李學(xué)+李林燕

【摘要】隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，我國(guó)的外匯儲(chǔ)備規(guī)模也不斷擴(kuò)大，影響其增長(zhǎng)的因素有很多，本文主要從GDP規(guī)模、年均匯價(jià)、進(jìn)出口差額、外債余額、外商直接投資，五種可量化的影響因素出發(fā)，利用Eviews軟件，通過(guò)多元回歸分析方法，建立外匯儲(chǔ)備的多元線性回歸模型，對(duì)各個(gè)影響因素進(jìn)行分析比較，根據(jù)結(jié)論提出優(yōu)化外匯儲(chǔ)備的建議。

【關(guān)鍵詞】外匯儲(chǔ)備 多元線性回歸模型 外商直接投資

一、引言

（一）研究背景

外匯儲(chǔ)備是指為了滿足國(guó)際支付的需要，一國(guó)的中央銀行及其政府機(jī)構(gòu)手中所持有的外匯資產(chǎn)。自從1994年我國(guó)進(jìn)行外匯體制以及匯率體制改革以來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，外匯儲(chǔ)備規(guī)模也飛速上漲，一方面彰顯了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，但另一方面也會(huì)引發(fā)諸多負(fù)面影響，例如：損壞了宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的效果和增加了持有外匯的機(jī)會(huì)成本[1]，以及一定程度上的通脹壓力。因此要使外匯儲(chǔ)備良性增長(zhǎng)，就應(yīng)該先了解影響外匯儲(chǔ)備的因素，以及這些因素的影響程度，從而在符合我國(guó)國(guó)情的背景下，針對(duì)這些影響因素提出解決我國(guó)外匯儲(chǔ)備迅速增長(zhǎng)的建議。

（二）文獻(xiàn)綜述

盧璐、張廷新（2014）認(rèn)為影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備水平的因素只要有：外債余額、進(jìn)出口貿(mào)易差額、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、年均匯價(jià)，并以此建立雙對(duì)數(shù)模型，進(jìn)行多元線性回歸，通過(guò)消除多重共線性，最終得出的結(jié)論是：外匯儲(chǔ)備主要由年均匯價(jià)和我國(guó)GDP規(guī)模決定，其中GDP規(guī)模影響程度最大[2]。

劉佩璐、張雨晴、何瑩瑩（2013）對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外貿(mào)依存度、外資開(kāi)放度、外債余額、年均匯價(jià)這五個(gè)因素分析，利用Eviews軟件對(duì)建立的線性模型進(jìn)行估計(jì)，用逐步回歸法消除多重共線性，實(shí)證檢驗(yàn)表明：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和年均匯價(jià)對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備有正的影響，并且其他幾個(gè)因素影響不顯著[3]。

胡月（2013）選取了凈進(jìn)口水平、外商直接投資、貨幣供應(yīng)量、對(duì)外借債作為自變量，通過(guò)多元線性回歸以及多重共線性的消除，最終發(fā)現(xiàn)影響外匯儲(chǔ)備的因素除了外商直接投資不顯著外，其余三個(gè)因素都有顯著影響[4]。

通過(guò)對(duì)多篇文獻(xiàn)的閱讀，本文采用多元線性回歸模型，篩選出影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備的顯著因素，并提出控制外匯儲(chǔ)備的建議。

二、變量的選擇和樣本選取

（一）選取變量的原因

本文實(shí)證分析影響外匯儲(chǔ)備的因素主要有：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、年均匯價(jià)（FE）、進(jìn)出口差額（IOP）、外債余額（DEB）、外商直接投資（FDI）。

1.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的大小可以反應(yīng)一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，因此一國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，對(duì)外匯儲(chǔ)備的需求也越大[5]。

2.年均匯價(jià)（FE）。匯率的變動(dòng)會(huì)影響進(jìn)出口以及資本流動(dòng)，從未影響外匯儲(chǔ)備的規(guī)模[6]。

3.進(jìn)出口差額（IOP）。理論上，進(jìn)口額表現(xiàn)為對(duì)外匯儲(chǔ)備的需求，而出口額則相反。我國(guó)實(shí)行出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略，因此出口是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要力量，進(jìn)出口差額和國(guó)際儲(chǔ)備量應(yīng)該成正比。

4.外債余額（DEB）。外匯儲(chǔ)備主要是用于支付外債，因此分析外匯儲(chǔ)備必須與外債相結(jié)合。

5.外商直接投資（FDI）。理論上，F(xiàn)DI的流入會(huì)增加中國(guó)外匯流入量，使得外匯儲(chǔ)備增加，相反則減少。

根據(jù)研究，外匯儲(chǔ)備與以上五個(gè)因素之間存在著線性關(guān)系，因此建立我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X1），年均匯價(jià)（X2），進(jìn)出口差額（X3），外債余額（X4），外商直接投資（X5）之間的回歸方程。

（二）樣本選取

我國(guó)從1994年開(kāi)始進(jìn)行外匯體制以及匯率體制改革，因此通過(guò)對(duì)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒表2014》的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，選取1994～2013年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析（數(shù)據(jù)見(jiàn)附錄）。

同時(shí)，為了有助于消除異方差，更好的說(shuō)明各變量之間的關(guān)系，提高方程的擬合優(yōu)度，建立雙對(duì)數(shù)模型。

三、模型的構(gòu)建和回歸分析

（一）建立回歸模型

由此可以看出，R2以及調(diào)整的可決系數(shù)都非常接近1，說(shuō)明模型擬合得不錯(cuò)，可以通過(guò)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。假設(shè)在5%的顯著性水平下，除了X4（外債余額）的偏回歸系數(shù)外，其偏回歸系數(shù)的p=0.3140>0.05，而p值越小越顯著，因而其余的個(gè)別偏回歸系數(shù)都是顯著的，它們的系數(shù)的p值都小于0.05。另外，此回歸模型的F=794.7766，得到一個(gè)大于或等于794.7766的F值的p值幾乎為0，從而拒絕所有的變量同時(shí)對(duì)外匯儲(chǔ)備沒(méi)有影響的假設(shè)。

對(duì)于殘差是否服從正態(tài)分布，通過(guò)JB統(tǒng)計(jì)量可以看出，如下圖1。

在回歸中JB統(tǒng)計(jì)量的估計(jì)值為1.367159，得到JB統(tǒng)計(jì)量高達(dá)1.367159的p值約為50.48%，這個(gè)p值合理地高，因此不能拒絕殘差服從正態(tài)性的假設(shè)。

計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣，如表2。

由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，兩兩相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值都在0.80以上，甚至由的達(dá)到0.99以上，相關(guān)系數(shù)較高，說(shuō)明模型存在的多重共線性問(wèn)題。

（二）模型的調(diào)整

由上面的回歸分析可知，該模型可能存在著多重共線性，因此下面采用逐步自回歸法消除多重共線性。

1.逐步自回歸法第一步，需引入第一個(gè)變量，運(yùn)算結(jié)果如表3。

由上表可以看出，引入每個(gè)變量，每個(gè)回歸方程的t值顯著，且p值都很小，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值也很大，而引入GD變量后，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。

2.自回歸第二步，在保留GDP的基礎(chǔ)上，引入第二個(gè)自變量，運(yùn)算結(jié)果如下表4。

由上表可看出，引入變量FE調(diào)整后的可決系數(shù)最大，且0.99203>0.985689，即調(diào)整后的可決系數(shù)由于FE的引入提高了，并且GDP、FE的偏回歸系數(shù)都能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。endprint

3.自回歸第三步，在保留GDP、FE的基礎(chǔ)上，引入第三個(gè)變量，運(yùn)算結(jié)果如下表5。

由上表可看出，引入IOP和DEB都使得其偏回歸系數(shù)的p值大于0.05，即引入的變量對(duì)FR的影響不顯著，應(yīng)予以剔除。引入FDI，其偏回歸系數(shù)小于0.05，F(xiàn)值也顯著，調(diào)整的可決系數(shù)0.994062>0.99203，因此可以保留FDI。

（三）異方差的檢驗(yàn)及修正

對(duì)于該樣本數(shù)據(jù)，由于在不同樣本點(diǎn)上由解釋變量以外的其他因素的差異存在，故可能存在異方差性，用White檢驗(yàn)判斷是否存在著異方差。檢驗(yàn)結(jié)果如下表6。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

通過(guò)多元回歸分析，最終結(jié)果表明：我國(guó)的外匯儲(chǔ)備規(guī)模主要是受GDP規(guī)模、年均匯價(jià)以及外商直接投資的影響，并且這些因素對(duì)外匯儲(chǔ)備由正向作用，這既符合經(jīng)濟(jì)理論又符合我國(guó)的實(shí)際情況。從偏回歸系數(shù)看來(lái)，年均匯價(jià)對(duì)外匯儲(chǔ)備的作用最大，在其他條件不變的情況下，年均匯價(jià)增加1%，外匯儲(chǔ)備平均增加約3.67%。雖然外債余額和進(jìn)出口差額對(duì)外匯儲(chǔ)備規(guī)模也有影響，但其影響并不顯著。

（二）建議

外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)與我國(guó)的經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展相適應(yīng)的。我國(guó)應(yīng)根據(jù)具體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況來(lái)選擇適當(dāng)?shù)耐鈪R儲(chǔ)備規(guī)模，不能一昧地追求較高的外匯儲(chǔ)備，應(yīng)建立一個(gè)良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，促進(jìn)我國(guó)外匯儲(chǔ)備合理、穩(wěn)健地增長(zhǎng)。

此外，人民幣兌美元的匯率對(duì)外匯儲(chǔ)備也有很大的影響，我國(guó)應(yīng)降低對(duì)美元的依賴度，減持美元，適當(dāng)增加黃金或其他貨幣的持有量，在如今美元貶值的情況下，通過(guò)多元化來(lái)降低外匯儲(chǔ)備縮水的風(fēng)險(xiǎn)[7]。

對(duì)于外商直接投資政策而言，應(yīng)該將投資更多的轉(zhuǎn)向國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，尤其是西部地區(qū)和東北老工業(yè)基地這些經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)。同時(shí)，要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高外商直接投資的利用效率，促進(jìn)建設(shè)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會(huì)的發(fā)展[8]。

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作者簡(jiǎn)介：李學(xué)（1994-），男，漢，江西景德鎮(zhèn)人，國(guó)民經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士研究生，貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)，數(shù)統(tǒng)學(xué)院，研究方向：國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與管理；李林燕（1993-），女，漢，貴州貴陽(yáng)人，金融學(xué)碩士研究生，貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)，金融學(xué)院，研究方向：金融投資與區(qū)域投資。endprint