外匯儲(chǔ)備需求及其長(zhǎng)期均衡
——來自多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)（MCCIT）證據(jù)

趙華春，Jeffrey Forrest，熊華強(qiáng)

（1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所，北京100732；2.江西師范大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院，江西南昌330022；3.Department of Mathematics，Pennsylvania State System of Higher Education，Slippery Rock University，PA 16057，USA.）

●理論·實(shí)務(wù)

外匯儲(chǔ)備需求及其長(zhǎng)期均衡
——來自多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)（MCCIT）證據(jù)

趙華春1，2，Jeffrey Forrest3，熊華強(qiáng)2

（1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所，北京100732；2.江西師范大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院，江西南昌330022；3.Department of Mathematics，Pennsylvania State System of Higher Education，Slippery Rock University，PA 16057，USA.）

文章運(yùn)用傳統(tǒng)協(xié)整技術(shù)、考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整技術(shù)以及多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)，對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期均衡問題進(jìn)行深入研究，研究結(jié)果表明：運(yùn)用多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)分析中國(guó)的外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡問題最為合理；對(duì)外貿(mào)易條件對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求存在門限效應(yīng)；在樣本時(shí)間段內(nèi)，我國(guó)實(shí)際外匯儲(chǔ)備持有量確實(shí)存在長(zhǎng)期偏高現(xiàn)象，偏高水平達(dá)到5.98%，如果考慮“熱錢”效應(yīng)，其偏離水平遠(yuǎn)高于5.98%。根據(jù)研究結(jié)論，文章給出了相應(yīng)的政策建議。

外匯儲(chǔ)備；協(xié)整技術(shù)；結(jié)構(gòu)突變；門限效應(yīng)

一、引言

外匯儲(chǔ)備是指中央銀行所持有的國(guó)際儲(chǔ)備資產(chǎn)中以外幣形式表示的資產(chǎn)部分，也就是一國(guó)政府擁有的以外幣表示的債權(quán)；它是一個(gè)國(guó)家銀行持有并且可以隨時(shí)兌換成外幣的資產(chǎn)。外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力、金融實(shí)力的重要標(biāo)志之一，也是一國(guó)用于平衡國(guó)際收支、穩(wěn)定匯率以及償還對(duì)外債務(wù)的外匯積蓄。新中國(guó)成立特別是改革開放以來，隨著國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及對(duì)外貿(mào)易的日益活躍，我國(guó)外匯儲(chǔ)備量呈現(xiàn)逐年急劇增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。1992年，我國(guó)外匯儲(chǔ)備僅為194.43億美元，至2011年末已達(dá)到3.181 8萬億美元，在短短二十年的時(shí)間內(nèi)，我國(guó)外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)了近160多倍。截至目前，我國(guó)的外匯儲(chǔ)備占世界外匯儲(chǔ)備總量的近三成，世界排名第一。巨額的外匯儲(chǔ)備日益成為國(guó)人關(guān)心的焦點(diǎn)問題之一，也逐漸成為眾多學(xué)者研究的熱點(diǎn)問題之一。在圍繞外匯儲(chǔ)備問題的眾多研究中，外匯儲(chǔ)備需求研究是一個(gè)核心問題，其在外匯儲(chǔ)備研究工作中具有基礎(chǔ)性的地位，顯得尤為重要；了解和掌握外匯儲(chǔ)備需求的內(nèi)在本質(zhì)特征及其發(fā)展變化規(guī)律，可以更好地理解我國(guó)整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行以及為國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定提供理論依據(jù)。因此，外匯儲(chǔ)備需求不僅是一個(gè)理論問題，而且具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于外匯儲(chǔ)備需求，國(guó)際上主要有兩大理論：一是美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Triffin R教授在二十世紀(jì)六十年代提出的儲(chǔ)備/進(jìn)口比例法理論；該理論認(rèn)為一個(gè)國(guó)家的外匯儲(chǔ)備與它的貿(mào)易進(jìn)口量之間應(yīng)保持一定的比例關(guān)系，并且提出這一比例的標(biāo)準(zhǔn)在20%～40%之間。該理論認(rèn)為一個(gè)國(guó)家的外匯儲(chǔ)備需求量由該國(guó)進(jìn)口量的大小來決定，這在當(dāng)時(shí)金融經(jīng)濟(jì)不太發(fā)達(dá)的時(shí)代，有一定的合理性。但是，隨著世界金融經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，外匯儲(chǔ)備的需求量主要由一國(guó)進(jìn)口量的大小決定顯然存在不合理性，因?yàn)檫@一理論只看到外匯儲(chǔ)備作為實(shí)物交換時(shí)的兌換功能，忽視了外匯儲(chǔ)備所具有的其他功能。二是Agaraual J［1］等學(xué)者提出的機(jī)會(huì)成本理論，該理論認(rèn)為一個(gè)國(guó)家持有的外匯儲(chǔ)備量的大小由外匯儲(chǔ)備的邊際收益與邊際成本決定。這一理論的不足之處又在于只看到了外匯儲(chǔ)備需求的機(jī)會(huì)成本，只注重了其投資的功能，忽視了外匯儲(chǔ)備作為實(shí)物交換時(shí)的兌換功能等。

在上述外匯儲(chǔ)備需求理論的基礎(chǔ)上，為了定量分析我國(guó)外匯儲(chǔ)備適度規(guī)模，國(guó)內(nèi)不少學(xué)者拋棄“實(shí)際持有量即需求量”這一假設(shè)前提，對(duì)影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的決定性因素進(jìn)行了長(zhǎng)期探討，并分別建立了相應(yīng)的外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)。

許承明［2］認(rèn)為我國(guó)的外匯儲(chǔ)備與經(jīng)濟(jì)規(guī)模（用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示）、國(guó)際收支變動(dòng)率以及匯率變動(dòng)率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，經(jīng)濟(jì)規(guī)模、國(guó)際收支變動(dòng)率及匯率變動(dòng)率對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備存在長(zhǎng)期影響，經(jīng)濟(jì)規(guī)模和國(guó)際收支變動(dòng)率對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期需求有正向影響，而匯率變動(dòng)率對(duì)外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期需求的影響則相反。劉莉亞和任若恩［3］認(rèn)為一國(guó)的外匯儲(chǔ)備需求量受經(jīng)濟(jì)開放與對(duì)外依賴程度、外債負(fù)擔(dān)狀況、外商直接投資資金回流的外匯支付、經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模與速度、外貿(mào)條件、外匯政策目標(biāo)、持有外匯儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本以及國(guó)際收支的調(diào)整速度等因素影響，并利用協(xié)整技術(shù)建立了外匯儲(chǔ)備的需求函數(shù)，在此基礎(chǔ)上測(cè)算出了我國(guó)1982-2003年期間的適度外匯儲(chǔ)備規(guī)模。易行?。?］認(rèn)為：影響一國(guó)外匯儲(chǔ)備的因素有四類，一是規(guī)模變量，用GDP來衡量；二是機(jī)會(huì)成本變量，用我國(guó)一年期的實(shí)際存款利率和美國(guó)國(guó)庫券的一年期利率之差來衡量；三是波動(dòng)性變量，分別采用進(jìn)出口貿(mào)易差額、國(guó)際收支、進(jìn)口與出口的波動(dòng)性來衡量；四是制度變量，用進(jìn)口依存度來代替，進(jìn)口依存度又用進(jìn)口與商品零售額之比來代替。在上述分析的基礎(chǔ)之上，利用協(xié)整技術(shù)建立起了由上述指標(biāo)作為影響變量的外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)。巴曙松、朱元倩［5］把影響一國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的因素分為四個(gè)部分，分別為持有外匯儲(chǔ)備的成本收益（用我國(guó)五年期的定期存款利率和十年期的美國(guó)政府債券利率來衡量）、對(duì)外貿(mào)易狀況（用我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額來衡量）、匯率制度（用實(shí)際有效匯率來衡量）以及國(guó)際地位（用社會(huì)消費(fèi)品零售總額來衡量），并利用廣義可加模型建立起外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)。周光友、羅素梅［6］研究發(fā)現(xiàn)，影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的因素有：全年進(jìn)口額、累計(jì)外債余額、外商直接投資累計(jì)余額、外匯市場(chǎng)交易量、保證性需求以及持有外匯儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本等變量，等等。

從上述文獻(xiàn)可以看出，早期對(duì)外匯儲(chǔ)備需求的影響因素考慮較為簡(jiǎn)單、直觀，隨著科學(xué)的發(fā)展，學(xué)術(shù)界對(duì)外匯儲(chǔ)備需求影響因素的認(rèn)識(shí)也越來越全面，但到目前為止，理論界對(duì)于外匯儲(chǔ)備需求的影響因素仍然沒有一個(gè)統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)。

其實(shí)，在學(xué)術(shù)界，不僅對(duì)外匯儲(chǔ)備需求影響因素的認(rèn)識(shí)存在一定的差異，實(shí)證的計(jì)量方法也不盡相同，一般來說，當(dāng)前在外匯儲(chǔ)備需求的研究當(dāng)中，主要的計(jì)量方法有兩種。

第一種是多元回歸模型定量分析法，如馬嫻［7］運(yùn)用多元回歸計(jì)量模型，對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模與工業(yè)生產(chǎn)總值、出口額以及匯率進(jìn)行線性回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模與工業(yè)生產(chǎn)總值和出口額之間存在線性關(guān)系，同時(shí)，由于我國(guó)實(shí)行的是有管理的浮動(dòng)匯率制度，致使匯率與我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模之間無法顯示出有效的線性相關(guān)關(guān)系。趙凱、鄭小娟［8］通過利用OLS的線性回歸法實(shí)證了影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的因素有進(jìn)口額、國(guó)際經(jīng)常賬戶差額、進(jìn)出口差額、國(guó)家外債余額、實(shí)際利用外資額等變量。

然而，由于經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列在時(shí)間跨度較大時(shí)，其走勢(shì)往往是不平穩(wěn)的，存在單位根，因此，不能直接對(duì)不平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸，否則容易出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象；經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列經(jīng)過差分后雖然可以得到平穩(wěn)序列，但是又容易丟失原有的有效信息，而且對(duì)差分后的序列加以解釋也變得困難。因此，在分析外匯儲(chǔ)備需求時(shí)，運(yùn)用多元回歸模型的計(jì)量方法，顯然具有較大的局限性。

為了避免“偽回歸”現(xiàn)象的發(fā)生，不少學(xué)者著手運(yùn)用其他計(jì)量技術(shù)對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求進(jìn)行實(shí)證研究，其中運(yùn)用較為廣泛的是多元協(xié)整技術(shù)。如上文所提到的學(xué)者劉莉亞和任若恩、易行健、許承明［9］、周光友和羅素梅等在分析我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求時(shí)，均是運(yùn)用多元協(xié)整技術(shù)。

然而，當(dāng)前學(xué)術(shù)界無論運(yùn)用哪種計(jì)量方法對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求進(jìn)行分析，均是從線性的角度開展實(shí)證研究，它既沒有考慮外匯儲(chǔ)備變量序列的非線性可能，更沒有考慮將自變量與因變量的閥值效應(yīng)的非線性可能。實(shí)際上，經(jīng)濟(jì)社會(huì)現(xiàn)象存在大量的不對(duì)稱、波動(dòng)跳躍等非線性特征，顯然，非線性現(xiàn)象是線性的計(jì)量方法所不能夠完全刻畫的。

鑒于學(xué)術(shù)界對(duì)外匯儲(chǔ)備需求影響因素的認(rèn)識(shí)存在較大差異以及計(jì)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)存在一定的局限性，本文認(rèn)為，對(duì)我國(guó)的外匯儲(chǔ)備需求的問題重新進(jìn)行分析研究顯得尤為重要與緊迫。本文的創(chuàng)新之處在于，一是在前人研究基礎(chǔ)上，盡可能較為全面地概括我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的影響因素，并將其納入外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)，力求構(gòu)建較為完善的外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)；二是大量改進(jìn)了傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)，力求構(gòu)建更適合研究我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的分析技術(shù)。總之，本文希望通過深入地實(shí)證研究，了解我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的內(nèi)在機(jī)制，為政府相關(guān)部門在制定與調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策，提供相應(yīng)的依據(jù)，以此促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)良性循環(huán)。

二、外匯儲(chǔ)備需求理論與模型

到目前為止，影響一國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的經(jīng)濟(jì)基本要素究竟主要包括哪些，理論界還沒有一個(gè)統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)；本文從外匯儲(chǔ)備影響因素的全面性及相關(guān)變量數(shù)據(jù)的可獲得性出發(fā)，參照已有的文獻(xiàn)，主要考慮以下幾個(gè)外匯儲(chǔ)備需求的影響變量①。

（1）經(jīng)濟(jì)開放程度。從理論上來講，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放程度越高，其對(duì)外依賴的程度也越大，所需要的外匯儲(chǔ)備也就越多；反之，越少。

（2）經(jīng)濟(jì)規(guī)模。一般而言，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，所需外匯儲(chǔ)備也就相應(yīng)來說要大一些；反之，越小。

（3）外貿(mào)條件。外貿(mào)條件指標(biāo)一般用一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的出口價(jià)格指數(shù)與進(jìn)口價(jià)格指數(shù)之比進(jìn)行衡量，如果外貿(mào)條件指標(biāo)數(shù)值上升，表示外貿(mào)條件得到了改善；反之，則表示外貿(mào)條件有所惡化。當(dāng)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的外貿(mào)條件得到改善時(shí)，出口加大，顯然，所需的外匯儲(chǔ)備相應(yīng)就少；反之，則多。

（4）對(duì)外負(fù)債狀況。一個(gè)國(guó)家或地區(qū)對(duì)外負(fù)債越大，償債率也就越大，所需外匯儲(chǔ)備也就越多；反之，越少。

（5）外匯儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本。一般來說，持有外匯儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本為國(guó)內(nèi)投資收益率與持有外匯儲(chǔ)備的收益率之差，如果兩者之差越大，表示機(jī)會(huì)成本越高，則外匯儲(chǔ)備的需求量應(yīng)該越??；反之，越大。

（6）外商直接投資回流。一般來說，如果外商直接投資回流的外匯支付越大；所需的外匯儲(chǔ)備需求也就越大；反之，越少。

（7）對(duì)外融資能力。一個(gè)國(guó)家或地區(qū)對(duì)外融資能力越強(qiáng)，外匯儲(chǔ)備量相對(duì)越小；反之，越大。

（8）匯率制度。一個(gè)國(guó)家或地區(qū)如果實(shí)行穩(wěn)定的匯率政策，為了干預(yù)外匯市場(chǎng)，其所需的外匯儲(chǔ)備需求量也就越大；反之，如果一個(gè)國(guó)家或地區(qū)實(shí)行浮動(dòng)的匯率制度，則所需的外匯儲(chǔ)備量就越小。遵從一般的做法，本文采用實(shí)際有效匯率（簡(jiǎn)稱REER）衡量一國(guó)的匯率制度。

根據(jù)相關(guān)的理論與實(shí)證分析，上述8個(gè)基本經(jīng)濟(jì)要素對(duì)一國(guó)外匯儲(chǔ)備需求具有明顯的影響，因此，本文構(gòu)造以下的外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)：

其中，RES是外匯儲(chǔ)備需求總量，OPEN表示經(jīng)濟(jì)開放程度，GDP表示經(jīng)濟(jì)規(guī)模，TOT表示貿(mào)易條件，DEBT表示對(duì)外負(fù)債狀況，OC表示外匯儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本，F(xiàn)DI表示外商直接投資回流，NFA表示對(duì)外融資能力，REER表示一國(guó)的匯率制度。

鑒于各個(gè)經(jīng)濟(jì)變量對(duì)外匯儲(chǔ)備的作用機(jī)制極為復(fù)雜，理論也沒有完備的解釋，實(shí)踐又很難把握。為此，本文利用系統(tǒng)分析中的“暗箱”②思想，將基本經(jīng)濟(jì)要素對(duì)外匯儲(chǔ)備的作用機(jī)制視為一個(gè)“暗箱”，以適當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)要素作為輸入變量，通過“暗箱”得到輸出變量，以輸出變量作為長(zhǎng)期均衡的外匯儲(chǔ)備③。操作上，運(yùn)用反映非平穩(wěn)的變量時(shí)間序列存在的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系④的協(xié)整方法，作為選擇時(shí)間序列的依據(jù)，并形成我國(guó)外匯儲(chǔ)備是由基本變量的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系確定的計(jì)量技術(shù)。即假設(shè)從各個(gè)要素的現(xiàn)實(shí)值（用Zt表示）中通過H-P過濾，分離出其長(zhǎng)期趨勢(shì)為（用Z?t表示），長(zhǎng)期均衡的外匯儲(chǔ)備為則有：

其中，Z?t為各個(gè)基本經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列向量，β表示協(xié)整系數(shù)向量。

具體操作為：

（1）先通過各個(gè)基本要素的實(shí)際數(shù)據(jù)Zt和實(shí)際的外匯儲(chǔ)備RES數(shù)據(jù)，估計(jì)協(xié)整參數(shù)β，可獲得它們?nèi)缦碌膮f(xié)整機(jī)制：

（2）對(duì)各個(gè)要素變量的實(shí)際數(shù)據(jù)Zt濾波，獲得它們的趨勢(shì)值Z?t，將Z?t代入上式所獲得的協(xié)整機(jī)制f，也就是按參數(shù)β估算出長(zhǎng)期均衡的外匯儲(chǔ)備可以表示如下：

同進(jìn)，本文將實(shí)際與均衡的外匯儲(chǔ)備值之差定義為外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期失調(diào)（用pm表示），其公式如下：

三、數(shù)據(jù)來源及說明

本文實(shí)證研究所選取的樣本時(shí)間段為2002年第1季度至2013年第4季度，對(duì)實(shí)證分析中所涉及的基本經(jīng)濟(jì)變量指標(biāo)及數(shù)據(jù)來源作如下說明：

外匯儲(chǔ)備采用我國(guó)除去黃金以外的外匯儲(chǔ)備余額來衡量，記為RES。

經(jīng)濟(jì)規(guī)模采用我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來進(jìn)行度量，記為GDP。

我國(guó)對(duì)外負(fù)債狀況用我國(guó)貨幣當(dāng)局國(guó)外外債來衡量，記為DEBT。

外商直接投資回流采用外商直接投資來度量，記為FDI。

經(jīng)濟(jì)開放程度采用一般的做法，將進(jìn)出口總額除以我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，用這個(gè)商來描述貿(mào)易開放程度，記為OPEN。

國(guó)外融資能力借用通用的做法，將一國(guó)的國(guó)際儲(chǔ)備與短期外債進(jìn)行對(duì)比，得到的比值作為一個(gè)國(guó)家國(guó)際儲(chǔ)備是否充分的基準(zhǔn)，這個(gè)指標(biāo)可以作為一國(guó)快速償還外債能力的指標(biāo)，也可以作為衡量國(guó)外融資能力的指標(biāo)。由于中國(guó)沒有短期外債季度數(shù)據(jù)，本文采用國(guó)際儲(chǔ)備與國(guó)外債務(wù)比率衡量國(guó)外融資能力的大小，記為NFA。

外匯儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本。一般來說，持有外匯儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本等于國(guó)內(nèi)資本投資收效率與持有外匯儲(chǔ)備收益率之差。借鑒國(guó)內(nèi)其他學(xué)者的做法（許承明、唐國(guó)興［10］；劉莉亞、任若恩［3］；劉巍、鄒璐［11］），綜合考慮國(guó)內(nèi)外資產(chǎn)期限上的匹配以及數(shù)據(jù)的可獲得性，經(jīng)過反復(fù)對(duì)比，本文選擇我國(guó)一年期定期存款實(shí)際利率（名義利率減去我國(guó)的價(jià)格水平）作為國(guó)內(nèi)利率，選擇美國(guó)一年期國(guó)債實(shí)際收益率（名義收益率減去美國(guó)的價(jià)格水平）作為國(guó)外利率，用國(guó)內(nèi)外利率之差作為衡量持有外匯儲(chǔ)備的機(jī)會(huì)成本，記為OC。

匯率制度采用人民幣實(shí)際有效匯率來表示，記為REER。

貿(mào)易條件采用我國(guó)出口總額與進(jìn)口總額之比表示，記為TOT，它能大致反映一國(guó)商品在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基于傳統(tǒng)協(xié)整技術(shù)的外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡分析

運(yùn)用傳統(tǒng)計(jì)量技術(shù)對(duì)變量時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整分析時(shí)，首先需要對(duì)所涉及的變量時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表1列出了我國(guó)外匯儲(chǔ)備與影響外匯儲(chǔ)備需求的其他經(jīng)濟(jì)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)（檢驗(yàn)方法為ADF）結(jié)果。

表1 外匯儲(chǔ)備與相應(yīng)的基本經(jīng)濟(jì)變量單位根檢驗(yàn)

從表1可以看出，外匯儲(chǔ)備需求方程所涉及的各個(gè)變量均為不平穩(wěn)時(shí)間序列，這些變量的一階差分都是平穩(wěn)性的，顯然可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文運(yùn)用EG二步協(xié)整法，檢驗(yàn)各個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間的協(xié)整關(guān)系。首先用實(shí)際外匯儲(chǔ)備量為因變量、而其他經(jīng)濟(jì)變量為自變量進(jìn)行OLS回歸，回歸方程為：

協(xié)整系數(shù)下方括號(hào)內(nèi)是其標(biāo)準(zhǔn)誤。

根據(jù)EG二步協(xié)整法，對(duì)上述方程的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示其t值為-2.212，p值小于5%，表明回歸殘差是平穩(wěn)的時(shí)間序列，也就表明我國(guó)外匯儲(chǔ)備與各變量之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程即為方程（6）。

進(jìn)一步地，利用H-P濾波技術(shù)分別提取各個(gè)作為自變量的經(jīng)濟(jì)基本要素時(shí)間序列的長(zhǎng)期信息，并將濾波后得到的長(zhǎng)期信息代入?yún)f(xié)整方程（2），獲得外匯儲(chǔ)備需求的長(zhǎng)期均衡值。

然而，對(duì)外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果卻表明，ADF檢驗(yàn)的t值是-0.998，大于10%臨界值（-4.297），這表明pm時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。這也就表明：外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm時(shí)間序列仍然受到了實(shí)質(zhì)性傷害，這種實(shí)質(zhì)性傷害不可能是短期影響因素造成的，說明時(shí)間序列pm仍然保存了部分長(zhǎng)期影響因素的信息。也就是說，外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)，即方程（1）必然遺漏了某個(gè)對(duì)其能產(chǎn)生了長(zhǎng)期影響的變量因素。

有鑒于此，筆者從方法論的角度進(jìn)行深入研究后認(rèn)為：外匯儲(chǔ)備需求的pm時(shí)間之所以不穩(wěn)定，很有可能的原因是運(yùn)用未經(jīng)改造過的傳統(tǒng)技術(shù)對(duì)外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期均衡進(jìn)行實(shí)證分析，存在一定局限性，也就是說，未經(jīng)改造前的協(xié)整技術(shù)難以用來分析我國(guó)的外匯儲(chǔ)備需求的均衡問題。因此，在上述分析的情況下，本文進(jìn)一步對(duì)傳統(tǒng)協(xié)整技術(shù)進(jìn)行改造，使其更能本質(zhì)地反映我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的長(zhǎng)期均衡。

（二）基于考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整技術(shù)的外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡分析

由上文分析可知，用傳統(tǒng)的協(xié)整技術(shù)分析得到的外匯儲(chǔ)備需求的長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm時(shí)間序列仍然處于不穩(wěn)定的狀態(tài)，外匯儲(chǔ)備的需求函數(shù)，也就是方程（1）必然遺漏了某個(gè)對(duì)其能產(chǎn)生長(zhǎng)期影響的自變量。由于各國(guó)的經(jīng)濟(jì)體制等有著自身的特殊情況，因此，無法預(yù)知外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)遺漏了哪個(gè)變量，更無法知道經(jīng)濟(jì)變量又是在什么時(shí)候?qū)ν鈪R儲(chǔ)備產(chǎn)生了影響。筆者試圖運(yùn)用當(dāng)前先進(jìn)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論，即結(jié)構(gòu)突變理論，發(fā)現(xiàn)外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)中所遺漏的經(jīng)濟(jì)變量，并在這個(gè)函數(shù)中添加啞變量用以替代所遺漏的經(jīng)濟(jì)變量，以此力圖建立符合我國(guó)國(guó)情的外匯儲(chǔ)備需求函數(shù)。

Nelson和Plosser［12］最早于1982年提出結(jié)構(gòu)突變理論，隨后Perron［13］提出了新的思路，并建立了較為完善的理論體系。此后，不少學(xué)者都對(duì)結(jié)構(gòu)突變問題提出了自己的觀點(diǎn)，有代表性的學(xué)者如：Zivot與Andrews［14］、Lumsdaine與Papell［15］、Lee和Strazicich［16］等等都分別提出了相應(yīng)的主張與思路。

運(yùn)用Zivot與Andrews于1992年提出的結(jié)構(gòu)突變ZA檢驗(yàn)法（由于篇幅限制，結(jié)構(gòu)突變中的ZA檢驗(yàn)法的詳細(xì)介紹請(qǐng)參考相關(guān)文獻(xiàn)（欒惠德［17］）），通過Gauss編程，運(yùn)用ZA檢驗(yàn)法對(duì)我國(guó)實(shí)際外匯儲(chǔ)備變量序列進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的最終結(jié)果見表2所列。

表2 結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出，外匯儲(chǔ)備在2004年第4季度發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變。因此，在傳統(tǒng)的協(xié)整技術(shù)基礎(chǔ)上，加入了一個(gè)啞變量，它以結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)為斷點(diǎn)（2004Q4之前數(shù)值為0，其他為1），記為T，仍然用二步協(xié)整法進(jìn)行協(xié)整，最后協(xié)整結(jié)果如下：上面括號(hào)內(nèi)為協(xié)整系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

依據(jù)協(xié)整法的步驟，再對(duì)上述方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ADF的檢驗(yàn)結(jié)果顯示方程的殘差序列是平穩(wěn)的時(shí)間序列，表明外匯儲(chǔ)備與各個(gè)基本經(jīng)濟(jì)變量之間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程（7）是合理的。

同樣，運(yùn)用HP濾波技術(shù)提取各個(gè)作為自變量的經(jīng)濟(jì)要素的長(zhǎng)期信息，代入?yún)f(xié)整方程（2），可以得到外匯儲(chǔ)備需求的長(zhǎng)期均衡。

本文依然對(duì)改良后的協(xié)整技術(shù)是否適用研究我國(guó)外匯儲(chǔ)備均衡問題，進(jìn)行深入分析。同上一節(jié)類似，首先對(duì)考慮結(jié)構(gòu)突變協(xié)整技術(shù)模型下的我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示其t值為-2.720，p值為0.096，表明pm序列在10%概率水平上是穩(wěn)定、沒有受到長(zhǎng)期的實(shí)質(zhì)影響。因此，我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm時(shí)間序列在10%的概率水平下可以認(rèn)為不再含有長(zhǎng)期影響因素信息。

因此，經(jīng)過改良后的新的協(xié)整技術(shù)，能夠較好地反映我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡的實(shí)際情況，較之傳統(tǒng)協(xié)整技術(shù)，可以說更適合我國(guó)的國(guó)情。

然而，上述平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示其平穩(wěn)性顯著性水平只有10%，這在一定程度上也表明，運(yùn)用經(jīng)過改良后的協(xié)整技術(shù)，對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡的研究還沒有達(dá)到完美的理想狀態(tài)，有可能存在進(jìn)一步改良的空間。因此，本文在上述分析的基礎(chǔ)上，繼續(xù)拓展改良后的協(xié)整技術(shù)，使其更加適合我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡的分析。

（三）基于多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)分析的我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡分析

由上文分析可知，考慮了因變量的結(jié)構(gòu)突變并加入相應(yīng)的啞變量的協(xié)整技術(shù)相對(duì)于傳統(tǒng)協(xié)整技術(shù)，更適合用來研究中國(guó)的外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡問題。但是，從顯著性水平來看，改良后的協(xié)整技術(shù)仍存在進(jìn)一步改良的空間。本節(jié)就是在前文的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)協(xié)整技術(shù)進(jìn)行拓展。

從前文分析可以看出，基于考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整技術(shù)雖然考慮了因變量的非線性問題，但改良后的協(xié)整技術(shù)，其假設(shè)前提仍然是因變量實(shí)際外匯儲(chǔ)備變量與各個(gè)自變量的關(guān)系是線性的。但是變量之間的關(guān)系不一定是的線性關(guān)系，現(xiàn)實(shí)生活中有太多的非線性，因變量與自變量也往往呈現(xiàn)非線性的關(guān)系。因此，基于上述考慮，放棄變量間只存在線性關(guān)系的假設(shè)前提，在前文考慮因變量突變的基礎(chǔ)上，運(yùn)用于閥值回歸模型，進(jìn)一步深入探討變量之間的非線性關(guān)系問題，這是對(duì)協(xié)整的計(jì)量技術(shù)進(jìn)行的第二次改進(jìn)。

門限回歸模型基本形式為：

其中，qi為門限變量，yt是因變量，xt是自變量，et為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，θ1、θ2以及門限值γ均為未知參數(shù)。

在上述模型中，自變量與因變量之間是否存在閥值效應(yīng)，應(yīng)該做進(jìn)一步檢驗(yàn)。Hansen［18］提供了一種自舉法模擬的假設(shè)檢驗(yàn)。這種檢驗(yàn)的基本原理是：當(dāng)bootstrap的重復(fù)次數(shù)足夠大的時(shí)候，得到的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量bootstrap p-值應(yīng)該無限接近真實(shí)p-值。檢驗(yàn)的H0假設(shè)：模型中關(guān)于qt不存在閥值效應(yīng)。如果“H0：不存在閥值效應(yīng)”的假設(shè)被拒絕，則表明應(yīng)接受“模型中關(guān)于qt存在閥值效應(yīng)”的假設(shè)。同時(shí)，也說明非線性的閥值回歸模型（8）的設(shè)定是合理的。閥值效應(yīng)回歸方法的具體做法請(qǐng)參考Lo、Zivot［14］和Hansen［18-19］。

按照門限效應(yīng)檢驗(yàn)方法，分別檢驗(yàn)各個(gè)自變量與因變量（啞變量除外）之間的門限關(guān)系，檢驗(yàn)的原假設(shè)“H0：不存在臨界值效果”，各個(gè)自變量與因變量的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果bootstrap p-值（bootstrap重復(fù)次數(shù)：1 000）見表3所列。

表3 門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表3表明，經(jīng)濟(jì)開放程度、GDP、國(guó)外外債、外匯儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本、外商直接投資、貨幣當(dāng)局國(guó)外資產(chǎn)以及人民幣實(shí)際有效匯率等變量之間的boot?strap p-值均大于10%，不存在臨界值效應(yīng)，而我國(guó)外匯儲(chǔ)備與貿(mào)易條件之間的bootstrap p-值為8.9%，在10%顯著水平下，拒絕原假設(shè)，接受貿(mào)易條件對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備的影響存在門限效應(yīng)關(guān)系的假設(shè)。

接下來，就可以利用Hansen［19］的方法，估計(jì)門限值γ1以及回歸方程（8）。建立以對(duì)外貿(mào)易政策為門限變量的門限回歸方程，運(yùn)用matlab程序編程，最終回歸結(jié)果見表4所列。

表4 門限回歸模型結(jié)果

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)步驟，對(duì)上表所列方程所得殘差進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明殘差是平穩(wěn)的時(shí)間序列，表明我國(guó)外匯儲(chǔ)備與經(jīng)濟(jì)開放程度、GDP、貿(mào)易條件、國(guó)外外債、外匯儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本、外商直接投資、貨幣當(dāng)局國(guó)外資產(chǎn)以及人民幣實(shí)際有效匯率之間確實(shí)存在非線性長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。

同樣，利用HP濾波技術(shù)提取各個(gè)變量因素的長(zhǎng)期信息，同時(shí)，將過濾后得到的經(jīng)濟(jì)變量的基本要素長(zhǎng)期信息代入方程（2），獲得外匯儲(chǔ)備需求的長(zhǎng)期均衡值；再將外匯儲(chǔ)備需求的長(zhǎng)期均衡值代入下面式（9），得到外匯儲(chǔ)備需求長(zhǎng)期失調(diào)的百分比。

同樣，對(duì)再次改良后的協(xié)整技術(shù)（為了敘述方便，后文簡(jiǎn)稱為多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)）是否適合我國(guó)外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期均衡研究，同樣進(jìn)行深入的分析。對(duì)過濾后的長(zhǎng)期影響因素作用于外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果的t值是-4.38，其p值為0.006 7，表明在1%的概率水平上，pm時(shí)間序列是平穩(wěn)的，過濾長(zhǎng)期影響因素作用后的外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm序列確實(shí)沒含有長(zhǎng)期影響因素的信息，表明其只受到了非長(zhǎng)期影響因素的影響。運(yùn)用多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)所分析的我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期失調(diào)度圖如圖1、圖2所示。

圖1 我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求及其長(zhǎng)期均衡

圖2 我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求長(zhǎng)期失調(diào)度

從圖1可以看出，運(yùn)用多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)分析的我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡突顯出了外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡的非線性變化；同時(shí)，多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)較之前面兩種協(xié)整技術(shù)，外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在顯著性水平上也更進(jìn)了一步，這一塊都表明多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)更適合中國(guó)的實(shí)際情況、更適合用來研究中國(guó)的外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡問題。

從表4的協(xié)整方程可以看出，貿(mào)易條件對(duì)外匯儲(chǔ)備存在門限效應(yīng)，其門限值為1.012 7。同時(shí)，各個(gè)經(jīng)濟(jì)變量對(duì)實(shí)際外匯儲(chǔ)備的影響方向與事先的預(yù)期基本一致。在門限值以上，貨幣當(dāng)局國(guó)外外債以及我國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模每上升一個(gè)百分點(diǎn)，外匯儲(chǔ)備需求上升0.784與0.003個(gè)百分點(diǎn)；外匯儲(chǔ)備機(jī)會(huì)成本、經(jīng)濟(jì)開放程度、人民幣實(shí)際有效匯率、外商直接投資、貿(mào)易條件變量以及國(guó)外融資能力對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備的影響每上升一個(gè)百分點(diǎn)，外匯儲(chǔ)備需求分別下降0.423、0.316、1.001、0.008、0.378和0.991個(gè)百分點(diǎn)。

簡(jiǎn)要分析圖1和圖2，在樣本時(shí)間段內(nèi)，我國(guó)實(shí)際外匯儲(chǔ)備與外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡之間確實(shí)存在一定程度的失調(diào)。在樣本時(shí)間段內(nèi)，實(shí)際外匯儲(chǔ)備相對(duì)于長(zhǎng)期均衡外匯儲(chǔ)備確實(shí)存在長(zhǎng)期偏高現(xiàn)象，其偏高程度達(dá)到5.98%。從圖1和圖2還可以看出，從2011年第1季度以來，我國(guó)實(shí)際外匯儲(chǔ)備偏離長(zhǎng)期均衡的程度有所緩和。

五、結(jié)論及相關(guān)政策建議

正確認(rèn)識(shí)我國(guó)外匯儲(chǔ)備的影響因素及其長(zhǎng)期均衡問題，掌握我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期失調(diào)的機(jī)制，可以為相關(guān)政府部門科學(xué)地制定與調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策提供理論上的依據(jù)，使我國(guó)外匯儲(chǔ)備的失調(diào)得到有效控制。有鑒于此，運(yùn)用了傳統(tǒng)協(xié)整技術(shù)、考慮結(jié)構(gòu)突變的協(xié)整技術(shù)以及改良后的多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)對(duì)我國(guó)2002年第1季度以來的外匯儲(chǔ)備及外匯儲(chǔ)備失衡問題進(jìn)行了深入研究。從實(shí)證研究結(jié)果看，本文可以得出以下結(jié)論：

（1）我國(guó)外匯儲(chǔ)備及其經(jīng)濟(jì)基本要素之間確實(shí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是過濾長(zhǎng)期影響因素作用后的我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm時(shí)間序列存在顯著的不平穩(wěn)現(xiàn)象，說明pm時(shí)間序列仍然保存了部分的長(zhǎng)期影響因素的信息，也就表明運(yùn)用傳統(tǒng)協(xié)整技術(shù)分析我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡時(shí)，難以捕捉外匯儲(chǔ)備函數(shù)以外的因素，存在明顯的缺陷，強(qiáng)制性地運(yùn)用傳統(tǒng)協(xié)整技術(shù)來研究中國(guó)外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期均衡問題是不科學(xué)的。

（2）運(yùn)用考慮結(jié)構(gòu)突變后的協(xié)整技術(shù)分析我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡時(shí)，我國(guó)外匯儲(chǔ)備的長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm時(shí)間序列是平穩(wěn)的時(shí)間序列，也就表明我國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm時(shí)間序列不再含有長(zhǎng)期影響因素的信息；改良后的協(xié)整技術(shù)較之傳統(tǒng)協(xié)整技術(shù)更適合用來分析中國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡問題；但pm時(shí)間序列穩(wěn)定性檢驗(yàn)的顯著水平較低，暗含了改良后的協(xié)整技術(shù)還存在進(jìn)一步改良的空間。

（3）運(yùn)用再次改良后的協(xié)整技術(shù)（即多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)）研究我中國(guó)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡問題最為合理，多重復(fù)合協(xié)整技術(shù)既能捕捉某個(gè)對(duì)外匯儲(chǔ)備有長(zhǎng)期影響的未知影響因素，又序列考慮了外匯儲(chǔ)備與經(jīng)濟(jì)基本變量間可能的非線性關(guān)系，提高了外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期均衡失調(diào)pm時(shí)間序列的穩(wěn)定性水平。從實(shí)證研究的結(jié)論可以看出，在樣本時(shí)間段內(nèi)，我國(guó)外匯儲(chǔ)備的實(shí)際持有量確實(shí)存在長(zhǎng)期偏高的現(xiàn)象，在樣本時(shí)間段內(nèi)，其實(shí)際偏高水平達(dá)到5.98%。

針對(duì)以上結(jié)論，必須采取相應(yīng)的政策措施。由于外商直接投資對(duì)于我國(guó)外匯儲(chǔ)備有較大的影響，而國(guó)外的不少“熱錢”以外商直接投資的形式流入我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)（如房地產(chǎn)市場(chǎng)），造成了我國(guó)實(shí)際外匯儲(chǔ)備需求出現(xiàn)虛高的現(xiàn)象，如果剔除“熱錢”對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的影響，我國(guó)實(shí)際外匯儲(chǔ)備需求偏離長(zhǎng)期均衡的程度要遠(yuǎn)高于5.98%。因此，中國(guó)中央政府完全有必要考慮適度減少我國(guó)外匯儲(chǔ)備的持有量，可以將我國(guó)實(shí)際外匯儲(chǔ)備轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的實(shí)物投資，如加大對(duì)國(guó)外鐵礦石、石油等大宗商品的投資，這些大宗商品在我國(guó)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展中呈現(xiàn)剛性需求，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)繼續(xù)健康發(fā)展的制約瓶頸，加大這些大宗商品的國(guó)外投資，一方面可以減緩我國(guó)對(duì)這些大宗商品的剛性需求，另一方面又可減少我國(guó)外匯儲(chǔ)備的實(shí)際持有量，分散外匯儲(chǔ)備持有的風(fēng)險(xiǎn)。

注釋：

①從理論上來講，一個(gè)國(guó)家的貨幣“是否為儲(chǔ)備貨幣”以及“貨幣在國(guó)際儲(chǔ)備中的份額”應(yīng)該對(duì)一國(guó)外匯儲(chǔ)備需求有影響，由于人民幣還不是國(guó)際儲(chǔ)備貨幣，因此，本文對(duì)于外匯儲(chǔ)備需求的這一影響因素未加考慮。

②在控制論中，通常把未知的區(qū)域或系統(tǒng)稱為“暗箱”。人們要了解未知的暗箱只能在不直接影響暗箱內(nèi)部結(jié)構(gòu)、要素和機(jī)制的前提下通過觀察暗箱中“輸入”、“輸出”的變量，得出關(guān)于暗箱內(nèi)部情況的推理，尋找、發(fā)現(xiàn)其內(nèi)部規(guī)律，實(shí)現(xiàn)對(duì)暗箱的控制。這種研究方法叫作暗箱方法。

③定義適度規(guī)模的外匯儲(chǔ)備為均衡的外匯儲(chǔ)備，定義實(shí)際外匯儲(chǔ)備偏離適度規(guī)模的外匯儲(chǔ)備為外匯儲(chǔ)備失調(diào)。具體地講，外匯儲(chǔ)備需求的協(xié)整方程所得到的外匯儲(chǔ)備即為均衡的外匯儲(chǔ)備，因?yàn)榇藭r(shí)的外匯儲(chǔ)備如均衡產(chǎn)出一樣（均衡產(chǎn)出是和總需求相一致的產(chǎn)出），達(dá)到了供需平衡，處于均衡狀態(tài)。

④其假設(shè)前提是協(xié)整關(guān)系在各自變量過濾短期趨勢(shì)前后沒有發(fā)生變化。

⑤從計(jì)量的意義上來講，長(zhǎng)期影響就意味著自變量對(duì)因變量產(chǎn)生了實(shí)質(zhì)性影響；相反，非長(zhǎng)期影響是暫時(shí)的，這種影響不會(huì)對(duì)因變量產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的傷害，也就表明非長(zhǎng)期影響因素對(duì)因變量的走勢(shì)不會(huì)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)中，一個(gè)變量是否受到了外界因素的長(zhǎng)期影響，可以通過對(duì)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)來驗(yàn)證，如果變量時(shí)間序列沒有受到的長(zhǎng)期影響因素的影響，其走勢(shì)是隨機(jī)的，也就是變量序列是平穩(wěn)的；相反，變量時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。

［1］Agaraual J P.Optimal Monetary Reserves for Developing Countries［J］.Weltwirts-chaftliches archive，1971，107：76-91，107.

［2］許承明.對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備需求的實(shí)證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2001（12）：101-103.

［3］劉莉亞，任若恩.我國(guó)外匯儲(chǔ)備適度規(guī)模的測(cè)算與分析［J］.財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2004（5）：61-68.

［4］易行健.人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)外匯儲(chǔ)備影響的實(shí)證研究［J］.數(shù)理經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（2）：3-10.

［5］巴曙松，朱元倩.基于可加模型的外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證研究［J］.金融研究，2007（11）：1-12.

［6］周光友，羅素梅.外匯儲(chǔ)備最優(yōu)規(guī)模的動(dòng)態(tài)決定［J］.金融研究，2011（5）：29-41.

［7］馬嫻.從實(shí)證角度看中國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模與匯率的關(guān)系［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2004（7）：36-40.

［8］趙凱，鄭小娟.影響我國(guó)外匯儲(chǔ)備適度規(guī)模因素的實(shí)證分析［J］.武漢理工大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（3）：486-489.

［9］許承明.韓國(guó)外匯儲(chǔ)備對(duì)韓元匯率影響的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2002（10）：123-126.

［10］許承明，唐國(guó)興.中國(guó)外匯儲(chǔ)備非均衡對(duì)匯率影響的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2003（4）：15-20.

［11］劉巍，鄒璐.對(duì)中國(guó)的貿(mào)易收支、投入產(chǎn)出率與外匯儲(chǔ)備之間關(guān)系的研究［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2005（12）：25-57.

［12］Nelson C R，Plosser C I.Trends and random walks in mac?roeconomic time series:Some evidence and implications［J］.Journal of monetary Economics，1982（10）：139-162.

［13］Perron P.Testing for a Unit Root in a Time Series With a Changing Mean［J］.Journal of Business and Economic Sta?tistics，1990（8）：153-162.

［14］Lo M，Zivot E.Threshold cointegration and nonlinear ad?justment to the law of one pice［J］.Macroecomomic Dy?namics，2001（5）：533-576.

［15］Lumsdaine R L，Papell D.Multiple trend breaks and the unit root test［J］.Review of Economics&Statistics，1997，79：212-218.

［16］Lee J，Strazicich M C.Minimum LM unit root test with tow structural breaks［J］.The Reviews of Economics and Statis?tics，2003，85：1082-1089.

［17］欒惠德.帶有結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)［J］.數(shù)理經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（3）：152-161.

［18］Hansen，Bruce E.Inference When a Nuisance Parameter is Not Identified under the Null Hypothesis［J］.Econometri?ca，1996，64：413-430.

［19］Hansen，Bruce E.Sample Splitting and Threshold Estima?tion［J］.Econometrica，2000，68：575-603.

［責(zé)任編輯：歐世平］

The Foreign Exchange Reserve Demand and Its Long-term Equilibrium—Evidence from Multiple Compound Co-integration Theory

ZHAO Hua-chun1，2，Jeffrey Forrest3，XIONG Hua-qiang2
（1.Institute of Quantitative&Technical Economics，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100732，China；2.School of Finance，Jiangxi Normal University，Nanchang 330022，China；3.Department of Mathematics，Pennsylvania State System of Higher Education，Slippery Rock University，PA 16057，USA）

In this paper，we study the long-term equilibrium of foreign reserves in China through applying the traditional cointegration theory，co-integration theory by considering structural breakups and the related multiple compound co-integration theory（MCCIT）.The results indicate that：It is most appropriate to employ the MCCIT to analyze the long-term equilibrium of Chinese foreign reserves.Chinese terms of trade possess a threshold effect on the demand of foreign reserves.Within the time period the sample was collected，the foreign reserves are really overestimated and the overestimation is about 5.98%，the level deviated from the long-term equilibrium foreign reserves is greater than 5.98%if we consider the“hot money”effect. Lastly，based on this study，we provide some relevant policy recommendations.

foreign reserves；co-integration theory；structural breakup；threshold effect

F830.92

A

1007-5097（2015）11-0159-08

10.3969/j.issn.1007-5097.2015.11.024

2015-07-21

江西省社會(huì)科學(xué)“十二五”規(guī)劃項(xiàng)目（15YJ15）

趙華春（1974-），男，江西南昌人，講師，管理學(xué)博士，研究方向：國(guó)際金融；Jeffrey Forrest（1959-），男，福建福州人，教授，博士，研究方向：金融決策；熊華強(qiáng)（1966-），男，江西南昌人，副教授，碩士，研究方向：證券分析。