中國外匯儲備規(guī)模的生成機制及其影響因素研究

王增磊，張恒義

（杭州師范大學經(jīng)濟與管理學院，浙江杭州311121）

中國外匯儲備規(guī)模的生成機制及其影響因素研究

王增磊，張恒義

（杭州師范大學經(jīng)濟與管理學院，浙江杭州311121）

文章通過中外研究比較分析，直接從國際收支平衡表來衡量外匯儲備的變化，選擇我國相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型進行實證研究，尋找各因素和外匯儲備的相關(guān)性，分辨影響外匯儲備的短期因素和長期因素，并分解各個因素的貢獻程度。研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)生產(chǎn)總值對外匯儲備有長期影響，其貢獻度隨著時間加大；外商投資回報率和凈出口值對外匯儲備有短期影響，其貢獻度很大；人民幣匯率和人民幣利率也是引起外匯儲備變動的短期因素，但由于其傳導機制長，貢獻度較小。

外匯儲備；傳導機制；影響因素；VAR模型

一、引言

外匯儲備可以有效抵御金融風險，保證本國的國際信譽，是一個國家綜合國力的重要組成部分。在當前國際金融市場動蕩和全球經(jīng)濟發(fā)展不穩(wěn)定的背景下，外匯儲備可視為保證一國經(jīng)濟健康發(fā)展的強心劑和穩(wěn)定器。

中國的外匯儲備經(jīng)歷了從無到有，從少到多的顯著變化。1994年雙重匯率制取消之后，人民幣匯率直接變成8.72元兌換1美元，當年外匯儲備迅速上升到516億美元，比年初增加了304億美元。在1996至2001的五年之中，外匯儲備雖然翻了一番，但依舊呈現(xiàn)緩慢上升的姿態(tài)。而2001年以后，歸功于加入世界貿(mào)易組織，中國利用廉價的勞動力，發(fā)展亞洲典型的出口導向型經(jīng)濟，外匯儲備飛速上升。2005年中國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率不再盯住單一美元，形成了更富彈性的匯率機制。2006年中國外匯儲備超過1萬億美元，到2月底就超越日本成為全球最大的外匯儲備持有國。此后中國外匯儲備繼續(xù)增長，截至2015年底，中國外匯儲備高達3.33萬億美元，約占全世界的1/3。

增長迅速的外匯儲備，給中國帶來了諸多益處：中央銀行擁有足夠的外匯來干預匯市，使得人民幣的幣值保持在合理的范圍內(nèi)；在1997年東南亞金融危機中，中國巨額外匯儲備使香港度過危機，保證了香港的穩(wěn)定和繁榮，同時促進了中國國際地位的提升。但是越來越大的外匯儲備也對中國造成了挑戰(zhàn)：近些年來，中國不斷遭受到國際貿(mào)易保護主義的指責，承受其要求人民幣升值而使外匯資產(chǎn)嚴重縮水的壓力。除此之外，中國還長期承擔由高額外匯儲備帶來的貨幣政策獨立性下降和國內(nèi)通貨膨脹的壓力，以及一系列其他隱性成本。因此，國內(nèi)眾多專家學者致力于探討中國外匯儲備規(guī)模適度性問題（王群琳，2008；李巍和張志超，2009）［1-2］，從對外貿(mào)易，外幣債務需求和金融深度等多角度提出了有關(guān)合理控制外匯規(guī)模，有序調(diào)整外匯結(jié)構(gòu)的舉措，但同時不可忽視的是找出巨額外匯儲備影響因素。有鑒于此，本文著眼于中國外匯儲備直接來源的變化，分析國際收支平衡表，進而對中國的外匯儲備的影響因素進行分析，并探討各種影響因素的協(xié)同效應。

二、文獻綜述

對于外匯儲備影響因素，國內(nèi)外專家學者進行了很多研究，且因他們的關(guān)注點和理論不一，爭論頗多。

在國外，對外匯儲備的研究大致經(jīng)歷了三個階段，早期的研究把外匯儲備和國際貿(mào)易交易需求結(jié)合在一起，尤其是進口額。這類研究大多被認為是重商主義的延續(xù)，認為國際儲備可以有效緩解貿(mào)易沖擊，大大減弱其帶來的影響，尤其是在依賴自然資源出口的國家和經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，這種緩解效果會更顯著。Triffin提出了比例分析法，認為外匯儲備和進口總額之間應該保持一定的比例，一般要滿足兩個月的進口需求；Machlup（1965）［3］、Couchene and Youssef（1967）［4］采用實證分析的方法論證了國際收支變動率與外匯儲備需求之間的正相關(guān)關(guān)系；Kelly（1970）［5］、Frenkel and Jovanovie（1980）［6］則論證了邊際進口傾向與外匯儲備規(guī)模之間存在正相關(guān)關(guān)系；Badrul（1978）［7］的研究結(jié)果表明一些東南亞國家或地區(qū)，包括新加坡和我國香港等地保持高額的外匯儲備是為了向周邊國家泰國、越南等購買糧食，以保障這類糧食進口國家或地區(qū)擁有充足的食物儲備。東南亞經(jīng)濟危機后，對于外匯儲備的研究就開始偏向謹慎動機。Aizenman and Marion（2003）［8］的研究證明了亞洲金融危機之后，很多國家和地區(qū)紛紛提高外匯儲備是為了滿足國際間支付外債的需要，以抵御金融危機沖擊，降低其危害。Summers（2006）［9］在調(diào)查過程中發(fā)現(xiàn)相對于Guidotti-Greenspan基準持有過多額外外匯儲備的國家往往是那些擁有高額短期外債的國家。Aizenman（2007）［10］認為中國香港在金融危機中沒有遭受到很大損失的原因就在于中國高額外匯儲備可以穩(wěn)定港幣和人民幣的幣值，亞洲金融危機之后的第一階段，東南亞國家外匯儲備規(guī)模的擴張絕大多數(shù)是出于謹慎動機，也就是為了應對外部沖擊而進行的自我保險。Mendoza（2010）［11］也發(fā)現(xiàn)那些擁有高水平外匯儲備的國家往往是自身擁有高額的外債總量，在金融危機來臨之時顯得更脆弱。之后的第三階段，由于金融系統(tǒng)的穩(wěn)定，亞洲經(jīng)濟的騰飛，再用謹慎動機來解釋高額的外匯儲備已不合時宜，外國學者往往把其歸結(jié)為出口導向型經(jīng)濟，長期貿(mào)易順差帶來了高額外匯儲備。Dooley（2004）［12］認為高額外匯儲備僅僅是出口導向型經(jīng)濟的副產(chǎn)品。Moritz and Peter（2008）［13］的研究也證實高額外匯儲備同時也會促進國內(nèi)總需求，從而拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值，再進一步促進經(jīng)濟發(fā)展，吸引外國直接投資，使得外匯儲備不斷增長。

國內(nèi)在理論研究方面，大部分學者都認為外匯儲備和“雙順差”的局面有著密不可分的聯(lián)系。盧鋒（2006）［14］以國際收支結(jié)構(gòu)變動和外匯儲備增長作為觀察背景，從經(jīng)濟學理論和國際經(jīng)驗角度考察中國雙順差現(xiàn)象的特征含義及影響，認為是其造成中國外匯儲備突破萬億美元。房永旭（2008）［15］的研究發(fā)現(xiàn)，改革開放以來，中國開放程度日益提高，利用外資規(guī)模不斷擴大，尤其是1994年大規(guī)模國際資本在匯率體制改革后持續(xù)流入，造成了中國資本項目和經(jīng)常項目的巨額順差，正是這種國際收支持續(xù)的“雙順差”局面直接導致外匯儲備高速增長。但也有人持反對的觀點，馬敬桂（2015）［16］的研究認為外商直接投資對外匯儲備規(guī)模有著負向影響，反而人口規(guī)模在長期會產(chǎn)生正向影響，外債余額、進出口差額和人民幣加權(quán)實際匯率對中國外匯儲備規(guī)模的影響不明顯。在實證研究方面，巴曙松和朱元倩（2007）［17］在比較了廣義可加模型與線性回歸模型、協(xié)整模型的差異之后，利用廣義可加模型對影響中國外匯儲備的因素進行分析，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外利差對外匯儲備的線性作用與非線性作用不完全一致。由于中國國際地位的上升，匯率彈性增大，其對外匯儲備的非線性影響呈現(xiàn)由正轉(zhuǎn)為負的趨勢。段潔新和王志文（2013）［18］對1985年到2012年的外匯儲備數(shù)據(jù)進行因子分析，建立多元回歸模型，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟規(guī)模因素是導致中國外匯儲備持續(xù)增長的主要因素。劉詞（2014）［19］以VECM模型為主，自適性模型做補充對經(jīng)濟月度數(shù)據(jù)進行分析，認為在長期中，中國外匯儲備受貨幣供應量，凈出口差額的影響較大，這其中大部分來自貨幣政策因素，而外匯余值和外商直接投資作用較小。

綜上，已有的國內(nèi)外研究也存在著些許不足：由于角度不同，分析的外匯儲備影響因素也各不相同，得出的結(jié)論也大相徑庭；此外他們大多獨立分析各種因素，沒有考慮到因素間的相互關(guān)系，也忽視了從最簡單直接的國際收支平衡表進行分析。因此本文結(jié)合變化的國際經(jīng)濟發(fā)展和中國經(jīng)濟新常態(tài)局面，直接從國際收支平衡表中尋找外匯儲備的決定機制和影響因素，利用VAR模型對這些因素進行分析，給出合理的解釋。

三、外匯儲備的決定機制，影響因素和來源變化

（一）外匯儲備的決定機制和影響因素

本文從國際收支平衡表出發(fā)，直接分析經(jīng)常項目、資本和金融項目、儲備資產(chǎn)和凈誤差與遺漏這四個組成部分。但儲備資產(chǎn)中貨幣黃金主要和國際的黃金供求相關(guān)，屬于國際市場價位變動，特別提款、基金組織的儲備頭寸和外匯主要涉及匯率這一影響因素，這一項目和凈誤差與遺漏項目在分析中不作為主要對象。

經(jīng)常項目變動、資本和金融項目變動是本文研究的主要對象（見圖1）。經(jīng)常項目包括貨物和服務、收益和單方面轉(zhuǎn)移，其中貨物和服務占有很高比例。中國采取出口導向型的經(jīng)濟政策，利用廉價的勞動力和低估的匯率來獲得長期的貿(mào)易順差，且這一順差在中國加入世界貿(mào)易組織（WTO，World Trade Organization）之后變得更加明顯。廉價的勞動力這一因素植根于中國的人口紅利，勞動人口基數(shù)大，文化素質(zhì)水平不高。但這一現(xiàn)象已經(jīng)有所變化，2012年國家統(tǒng)計局公布勞動年齡人口在相當長時期里第一次出現(xiàn)了絕對下降，這意味著人口紅利會逐漸消失，再加上中國經(jīng)濟發(fā)展，通貨膨脹，中國的生活成本逐年上升，大量廉價的勞動力已經(jīng)不復存在，這可以在大量國際企業(yè)紛紛轉(zhuǎn)移到東南亞國家這一行為中得到印證。至于匯率的發(fā)展，經(jīng)過了大致三個階段：第一階段是20世紀80年代到1994年，在外向型經(jīng)濟模式引導下，中國實行匯率的雙軌制。20世紀80年代的雙軌制下，實際存在三種價格形式：計劃內(nèi)價格、調(diào)劑價格和計劃外黑市價。外貿(mào)企業(yè)通過外匯調(diào)劑市場出售外匯，擴大了利潤空間，也在很大程度上刺激了外貿(mào)企業(yè)出口的積極性，保證了對外貿(mào)易規(guī)模的不斷擴大，形成了巨額的貿(mào)易順差，此時企業(yè)手中擁有巨額外匯。第二階段在1994年匯率改革之后到2005年，人民幣官方匯率與外匯調(diào)劑價格并軌，政府推行強制結(jié)售匯制度，將大額的外匯儲備控制在其手中。第三階段在2005年之后，人民幣面臨巨大的升值壓力，中國開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。此時匯率逐漸上升，對出口商品和服務的競爭力造成一定的影響，但由于人民幣升值緩慢進行，導致了熱錢流入，同樣使得外匯儲備上升。

資本和金融項目中，F(xiàn)DI（Foreign Direct Invest?ment）是重要組成部分，隨著中國經(jīng)濟開放程度加大，投資環(huán)境趨好，外商對外直接投資也逐漸增加，來帶了數(shù)量巨大的外匯，而在華投資回報率的高低自然就是FDI的主要考慮因素。在此，由于高額的利率和對人民幣的升值預期，使得一部分熱錢也進入到中國市場，構(gòu)成一部分外匯。

圖1 外匯儲備的決定機制和影響因素

（二）外匯儲備的來源變化

隨著國內(nèi)外經(jīng)濟形勢的不斷變化，外匯儲備表面上呈現(xiàn)的是規(guī)模的變化，實際上是其內(nèi)部結(jié)構(gòu)的重大變動。

（1）經(jīng)常項目、資本和金融項目變動。圖2反映了1994年匯率制度改革以來，經(jīng)常項目及資本和金融項目的變化，可以看出經(jīng)常項目差額一直處于正值，就是說一直存在這部分的貿(mào)易順差，差額在2001年中國加入WTO之后顯著開始增加，到2008年達到峰值，期間中國經(jīng)濟增速一直處于世界前列。2008年之后受到全球金融危機影響，世界經(jīng)濟不景氣，世界市場需求萎縮，中國出口受阻，經(jīng)常項目順差逐漸減小，2011年之后，隨著世界經(jīng)濟復蘇，外貿(mào)趨好，經(jīng)常項目順差開始回升。

資本和金融項目差額在2008年之前也隨著經(jīng)常項目差額變動，且小于經(jīng)常項目差額，但也一直處于正值，顯示中國在這方面也是順差，在2008年之后，世界經(jīng)濟蕭條，中國經(jīng)濟在各國經(jīng)濟中脫穎而出，成為各路外國資金的避風港，資本和金融項目順差開始大幅增加，超過經(jīng)常項目順差，但2015年開始，中國經(jīng)濟發(fā)展越來越注重質(zhì)量，改革不斷深化，經(jīng)濟增速放緩，F(xiàn)DI下降，資本和金融項目出現(xiàn)逆差。

圖2 1994-2015年中國經(jīng)常項目差額、資本和金融項目差額結(jié)構(gòu)變動（億美元）

（2）經(jīng)常項目內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動。圖3顯示了經(jīng)常項目差額結(jié)構(gòu)變動，貨物差額一直處于正值，表示貨物處于順差，且保持和經(jīng)常項目差額基本相同趨勢。在2001年中國加入WTO之后快速上升，2008年全球金融危機之后下降，2011年回升。

圖3 1994-2015中國經(jīng)常項目差額結(jié)構(gòu)變動（億美元）

服務差額一直處于負值，表現(xiàn)逆差形式，且在2009年之后逐年遞增，這說明了在全球加工貿(mào)易鏈中，中國是處于低端位置的，在“微笑曲線”的中間部位，中國出口低附加值的勞動密集型產(chǎn)品，進口服務產(chǎn)品。

（3）資本和金融項目內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動。圖4反映資本和金融項目差額結(jié)構(gòu)變動，外商直接投資差額的變化趨勢基本與資本和金融項目差額變化趨勢相同。在2009年之前基本以小幅上升為主，在2009年之后有較大幅度上升，世界金融危機之后，外商加大了對中國直接投資，但是由于中國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，F(xiàn)DI開始減少，這也表明勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移出中國。

圖4 1994-2015中國資本和金融項目差額變動（億美元）

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)說明

本文選取1994-2014年的年度數(shù)據(jù)，出于以下原因：一是外匯儲備的季節(jié)性比較強，故選取年度數(shù)據(jù)，避免季節(jié)波動；二是1994年匯率取消雙重制，開始實行單一的匯率制度，1994年前后的外匯統(tǒng)計數(shù)據(jù)口徑前后不一致，為消除這部分影響，故選擇1994年之后的連續(xù)數(shù)據(jù)。除去2015年的數(shù)據(jù)是因為外匯儲備的一階差分在該年為負值，不便進行計量。本文數(shù)據(jù)均來自于國家外匯管理局，中國人民銀行，中華人民共和國國家統(tǒng)計局，并經(jīng)過整理和換算。

（二）變量選擇

基于上述分析，本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lnGDP）、凈出口值對數(shù)（lnNX）、外商投資回報率（FROI）、人民幣匯率（ER）、人民幣利率（DR）作為解釋變量，外匯儲備總量一階差分對數(shù)（lnDFER）作為被解釋變量。以下對解釋變量作簡單說明。

（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)（lnGDP）。國內(nèi)生產(chǎn)總值表現(xiàn)整個國家的經(jīng)濟發(fā)展狀況，這是最基本的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，是各項經(jīng)濟指標的綜合反映，影響到進出口和外匯儲備，為了避免時間序列數(shù)據(jù)所存在的偽回歸現(xiàn)象，故采用對數(shù)化處理，來表現(xiàn)中國經(jīng)濟的相對情況，且不會改變數(shù)據(jù)原來的性質(zhì)和關(guān)系，所得數(shù)據(jù)易消除異方差問題，還會使其趨勢線性化。單位是億元。

（2）凈出口值對數(shù)（lnNX）。出口總值是構(gòu)成中國外匯儲備的主要部分，但考慮到中國還有進口總值，會消耗外匯，所以本文采取凈出口值作為解釋變量，即出口總值—進口總值，同樣原因，也采用對數(shù)化的形式來表現(xiàn)，單位是億美元。

（3）外商投資回報率（FROI）。外商對中國的直接投資主要是受到外商投資回報率的影響，有些專家學者會采用FDI數(shù)據(jù)，但外商投資回報率這個因素更為根本。在投資回報率高的年代，F(xiàn)DI就會增加，相反在投資回報率低的年代，F(xiàn)DI就會減少。本文采用國際收支平衡表中數(shù)據(jù)經(jīng)過計算，外商直接投資貸方/外商直接投資借方，貸方表示資金流出，借方表示資金流入，考慮到直接投資一般為長期投資，本文假設每年資金流出以盈利為主，撤資占很小比例，故以貸方作為分子，借方作為分母，單位為百分數(shù)。

（4）人民幣匯率（E）。人民幣匯率的變化直接影響到外匯儲備實際價值的變化，影響到中國出口導向型經(jīng)濟的發(fā)展狀況，且人民幣升值的長期預期會影響到國際游資進入中國，直接影響到中國外匯儲備變化，本文采用直接標價法表示人民幣兌換美元的年平均價，1美元可兌換得到的人民幣數(shù)量，單位是元。

（5）人民幣利率（R）。人民幣利率的變化也直接影響到國際收支平衡表中的資本和金融項目，高利率會使資金流入中國，相反低利率會使資金流出中國，因此本文也將其作為一個重要的解釋變量，并采用一年期人民幣存款利率來衡量，單位是百分比。

（三）平穩(wěn)—單位根檢驗

絕大多數(shù)宏觀經(jīng)濟變量的時間序列都是不平穩(wěn)的，會隨著時間位移而持續(xù)增長，文本采用ADF（Aug?mented Dickey—Fuller）單位根檢驗法來判斷時間序列的平穩(wěn)性，通過比較ADF值與各種顯著水平下的臨界值。如果ADF值＞臨界值，則不能拒絕原假設，說明數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)；ADF值＜臨界值，則可以拒絕原假設，說明數(shù)據(jù)平穩(wěn)。如果原序列進行單位根檢驗的原假設沒有被拒絕，而序列的一階差分檢測拒絕原假設，那么序列就含有一個單位根，即序列為一階單整I（1）；如果序列一階差分檢驗沒有拒絕原假設，則需進行二階差分。ADF檢驗的回歸式為：

其中，式（1）是不含常數(shù)項和時間趨勢項的模型，式（2）是含有常數(shù)項不含時間趨勢項的模型，式（3）同時含有常數(shù)項和時間趨勢項的模型。

ADF檢驗結(jié)果參見表1。觀察單位根檢驗結(jié)果，各變量原序列都是不平穩(wěn)的，但一階差分之后，各變量均平穩(wěn)，服從一階單整I（1）。

表1 各變量單位根檢驗結(jié)果

續(xù)表1

ADF檢驗模型中趨勢項μ和常數(shù)項β的選擇根據(jù)時序圖確定，時序圖參見圖5所示。

圖5 各變量時序

（四）協(xié)整-Johansen檢驗

單位根檢驗的結(jié)果顯示變量之間是一階單整的，為了考察變量間是否存在長期均衡關(guān)系，需要進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗是檢驗多個非平穩(wěn)的變量序列，在某個線性組合后的序列是否呈平穩(wěn)性。若呈平穩(wěn)性，則有協(xié)整關(guān)系存在。本文采用Johansen協(xié)整檢驗的方式。首先需要確定最佳滯后階數(shù)L，表2給出了0-2滯后階數(shù)下的檢測值，在5%的顯著水平下LR、FPE、AIC、SC、HQ準則下，都表明最佳滯后階數(shù)為2階。因此本文選取的VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2。

表2 VAR模型最佳滯后階數(shù)

在確定了最佳滯后項數(shù)之后，對各變量進行Jo?hansen協(xié)整檢驗，表3是跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果，顯著地拒絕了“沒有協(xié)整向量”、“至多有1個協(xié)整向量”、“至多有2個協(xié)整向量”、“至多有3個協(xié)整向量”、“至多有4個協(xié)整向量”，表明各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即各變量之間是長期均衡的。

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果（Trace）

表4作為最大特征值檢驗結(jié)果也顯著地拒絕了“沒有協(xié)整向量”、“至多有1個協(xié)整向量”、“至多有2個協(xié)整向量”、“至多有3個協(xié)整向量”、“至多有4個協(xié)整向量”，再次印證了跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果。

表4 協(xié)整檢驗結(jié)果（MaximumEigenvalue）

續(xù)表4

（五）VAR模型建立和估計

VAR模型把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)構(gòu)造模型，把單變量自回歸模型推廣到由多元序列變量組成的“向量”自回歸模型，可以表現(xiàn)經(jīng)濟系統(tǒng)的動態(tài)性，一般用于預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的沖擊，解釋各個經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響。

VAR的模型的表達式為：

為了研究這些解釋變量對被解釋變量的影響，對VAR模型進行了參數(shù)估計，結(jié)果見表5所列。

表5 VAR模型參數(shù)估計

（六）Granger因果關(guān)系檢驗

對模型進行回歸分析，通過假設檢驗來判斷被解釋變化的變化是否顯著地可以由解釋變量來解釋，但是高度相關(guān)的變量之間并不一定存在因果關(guān)系。因此需要進行因果關(guān)系檢驗，如果解釋變量是被解釋變量的原因，那么解釋變量應該發(fā)生在被解釋變量之前，也就是說在被解釋變量關(guān)于自身滯后變量的回歸模型中加入解釋變量的滯后變量可以顯著增加回歸模型的解釋力度，如果增加了解釋變量的滯后變量后，沒有顯著地增加回歸模型的解釋力度，那么解釋變量就不是被解釋變量的原因。

本文采用常用的因果關(guān)系檢驗—Granger因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表6所列。

表6 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

通過檢驗證明，在外匯儲備（lnDFER）的方程中，單變量檢驗中只有外商投資回報率（FROI）是引起外匯儲備變化的Granger原因，國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）、凈出口值（lnNX）、人民幣匯率（E）、人民幣利率（R）都不是引起外匯儲備變化的Granger原因，但五變量聯(lián)合檢驗中表明它們是共同引起外匯儲備（lnDFR）變動的Granger原因，且非常顯著。

在國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）的方程中，單變量檢驗中外商投資回報率（FROI）和人民幣匯率（E）是引起其變化的Granger原因，這也印證了中國經(jīng)濟發(fā)展依靠外資以及中國出口導向型經(jīng)濟發(fā)展中很大程度是依靠低估匯率而獲得市場競爭優(yōu)勢，而外匯儲備（lnDFER）、凈出口值（lnNX）、人民幣利率（R）不是其變化的Granger原因，但在聯(lián)合檢驗中，它們顯著都是共同引起國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的Granger原因。

在凈出口值（lnNX）的方程中，單變量檢驗中，只有外商投資回報率（FROI）不是引起其變化的Grang?er原因，其余四個因素外匯儲備（lnDFER）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）、人民幣匯率（E）、人民幣利率（R）都是致其變化的Granger原因，在聯(lián)合檢驗中，五個因素都是其顯著的Granger原因。

在外商投資回報率（FROI）的方程中，單因素只有人民幣匯率（E）是引起其Granger變化的原因，其余各項外匯儲備（lnDFER）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）、凈出口值（lnNX）、人民幣利率（R）都不是Granger原因，在聯(lián)合檢驗中，他們都是引起其變化的Granger原因。

在人民幣匯率（E）的方程中，單變量檢驗時，外匯儲備（lnDFER）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）、外商投資回報率（FROI）不是引起其變化的Granger原因，而凈出口值（lnNX）和人民幣利率（R）是引起其變化的Granger原因，五個變量在聯(lián)合檢驗中都是顯著引起其變化的Granger原因。

在人民幣利率（R）的方程中，每個變量都是引起其變化的個Granger原因，在聯(lián)合檢驗中也是如此。

綜上表明，檢驗結(jié)果和之前的理論是相符合的，國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnDGP）、凈出口值（lnNX）、外商投資回報率（FROI）、人名幣匯率（E）和利率（R）在VAR系統(tǒng)中是引起外匯儲備的變動主要原因。

（七）脈沖分析

VAR模型的動態(tài)分析一般采用“正交”脈沖響應函數(shù)來實現(xiàn)，而正交化通常采用Cholesky分解來完成，但是Cholesky分解的結(jié)果嚴格依賴于模型中變量的次序，因此本文采用廣義脈沖響應函數(shù)來克服上述缺點，其不依賴與變量的次序，EViews計算第j個變量的廣義脈沖時，是把第j個變量放在Cholesky分解次序中的第一個，然后再計算每一個變量的沖擊響應。

結(jié)果如圖6所示，在當期給lnGDP一個正沖擊后，lnDFER的影響在前期并不明顯，在第3期之后才開始有顯著的影響，且這個影響持續(xù)時間較長。這說明了國內(nèi)生產(chǎn)總值對外匯儲備的影響是緩慢而持久的，會有一定的滯后期，這里也意味著要改變國內(nèi)生產(chǎn)總值對外匯儲備的影響只能通過人為矯正或期待另一個沖擊，自行消退需要一個很長的時間。

在當期給予lnNX一個正沖擊之后，lnDFER立即發(fā)生變化，并在第六期之后趨于平穩(wěn)，這說明了凈出口值對外匯儲備的影響是即刻的，會在短時間內(nèi)自動消退，因為凈出口值是構(gòu)成中國外匯儲備的重要組成部分。

在FROI受到正沖擊的時候，lnDFER也立即受到了影響，并在第2期達到了峰值，第4期之后就幾乎沒有什么影響了，這說明外商投資回報率的變化可以立即引起外匯儲備的變化，資本是追逐利益的，而且流動速度極快，雖然中國對外國資本進入是有一定限制的，但這一因素還是有顯著的作用，而作用時間短，這是可以理解的，其中有個自動調(diào)節(jié)的作用，較高的外商投資率吸引外資進入之后，外匯儲備立即上升，隨著進入的外資增加，外商投資回報率下降，自動阻止外資的進一步進入，這一影響就逐漸自行消退。

在E受到正沖擊之后，lnDFER也馬上發(fā)生了變化，在第6期之后趨于平穩(wěn)，但第9期之后又開始變化。人民幣匯率變化馬上會引起外匯儲備變化，一方面是匯率變化直接引起外匯儲備實際價值變化，另一方面，投資者會瞬間對此進行反映，加大這個變化趨勢，之后漸漸平穩(wěn)，但隨后又引起外匯儲備的變化是因為，匯率的變化會影響到出口，進而影響外匯儲備的變化，尤其對于中國這類出口導向型經(jīng)濟，但因生產(chǎn)行為的改變需要一個較長的過程，所以在后面的期數(shù)里才顯出變化。

至于加一個正沖擊給R之后，lnDFER的變化也是立即的，人民幣利率這一因素對外匯儲備的影響和人民幣匯率對外匯儲備的影響大致是一致的，應該是由于這兩者之間高度的相關(guān)性結(jié)合在一起的，這里人民幣利率對外匯儲備的影響沒有表現(xiàn)出和外商投資回報率對外匯儲備一致的影響可以說明外資進入和中國國內(nèi)利率是無關(guān)的，外資進入基本是奔著中國近三十年來高額投資回報率來的，不是為了所謂的高利率。

圖6 各因素脈沖響應結(jié)果

（八）方差分解

脈沖響應函數(shù)只能描述VAR模型中內(nèi)生變量的沖擊對其他內(nèi)生變量造成的影響，而方差分解可以進一步分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，評價不同結(jié)構(gòu)沖擊重要性。

方差分解的結(jié)果參見表7，結(jié)果說明在短期中凈出口值（lnNX）和外商投資回報率（FROI）對外匯儲備（lnDFER）變化的貢獻率很高，這兩個因素就是在國際收支平衡表中直接影響經(jīng)常項目差額、資本和金融項目差額，進而直接影響到外匯儲備，但隨著時間的推移，其貢獻度會逐漸減低，但依舊會有一個比較大的貢獻度，這是由于這兩個因素本身的性質(zhì)造成的，它們作為短期因素，在長期中會漸漸消退。

國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）這一因素對外匯變動的貢獻度一開始不明顯，后來逐漸加大，并且很持久，證明其為長期影響因素。宏觀經(jīng)濟因素由于其龐大性，產(chǎn)生效應的速度總會偏慢，但影響是很持久的，由于中國經(jīng)濟以出口導向，這種情況會更加明顯，但隨著中國逐漸轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展的模式，未來這一影響是會逐漸降低的。

人民幣匯率（E）對外匯儲備的影響是及時的，但貢獻程度和其他的因素比起來是很小的，因為人民幣匯率要經(jīng)過一系列的傳導機制來作用到外匯儲備上，在一層層的傳導之間，由于各個因素之間的阻滯，這份貢獻度就減弱。隨著時間加長，這份貢獻率會上升，也是由于本身的性質(zhì)，傳導機制的拉長就會造成積累的效應。

表7 方差分析的結(jié)果

人民幣利率（R）對外匯儲備的影響是即刻的，但貢獻率也很小，也是因為這里的傳到機制會比較長，這中間又有損耗，利率的改變，引起國內(nèi)投資的變化，自然也會帶動一部分出口企業(yè)的投資增加，但還是有漏出的效應。出口企業(yè)投資的增加促使其產(chǎn)出的增加，使得經(jīng)常項目差額增加，順差增加，外匯儲備增加，但這其中也是有其他影響因素來阻礙這個進程，故貢獻度不大。

五、結(jié)論和政策建議

（一）結(jié)論

文本從國際收支平衡表直接出發(fā)，直接關(guān)注經(jīng)常項目差額、資本和金融項目差額，通過一系列傳導機制，在其中尋找影響外匯儲備的主要因素顯然更為合理。

在進行了時間序列的單位根檢驗和協(xié)整檢驗之后，本文通過建立VAR模型和參數(shù)估計，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值、凈出口值、外商投資回報率、人民幣匯率、人民幣利率和外匯儲備之間有很好的擬合程度，在Granger因果檢驗中發(fā)現(xiàn)，在外匯儲備的方程中，雖然單變量檢驗中只有外商投資回報率是引起外匯儲備變化的Granger原因，國內(nèi)生產(chǎn)總值、凈出口值、人民幣匯率、人民幣利率都不是引起外匯儲備變化的Granger原因，但五變量聯(lián)合檢驗中表明它們是共同引起外匯儲備變動的Granger原因，且非常顯著。

各個經(jīng)濟變量在引起外匯儲備變化的過程中作用時間也各不相同，在短期中凈出口值和外商投資回報率都占了很大分量，因為這兩項可以直接影響到國際收支平衡表中的經(jīng)常項目差額及資本和金融項目差額，進而影響外匯儲備，且這兩個項目的差額也是外匯儲備的主要來源，人民幣匯率和人民幣利率雖然也能立即影響外匯儲備，但影響力較小。在長期中，國內(nèi)生產(chǎn)總值對外匯儲備的影響程度較大。

（二）政策建議

（1）確保外匯儲備安全，合理配置資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。防范風險要在深入分析經(jīng)濟周期和市場走勢、全面評估風險狀況的基礎上，優(yōu)化貨幣資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，穩(wěn)步探索適應大規(guī)模多元化經(jīng)營的投資策略，有效提高風險管理水平。加強前瞻性研究，積極參與國際合作。積極探索戰(zhàn)略資產(chǎn)配置方法，加強對儲備經(jīng)營相關(guān)問題的跟蹤研究，加大對經(jīng)營決策的支持力度。

（2）增強外匯市場主體盈利能力，豐富外匯市場主體層次。創(chuàng)新外匯交易系統(tǒng)，進一步提升市場運行效率。實施詢價交易凈額清算，降低外匯市場運行成本與風險。促進外匯市場公平競爭，釋放外匯市場正確導向信號。

（3）構(gòu)建境內(nèi)機構(gòu)全口徑境外投資管理體系。境內(nèi)機構(gòu)境外直接投資外匯管理應擴大境外直接投資外匯資金來源。境內(nèi)機構(gòu)可使用如無形資產(chǎn)、人民幣購匯或?qū)嵨铩⒘舸婢惩饫麧櫟榷喾N資金來源進行境外直接投資。

（4）探索構(gòu)建更有效的結(jié)售匯的制度框架。為提高境內(nèi)機構(gòu)外匯資金使用效率，進一步促進貿(mào)易便利化，允許境內(nèi)機構(gòu)將具有真實、合法交易背景的出口收匯留存境外。

（5）完善合格機構(gòu)投資者制度，推進金融機構(gòu)資產(chǎn)效能。完善境內(nèi)外合格機構(gòu)投資者制度，拓寬境內(nèi)機構(gòu)和個人境外投資渠道。鼓勵境外機構(gòu)投資者進入境內(nèi)市場開展中長期證券投資和基金中長期投資。

［1］王群琳.中國外匯儲備適度規(guī)模實證分析［J］.國際金融研究，2008（9）：73-79.

［2］李巍，張志超.一個基于金融穩(wěn)定的外匯儲備分析框架——兼論中國外匯儲備的適度規(guī)模［J］.經(jīng)濟研究，2009（8）：27-36

［3］Machlup F.The Cloakroom Rule of International Reserves：Reserve Creation and Resources Transfer［J］.Quarterly Jour?nal of Economics，1965，79（3）：337-355.

［4］Couehene T J，Youssef G M.The Demand for International Reserves［J］.Journal of Political Economy，1967，75（4）：404-13.

［5］Miehael G Kelly.The Demand of Intemational Revseres［J］. The American Economic Review，1970，60：665-667.

［6］Frenkel J A，Mussa M L.The Efficiency of Foreign Ex?change Markets and Measures of Turbulence［J］.American Economic Review，1980，70（2）：374-381.

［7］Badrul Islam.Price，Income，and Foreign Exchange Reserve Elasticity for Asian Rice Imports［J］.American Journal of Agricultural Economics，1978，60（3）：532-535.

［8］Aizenman J，Marion N.International Reserve Holdings with Sovereign Risk and Costly Tax Collection［J］.The Economic Journal，2004，114：569-591.

［9］Summers Lawrence H.Lack of Fear Gives Cause for Concern［N］.Financial Times，2006-12-26.

［10］Joshua Aizenman，Jaewoo Lee.International Reserves：Pre?cautionary Versus Mercantilist Views，Theory and Evidence［J］.Open Economics Review，2007，18（2）：191-214.

［11］Mendoza E G.Sudden Stops，F(xiàn)inancial Crises，and Leverage［J］.American Economic Review，2010，100（5）：1941-1966.

［12］Dooley M P，F(xiàn)olkerts-Landau D，Garber P.The revived Bretton Woods system［J］.International Journal of Finance &Economics，2004，9（4）：307-313.

［13］Moritz C，Peter K.International Reserves，Growth and Ef?fective Demand［D］.Sydney：Australian School of Busi?ness，2008.

［14］盧鋒.中國國際收支雙順差現(xiàn)象研究：對中國外匯儲備突破萬億美元的理論思考［J］.世界經(jīng)濟，2006（11）：3-10.

［15］房永旭.中國外匯儲備過快增長的利弊分析［J］.現(xiàn)代商業(yè)，2008（17）：163.

［16］葉卓英，馬敬桂，魏君英.中國外匯儲備規(guī)模影響因素實證分析［J］.商業(yè)經(jīng)濟研究，2015（14）：72-74.

［17］巴曙松，朱元倩.基于可加模型的外匯儲備影響因素的實證分析［J］.金融研究，2007（11）：1-12.

［18］段潔新，王志文.中國外匯儲備增長的影響因素分析——基于因子分析的實證研究［J］.金融理論與實踐，2013（5）：77-79.

［19］劉詞.中國外匯儲備影響因素分析——基于協(xié)整檢驗與VECM模型［J］.經(jīng)濟研究導刊，2014（13）：133-137.

A Study on Decision Mechanism and Influential Factors of Foreign Exchange Reserves in China

WANG Zeng-lei,ZHANG Heng-yi
(School of Economics and Management,Hangzhou Normal University,Hangzhou 311121,China)

This paper,through the research of comparative analysis all over the world,measures the changes in foreign exchange reserves directly from the balance of international payments.The paper,choosing the relevant data about China,constructs the VAR model to make an empirical study in order to find the correlation between these factors and foreign exchange reserves,identifies the short-term factors and long-term factors that affect foreign exchange reserves and decomposes the contribution degree of various factors.The results show that:The gross domestic product(GDP)has a long-term effect on foreign exchange reserves and its contribution degree increases with time;The return on foreign investment and the net export value have short-term impacts on foreign exchange reserves with great contribu?tion degrees;The RMB exchange rate and the RMB interest rate are also short-term factors causing the changes in foreign exchange re?serves,but the contribution deggrees are smaller than others owing to their long transmission mechanism.

foreign exchange reserves;transmission mechanism;influential factor;VAR model

F74；F830.7

A

1007-5097（2017）07-0094-10

［責任編輯：張兵］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.07.013

2016-10-20

教育部人文社會科學研究基金項目（13YJC630220）

王增磊（1993-），男，浙江紹興人，經(jīng)濟學專業(yè)學生，研究方向：國際經(jīng)濟；

張恒義（1982-），男，河南葉縣人，講師，碩士生導師，管理學博士，研究方向：國民經(jīng)濟管理，國際經(jīng)濟。