ)備增加的主要因素，對(duì)我國外匯儲(chǔ)備增量的貢獻(xiàn)度日益加大，同時(shí)，外商直接投資企業(yè)的匯出利潤也構(gòu)成了用匯需求的重要內(nèi)容.但是，外商直接投資在2014年以來呈現(xiàn)逐月下降的趨勢，外商在華投資疲軟，這對(duì)我國的外匯儲(chǔ)備提出了新的要求

（4）年均人民幣匯價(jià)：外匯儲(chǔ)備的一大作用是穩(wěn)定匯率，因此外匯儲(chǔ)備需求與匯率制度有密切關(guān)系.年均匯價(jià)在一定時(shí)間段內(nèi)的變化反映了一國匯率制度的取舍，從而反映了一國央行為維持該種匯率水平所動(dòng)用的外匯儲(chǔ)備.目前，人民幣匯率已進(jìn)入雙向波動(dòng)、總體平穩(wěn)的新常態(tài).因此，年均人民幣匯價(jià)與與外匯儲(chǔ)備的關(guān)系值得進(jìn)一步探究.

（5）貨幣供應(yīng)量：在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，經(jīng)濟(jì)的潛在增長率發(fā)生了明顯變化，政府接受了增長速度的換擋，不再把GDP的增長率作為政績的基本量化指標(biāo)，這說明，即便經(jīng)濟(jì)增長率有所下滑，政府也不會(huì)再以過度貨幣與信貸刺激來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的“超預(yù)期”增長.因此，將貨幣供應(yīng)量納入解釋變量能有效說明新常態(tài)下外匯儲(chǔ)備的變化.

2.2模型的設(shè)定-建立多元線性回歸模型

通過E-Views軟件的分析，我們可知外匯儲(chǔ)備（Y）與國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、進(jìn)出口差額（X2）、實(shí)際利用外資額（X3）、年均人民幣匯價(jià)（X4）以及貨幣供應(yīng)量（X5）大致呈線性關(guān)系，因此可以假定我國外匯儲(chǔ)備規(guī)模的函數(shù)模型為：

其中X1為國內(nèi)生產(chǎn)總值，X2為進(jìn)出口差額，X3為實(shí)際利用外資額，X4為年均人民幣匯價(jià)，X5為貨幣供給量.

3　實(shí)證研究與分析

3.1多元線性回歸方程的參數(shù)估計(jì)

用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計(jì)結(jié)果如下：

統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，判定系數(shù)：R2=0.993057接近于1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高.

F檢驗(yàn)：F=514.8833大于臨界值2.78，其P值0.000000也明顯小于α=0.05，說明列入模型的各個(gè)解釋變量聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量外匯儲(chǔ)備有顯著影響.

T檢驗(yàn)：進(jìn)出口差額（X2）、實(shí)際利用外資額（X3）和貨幣供應(yīng)量（X5）的t值小于2，表明進(jìn)出口差額、實(shí)際利用外資額和貨幣供應(yīng)量對(duì)外匯儲(chǔ)備（Y）沒有顯著影響，其他各參數(shù)的t值的絕對(duì)值均大于2，表明其他各參數(shù)對(duì)外匯儲(chǔ)備（Y）有顯著影響.

本模型可能存在多重共線性，現(xiàn)對(duì)其進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn).

3.2模型的檢驗(yàn)

3.2.1多重共線性的檢驗(yàn)

（1）由于選擇的影響因素過多，所以估計(jì)模型之前，應(yīng)先分析各個(gè)因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，通過計(jì)算表明，除了解釋變量年均人民幣匯價(jià)（X4）其它解釋變量都與被解釋變量外匯儲(chǔ)備（Y）高度相關(guān)，且解釋變量之間也是兩兩高度相關(guān)的.先按照逐步回歸原理建立回歸模型.

（2）輔助回歸模型檢驗(yàn)及方差膨脹因子檢驗(yàn)：

模型　F統(tǒng)計(jì)量　F的伴隨概率　方差膨脹因子VIF　容許度TOL=1/VIF X1=f（X2，X3，X4，X5）　0.996354　1298.207　0　274.2732　0.003646 X2=f（X1，X3，X4，X5）　0.870217　31.84946　0　7.705169　0.129783 X3=f（X1，X2，X4，X5）　0.954676　100.05　0　22.06337　0.045324 X4=f（X1，X2，X3，X5）　0.668453　9.576794　0.000205　3.016164　0.331547 X5=f（X1，X2，X3，X4）　0.994177　810.9267　0　171.7328　0.005823

上述輔助回歸模型的F統(tǒng)計(jì)量，其伴隨概率均接近于零或小于顯著性水平0.05，表明模型存在嚴(yán)重多重共線性.

3.2.2建立模型

（1）建立一元回歸模型

根據(jù)經(jīng)濟(jì)意義分析，國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）應(yīng)是外匯儲(chǔ)備的主要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)也表明，外匯儲(chǔ)備（Y）與國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)性最強(qiáng).所以，以Y=β0+β1X1+μ作為最基本的模型.

逐步引入檢驗(yàn)過程，最終確定外匯儲(chǔ)備函數(shù)為

統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：

判定系數(shù)：R2=0.991986接近于1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高.

F檢驗(yàn)：F=1299.718，大于臨界3.37，其P值0.000000也明顯小于α=0.05，說明各個(gè)解釋變量對(duì)外匯儲(chǔ)備Y有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著.

T檢驗(yàn)：各參數(shù)的t值的絕對(duì)值均大于2，表明模型各參數(shù)均對(duì)外匯儲(chǔ)備（Y）有顯著影響.3、異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)

（1）異方差檢驗(yàn)：

利用White檢驗(yàn)的方法，對(duì)該多元線性回歸進(jìn)行檢驗(yàn)是否存在異方差，因?yàn)镻rob（nr^2）＞a=0.05，即不拒絕原假設(shè)，說明該模型不存在異方差.

（2）自相關(guān)檢驗(yàn)：

（a）DW檢驗(yàn)：

因?yàn)閚=24，k=2，取顯著性水平α=0.05時(shí)，查表得dL=0.96，dU=1.298，而0＜0.93246=DW＜dL，所以存在（正）自相關(guān).

（b）偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

檢驗(yàn)可知，滯后期為1時(shí)，偏相關(guān)系數(shù)P A C直方圖超過虛線，表明回歸模型存在一階自相關(guān)性.

（c）B G檢驗(yàn)

滯后期為1時(shí)，prob（nR2）=0.009017小于給定的顯著性水平α=0.05，并且e t-1回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量值絕對(duì)值均大于2，表明模型存在一階自相關(guān)性.

滯后期為2時(shí)，prob（nR2）=0.013755，小于給定的顯著性水平α=0.05因此輔助回歸模型是顯著的，即存在自相關(guān)性.但因et-1的回歸系數(shù)均顯著地不為0，et-2的回歸系數(shù)均顯著地為0，說明該模型存在一階自相關(guān)，可能存在二階自相關(guān).

4.自相關(guān)性的調(diào)整，加入AR項(xiàng)

估計(jì)過程經(jīng)過12次迭代后收斂；AR（1）的估計(jì)值為0.760573，并且T檢驗(yàn)顯著，說明該模型確實(shí)存在一階自相關(guān)性.調(diào)整后模型的DW=1.425401，n=23，k=2，取顯著性水平α=0.05時(shí)，查表得dL= 1.168，dU=1.543，而dL＜DW=1.425401＜dU，因此無法確定是否存在自相關(guān).

因此進(jìn)行偏相關(guān)系數(shù)的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)表明，調(diào)整后的模型不存在自相關(guān)性.因此，中國外匯儲(chǔ)備的線性模型為：

該模型表示，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP變動(dòng)1億元時(shí)，外匯儲(chǔ)備會(huì)隨之變動(dòng)0.075076億美元，并且是同方向變動(dòng).當(dāng)年軍人民幣匯價(jià)上升1%，外匯儲(chǔ)備下降1.946270億美元.

該模型表示，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP變動(dòng)1億元時(shí)，外匯儲(chǔ)備會(huì)隨之變動(dòng)0.073573億美元，并且是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP上升，外匯儲(chǔ)備上升；國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP下降，外匯儲(chǔ)備也下降.當(dāng)年均人民幣匯價(jià)上升1%，外匯儲(chǔ)備下降1.750465億美元.

4　我國外匯儲(chǔ)備管理的對(duì)策分析

4.1外匯儲(chǔ)備自主下降

在新的經(jīng)濟(jì)增長路徑和決策者狹隘定格系數(shù)下降的共同作用下，當(dāng)前的外匯儲(chǔ)備水平已處于適度規(guī)模之上，有較大的下降空間.考慮到?jīng)Q策者一貫堅(jiān)持穩(wěn)中有進(jìn)的執(zhí)政理念，外匯儲(chǔ)備或?qū)⑦M(jìn)入持續(xù)下降的通道，直至接近適應(yīng)中國經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的適度水平.這一過程體現(xiàn)了外匯儲(chǔ)備主動(dòng)下降的內(nèi)涵，而非資本外流的被動(dòng)結(jié)果.

4.2對(duì)外基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)

亞投行和“一帶一路”是中國對(duì)外投資的重要戰(zhàn)略，也對(duì)促進(jìn)沿線國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮著重要作用.面對(duì)巨大的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，中國近4萬億的外匯儲(chǔ)備和1.8萬億美元資產(chǎn)可以為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供資金來源，不僅可以改善和優(yōu)化中國目前較多的外匯占款的外匯儲(chǔ)備結(jié)構(gòu)，也將會(huì)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長起到推動(dòng)作用.因此，加大外匯儲(chǔ)備的對(duì)外基礎(chǔ)建設(shè)可以成為外匯儲(chǔ)備管理的重要思路之一.

4.3建立外匯儲(chǔ)備風(fēng)險(xiǎn)管理體系

巨額外匯儲(chǔ)備的投資應(yīng)用需要建立全面的風(fēng)險(xiǎn)管理體系，以確保外匯資產(chǎn)的安全.一方面，應(yīng)當(dāng)有高效專業(yè)的管理團(tuán)隊(duì)負(fù)責(zé)外匯儲(chǔ)備的投資運(yùn)用.另一方面，應(yīng)借鑒國內(nèi)商業(yè)銀行和其他金融機(jī)構(gòu)的經(jīng)驗(yàn)，建立動(dòng)態(tài)的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估機(jī)制，對(duì)外匯儲(chǔ)備的運(yùn)用實(shí)行全方位的監(jiān)督.

4.4加強(qiáng)投資者風(fēng)險(xiǎn)教育

2014年以來人民幣匯率雙向波動(dòng)明顯增強(qiáng)，對(duì)企業(yè)是一種風(fēng)險(xiǎn)教育，有助于企業(yè)增強(qiáng)匯率風(fēng)險(xiǎn)意識(shí).不僅如此，還要進(jìn)一步引導(dǎo)企業(yè)樹立正確的匯率風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，積極管理匯率雙向波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn).此外，要幫助企業(yè)正確認(rèn)識(shí)匯率避險(xiǎn)工具的作用，要把匯率避險(xiǎn)作為管理風(fēng)險(xiǎn)的手段，并引導(dǎo)企業(yè)對(duì)外匯敞口進(jìn)行適度套保而避免過度投機(jī).

〔1〕胡月.中國外匯儲(chǔ)備的影響因素［J］.金融經(jīng)濟(jì)，2013（3）.

〔2〕李少昆.新常態(tài)下外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)趨勢研究［J］.南方金融，2015（2）.

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1673-260X（2016）08-0116-03

2016-04-18