經(jīng)濟新常態(tài)下我國外匯儲備影響因素的實證分析

張百卉

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

經(jīng)濟新常態(tài)下我國外匯儲備影響因素的實證分析

張百卉

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

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

外匯儲備；回歸分析；對策研究

1　引言

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

2　實證設(shè)計

2.1解釋變量的選取

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

在因變量的選取上，本文以外匯儲備作為被解釋變量（Y）.

在自變量的選取上，通過綜合考慮對外匯儲備的各個影響因素，經(jīng)過相關(guān)實證研究以及中國實際情況，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)濟規(guī)模對于外匯儲備量的需求.在經(jīng)濟增速放緩的新常態(tài)下，外匯儲備受到GDP的影響程度將與過去有較大差異.

（2）進(jìn)出口差額：進(jìn)口是外匯儲備需求的主要因素，出口是外匯儲備供給的主要因素，因此，在對外匯儲備影響因素的實證分析中，進(jìn)出口差額可以綜合進(jìn)口和出口對外匯儲備規(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)出口差額作為一個變量進(jìn)行討論，是有現(xiàn)實意義的.

（3）實際利用外資額：90年代以來，外商直接投資構(gòu)成了我國外匯儲備增加的主要因素，對我國外匯儲備增量的貢獻(xiàn)度日益加大，同時，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，這對我國的外匯儲備提出了新的要求

（4）年均人民幣匯價：外匯儲備的一大作用是穩(wěn)定匯率，因此外匯儲備需求與匯率制度有密切關(guān)系.年均匯價在一定時間段內(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用的外匯儲備.目前，人民幣匯率已進(jìn)入雙向波動、總體平穩(wěn)的新常態(tài).因此，年均人民幣匯價與與外匯儲備的關(guān)系值得進(jìn)一步探究.

（5）貨幣供應(yīng)量：在經(jīng)濟新常態(tài)下，經(jīng)濟的潛在增長率發(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)濟增長率有所下滑，政府也不會再以過度貨幣與信貸刺激來實現(xiàn)經(jīng)濟的“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，我們可知外匯儲備（Y）與國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、進(jìn)出口差額（X2）、實際利用外資額（X3）、年均人民幣匯價（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為實際利用外資額，X4為年均人民幣匯價，X5為貨幣供給量.

3　實證研究與分析

3.1多元線性回歸方程的參數(shù)估計

用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計結(jié)果如下：

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

F檢驗：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解釋變量聯(lián)合起來對被解釋變量外匯儲備有顯著影響.

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

本模型可能存在多重共線性，現(xiàn)對其進(jìn)行計量經(jīng)濟檢驗.

3.2模型的檢驗

3.2.1多重共線性的檢驗

（1）由于選擇的影響因素過多，所以估計模型之前，應(yīng)先分析各個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，通過計算表明，除了解釋變量年均人民幣匯價（X4）其它解釋變量都與被解釋變量外匯儲備（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）輔助回歸模型檢驗及方差膨脹因子檢驗：

模型　F統(tǒng)計量　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)濟意義分析，國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）應(yīng)是外匯儲備的主要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗也表明，外匯儲備（Y）與國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)性最強.所以，以Y=β0+β1X1+μ作為最基本的模型.

逐步引入檢驗過程，最終確定外匯儲備函數(shù)為

統(tǒng)計檢驗：

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

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

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

（1）異方差檢驗：

利用White檢驗的方法，對該多元線性回歸進(jìn)行檢驗是否存在異方差，因為Prob（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：

（a）DW檢驗：

因為n=24，k=2，取顯著性水平α=0.05時，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

檢驗可知，滯后期為1時，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

滯后期為1時，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)計量值絕對值均大于2，表明模型存在一階自相關(guān)性.

滯后期為2時，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

估計過程經(jīng)過12次迭代后收斂；AR（1）的估計值為0.760573，并且T檢驗顯著，說明該模型確實存在一階自相關(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，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，檢驗表明，調(diào)整后的模型不存在自相關(guān)性.因此，中國外匯儲備的線性模型為：

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

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

4　我國外匯儲備管理的對策分析

4.1外匯儲備自主下降

在新的經(jīng)濟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策者一貫堅持穩(wěn)中有進(jìn)的執(zhí)政理念，外匯儲備或?qū)⑦M(jìn)入持續(xù)下降的通道，直至接近適應(yīng)中國經(jīng)濟新常態(tài)的適度水平.這一過程體現(xiàn)了外匯儲備主動下降的內(nèi)涵，而非資本外流的被動結(jié)果.

4.2對外基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)

亞投行和“一帶一路”是中國對外投資的重要戰(zhàn)略，也對促進(jìn)沿線國家和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮著重要作用.面對巨大的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，中國近4萬億的外匯儲備和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備結(jié)構(gòu)，也將會對中國經(jīng)濟增長起到推動作用.因此，加大外匯儲備的對外基礎(chǔ)建設(shè)可以成為外匯儲備管理的重要思路之一.

4.3建立外匯儲備風(fēng)險管理體系

巨額外匯儲備的投資應(yīng)用需要建立全面的風(fēng)險管理體系，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)隊負(fù)責(zé)外匯儲備的投資運用.另一方面，應(yīng)借鑒國內(nèi)商業(yè)銀行和其他金融機構(gòu)的經(jīng)驗，建立動態(tài)的風(fēng)險評估機制，對外匯儲備的運用實行全方位的監(jiān)督.

4.4加強投資者風(fēng)險教育

2014年以來人民幣匯率雙向波動明顯增強，對企業(yè)是一種風(fēng)險教育，有助于企業(yè)增強匯率風(fēng)險意識.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)險意識，積極管理匯率雙向波動的風(fēng)險.此外，要幫助企業(yè)正確認(rèn)識匯率避險工具的作用，要把匯率避險作為管理風(fēng)險的手段，并引導(dǎo)企業(yè)對外匯敞口進(jìn)行適度套保而避免過度投機.

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

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

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A

1673-260X（2016）08-0116-03

2016-04-18