梁耀光

一、引言

在過去半個(gè)多世紀(jì)，西方學(xué)者就儲(chǔ)備規(guī)模的適度性問題提出了各種主張，例如比率分析法和回歸分析法等。在國(guó)內(nèi)，學(xué)者們主要是基于國(guó)外已有的文獻(xiàn)和理論，再按照我國(guó)具體情況對(duì)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的決定因子進(jìn)行實(shí)證研究。時(shí)至今日，縱然國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界仍未能就外匯儲(chǔ)備規(guī)模適度性的界定達(dá)成共識(shí)，但過去的研究成果確實(shí)挖掘出一些有意義的外匯儲(chǔ)備規(guī)模的影響因素。

本文借鑒于此，但不拘泥于所謂的規(guī)模適度性問題，聚焦運(yùn)用協(xié)整理論來構(gòu)建VAR模型和VEC模型，并利用1991-2020年的宏觀經(jīng)濟(jì)變量的年度數(shù)據(jù)，包括外匯儲(chǔ)備存量、人民幣兌美元匯率、進(jìn)口總額與GDP之比值、國(guó)家外債償債率、國(guó)外凈資產(chǎn)、CPI和美元貸款利率，進(jìn)行實(shí)證分析我國(guó)外匯儲(chǔ)備存量變動(dòng)的長(zhǎng)期與短期的決定因素，并進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解來剖析各個(gè)決定因素與外匯儲(chǔ)備存量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。最后，本文做出總結(jié)。

二、相關(guān)理論和文獻(xiàn)綜述

西方學(xué)者從事外匯儲(chǔ)備適度規(guī)模的研究由來已久。Triffin（1960）認(rèn)為一國(guó)的國(guó)際儲(chǔ)備需求會(huì)隨著國(guó)際貿(mào)易增長(zhǎng)而增長(zhǎng)，并提出以國(guó)際儲(chǔ)備與進(jìn)口總額的比率來度量?jī)?chǔ)備規(guī)模的適度性。這種比率分析法雖然簡(jiǎn)捷，但卻忽略了其他可能影響儲(chǔ)備存量的因素。Heller（1966）較早提倡成本收益分析法，而Agarwal（1971）就著發(fā)展中國(guó)家的特殊情況改進(jìn)了Heller模型，強(qiáng)調(diào)以收益最大化和成本最小化的交點(diǎn)來度量適度儲(chǔ)備需求量?？墒牵珹garwal模型忽略了外匯儲(chǔ)備調(diào)節(jié)中借入儲(chǔ)備和宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)的可替代性，以及進(jìn)口支付和償付外債等外匯儲(chǔ)備的基本需求源，因此仍有待完善。Frenkel（1974）提出的儲(chǔ)備需求函數(shù)運(yùn)用了多元回歸技術(shù)，通過構(gòu)建不同的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型以研究?jī)?chǔ)備規(guī)模的適度性?；貧w分析法引入了諸多宏觀經(jīng)濟(jì)變量，使得儲(chǔ)備需求的分析更加全面。

國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)主要是圍繞著上述的國(guó)外理論，繼續(xù)深挖適應(yīng)我國(guó)實(shí)際情況的外匯儲(chǔ)備決定因素，再進(jìn)行實(shí)證研究。王國(guó)林（2001）和談明明等（2006）通過比率分析法并使用諸如儲(chǔ)備量與進(jìn)口總額比率、與GDP比率、與外債規(guī)模比率等進(jìn)行研究，前者得出的結(jié)論是我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模適度，但后者卻發(fā)現(xiàn)儲(chǔ)備規(guī)模過大。陳紅蕾（2001）借鑒適合發(fā)展中國(guó)家使用的Agarwal模型，從外匯儲(chǔ)備成本與收益的視角分析我國(guó)的儲(chǔ)備規(guī)模，發(fā)現(xiàn)其存量超額。劉藝欣等（2019）利用進(jìn)口總額、外債余額和人民幣兌美元匯率構(gòu)建了一個(gè)誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)人民幣兌美元匯率的變化對(duì)外匯儲(chǔ)備的變動(dòng)起著最大作用。

綜上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者雖然仍未能就外匯儲(chǔ)備適度規(guī)模界定出統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，但已有文獻(xiàn)啟發(fā)了本文選取各種可能合適的宏觀經(jīng)濟(jì)因素來充當(dāng)本研究中的解釋變量。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

基于上述的理論分析，本文采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法，研究人民幣兌美元匯率、進(jìn)口總額與GDP之比值、國(guó)家外債償還率、國(guó)外凈資產(chǎn)、CPI和美元貸款利率共6個(gè)因素對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的影響。我國(guó)的外匯儲(chǔ)備存量（FXR）反映其規(guī)模，被選取為被解釋變量。此外，本文擬選取下列宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)作為解釋變量：

1.人民幣兌美元匯率（EXR）。人民幣升值（即EXR下降）有助誘發(fā)外國(guó)游資流入，增加FXR，反之則減少。

2.進(jìn)口總額與GDP之比值（IMG）。IMG越大即意味著對(duì)外依存程度越高，預(yù)期所需的FXR就越大，相反亦然。

3.國(guó)家外債償債率（DRI）。國(guó)家外債的還本付息需要?jiǎng)佑猛鈪R儲(chǔ)備，DRI（即外債的還本付息與外匯收入之比值）越高，代表外債負(fù)擔(dān)狀況越差，預(yù)期所需的FXR則越大，反之則越少。

4.國(guó)外凈資產(chǎn)（NAV）。NAV是 我國(guó)對(duì)外資信地位的象征，指標(biāo)越大，代表對(duì)外融資能力越強(qiáng)，預(yù)期所需的FXR則越少，相反亦然。

5.居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）。CPI越高，反映國(guó)內(nèi)物價(jià)上漲。此時(shí)，出口商品的難度可能增加，而國(guó)內(nèi)居民可能改為購(gòu)買外國(guó)商品。當(dāng)國(guó)際收入減少，但同時(shí)需要應(yīng)付較大的國(guó)際支出，預(yù)期所需的外匯儲(chǔ)備量將會(huì)增加，反之亦然。

6.美元貸款利率（OPC）。持有外匯儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本的精確計(jì)算較為復(fù)雜，本文采用美元貸款利率充當(dāng)相關(guān)機(jī)會(huì)成本的替代指標(biāo)。指標(biāo)利率越高，意味著機(jī)會(huì)成本越大，外匯儲(chǔ)備量則該降低，反之則上升。

本文選取上述變量于1991-2020年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，所選用的數(shù)據(jù)分別從中國(guó)人民銀行、海關(guān)總署、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、國(guó)家外匯管理局、以及國(guó)際貨幣基金組織的官方網(wǎng)站下載。為減少數(shù)據(jù)原始序列的波動(dòng)性，本文對(duì)所有變量取自然對(duì)數(shù)，并透過EViews 11軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

（二）理論模型的提出

傳統(tǒng)以經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)的計(jì)量方法一般無法對(duì)變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系作出嚴(yán)密的闡述，本文提出運(yùn)用協(xié)整理論以構(gòu)建VAR模型和VEC模型，并通過脈沖響應(yīng)和方差分解以分析外匯儲(chǔ)備規(guī)模與其決定因素之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。原始的VAR模型沒有考慮協(xié)整理論，若體系中的變量都是滿足1階單整的I（1）序列且通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的話，差分后的原始VAR模型難免疏忽了變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。此時(shí)，如果在VAR模型中加入?yún)f(xié)整關(guān)系，即加入誤差修正項(xiàng)，這種含有協(xié)整約束的VAR模型即成VEC模型，可以應(yīng)用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列的建模。VEC模型考慮了誤差修正項(xiàng)所表述系統(tǒng)對(duì)均衡關(guān)系的偏離而所需作出的長(zhǎng)期與短期的調(diào)節(jié)信息，可以用來判斷內(nèi)生變量經(jīng)過短期調(diào)整后在長(zhǎng)期是否收斂于協(xié)整關(guān)系。換言之，本文所選用的VEC模型能夠刻畫出體系內(nèi)各個(gè)變量時(shí)間序列之間的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免偽回歸，對(duì)所有變量的對(duì)數(shù)原序列和其1階差分序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果列載于表1。

對(duì)于所有變量的對(duì)數(shù)原序列，ADF統(tǒng)計(jì)量均大于5%顯著性水平下的臨界值，說明其非平穩(wěn)性。然而，經(jīng)過1階差分后，ADF統(tǒng)計(jì)量均小于5%顯著性水平下的臨界值，確定其為平穩(wěn)時(shí)間序列。因此，體系中各個(gè)變量都是服從1階單整的I（1）過程，意味著我國(guó)外匯儲(chǔ)備存量的對(duì)數(shù)與6各解釋變量的對(duì)數(shù)可能存在協(xié)整關(guān)系。

（二）VAR模型的構(gòu)建

本文利用LR、FPE、AIC、SC和HQ信息準(zhǔn)則共5個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)來選擇無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如表2所示。

5個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)皆顯示VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，因此本文構(gòu)建了VAR（2）模型。由于VAR模型的穩(wěn)定性是其成功構(gòu)建的關(guān)鍵，故本文利用AR根圖檢查其穩(wěn)定性，發(fā)現(xiàn)模型中不存在大于1的特征根，全數(shù)落在單位圓內(nèi)，確定VAR（2）是一個(gè)穩(wěn)定的模型。

（三）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

為了確定各個(gè)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)以找出協(xié)整方程（如適用）的個(gè)數(shù)。由于Johansen檢驗(yàn)的被解釋變量為原序列的1階差分，故協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)該是無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減去1。結(jié)果如表3所示。

可見，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量均分別大于其5%臨界值，表明一致拒絕最多6個(gè)協(xié)整向量數(shù)目的原假設(shè)，EViews 11結(jié)果同時(shí)指出在5%顯著性水平下存在7個(gè)協(xié)整方程，說明了外匯儲(chǔ)備的對(duì)數(shù)原序列與各個(gè)解釋變量的對(duì)數(shù)原序列之間存在協(xié)整關(guān)系。

（四）VEC模型的構(gòu)建

從上文可知，體系中所有變量的對(duì)數(shù)都是服從1階單整I（1）過程，并且已經(jīng)通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，因此可以進(jìn)一步在VAR（2）模型中加入誤差修正項(xiàng)，從而求得VEC模型。其中，誤差修正項(xiàng)為：

而VEC模型為：

從上可見，在誤差修正項(xiàng)ECM（-1）方程右方的LNEXR（-1）、LNDRI（-1）、LNNAV（-1）、LNCPI（-1）和LNOPC（-1），它們各自系數(shù)的t值都通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，只有LNIMG（-1）系數(shù)的t值不能通過，說明LNIMG（-1）在長(zhǎng)期均衡水平的調(diào)節(jié)中并沒有顯著的影響。整體上，誤差修正項(xiàng)ECM（-1）的系數(shù)為負(fù)（即-0.1410），滿足反向修正機(jī)制，其t值為-3.2547，意味著通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，表明LNFXR能夠?qū)崿F(xiàn)向著各個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間長(zhǎng)期均衡水平的調(diào)節(jié)。當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，系統(tǒng)將以-0.1410個(gè)單位的自我修正速度進(jìn)行反向調(diào)節(jié)，促使各個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量緩緩地回復(fù)到長(zhǎng)期的均衡狀態(tài)。

根據(jù)上述VEC模型的回歸結(jié)果，滯后1期的外匯儲(chǔ)備變化率D（LNFXR（-1））、滯后1期的國(guó)外凈資產(chǎn)變化率D（LNNAV（-1））和滯后1期的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)變化率D（LNCPI（-1））的相關(guān)系數(shù)之t值都通過5%顯著性水平檢驗(yàn)。從三者的系數(shù)來看，D（LNFXR（-1））和D（LNCPI（-1））對(duì)當(dāng)期的外匯儲(chǔ)備變化率D（LNFXR）起著顯著的正向作用，當(dāng)D（LNFXR（-1））和D（LNCPI（-1））每增加1%，當(dāng)期的外匯儲(chǔ)備變化率將分別增加1.3029%及2.7280%。相反，D（LNNAV（-1））則對(duì)當(dāng)期的外匯儲(chǔ)備變化率起著顯著的反向作用，當(dāng)前者每增加1%，后者將降低1.8089%。顯然，針對(duì)CPI和國(guó)外凈資產(chǎn)對(duì)外匯儲(chǔ)備存量的影響而言，實(shí)證結(jié)果與本文變量選取與數(shù)據(jù)來源提出的分別是正向和反向的理論關(guān)系是相符的。

至于滯后1期的人民幣對(duì)美元匯率變化率D（LNEXR（-1））、滯后1期的進(jìn)口總額與GDP之比值的變化率D（LNIMG（-1））和滯后1期的國(guó)家外債償債率的變化率D（LNDRI（-1）），從三者的系數(shù)來看，D（LNEXR（-1））對(duì)當(dāng)期的外匯儲(chǔ)備變化率D（LNFXR）起著正向作用，而D（LNIMG（-1））和D（LNDRI（-1））則對(duì)D（LNFXR）起著反向作用。由此可見，就人民幣兌美元匯率、進(jìn)口總額與GDP之比值和國(guó)家外債償債率對(duì)外匯儲(chǔ)備存量的影響而言，實(shí)證結(jié)果與本文變量選取與數(shù)據(jù)來源提出的理論關(guān)系卻恰恰相反。然而，由于這三個(gè)解釋變量的相關(guān)t值皆沒有通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，表明了它們的短期波動(dòng)對(duì)當(dāng)期外匯儲(chǔ)備變化率并沒有顯著的影響。

此外，就滯后1期的美元貸款利率變化率D（LNOPC（-1））而言，期系數(shù)為-0.1506，說明它對(duì)當(dāng)期的外匯儲(chǔ)備變化率D（LNFXR）起著負(fù)向作用。雖然這個(gè)實(shí)證結(jié)果與本文變量選取與數(shù)據(jù)來源所提出的反向理論關(guān)系保持一致，然而系數(shù)的t值卻未能通過5%顯著性水平檢驗(yàn)。換言之，D（LNOPC（-1））的短期波動(dòng)并不對(duì)當(dāng)期外匯儲(chǔ)備變化率構(gòu)成顯著的影響。

（五） 脈沖響應(yīng)

在VEC模型的基礎(chǔ)上，本文選用了脈沖響應(yīng)分析，通過隨機(jī)誤差項(xiàng)加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊以度量其對(duì)外匯儲(chǔ)備的對(duì)數(shù)LNFXR的當(dāng)期值和未來值所帶來的響應(yīng)。通過構(gòu)建脈沖響應(yīng)函數(shù)，繪制出脈沖響應(yīng)圖（見圖1）以便直接觀察。圖中的橫軸表示期數(shù)，縱軸表示LNFXR的波動(dòng)大小。

根據(jù)圖1所示，LNFXR對(duì)自身實(shí)施一個(gè)沖擊后，從一開始均顯示出正向影響，第4至5期的正向影響有輕微回落的跡象，隨后響應(yīng)再次逐步攀升，在第10期仍沒有收斂的苗頭。還有，當(dāng)LNCPI對(duì)LNFXR實(shí)施一個(gè)沖擊后，從第2期起一直表現(xiàn)出正向影響，在第4期達(dá)到高峰之后，正向影響逐漸減弱。此外，當(dāng)LNNAV對(duì)LNFXR實(shí)施一個(gè)沖擊后，從第2期開始均顯示出反向影響，而第5期的負(fù)向影響輕微減弱，隨后反向影響再逐漸加劇，在第10期仍沒有收斂的跡象。簡(jiǎn)單而言，LNFXR和LNCPI的沖擊對(duì)LNFXR帶來正向影響，而LNNAV的沖擊則對(duì)LNFXR帶來反向影響，這些發(fā)現(xiàn)與本文研究結(jié)果基本一致。

（六）方差分解

當(dāng)外匯儲(chǔ)備的對(duì)數(shù)LNFXR受著各個(gè)變量的對(duì)數(shù)之沖擊時(shí)，方差分解可以刻畫出在動(dòng)態(tài)變化過程中各個(gè)變量的正交沖擊對(duì)LNFXR所作出的貢獻(xiàn)度，進(jìn)而評(píng)價(jià)各個(gè)變量的相對(duì)重要性。結(jié)果如表4所示。

從上述LNFXR方差分解表可見，LNFXR主要是受著自身的影響，而這一影響由開始至第4期逐漸輕微下降，其后慢慢回升而趨于大致穩(wěn)定。相比而言，各個(gè)解釋變量的對(duì)數(shù)之影響相對(duì)較小，從開始至第10期中間的變化相對(duì)甚微，貢獻(xiàn)度保持著基本穩(wěn)定。

五、結(jié)論

本文旨在研究我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的決定因素，選取了人民幣兌美元匯率、進(jìn)口總額與GDP之比值、國(guó)家外債償債率、

國(guó)外凈資產(chǎn)、CPI和美元貸款利率等的解釋變量。基于1991-2020年的年度數(shù)據(jù)，構(gòu)建了含協(xié)整約束的VAR（2）模型，即VEC模型，并通過脈沖響應(yīng)和方差分解對(duì)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的決定因素進(jìn)行實(shí)證研究，從而得出變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期關(guān)系。本文得出以下的研究結(jié)果，對(duì)我國(guó)的外匯儲(chǔ)備規(guī)模管理提供了理論與實(shí)際的參考意義。

在VEC模型中，誤差修正項(xiàng)ECM（-1）的系數(shù)為負(fù)（即-0.1410），并且在5%顯著性水平下顯著，滿足反向修正機(jī)制，表明外匯儲(chǔ)備存量能夠向著與各個(gè)解釋變量之間的長(zhǎng)期均衡水平實(shí)現(xiàn)動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)。當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，系統(tǒng)將以-0.1410的自我修正速度進(jìn)行反向調(diào)節(jié)，促使各個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量緩緩地回復(fù)到長(zhǎng)期的均衡狀態(tài)。

在諸多的解釋變量中，國(guó)外凈資產(chǎn)和CPI是我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的主要決定因素。無論在長(zhǎng)期或短期而言，代表著我國(guó)對(duì)外融資能力的國(guó)外凈資產(chǎn)對(duì)外匯儲(chǔ)備存量有著顯著的反向關(guān)系，以及代表著我國(guó)物價(jià)水平的CPI對(duì)外匯儲(chǔ)備存量有著顯著的正向關(guān)系。在脈沖響應(yīng)的分析中，國(guó)內(nèi)凈資產(chǎn)和CPI的沖擊對(duì)外匯儲(chǔ)備存量分別帶來反向及正向的動(dòng)態(tài)影響，而在方差分解的分析中，這兩個(gè)變量的正交沖擊對(duì)外匯儲(chǔ)備存量?jī)H有微弱的貢獻(xiàn)度。至于本文研究的其他因素，如人民幣兌美元匯率、國(guó)家外債償債率、美元貸款利率和進(jìn)口總額與GDP之比值，雖然前三個(gè)因素在誤差修正項(xiàng)內(nèi)有著一定程度的長(zhǎng)期調(diào)節(jié)作用，但是它們的短期波動(dòng)在統(tǒng)計(jì)上并沒有對(duì)外匯儲(chǔ)備規(guī)模表現(xiàn)出顯著的影響。

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作者單位：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)