基于多元回歸模型分析我國外匯儲備的影響因素

李學+李林燕

【摘要】隨著中國經濟的高速發展，我國的外匯儲備規模也不斷擴大，影響其增長的因素有很多，本文主要從GDP規模、年均匯價、進出口差額、外債余額、外商直接投資，五種可量化的影響因素出發，利用Eviews軟件，通過多元回歸分析方法，建立外匯儲備的多元線性回歸模型，對各個影響因素進行分析比較，根據結論提出優化外匯儲備的建議。

【關鍵詞】外匯儲備 多元線性回歸模型 外商直接投資

一、引言

（一）研究背景

外匯儲備是指為了滿足國際支付的需要，一國的中央銀行及其政府機構手中所持有的外匯資產。自從1994年我國進行外匯體制以及匯率體制改革以來，隨著我國經濟高速發展，外匯儲備規模也飛速上漲，一方面彰顯了我國的經濟實力，但另一方面也會引發諸多負面影響，例如：損壞了宏觀經濟調控的效果和增加了持有外匯的機會成本[1]，以及一定程度上的通脹壓力。因此要使外匯儲備良性增長，就應該先了解影響外匯儲備的因素，以及這些因素的影響程度，從而在符合我國國情的背景下，針對這些影響因素提出解決我國外匯儲備迅速增長的建議。

（二）文獻綜述

盧璐、張廷新（2014）認為影響我國外匯儲備水平的因素只要有：外債余額、進出口貿易差額、國內生產總值、年均匯價，并以此建立雙對數模型，進行多元線性回歸，通過消除多重共線性，最終得出的結論是：外匯儲備主要由年均匯價和我國GDP規模決定，其中GDP規模影響程度最大[2]。

劉佩璐、張雨晴、何瑩瑩（2013）對國內生產總值、外貿依存度、外資開放度、外債余額、年均匯價這五個因素分析，利用Eviews軟件對建立的線性模型進行估計，用逐步回歸法消除多重共線性，實證檢驗表明：國內生產總值和年均匯價對我國外匯儲備有正的影響，并且其他幾個因素影響不顯著[3]。

胡月（2013）選取了凈進口水平、外商直接投資、貨幣供應量、對外借債作為自變量，通過多元線性回歸以及多重共線性的消除，最終發現影響外匯儲備的因素除了外商直接投資不顯著外，其余三個因素都有顯著影響[4]。

通過對多篇文獻的閱讀，本文采用多元線性回歸模型，篩選出影響我國外匯儲備的顯著因素，并提出控制外匯儲備的建議。

二、變量的選擇和樣本選取

（一）選取變量的原因

本文實證分析影響外匯儲備的因素主要有：國內生產總值（GDP）、年均匯價（FE）、進出口差額（IOP）、外債余額（DEB）、外商直接投資（FDI）。

1.國內生產總值（GDP）。國內生產總值的大小可以反應一個國家的經濟規模，因此一國的經濟規模越大，對外匯儲備的需求也越大[5]。

2.年均匯價（FE）。匯率的變動會影響進出口以及資本流動，從未影響外匯儲備的規模[6]。

3.進出口差額（IOP）。理論上，進口額表現為對外匯儲備的需求，而出口額則相反。我國實行出口導向型戰略，因此出口是拉動經濟增長的重要力量，進出口差額和國際儲備量應該成正比。

4.外債余額（DEB）。外匯儲備主要是用于支付外債，因此分析外匯儲備必須與外債相結合。

5.外商直接投資（FDI）。理論上，FDI的流入會增加中國外匯流入量，使得外匯儲備增加，相反則減少。

根據研究，外匯儲備與以上五個因素之間存在著線性關系，因此建立我國國內生產總值（X1），年均匯價（X2），進出口差額（X3），外債余額（X4），外商直接投資（X5）之間的回歸方程。

（二）樣本選取

我國從1994年開始進行外匯體制以及匯率體制改革，因此通過對《中國統計年鑒表2014》的原始數據進行整理，選取1994～2013年的年度數據進行實證分析（數據見附錄）。

同時，為了有助于消除異方差，更好的說明各變量之間的關系，提高方程的擬合優度，建立雙對數模型。

三、模型的構建和回歸分析

（一）建立回歸模型

由此可以看出，R2以及調整的可決系數都非常接近1，說明模型擬合得不錯，可以通過擬合優度檢驗。假設在5%的顯著性水平下，除了X4（外債余額）的偏回歸系數外，其偏回歸系數的p=0.3140>0.05，而p值越小越顯著，因而其余的個別偏回歸系數都是顯著的，它們的系數的p值都小于0.05。另外，此回歸模型的F=794.7766，得到一個大于或等于794.7766的F值的p值幾乎為0，從而拒絕所有的變量同時對外匯儲備沒有影響的假設。

對于殘差是否服從正態分布，通過JB統計量可以看出，如下圖1。

在回歸中JB統計量的估計值為1.367159，得到JB統計量高達1.367159的p值約為50.48%，這個p值合理地高，因此不能拒絕殘差服從正態性的假設。

計算各解釋變量的相關系數，得到相關系數矩陣，如表2。

由相關系數矩陣可以看出，兩兩相關系數的絕對值都在0.80以上，甚至由的達到0.99以上，相關系數較高，說明模型存在的多重共線性問題。

（二）模型的調整

由上面的回歸分析可知，該模型可能存在著多重共線性，因此下面采用逐步自回歸法消除多重共線性。

1.逐步自回歸法第一步，需引入第一個變量，運算結果如表3。

由上表可以看出，引入每個變量，每個回歸方程的t值顯著，且p值都很小，F統計量的值也很大，而引入GD變量后，模型的擬合優度最高。所以，將GDP作為引入模型中的第一個自變量。

2.自回歸第二步，在保留GDP的基礎上，引入第二個自變量，運算結果如下表4。

由上表可看出，引入變量FE調整后的可決系數最大，且0.99203>0.985689，即調整后的可決系數由于FE的引入提高了，并且GDP、FE的偏回歸系數都能通過顯著性檢驗。endprint

3.自回歸第三步，在保留GDP、FE的基礎上，引入第三個變量，運算結果如下表5。

由上表可看出，引入IOP和DEB都使得其偏回歸系數的p值大于0.05，即引入的變量對FR的影響不顯著，應予以剔除。引入FDI，其偏回歸系數小于0.05，F值也顯著，調整的可決系數0.994062>0.99203，因此可以保留FDI。

（三）異方差的檢驗及修正

對于該樣本數據，由于在不同樣本點上由解釋變量以外的其他因素的差異存在，故可能存在異方差性，用White檢驗判斷是否存在著異方差。檢驗結果如下表6。

四、結論與建議

（一）結論

通過多元回歸分析，最終結果表明：我國的外匯儲備規模主要是受GDP規模、年均匯價以及外商直接投資的影響，并且這些因素對外匯儲備由正向作用，這既符合經濟理論又符合我國的實際情況。從偏回歸系數看來，年均匯價對外匯儲備的作用最大，在其他條件不變的情況下，年均匯價增加1%，外匯儲備平均增加約3.67%。雖然外債余額和進出口差額對外匯儲備規模也有影響，但其影響并不顯著。

（二）建議

外匯儲備的增長與我國的經濟快速發展相適應的。我國應根據具體的經濟發展情況來選擇適當的外匯儲備規模，不能一昧地追求較高的外匯儲備，應建立一個良好的經濟發展環境，促進我國外匯儲備合理、穩健地增長。

此外，人民幣兌美元的匯率對外匯儲備也有很大的影響，我國應降低對美元的依賴度，減持美元，適當增加黃金或其他貨幣的持有量，在如今美元貶值的情況下，通過多元化來降低外匯儲備縮水的風險[7]。

對于外商直接投資政策而言，應該將投資更多的轉向國內市場，尤其是西部地區和東北老工業基地這些經濟不發達的地區。同時，要優化產業結構，提高外商直接投資的利用效率，促進建設資源節約型、環境友好型社會的發展[8]。

參考文獻

[1]陳原文.我國外匯儲備影響因素的實證研究[J].順德職業技術學院學報，2012，04期：30-33.

[2]盧璐，張廷新.基于回歸分析的我國外匯儲備規模影響因素研究[J].聊城大學學報（自然科學版），2014，第2期：23-27.

[3]劉佩璐，張雨晴，何瑩瑩.基于回歸模型的中國外匯儲備影響因素分析[J].考試周刊，2013，55期：188-192.

[4]胡月.中國外匯儲備的影響因素——基于1992～2011年數據的實證分析[J].金融經濟，2013，14期.

[5]張蕓.影響我國外匯儲備因素的回歸分析[J].科技經濟市場，2013，03期：19-21.

[6]張廣寧.我國外匯儲備的影響因素分析[J].邢臺學院學報，2012，第4期：69-72.

[7]顧六寶，張雋.影響我國外匯儲備的因素分析[J].財經論壇，2012，第2期：84-85.

[8]丁彥婷，孫紫玉.FDI和出口對中國外匯儲備的影響[J].協會天地，2012，第1期：42-62

作者簡介：李學（1994-），男，漢，江西景德鎮人，國民經濟學碩士研究生，貴州財經大學，數統學院，研究方向：國民經濟增長與管理；李林燕（1993-），女，漢，貴州貴陽人，金融學碩士研究生，貴州財經大學，金融學院，研究方向：金融投資與區域投資。endprint