我國外匯儲備發展及趨勢研究

摘要:文章基于結構突變理論，對中國外匯儲備余額的對數序列進行研究，結論表明該序列為帶有兩個結構突變點的退勢平穩過程。文章同時根據突變發生時間，揭示我國外匯儲備余額的發展歷程，并預測我國外匯儲備余額將繼續增長，認為積極拓展有效利用外匯儲備的途徑是當務之急。

關鍵詞:外匯儲備;結構突變;單位根檢驗

一、 引言

近年來，中國外匯儲備余額不斷增長，“截至2009年末，國家外匯儲備余額為23 992億美元，同比增長23.28%?！辈粩嗯噬耐鈪R儲備引起各方關注，鄭建明和桑百川(2007)分析了我國外匯儲備過多所面臨的風險并提出管理對策;曲強等(2009)研究了外匯儲備增長對貨幣沖銷及物價波動的影響;朱灝(2010)、宋娟(2010)討論了外匯儲備規模是否適度的測算問題……，盡管分析視角各不相同，但大都表示了對我國巨額外匯儲備的擔憂。

本文試圖從數據分析的角度對我國外匯儲備余額月度序列進行研究。類似的研究目前尚不多見，郭建平和郭建華(2009)基于STAR模型，以1993年1月到2008年9月外匯儲備月度數據為樣本，對樣本值取對數后進行研究，結論認為我國外匯儲備月度數據具有明顯非線性特征，且階段性特征顯著。此外，該文章在分析過程中認為外匯儲備月度數額的對數為單位根序列。本文基于結構突變理論對外匯儲備月度數據的對數序列進行分析，認為該序列為帶有兩個結構突變點的退勢平穩過程。根據突變發生時間，揭示我國外匯儲備余額的發展歷程，并做出預測。

二、 實證研究

分析采用數據選自EIU(Economist Intelligence Unit)數據庫(單位:億美元)。數據范圍為:1994年1月~2010年2月，共194個樣本。為消除異方差，對原始數據取對數后進行分析，使用軟件為EViews 5.0。

1. 帶有兩個內生結構突變點的單位根檢驗。采用LumsdainePapell(1997)提出的內生結構突變單位根檢驗方法，即考慮檢驗模型

其中yt，t=1，2，…，T是被檢驗序列。DU1和DU2為虛擬變量，分別標識發生在TB1與TB2兩結構斷點的均值突變，DT1和DT2也是虛擬變量，分別表征相應的趨勢突變。即若以1(·)表示示性函數，則DU1t=1(t>TB1)，DT1t=(t-TB1)1(t>TB1);DU2t=1(t>TB2)，DT2t=(t-TB2)1(t>TB2)。 ?駐yt的滯后項用于修正殘差的序列相關問題，k為已知滯后期。k的選取一般采用“t-sig”方法，如Perron(1989)、Zivot Andrews(1992)、Lumsdaine Papell(1997)等，即首先確定最大的滯后長度kmax， 然后從kmax開始逐步作回歸方程， 直到最大滯后項系數的t-檢驗統計量大于某一臨界值，該臨界值常選為漸進正態分布10%顯著水平的近似臨界值1.65。如果kmax階滯后項系數的t-檢驗統計量大于臨界值，則選取k=kmax即可。檢驗原假設為?琢=0，被檢驗序列為不含突變點的單位根過程。

式(1)表示的檢驗模型可以有多種特殊形式，如DT2被省略后稱為“CA”模型，DT1，DT2均被省略時稱為“AA”模型，其余更多情形可參見Xiao-Ming Li(2005)。

本文中被檢驗序列樣本容量接近200，故取kmax=14(參見Ng Perron(1995))。為避免最小二乘估計過程中存在的多重共線性問題，結構斷點選取的范圍設置為:[16，196]。經試驗，對數外匯儲備月度數據序列適用的模型為突變發生前沒有趨勢項的“CA”模型，且TB1和TB2分別為2001年4月與2008年11月時，估計值?琢所對應的t-統計量最小，相應估計結果為:

?駐lgreservest=0.309 3+0.014 4DU1t+0.001 2DT1t-0.020 9 DU2t(2)

-0.0414 lgreservest-1+0.201 3?駐lgreservest-1-0.191 8?駐lgre-se-rvest-6

R2=0.488 3 DW=1.97 T=194

由(2)式，估計值?琢所對應t-統計量值為-7.71。為判斷原假設?琢=0是否成立，需要與估計模型相適應的臨界值。采用Lumsdaine Papel(1997)提供的三種蒙特卡羅模擬計算關鍵值的方法中的第二種，即模擬樣本個數與被檢驗序列樣本容量相同，模型形式也與被檢驗序列適宜，模擬次數為500次，結果見表1。

根據表1中蒙特卡羅模擬結果，由-7.71<-6.556 2知對數外匯儲備月度數據序列可在1%的置信度下拒絕單位根原假設。該序列為在2000年10月有均值和趨勢雙突變，2008年8月有均值突變的退勢平穩過程。

2. 實證結果分析及預測。根據式(2)，外匯儲備月度數額的對數序列在2000年10月后不僅均值有所增加，還出現了上升的趨勢。事實上，參考表1外匯儲備月度數據，月度外匯儲備數額在1994年1月~1997年12月間不斷增長，平均增幅較穩定，約為25億美元每月。1998年后，增幅明顯縮小，1998年1月~2000年8月間平均增幅約為6億美元每月。2000年10月后 ，增幅不斷擴大。2000年10月出現的這一突變點可理解為亞洲金融危機后，外匯儲備的強勁增長，加之2001年11月我國加入世界貿易組織，外匯儲備額不斷攀升。不過經嘗試1998年1月及2001年11月對數外匯儲備月度數據序列均未發生結構突變。而2008年10月出現的均值下降可以解釋為因受到國際金融危機的影響，對數月度外匯儲備的均值有所下滑，但增長的趨勢并未發生變化。

根據式(2)，對2010年3月外匯儲備額的對數進行靜態預測，即將式(2)所需變量的真實值代入，得到預測值為:lgreserves2010m03=10.117 5。而2010年3月外匯儲備真實數額為24 635.48億美元 ，其對數為10.111 9。預測誤差率為:0.055 4%。

向后一期的靜態預測結果較好。下面根據式(2)進行動態預測，預測至2010年12月，預測結果以外匯儲備額呈現，見圖1。

圖1中，reserves表示月度外匯儲備數額，時間范圍為1994年1月~2010年2月;reservesf表示外匯儲備月度數額的預測值，reservesf-se及reservesf+se分別表示預測值與相應標準誤差的差與和，二者構成預測值的95%置信區間，后三個序列均截至2010年12月。

預測結果顯示，在不出現意外情況的條件下，2010年年底，外匯儲備數額的點估計值為30 482.44億美元，置信度為95%的區間估計為:[28 984.31，31 980.58]億美元。

三、 結論

帶有兩個內生結構突變點的單位根檢驗證實，對數外匯儲備月度數據序列可在1%的置信度下拒絕單位根原假設。該序列為在2000年10月有均值和趨勢雙突變，2008年8月有均值突變的退勢平穩過程。2000年10月出現的這一突變點可理解為亞洲金融危機后，外匯儲備的強勁增長，加之2001年11月我國加入世界貿易組織，外匯儲備額不斷攀升。不過經嘗試1998年1月及2001年11月對數外匯儲備月度數據序列均未發生結構突變。而2008年8月出現的均值下降可以解釋為因受到國際金融危機的影響，對數月度外匯儲備的均值有所下降，但增長的趨勢并未發生變化。

利用檢驗模型進行樣本外一期的靜態預測，預測誤差率為0.054 4%，表現較好。而至2010年12月的動態預測結果顯示，若經濟形勢不出現重大變化，我國外匯儲備額在2010年年末將達到30 000億美元左右。

當前中國央行重啟人民幣匯率形成機制改革，雖然匯改并不意味著人民幣一定升值，但對人民幣升值的預期必然存在，這將進一步增強外資進入中國的積極性。因此在保證外匯儲備充足的前提下，拓展外匯儲備的新用途也是當務之急。

參考文獻:

1. 鄭建明，桑百川. 我國外匯儲備過多的風險及管理對策. 國際貿易問題，2007，(11):109-115.

2. 曲強，張良，揚仁眉.外匯儲備增長、貨幣沖銷的有效性及對物價波動的動態影響.金融研究，2009，347(5): 47-60.

3. 朱灝.我國外匯儲備合理規模的測算研究評述.統計與決策，2010，309(9):130-132.

4. 宋娟.基于改進阿格沃爾模型及需求函數法的我國外匯儲備規模實證研究.金融理論與實踐，2010，370(5):22-28.

5. 郭建平，郭建華.基于STAR模型的外匯儲備數據非線性性質研究.統計與決策，2009，296(20):132-134.

6. 張曉峒.計量經濟學基礎.天津:南開大學出版社，2007.

7. Xiao-Ming Li. China's economic growth: wh- at do we learn from multiple-break unit root tests? .Scottish Journal of Political Economy， 2005，52(2):261-281.

基金項目:南開大學基本科研業務專項資金項目(NKZ XB10052)資助。

作者簡介:周愛民，南開大學經濟學院教授、博士生導師;吳明華，南開大學經濟學院博士生;宋敏，南開大學經濟學院講師。

收稿日期:2009-12-27。