摘 要：本文根據(jù)2002—2021年我國(guó)外匯儲(chǔ)備的相關(guān)數(shù)據(jù)，選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供應(yīng)量、實(shí)際使用外資金額、外債余額和經(jīng)常賬戶余額五個(gè)指標(biāo)作為解釋變量，利用STATA軟件建立多元線性回歸模型。結(jié)果顯示，影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備的主要因素為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外債余額和經(jīng)常賬戶余額。本文針對(duì)我國(guó)的外匯儲(chǔ)備影響因素進(jìn)行總結(jié)，并對(duì)其提出了合理的建議。

關(guān)鍵詞：外匯儲(chǔ)備；國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；外債余額；經(jīng)常賬戶余額；多元線性回歸

本文索引：袁琦.<變量 1>[J].中國(guó)商論，2023（13）：-011.

中圖分類號(hào)：F821 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2023）07（a）--04

1 研究背景和意義

衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的指標(biāo)有許多，外匯儲(chǔ)備就是其中之一。第二次世界大戰(zhàn)以來，尤其是進(jìn)入21世紀(jì)之后，外匯儲(chǔ)備一直是各國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究的重點(diǎn)問題。同時(shí)，外匯市場(chǎng)是我國(guó)進(jìn)行對(duì)外開放并與世界各國(guó)進(jìn)行友好聯(lián)系合作的重要渠道。隨著1978年改革開放的實(shí)施，我國(guó)外匯管理體制不斷發(fā)展。在改革開放之前，我國(guó)對(duì)外匯儲(chǔ)備實(shí)行的是集中計(jì)劃管理，外匯儲(chǔ)備的短缺制約了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在改革開放之后，尤其是在1994年，國(guó)家對(duì)外匯管理體制進(jìn)行了重大改革，我國(guó)外匯儲(chǔ)備開始呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)。1997年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)雖然遭受了亞洲金融危機(jī)的沖擊，但做出的人民幣不貶值承諾等一系列相關(guān)措施成功抵御了金融危機(jī)帶來的影響。進(jìn)入21世紀(jì)后，我國(guó)于2001年加入世界貿(mào)易組織，與世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)往來更加密切，外匯儲(chǔ)備隨之以更快的速度增長(zhǎng)。根據(jù)2022年相關(guān)新聞報(bào)道，我國(guó)的外匯儲(chǔ)備規(guī)模已經(jīng)連續(xù)17年位列全球第一。

我國(guó)持有的規(guī)模龐大的外匯儲(chǔ)備表明我國(guó)國(guó)際經(jīng)濟(jì)地位的提高，龐大的外匯儲(chǔ)備規(guī)模為中國(guó)經(jīng)濟(jì)和金融的安全及發(fā)展做出了重要貢獻(xiàn)。但同時(shí)，高速增長(zhǎng)的外匯儲(chǔ)備是一把“雙刃劍”，高額的外匯儲(chǔ)備也使我國(guó)面臨巨大的持儲(chǔ)成本和儲(chǔ)備貨幣貶值帶來的匯兌損失。因此，探索我國(guó)外匯儲(chǔ)備的影響因素，并提出合理的建議，從而有效管理和運(yùn)用規(guī)模龐大的外匯儲(chǔ)備具有十分重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

2 研究綜述

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)外匯儲(chǔ)備的研究多為影響因素研究。張軍（2017）利用2001—2015年的年度數(shù)據(jù)為樣本，建立多元模型，并運(yùn)用Eviews軟件分析得出影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備的主要因素是貨幣供應(yīng)量及進(jìn)出口總額。朱家明等（2020）根據(jù)1997—2018年我國(guó)外匯儲(chǔ)備的相關(guān)數(shù)據(jù)，選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、實(shí)際使用外商投資額和經(jīng)常賬戶差額等9個(gè)指標(biāo)，通過建立多元線性回歸模型，并采用逐步回歸法對(duì)模型進(jìn)行修正后，分析得到實(shí)際使用外商投資額和經(jīng)常賬戶差額是影響外匯儲(chǔ)備規(guī)模的因素。夏文祥、張翊霆（2021）通過構(gòu)建時(shí)變參數(shù)向量自回歸模型（TVP-SV-VAR），分析了出口、外商直接投資、匯率和利率沖擊對(duì)外匯儲(chǔ)備的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)。結(jié)果表明，在中美兩國(guó)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)背景下，出口對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響顯著且穩(wěn)定，匯率的影響也在增強(qiáng)，而外商直接投資對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響則有所減弱，同時(shí)國(guó)內(nèi)利率變化的影響是非常微弱的。

以往學(xué)者的分析以建立多元線性回歸模型為主，且由于變量和數(shù)據(jù)的選取不同得到了不同的研究結(jié)果，對(duì)于實(shí)際利用外資金額這一變量，有學(xué)者得到外匯儲(chǔ)備與實(shí)際利用外資金額呈負(fù)相關(guān)，認(rèn)為是“藏匯于民”的結(jié)果；也有學(xué)者得到外匯儲(chǔ)備與實(shí)際利用外資呈正相關(guān)關(guān)系，結(jié)論并未達(dá)成一致。因此，本文在以往文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國(guó)國(guó)情，選取以往學(xué)者研究結(jié)論中對(duì)外匯儲(chǔ)備影響顯著的變量進(jìn)行研究。

3 現(xiàn)狀分析

3.1 全球主要經(jīng)濟(jì)體及中國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模

3.1.1 全球外匯儲(chǔ)備規(guī)模

第二次世界大戰(zhàn)后至20世紀(jì)末，全球經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，外匯儲(chǔ)備在進(jìn)口額中的占比維持在30%左右。在1971年布雷頓森林體系崩潰后，外匯儲(chǔ)備占GDP比例保持在6%左右。2000年以來，在全球經(jīng)濟(jì)失衡背景下，外匯儲(chǔ)備出現(xiàn)激增的趨勢(shì)，全球外匯儲(chǔ)備的規(guī)模開始大幅攀升。

3.1.2 中國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模

由圖1可以直觀地看到，我國(guó)外匯儲(chǔ)備的規(guī)模整體呈波動(dòng)上升趨勢(shì)。2001年底，我國(guó)加入WTO，與世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)往來更加密切，外匯儲(chǔ)備也一直呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。2006年，我國(guó)外匯儲(chǔ)備突破了萬億美元。2011年之后，我國(guó)外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)速度開始放緩。2014年，我國(guó)外匯儲(chǔ)備量雖然有所下降，但外匯儲(chǔ)備仍然呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。國(guó)家外匯管理局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2023年4月末，我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模為32048億美元。

長(zhǎng)期以來，中國(guó)通過雙順差（經(jīng)常項(xiàng)目順差和資本項(xiàng)目順差）積累了3.3萬億美元的外匯儲(chǔ)備（不包括中國(guó)香港的4787億美元和中國(guó)臺(tái)灣的5489億美元），遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了國(guó)際公認(rèn)的外匯儲(chǔ)備充足率（reserve adequacy）要求。

3.2 變量整體分析

圖2和圖3分別展示了2002—2021年我國(guó)各影響因素指標(biāo)的趨勢(shì)。結(jié)合兩圖可以看出，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供應(yīng)量、實(shí)際使用外資金額、外債余額及經(jīng)常賬戶余額同外匯儲(chǔ)備的變化趨勢(shì)基本一致，并呈現(xiàn)較強(qiáng)的相關(guān)性。

4 實(shí)證研究

4.1 變量選取及數(shù)據(jù)來源

如上文所述，結(jié)合已有研究，本文選取了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X1、廣義貨幣供應(yīng)量X2、實(shí)際使用外資金額X3、外債余額X4和經(jīng)常賬戶余額X5作為解釋變量，以外匯儲(chǔ)備為被解釋變量。根據(jù)我國(guó)在2001年12月11日加入世界貿(mào)易組織這一重大事件，并結(jié)合數(shù)據(jù)公布情況，選取2002—2021年數(shù)據(jù)為樣本。

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1所示，可以看到，解釋變量和被解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)差都較大，且最小值和最大值相差較大，表明在2002—2021年我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化較大。

4.3 多元線性回歸模型的建立

本文選取的數(shù)據(jù)來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、國(guó)家外匯管理局和世界銀行，且數(shù)據(jù)均以億美元為單位。

由于選取的宏觀變量數(shù)值較大，為了提高擬合優(yōu)度，本文對(duì)被解釋變量和解釋變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。

運(yùn)用STATA軟件建立多元線性回歸模型：

式（1）中：i表示時(shí)間；β0表示常數(shù)項(xiàng)；β1、β2、β3、β4、β5表示被估參數(shù)；μi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于選取的變量均為時(shí)間序列，要先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用STATA軟件進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)解釋變量和被解釋變量均在四階差分后平穩(wěn)，且存在協(xié)整關(guān)系，因而可以直接對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

本文運(yùn)用普通最小二乘法估計(jì)模型，結(jié)果如表2所示。

由表2可以看到，R2和調(diào)整后的R2都較大且接近1，擬合程度較好；F值為78.25。本次研究選擇顯著性水平α為5%，由表2可知，其p值遠(yuǎn)小于α，因此該模型通過了F檢驗(yàn)，故認(rèn)為外匯儲(chǔ)備與上述解釋變量之間的總體線性關(guān)系顯著。但是在5%的顯著性水平上，只有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外債余額和經(jīng)常賬戶余額前的參數(shù)估計(jì)值通過了t檢驗(yàn)，X2、X3前參數(shù)估計(jì)值未通過t檢驗(yàn)，故認(rèn)為解釋變量間存在多重共線性。

4.4 逐步回歸法調(diào)整模型

4.4.1 檢驗(yàn)簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)

各變量間簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)如表3所示。

4.4.2 建立一元線性回歸模型

本文分別做lnY關(guān)于lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5的回歸，結(jié)果如表4所示。

綜合考慮分析擬合優(yōu)度、變量的顯著性檢驗(yàn)和方程顯著性檢驗(yàn)的結(jié)果可以看到，每個(gè)解釋變量和外匯儲(chǔ)備之間的一元線性回歸模型都通過了5%顯著性水平上變量的顯著性檢驗(yàn)和方程的顯著性檢驗(yàn)，但從擬合優(yōu)度R2來看，lnY和lnX1之間的擬合優(yōu)度最大，達(dá)到0.8550，因此選擇該一元回歸模型為初始的回歸模型。

4.4.3 逐步回歸

在初始回歸模型的基礎(chǔ)上，本研究分別引入lnX2、lnX3、lnX4和lnX5，發(fā)現(xiàn)只有當(dāng)引入lnX4時(shí)，模型的R2和調(diào)整后R2有所提高，且參數(shù)符號(hào)合理，變量也通過了5%顯著性水平上的t檢驗(yàn)。在保留lnX1和lnX4的基礎(chǔ)上，嘗試分別引入剩下三個(gè)變量，發(fā)現(xiàn)只有引入lnX5時(shí)，模型的R2和調(diào)整后R2有所提高，且參數(shù)符號(hào)合理。在以上分析的基礎(chǔ)上，分別引入其他兩個(gè)變量，均達(dá)不到以lnX1、lnX4和lnX5為解釋變量的回歸效果。因此，最終的外匯儲(chǔ)備影響因素函數(shù)應(yīng)以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外債余額和經(jīng)常賬戶余額做自變量為最優(yōu)模型。

4.4.4 異方差檢驗(yàn)

對(duì)于該樣本數(shù)據(jù)，由于在不同的樣本點(diǎn)上解釋變量以外的其他因素差異較大，可能存在異方差性，因而選擇懷特檢驗(yàn)的方法進(jìn)行異方差性的檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)方法的原假設(shè)是同方差性假設(shè)，即不存在異方差。本文運(yùn)用STATA軟件進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，p=0.1148>0.05，所以原假設(shè)成立，即隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差，最后得出最優(yōu)模型：

5 結(jié)語

5.1 結(jié)論

通過上述模型的回歸分析可以得到，影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備的因素主要有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外債余額和經(jīng)常賬戶余額，且我國(guó)外匯儲(chǔ)備與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、經(jīng)常賬戶余額呈正相關(guān)，與外債余額呈負(fù)相關(guān)。從系數(shù)大小來看，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值前系數(shù)為1.729853，外債余額前系數(shù)為-0.8227023，經(jīng)常賬戶余額前系數(shù)為0.14856，表明當(dāng)其他解釋變量保持不變時(shí)，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，外匯儲(chǔ)備增加1.729853%；外債余額每增加1%，外匯儲(chǔ)備減少0.8227023%；經(jīng)常賬戶余額增加1%，外匯儲(chǔ)備增加0.14856%。

隨著我國(guó)不斷推進(jìn)高水平的對(duì)外開放，外匯儲(chǔ)備在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮的作用更加顯著。為保持外匯儲(chǔ)備規(guī)模的穩(wěn)定，本文認(rèn)為可以從國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外債余額和經(jīng)常賬戶余額三點(diǎn)入手。首先，從國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來看，我國(guó)是一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，為保證經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行，需要擁有較多的外匯資金，但同時(shí)，外匯儲(chǔ)備不能和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值脫離，而應(yīng)根據(jù)具體的經(jīng)濟(jì)情況穩(wěn)定外匯儲(chǔ)備的規(guī)模，合理使用外匯。其次，從外債余額來看，應(yīng)控制外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)的速度，在與國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)的情況下，借好、用好、還好外債。最后，從經(jīng)常賬戶余額來看，當(dāng)發(fā)現(xiàn)外匯儲(chǔ)備呈現(xiàn)非理性增長(zhǎng)的情況或外匯儲(chǔ)備余額過高時(shí)，可以從增加商品與服務(wù)進(jìn)口的角度來調(diào)整經(jīng)常賬戶的順差，從而達(dá)到合理控制外匯儲(chǔ)備規(guī)模的目標(biāo)；反之，可以適當(dāng)增加出口來調(diào)節(jié)，使國(guó)家經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行。另外，我國(guó)外匯儲(chǔ)備的管理可以借鑒一些發(fā)達(dá)國(guó)家管理外匯的經(jīng)驗(yàn)，采取多層次外匯儲(chǔ)備體系、優(yōu)化外匯儲(chǔ)備結(jié)構(gòu)及外匯儲(chǔ)備幣種的多元化等方式合理管理并運(yùn)用外匯。

5.2 研究不足

本文主要選取2002—2021年數(shù)據(jù)為樣本，由于數(shù)據(jù)的可得性，在時(shí)效上仍有不足。另外，本文對(duì)可能的影響因素如國(guó)際政治因素等難以確定及量化，故對(duì)研究結(jié)論可能產(chǎn)生影響或偏差。

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