基于多元線性回歸模型的我國外匯儲備影響因素分析

蔡雨惠

(河南財經政法大學金融學院 河南鄭州 450046)

當前，新冠疫情仍在持續，國際金融市場不確定性仍然較多，外匯儲備是保證國家外部經濟安全和進行全球化貿易的武器，也是一國經濟實力和綜合國力的彰顯。從1994年國家外匯管理體制改革后，外匯儲備迅速增加，在我國外匯儲備持續擴大到2014年的“峰值”后，連續兩年大幅下跌，2016年之后才趨于穩定。外匯儲備的過快增長及大幅波動都會給我國金融業和經濟環境帶來不良影響。保持外匯儲備適度良性的增長十分必要，為了達到這一目標，本文從影響外匯儲備的因素下手，并針對性地提出合理建議，以供參考。

1 文獻綜述

呂金諾(2017)選取1985—2015年的數據，以國民生產總值、外債余額、實際利用外資為自變量，使用Eviews建立回歸模型，得出國民生產總值與外匯儲備成正相關，外債余額和實際利用外資與其成負相關，與一般情況不符，認為是“藏匯于民”的結果；李學、李林燕(2018)選擇國內生產總值、年均匯價、進出口差額、外債余額、外商直接投資為外匯儲備的主要影響因素，選取1994—2013年的數據，用Eviews建立雙對數模型，得出影響我國外匯儲備規模的因素為GDP規模、年均匯價及外商直接投資，并且這些因素對外匯儲備有正向作用；林津峰(2018)分別從需求和供求兩個角度，將進口額、進出口貿易差額、實際利用外資額等六項作為自變量，用Eviews-9.0進行回歸分析，得出影響我國外匯儲備的主要因素是進口額、進出口貿易差額、國際收支經常項目和國家外債；朱家明等(2020)參照以往學者選取變量，以“并集”形式選取國內生產總值、社會消費品零售總額、實際使用外商投資和經常賬戶差額等9個指標納入計量研究，選取1997—2018年數據，運用SPSS軟件建立多元線性回歸模型并進行修正后，得到影響外匯儲備規模的因素主要為實際使用外商投資和經常賬戶差額。綜上，以往學者在外匯儲備影響因素分析中，大都采用多元線性回歸分析，由于選取指標和數據的不同得出了不同的研究結果。

2 多元線性回歸的外匯儲備影響因素分析

2.1 多元線性回歸模型的建立

為了綜合考慮外匯儲備的影響因素，結合我國實際情況，本文選取以往學者結論中對外匯儲備影響顯著的6個指標進行研究，分別為國內生產總值(GDP)、進出口差額(XM)、匯率(ER)、外債余額(WZ)、實際使用外商投資(FDI)、經常賬戶差額(CA)6項指標。結合數據公布的情況，選取2000—2020年數據，數據來自國家統計局和國家外匯管理局，數據權威、可靠性強，且為了分析更加方便，進行了單位的統一，以億美元為單位(匯率除外)。

以上指標中，GDP、XM、WZ、FDI、CA為宏觀數據數值較大，為了提高模型擬合優度，對數值較大的指標進行取對數處理。以外匯儲備為因變量，以國內生產總值、進出口差額、匯率、外債余額、實際使用外商投資、經常賬戶差額為自變量，運用Stata軟件建立多元線性回歸模型：

式(1)中：i表示時間；β0表示常數項；β1、β2、β3、β4、β5、β6表示被估計參數；μi是隨機誤差項，使用Stata軟件進行OLS回歸，結果如表1所示。

由表1可知，R2及調整后R2分別為0.9615和0.945，擬合程度不錯；其F值為58.31，其p值可視為0，F檢驗通過。但是在5%的顯著性水平上，除了經常賬戶差額外，其余變量都未通過t檢驗，反映出該模型自變量存在多重共線性。

2.2 多重共線性檢驗

對部分數據進行對數處理后，運用Stata軟件進行相關系數分析，得出每個變量之間的相關系數矩陣，如表2所示。

每兩個解釋變量的簡單相關系數絕對值大于或等于0.8，表明變量之間存在嚴重的多重共線性。由表2可以看出，大部分變量相關系的絕對值都達到0.8以上，說明該模型存在嚴重的多重共線性。

2.3 逐步回歸法對模型進行調整

由上面的多元線性回歸結果和相關系數分析可知，模型的變量之間存在嚴重的多重共線性，下面用逐步回歸法對模型的多重共線性進行消除。

2.3.1 建立一元線性模型

將外匯儲備與每個解釋變量分別建立一元線性回歸模型，綜合考慮擬合優度、t檢驗結果、F檢驗結果等，選出最優的一元回歸模型，結果如表3所示。

（6）以供排協調為目標，計算供液量與排液量，試算流入與產出供排協調點，計算效率，生成下泵深度關系曲線。

由表3可以看出，外匯儲備與每個解釋變量之間t檢驗和F檢驗都通過，說明各個解釋變量都能影響外匯儲備。從相關系數來看，經濟意義都合理，但從擬合優度R2來看，外匯儲備與GDP的擬合效果最好，達到了0.8801，所以我們將GDP作為第一個自變量，依次引入擬合優度R2從高到低的解釋變量。

2.3.2 逐步引入其他解釋變量

在保留GDP的情況下，將剩余的5個變量分別引入，剔除t檢驗和F檢驗不通過的變量，并參考擬合優度的提高程度，得到最佳二元線性回歸模型以GDP和CA為自變量，得到表達式為：

其R2=0.9524，擬合優度顯著性提高，且經濟意義合理，說明中國的外匯儲備可以很好地用國內生產總值和經常賬戶差額來解釋。

在以上分析的基礎上，分別引入第三個變量，雖然擬合優度有所提高，F檢驗通過，但是t檢驗未通過，且引入部分第三個變量時經濟意義也不合理，所以不再引入其他變量。由此可以看出，外匯儲備的主要影響因素為GDP和CA，兩者作為自變量為外匯儲備的最優模型。

2.3.3 懷特異方差檢驗

對于該樣本數據，由于在不同樣本點上有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，用懷特檢驗判斷是否存在著異方差，運用Stata軟件對回歸方程進行懷特檢驗。原假設為不存在異方差，備擇假設為存在異方差，經檢驗得出p=0.2527＞0.05，則原假設成立，故隨機誤差項不存在異方差。最后得出最優模型。

表1 總體回歸結果

表2 變量間相關系數矩陣

表3 一元線性回歸結果

3 結語

根據上述分析最終得出結論：外匯儲備的主要影響因素是國民生產總值和經常賬戶差額，兩者回歸系數分別為0.9161和0.3317，表示在其他條件不變的情況下，我國國民生產總值每增加1%，平均來看外匯儲備余額增加0.9161%；經常賬戶差額每增加1%，平均來看外匯儲備余額增加0.3317%，兩者與外匯儲備成正相關，既符合經濟理論又符合我國的實際情況。

要保持外匯儲備適度增長，結合上文中得出的結論，我們可從國民生產總值和經常賬戶差額兩個方面入手。從國民生產總值方面來說，外匯儲備規模的增長要與我國國內生產總值的增長相適應。且根據所得結論，國內生產總值的影響較大，外匯儲備規模切不可脫離國內生產總值而自由變化。當外匯儲備余額過高時，要有針對性地采取合理措施，對個別行業發展過熱或出現局部通貨膨脹的情況進行調控，建立一個穩定的經濟環境，不僅有利于國家內部，還有利于國家外部經濟的發展。從經常賬戶差額方面來說，可對外匯儲備規模進行微調。如在外匯儲備出現非理性增長、外匯儲備余額過高時，可適當增加商品與服務的進口，調整經常賬戶順差；反之，則可適當增加商品與服務的出口來調節，使得國家經濟平穩運行。