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我國外匯儲備發展現狀及影響因素分析

2014-07-15 07:47:08常艷華
卷宗 2014年5期
關鍵詞:影響因素

常艷華

摘 要:本文分析了近年來我國外匯儲備的現狀,影響我國外匯儲備規模的主要因素并利用EVIWS統計軟件對影響我國外匯儲備規模的因素進行了回歸分析,在此基礎上嘗試對外匯儲備規模的優化提出建議。

關鍵詞:外匯儲備;多元回歸;影響因素

1 引言

外匯儲備又稱為外匯存底,指一國政府所持有的國際儲備資產中的外匯部分,即一國政府保有的以外幣表示的債權 。是一個國家貨幣當局持有并可以隨時兌換外國貨幣的資產。狹義而言,外匯儲備是一個國家經濟實力的重要組成部分,是一國用于平衡國際收支,穩定匯率,償還對外債務的外匯積累。廣義而言,外匯儲備是指以外匯計價的資產,包括現鈔、國外銀行存款、國外有價證券等。外匯儲備是一個國家國際清償力的重要組成部分,是衡量我國對外經濟是否平衡的一個重要指標,但外匯儲備并不是越多越好,要更好的發揮其調節一國經濟的作用,需要一個適度的水平。

2 文獻綜述

對于外匯儲備問題,我國的研究主要源于1997年亞洲金融危機的爆發,和近十幾年外匯儲備規模的爆發性增長。武劍(1998)通過研究認為影響我國外匯儲備需求的因素主要有以下三點:外債、外國直接投資與進出口貿易;許承明(2001)對1990-1999年的數據進行分析得到:在不考慮資本轉移部分的前提下,我國外匯儲備規模由52%的經常項目余額和48%的資本與金融項目余額構成;胡燕驚、高向燕(2005)認為一國外匯水平取決于該國的經濟發展水平;巴曙松、朱元倩(2007)利用廣義可加模型選取了有效匯率、利差、銷售品零售總額、對外貿易進行研究;陳享光、孫瑩(2008)選擇國內生產總值、貿易依存度、外資開放度、外債余額以及年均匯價對外匯儲備進行研究;而茆健則利用時間序列分析對進口、外債余額、出口、外商直接投資及匯率對數據進行處理。

3 中國外匯儲備的現狀

從來源上看我國的巨額外匯儲備主要來源于國際收支的雙順差即經常賬戶順差與資本金融項目順差。改革開放后,我國對外合作加深,大量具有比較優勢的產品輸出到國外,而國內廉價的勞動力和豐富的自然資源以及中央和地方政府“招商引資”的優惠政策,吸引大量外資來華投資再加上我國長期以來“鼓勵出口、限制進口”,形成了龐大的外匯儲備。從總量上看,1994年我國外匯進行重大改革,實行以市場為基礎的、單一的、有管理的浮動匯率制度,外匯儲備不斷增長,從1994年的516.2億美元到1996年首次突破1000億美元。近十年,更是以前所未有的高速增長,在2013年12月達到38213.15億美元。從結構上看,當前形勢下,我國外匯儲備幣種中美元占比較大,約有65%,結構單一。

4 我國外匯儲備規模的影響因素分析

4.1 定性分析

1國內生產總值

國內生產總值代表著一個國家的經濟實力,經濟發展程度越高,生產和貿易能力越高,外匯需求越大。

2短期外債余額

充足的外匯儲備是一個國家進行外債融資的信用保證。外匯儲備規模至少應該保證短期內即將到期的外債余額的償還與支付,短期外債規模越大,外匯需求越大。

3進出口比率

出口貿易額大于進口貿易額,順差會增加一國外匯儲備,反之,出口貿易額小于進口貿易額,逆差會使一國外匯儲備減少,一國外匯儲備的多少與該國的凈出口密切相關,但由于進出口貿易差額可能有負值的情況,采用進出口比率。

4實際利用外資

隨著我國經濟的快速發展,大量外資涌入中國,但外商投資經過一段時間后會收回投資和利潤,而利潤匯出需要用外匯結算。因而,利用外資規模越大,外匯儲備需求也越大。

5匯率

匯率對外匯儲備的影響主要體現在匯率的變化會引起對外貿易的波動,一般來說,一國貨幣貶值,有利于貨物出口,抑制進口,外匯儲備增加,相反如果一國貨幣升值,則會促進該國的進口,相應抑制出口,外匯儲備減少。

4.2 實證分析

根據以上的定性分析,本文選取上述五個主要因素作為自變量,外匯儲備作為被解釋變量,將它們取對數后建立多元線性回歸模型如下:

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+μ

其中表示將將外匯儲備取對數,分別表示對國內生產總值、短期外債余額、進出口比率、實際利用外資、美元兌人民幣匯率取對數。μ表示隨機誤差項。

利用OLS法估計函數模型,得到如下回歸結果:

Dependent Variable: LNY

Method: Least Squares

Date: 05/05/14 Time: 23:25

Sample: 1994 2012

Included observations: 19

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -2.487688 1.194734 -2.082211 0.0576

LNX1 1.731056 0.289624 5.976913 0.0000

LNX2 0.134898 0.089977 1.499252 0.1577

LNX3 0.679582 0.442543 1.535631 0.1486

LNX4 0.479733 0.451473 1.062596 0.3073

LNX5 -4.036557 1.143439 -3.530191 0.0037

R-squared 0.994947 Mean dependent var 8.454428

Adjusted R-squared 0.993004 S.D. dependent var 1.383780

S.E. of regression 0.115746 Akaike info criterion -1.222752

Sum squared resid 0.174162 Schwarz criterion -0.924508

Log likelihood 17.61615 F-statistic 511.9491

Durbin-Watson stat 0.903298 Prob(F-statistic) 0.000000

t值 -2.0822 5.9769 1.4993 1.5356 1.0626 -3.5302

=0.9930 F=511.9491 t0.025(13)=2.16 F0.05(5,13) =3.02

從上述結果可以看出=0.9930表明模型的擬合優度較高;F=511.9491說明在0.05的水平下模型的整體線性關系顯著成立,即模型對被解釋變量外匯儲備的解釋程度高達99.30%;但是,t檢驗只有國內生產總值LnX1,美元兌人民幣匯率LnX5通過。因此初步判斷解釋變量之間產生了嚴重多重共線性。

多重共線性檢驗

檢驗多重共線性,利用EVIEWS可得解釋變量之間的簡單相關系數矩陣:

因為lnX1與lnX2、lnX4、lnX5,lnX2與lnX4、lnX5,lnX4與lnX5的相關系數較高,均在0.77以上,故可推斷解釋變量之間存在嚴重的多重共線性。

為克服多重共線性的影響,采用逐步回歸法重新建立回歸模型將LnY1分別對LnX1,LnX2,LnX3,LnX4,LnX5進行單獨回歸,以最大者作為回歸的基礎,依據變量的重要性并比較回歸結果中的及t值的絕對值,可知宜選擇

為基礎模型,將其余變量逐個引入基礎模型做回歸,最終我們得到最優模型為

t值 -6.3331 8.8693 4.0617 2.3446

=0.9881 DW=1.2604

在為0.05的顯著性水平下,各統計量均顯著,=0.9881整體回歸效果很好,F值為497.6255整體線性回歸效果顯著。所以,外匯儲備可以很好的被國內生產總值、短期外債余額和進出口比率所解釋。

自相關檢驗

因為在0.05的顯著性水平,DW的統計量分布的臨界值表(樣本容量n=19,解釋變量個數k=3),可得,,所以依據DW檢驗的判斷規則,無法判斷模型是否存在自相關。

進一步利用LM檢驗法對自相關性進行檢驗。令輔助回歸模型中滯后殘差項數,即滯后階數P=1,利用EVIEWS得到LM檢驗的部分輸出結果如表所示:

因為LM的P值為0.1608,大于0.05,故在0.05的顯著性水平下認為模型不存在自相關

異方差檢驗

在EVIEWS條件下利用懷特檢驗的部分輸出結果如下表所示

由表可知Obs*R-squared的P值為0.5966,在0.05的顯著性水平下,接受原假設即可以認為模型不存在異方差。

綜上,最終模型確定為

t值 -6.3331 8.8693 4.0617 2.3446

=0.9881 DW=1.2604

5 研究結論與建議

本文通過對影響我國外匯儲備的因素進行多元線性分析,得出結論認為影響外匯儲備的主要因素為國內生產總值、短期外債余額和進出口比率。且都對外匯儲備產生正向影響。國內生產總值、短期外債余額、進出口比率每增長1%,外匯儲備分別平均增長1.1596%,0.3049%,1.238%。我國應該進一步放寬用匯限制,完善政策,加快企業“走出去”步伐,支持具有競爭力的大型企業擴大海外投資;運用外匯進口關鍵設備、原材料以加快國內技術改造的步伐。

參考文獻

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