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

關鍵詞：外匯儲備；國內(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].中國商論，2023（13）：-011.

中圖分類號：F821 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）07（a）--04

1 研究背景和意義

衡量一個國家經(jīng)濟實力的指標有許多，外匯儲備就是其中之一。第二次世界大戰(zhàn)以來，尤其是進入21世紀之后，外匯儲備一直是各國經(jīng)濟學家研究的重點問題。同時，外匯市場是我國進行對外開放并與世界各國進行友好聯(lián)系合作的重要渠道。隨著1978年改革開放的實施，我國外匯管理體制不斷發(fā)展。在改革開放之前，我國對外匯儲備實行的是集中計劃管理，外匯儲備的短缺制約了我國經(jīng)濟的發(fā)展。在改革開放之后，尤其是在1994年，國家對外匯管理體制進行了重大改革，我國外匯儲備開始呈現(xiàn)快速增長的趨勢。1997年，我國經(jīng)濟雖然遭受了亞洲金融危機的沖擊，但做出的人民幣不貶值承諾等一系列相關措施成功抵御了金融危機帶來的影響。進入21世紀后，我國于2001年加入世界貿(mào)易組織，與世界各國的經(jīng)濟往來更加密切，外匯儲備隨之以更快的速度增長。根據(jù)2022年相關新聞報道，我國的外匯儲備規(guī)模已經(jīng)連續(xù)17年位列全球第一。

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

2 研究綜述

國內(nèi)學者對外匯儲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，并運用Eviews軟件分析得出影響我國外匯儲備的主要因素是貨幣供應量及進出口總額。朱家明等（2020）根據(jù)1997—2018年我國外匯儲備的相關數(shù)據(jù)，選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會消費品零售總額、實際使用外商投資額和經(jīng)常賬戶差額等9個指標，通過建立多元線性回歸模型，并采用逐步回歸法對模型進行修正后，分析得到實際使用外商投資額和經(jīng)常賬戶差額是影響外匯儲備規(guī)模的因素。夏文祥、張翊霆（2021）通過構(gòu)建時變參數(shù)向量自回歸模型（TVP-SV-VAR），分析了出口、外商直接投資、匯率和利率沖擊對外匯儲備的動態(tài)沖擊效應。結(jié)果表明，在中美兩國貿(mào)易競爭背景下，出口對外匯儲備的影響顯著且穩(wěn)定，匯率的影響也在增強，而外商直接投資對外匯儲備的影響則有所減弱，同時國內(nèi)利率變化的影響是非常微弱的。

以往學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，對于實際利用外資金額這一變量，有學者得到外匯儲備與實際利用外資金額呈負相關，認為是“藏匯于民”的結(jié)果；也有學者得到外匯儲備與實際利用外資呈正相關關系，結(jié)論并未達成一致。因此，本文在以往文獻研究的基礎上，結(jié)合我國國情，選取以往學者研究結(jié)論中對外匯儲備影響顯著的變量進行研究。

3 現(xiàn)狀分析

3.1 全球主要經(jīng)濟體及中國外匯儲備規(guī)模

3.1.1 全球外匯儲備規(guī)模

第二次世界大戰(zhàn)后至20世紀末，全球經(jīng)濟快速發(fā)展，貿(mào)易規(guī)模不斷擴大，外匯儲備在進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，外匯儲備占GDP比例保持在6%左右。2000年以來，在全球經(jīng)濟失衡背景下，外匯儲備出現(xiàn)激增的趨勢，全球外匯儲備的規(guī)模開始大幅攀升。

3.1.2 中國外匯儲備規(guī)模

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

長期以來，中國通過雙順差（經(jīng)常項目順差和資本項目順差）積累了3.3萬億美元的外匯儲備（不包括中國香港的4787億美元和中國臺灣的5489億美元），遠遠超過了國際公認的外匯儲備充足率（reserve adequacy）要求。

3.2 變量整體分析

圖2和圖3分別展示了2002—2021年我國各影響因素指標的趨勢。結(jié)合兩圖可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供應量、實際使用外資金額、外債余額及經(jīng)常賬戶余額同外匯儲備的變化趨勢基本一致，并呈現(xiàn)較強的相關性。

4 實證研究

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，本文選取了國內(nèi)生產(chǎn)總值X1、廣義貨幣供應量X2、實際使用外資金額X3、外債余額X4和經(jīng)常賬戶余額X5作為解釋變量，以外匯儲備為被解釋變量。根據(jù)我國在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)計分析

變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表1所示，可以看到，解釋變量和被解釋變量的標準差都較大，且最小值和最大值相差較大，表明在2002—2021年我國經(jīng)濟發(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)來自國家統(tǒng)計局、國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，本文對被解釋變量和解釋變量進行取對數(shù)處理。

運用STATA軟件建立多元線性回歸模型：

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

由于選取的變量均為時間序列，要先進行平穩(wěn)性檢驗。本文運用STATA軟件進行ADF檢驗，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)整關系，因而可以直接對模型進行參數(shù)估計。

本文運用普通最小二乘法估計模型，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值遠小于α，因此該模型通過了F檢驗，故認為外匯儲備與上述解釋變量之間的總體線性關系顯著。但是在5%的顯著性水平上，只有國內(nèi)生產(chǎn)總值、外債余額和經(jīng)常賬戶余額前的參數(shù)估計值通過了t檢驗，X2、X3前參數(shù)估計值未通過t檢驗，故認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 檢驗簡單相關系數(shù)

各變量間簡單相關系數(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、變量的顯著性檢驗和方程顯著性檢驗的結(jié)果可以看到，每個解釋變量和外匯儲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和方程的顯著性檢驗，但從擬合優(yōu)度R2來看，lnY和lnX1之間的擬合優(yōu)度最大，達到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上，本研究分別引入lnX2、lnX3、lnX4和lnX5，發(fā)現(xiàn)只有當引入lnX4時，模型的R2和調(diào)整后R2有所提高，且參數(shù)符號合理，變量也通過了5%顯著性水平上的t檢驗。在保留lnX1和lnX4的基礎上，嘗試分別引入剩下三個變量，發(fā)現(xiàn)只有引入lnX5時，模型的R2和調(diào)整后R2有所提高，且參數(shù)符號合理。在以上分析的基礎上，分別引入其他兩個變量，均達不到以lnX1、lnX4和lnX5為解釋變量的回歸效果。因此，最終的外匯儲備影響因素函數(shù)應以國內(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

對于該樣本數(shù)據(jù)，由于在不同的樣本點上解釋變量以外的其他因素差異較大，可能存在異方差性，因而選擇懷特檢驗的方法進行異方差性的檢驗。該檢驗方法的原假設是同方差性假設，即不存在異方差。本文運用STATA軟件進行檢驗發(fā)現(xiàn)，p=0.1148>0.05，所以原假設成立，即隨機誤差項不存在異方差，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，影響我國外匯儲備的因素主要有國內(nèi)生產(chǎn)總值、外債余額和經(jīng)常賬戶余額，且我國外匯儲備與國內(nèi)生產(chǎn)總值、經(jīng)常賬戶余額呈正相關，與外債余額呈負相關。從系數(shù)大小來看，國內(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，表明當其他解釋變量保持不變時，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，外匯儲備增加1.729853%；外債余額每增加1%，外匯儲備減少0.8227023%；經(jīng)常賬戶余額增加1%，外匯儲備增加0.14856%。

隨著我國不斷推進高水平的對外開放，外匯儲備在經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮的作用更加顯著。為保持外匯儲備規(guī)模的穩(wěn)定，本文認為可以從國內(nèi)生產(chǎn)總值、外債余額和經(jīng)常賬戶余額三點入手。首先，從國內(nèi)生產(chǎn)總值來看，我國是一個發(fā)展中國家，為保證經(jīng)濟的平穩(wěn)運行，需要擁有較多的外匯資金，但同時，外匯儲備不能和國內(nèi)生產(chǎn)總值脫離，而應根據(jù)具體的經(jīng)濟情況穩(wěn)定外匯儲備的規(guī)模，合理使用外匯。其次，從外債余額來看，應控制外匯儲備增長的速度，在與國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展相適應的情況下，借好、用好、還好外債。最后，從經(jīng)常賬戶余額來看，當發(fā)現(xiàn)外匯儲備呈現(xiàn)非理性增長的情況或外匯儲備余額過高時，可以從增加商品與服務進口的角度來調(diào)整經(jīng)常賬戶的順差，從而達到合理控制外匯儲備規(guī)模的目標；反之，可以適當增加出口來調(diào)節(jié)，使國家經(jīng)濟平穩(wěn)運行。另外，我國外匯儲備的管理可以借鑒一些發(fā)達國家管理外匯的經(jīng)驗，采取多層次外匯儲備體系、優(yōu)化外匯儲備結(jié)構(gòu)及外匯儲備幣種的多元化等方式合理管理并運用外匯。

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，在時效上仍有不足。另外，本文對可能的影響因素如國際政治因素等難以確定及量化，故對研究結(jié)論可能產(chǎn)生影響或偏差。

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