我国外汇储备影响因素的实证分析
【文章摘要】
外汇储备是一国经济实力的重要组成部分，其数据相对具有可得性和真实性，对其影响因素的分析也具有现实的意义。因此本文遵循经典单方程计量经济学模型的分析步骤，首先介绍研究背景和相关理论，然后收集1985-2010年的自变量及因变量相关数据，接着通过Eviews软件进行参数估计和检验，进而得出分析结果并解释其代表的经济意义，最后应用该计量经济学模型作出预测。
【关键词】
外汇储备；国民生产总值；外商直接投资；外债余额
1 确定模型所包含的变量与样本数据的收集
无论是从理论上还是从实践上看，影响我国外汇储备增长的因素是多方面的，在考虑外汇储备的影响因素时，根据我国的国情和数据的可得性，经过反复筛选，就上述重要因素分别选取国内生产总值、人民币汇率、进口额、出口额、外商直接投资、外债余额作为代表性指标。选取的数据是1985-2010年的时间序列数据，对各变量的符号定义如下：
Logfer—外汇储备的对数值（亿美元）
Loggdper—美元单位化的国民生产总值的对数值（亿美元）
Logim—进口额的对数值（亿美元）
Logem—出口额的对数值（亿美元）
Logfdi—实际利用的外商直接投资额的对数值（亿美元）
Logbfd—外债余额的对数值（亿美元）
2 确定模型的数学形式
线性模型与双对数线性模型的优劣可以依靠博克斯-考克斯（Box-Cox）变换来进行比较。
由回归结果可得RSS2=8.088380，RSS1=1.223879，n=26，计算得1/2nln（RSS2/RSS1）约为24.549241，该值大于5%显著性水平下、自由度为1的2分布的临界值3.84，因此可以判定双对数线性模型在拟合度上优于线性模型。
3 模型参数的估计
根据之前的分析建立多元线性回归模型：
logfer=ß0+ß1*loggdper+ß2*logim+ß3*logem+ß4*logfdi+ß5*logbfd
4 模型的检验
4.1 多重共线性的检验
利用各解释变量间的相关系数矩阵，比较应变量对各单个自变量回归的R值，可见外汇储备受外债余额的影响最大，因此选择如下模型为初始的回归模型：
LOGFER=-9.925（-17.68） +2.373*LOGBFD（30.11），R2=0.9742 D.W.=0.89
综上所述，回归方程中现只有loggdper，logfdi以及logbfd这三个解释变量，外汇储备函数应以 logfer=f（loggdper，logfdi，logbfd）为最优，拟合结果如下：
LOGFER=-10.972+0.851*LOGGDPER+0.309*LOGFDI+1.171*LOGBFD
（-12.13） （3.23） （2.14） （3.22）
R2=0.9832，R2=0.9809， D.W.=1.32
4.2 异方差检验
异方差检验，首先采用图示检验法，用OLS法下得到的残差平方和X散点图初步判断不具有异方差性，接着在Eviews中对模型进行怀特检验，输出结果分别如下：不包含交叉项的怀特检验结果如下：F统计量的p值为0.1937大于0.05，Obs*R-squared的p值为0.1776也明显大于0.05，个参数t检验的p值明显偏大，所以接受原假设。综上，该模型不具有异方差性。
4.3 序列相关性
上述回归模型中杜宾统计量为DW=0.332537，而5%显著性水平下，n=32， k=2，查表得上限和下限分别为dL=1.37， dU=1.50，显然此时存在一阶序列相关性。从残差项et和¬et-的关系图也可判断随机项呈现序列相关。D.W.检验中，D.W.=1.32，而5%显著性水平下根据n=26、k=3查表可得临界值dL=1.22， dU=1.55，dL 4.4 参数的稳定性检验
经济结构的变化往往导致计量模型结构也发生变化，使得模型的预测与分析功能失效。因此下面要进行对模型参数稳定性的检验。采用的邹氏检验：
1994年我国外汇管理体制顺利并轨后，实行了以市场为基础、单一的有管理的浮动汇率制度，并建立了银行间的外汇市场。因此1994年可能是一个断点。1996年12月1日起正式接受国际货币基金组织的第八款协议，实现了经常项目下的人民币自由兑换。2001年12月11日，中国正式加入世界贸易组织（WTO），成为其第143个成员。因此在2001年、2002年可能产生断点。经过上述四次邹氏检验均发现，F统计量的p值较大，故不拒绝原假设，认为其在1985年至2010年间结构是稳定的。
4.5 时间序列平稳性检验
4.5.1单位根检验
为了保证了DF检验中随机干扰项的白噪声的特性，因此在对单位根检验时采取最经典的ADF检验。下表为被解释变量与3个解释变量的τ统计量分别在三个模型下的p值大小。
由上表1可知，被解释变量与3个解释变量在水平值下p值均较大，不拒绝原假设，即存在单位根；而在一阶差分下三种模型中至少有一种模型的p值小于0.05，拒绝了原假设δ=0。因此可以认为，各时间序列均为一阶单整序列，即I（1）。
4.5.2 协整检验
已经证明解释变量与被解释变量均为I（1）序列。现需对其残差项et检验其单整性。以确定各变量间是否存在协整关系。
AEG检验结果如下：AEG检验的水平值情况下，在第一个检验模型（含有趋势项及截距项）中，p值=0.0075<0.05 ，因此拒绝原假设，认为残差序列是一个平稳序列。进而可确定回归方程的变量之间存在协整关系，即I（1，1）。此外模型的设定也是正确的，说明回归方程的因变量和解释变量之间存在稳定的均衡关系，不是伪回归。
4.5.3 误差修正模型
格兰杰表述定理为，如果X与Y是协整的，则他们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。
若初始回归模型为Yt=ß0+ß1*At+ß2*Bt+ß3*Ct+μt，则其一阶非均衡关系可写成：ΔYt= aΔAt+bΔBt+cΔCt-λ*ecmt-1+μt，用于本论文模型中即为ΔLOGFERt=aΔLOGGDPERt+bΔLOGFDIt+cΔLOGBFDt-λ*ecmt-1+εt，对此误差修正模型用OLS方法估计其参数（如表2）：
Dependent Variable： DLOGFER
Method： Least Squares
Date： 01/15/13 Time： 20：20
Sample （adjusted）： 1986 2010
Included observations： 25 after adjustments
误差修正模型为：
ΔLOGFERt= 0.597ΔLOGGDPERt﹣0.085ΔLOGFDIt+1.233ΔLOGBFDt﹣0.649ecmt-1
5 模型经济意义的解释
LOGFER=-10.972+0.851*LOGGDPER+0.309*LOGFDI+1.171*LOGBFD
ΔLOGFERt=0.597ΔLOGGDPERt﹣0.085ΔLOGFDIt+1.233ΔLOGBFDt﹣0.649ecmt-1
本文模型中显示出中国外汇储备余额受到国内生产总值、实际利用外商直接投资和外债余额的影响的长期弹性分别为0.851、0.309和1.171。而误差修正模型给出了短期非均衡情况下外汇储备对于各解释变量的弹性，分别为0.597，-0.085以及1.233。其中外债余额是最主要的外汇储备规模的影响因素。
近年来，随着中国经济的飞速发展、对外贸易的不断频繁，外债余额的比重越来越大，因此对外汇储备产生了巨大压力，其中中短期外债占比逐年增长。因此我国应控制中短期外债的发放，才能使得外汇市场更加稳定的运行，外汇储备处于更适宜的规模。
外汇储备是一国经济实力的重要组成部分，其数据相对具有可得性和真实性，对其影响因素的分析也具有现实的意义。因此本文遵循经典单方程计量经济学模型的分析步骤，首先介绍研究背景和相关理论，然后收集1985-2010年的自变量及因变量相关数据，接着通过Eviews软件进行参数估计和检验，进而得出分析结果并解释其代表的经济意义，最后应用该计量经济学模型作出预测。
【关键词】
外汇储备；国民生产总值；外商直接投资；外债余额
1 确定模型所包含的变量与样本数据的收集
无论是从理论上还是从实践上看，影响我国外汇储备增长的因素是多方面的，在考虑外汇储备的影响因素时，根据我国的国情和数据的可得性，经过反复筛选，就上述重要因素分别选取国内生产总值、人民币汇率、进口额、出口额、外商直接投资、外债余额作为代表性指标。选取的数据是1985-2010年的时间序列数据，对各变量的符号定义如下：
Logfer—外汇储备的对数值（亿美元）
Loggdper—美元单位化的国民生产总值的对数值（亿美元）
Logim—进口额的对数值（亿美元）
Logem—出口额的对数值（亿美元）
Logfdi—实际利用的外商直接投资额的对数值（亿美元）
Logbfd—外债余额的对数值（亿美元）
2 确定模型的数学形式
线性模型与双对数线性模型的优劣可以依靠博克斯-考克斯（Box-Cox）变换来进行比较。
由回归结果可得RSS2=8.088380，RSS1=1.223879，n=26，计算得1/2nln（RSS2/RSS1）约为24.549241，该值大于5%显著性水平下、自由度为1的2分布的临界值3.84，因此可以判定双对数线性模型在拟合度上优于线性模型。
3 模型参数的估计
根据之前的分析建立多元线性回归模型：
logfer=ß0+ß1*loggdper+ß2*logim+ß3*logem+ß4*logfdi+ß5*logbfd
4 模型的检验
4.1 多重共线性的检验
利用各解释变量间的相关系数矩阵，比较应变量对各单个自变量回归的R值，可见外汇储备受外债余额的影响最大，因此选择如下模型为初始的回归模型：
LOGFER=-9.925（-17.68） +2.373*LOGBFD（30.11），R2=0.9742 D.W.=0.89
综上所述，回归方程中现只有loggdper，logfdi以及logbfd这三个解释变量，外汇储备函数应以 logfer=f（loggdper，logfdi，logbfd）为最优，拟合结果如下：
LOGFER=-10.972+0.851*LOGGDPER+0.309*LOGFDI+1.171*LOGBFD
（-12.13） （3.23） （2.14） （3.22）
R2=0.9832，R2=0.9809， D.W.=1.32
4.2 异方差检验
异方差检验，首先采用图示检验法，用OLS法下得到的残差平方和X散点图初步判断不具有异方差性，接着在Eviews中对模型进行怀特检验，输出结果分别如下：不包含交叉项的怀特检验结果如下：F统计量的p值为0.1937大于0.05，Obs*R-squared的p值为0.1776也明显大于0.05，个参数t检验的p值明显偏大，所以接受原假设。综上，该模型不具有异方差性。
4.3 序列相关性
上述回归模型中杜宾统计量为DW=0.332537，而5%显著性水平下，n=32， k=2，查表得上限和下限分别为dL=1.37， dU=1.50，显然此时存在一阶序列相关性。从残差项et和¬et-的关系图也可判断随机项呈现序列相关。D.W.检验中，D.W.=1.32，而5%显著性水平下根据n=26、k=3查表可得临界值dL=1.22， dU=1.55，dL
经济结构的变化往往导致计量模型结构也发生变化，使得模型的预测与分析功能失效。因此下面要进行对模型参数稳定性的检验。采用的邹氏检验：
1994年我国外汇管理体制顺利并轨后，实行了以市场为基础、单一的有管理的浮动汇率制度，并建立了银行间的外汇市场。因此1994年可能是一个断点。1996年12月1日起正式接受国际货币基金组织的第八款协议，实现了经常项目下的人民币自由兑换。2001年12月11日，中国正式加入世界贸易组织（WTO），成为其第143个成员。因此在2001年、2002年可能产生断点。经过上述四次邹氏检验均发现，F统计量的p值较大，故不拒绝原假设，认为其在1985年至2010年间结构是稳定的。
4.5 时间序列平稳性检验
4.5.1单位根检验
为了保证了DF检验中随机干扰项的白噪声的特性，因此在对单位根检验时采取最经典的ADF检验。下表为被解释变量与3个解释变量的τ统计量分别在三个模型下的p值大小。
由上表1可知，被解释变量与3个解释变量在水平值下p值均较大，不拒绝原假设，即存在单位根；而在一阶差分下三种模型中至少有一种模型的p值小于0.05，拒绝了原假设δ=0。因此可以认为，各时间序列均为一阶单整序列，即I（1）。
4.5.2 协整检验
已经证明解释变量与被解释变量均为I（1）序列。现需对其残差项et检验其单整性。以确定各变量间是否存在协整关系。
AEG检验结果如下：AEG检验的水平值情况下，在第一个检验模型（含有趋势项及截距项）中，p值=0.0075<0.05 ，因此拒绝原假设，认为残差序列是一个平稳序列。进而可确定回归方程的变量之间存在协整关系，即I（1，1）。此外模型的设定也是正确的，说明回归方程的因变量和解释变量之间存在稳定的均衡关系，不是伪回归。
4.5.3 误差修正模型
格兰杰表述定理为，如果X与Y是协整的，则他们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。
若初始回归模型为Yt=ß0+ß1*At+ß2*Bt+ß3*Ct+μt，则其一阶非均衡关系可写成：ΔYt= aΔAt+bΔBt+cΔCt-λ*ecmt-1+μt，用于本论文模型中即为ΔLOGFERt=aΔLOGGDPERt+bΔLOGFDIt+cΔLOGBFDt-λ*ecmt-1+εt，对此误差修正模型用OLS方法估计其参数（如表2）：
Dependent Variable： DLOGFER
Method： Least Squares
Date： 01/15/13 Time： 20：20
Sample （adjusted）： 1986 2010
Included observations： 25 after adjustments
误差修正模型为：
ΔLOGFERt= 0.597ΔLOGGDPERt﹣0.085ΔLOGFDIt+1.233ΔLOGBFDt﹣0.649ecmt-1
5 模型经济意义的解释
LOGFER=-10.972+0.851*LOGGDPER+0.309*LOGFDI+1.171*LOGBFD
ΔLOGFERt=0.597ΔLOGGDPERt﹣0.085ΔLOGFDIt+1.233ΔLOGBFDt﹣0.649ecmt-1
本文模型中显示出中国外汇储备余额受到国内生产总值、实际利用外商直接投资和外债余额的影响的长期弹性分别为0.851、0.309和1.171。而误差修正模型给出了短期非均衡情况下外汇储备对于各解释变量的弹性，分别为0.597，-0.085以及1.233。其中外债余额是最主要的外汇储备规模的影响因素。
近年来，随着中国经济的飞速发展、对外贸易的不断频繁，外债余额的比重越来越大，因此对外汇储备产生了巨大压力，其中中短期外债占比逐年增长。因此我国应控制中短期外债的发放，才能使得外汇市场更加稳定的运行，外汇储备处于更适宜的规模。