影響我國外匯儲備因素的計(jì)量分析

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文影響我國外匯儲備因素的計(jì)量分析影響我國外匯儲備因素的計(jì)量分析外匯儲備是一個(gè)國家貨幣當(dāng)局持有的、可以隨時(shí)使用的可兌換外國貨幣的資產(chǎn)。狹義而言，外匯儲備指一個(gè)國家的外匯積累；廣義而言，外匯儲備是指以外匯計(jì)價(jià)的資產(chǎn)，包括現(xiàn)鈔、黃金、國外有價(jià)證券等。1994 年我國外匯管理體制進(jìn)行了重大改革：官方匯率和市場匯率并軌，建立銀行間外匯市場，取消企業(yè)外匯留成制,實(shí)行銀行結(jié)售匯制。外匯儲備隨之大幅度增長，從年初 212億美元激增至 516 億美元，凈增 304 億美元，一年內(nèi)增長 143%；1995、1996 兩年中，盡管政策變動因素減弱，但儲備漲勢依然強(qiáng)勁，到 1996 年底，國家外匯儲備

2、突破 1000 億美元，成為僅次于日本的外匯儲備第二大國。1997 年盡管爆發(fā)了亞洲金融危機(jī)，但外匯儲備似乎并未受到影響，仍然大幅增長，全年外匯儲備增量超過 1996 年，達(dá)到 348 億美元。1998年之后，亞洲金融危機(jī)滯后效應(yīng)開始凸現(xiàn)，而且由于世界經(jīng)濟(jì)形勢放緩，國家外匯儲備增幅明顯減緩，但絕對量仍在增加，到 2001 年年末，突破 2000 億美元大關(guān)，達(dá)到 2122 億美元。理論上，外匯儲備可以彌補(bǔ)一國國際收支逆差，提高對外支付能力，維護(hù)本國匯率穩(wěn)定，考慮我國的實(shí)際情況,，高額的外匯儲備對于我國抵御亞洲金融危機(jī)，維護(hù)香港經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定，加入世界貿(mào)易組織等都曾發(fā)揮了重要作用。但與此同時(shí)，過高的外

3、匯儲備量也會帶來嚴(yán)重的負(fù)面影響；儲備規(guī)模過大，會造成外匯資源閑置浪費(fèi)和機(jī)會成本上升，更為重要的是，作為連接國際收支和貨幣供給的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，超額的外匯儲備會導(dǎo)致利率、匯率、物價(jià)上漲率和產(chǎn)出量等經(jīng)濟(jì)變量之間產(chǎn)生激烈的沖突，損害貨幣政策獨(dú)立性和有效性，致使國家宏觀調(diào)控政策歸于無效。因此，理性的選擇應(yīng)使實(shí)際儲備量和適量儲備量相一致，使兩者達(dá)到動態(tài)平衡，從而趨利避害，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定地增長和發(fā)展。目前，國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)普遍認(rèn)為影響一國適度外匯儲備規(guī)模的因素有以下幾種：進(jìn)口規(guī)模、貿(mào)易差額、實(shí)際利用外資數(shù)額、國際收支、國家每年外債規(guī)模及匯率變動情況。而這些因素對于我國的外匯儲備規(guī)模的影響程度如何，下面將進(jìn)行討論。

4、一選取樣本選取 1989 年至 2004 年為樣本的選取區(qū)間，共 16 個(gè)樣本。外匯儲備額 Y，它的影響因素為：（1）當(dāng)年進(jìn)口規(guī)模；（2）進(jìn)出口貿(mào)易差額；（3）實(shí)際利用外資額；（4）國際收支經(jīng)常賬戶差額；（5）國家外債余額；（6）年平均余額（100 美元）；（7）國際資本賬戶差額。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局編著的中國統(tǒng)計(jì)年鑒，國家外匯管理局網(wǎng)站，中國人民銀行網(wǎng)站以及中經(jīng)網(wǎng)。年份外匯儲備Y（億美元）當(dāng)年進(jìn)口額X（億美元）進(jìn)出口差額I（億美元）實(shí)際利用外資 W（億美元）國際經(jīng)常賬戶差額 T（億美元）國家外債余額V（億美元）年平均匯價(jià)A（100美元）國際資本賬戶差額 R（億美元）198955505914-

5、6610059-43174130376513724199011093533587410289119975255478323225199121712637981211554132760565323380321992194438059435192026401693255146-25119932119910396-12223892-1190383575762023474199451620115625394321276589281861873264419957359713208167048133161810659835103867519961050491388312225480431643116288

6、31423996719971398901423740426440829717130968289821015199814495914024434758557293231460482791-632119991546751657029235265921114151838278351802000165574225092411593562051914573827841922200121216524355225549672174051701182770347152002286507295203043550113542217136827703229120034032514128125535614045875

7、1936682770527262004609932561383198600006866022859682768110660二計(jì)量分析1回歸分析選用“當(dāng)年進(jìn)口額 X”、“國際經(jīng)常賬戶差額 T”、“國際資本項(xiàng)目差額 R”、“進(jìn)出口貿(mào)易差額 I”、“實(shí)際利用外資 W”、“國家外債余額 V”和“年平均匯價(jià) A”作為解釋變量。 “外匯儲備 Y”作為應(yīng)變量。通過對 Y 的回歸進(jìn)行多元線性擬合，大概估計(jì)出各解釋變量對應(yīng)變量的影響程度。Y=0 +1+2+3+4+7R根據(jù)表中所列數(shù)據(jù)，進(jìn)行多元線性擬合得到：表 1Dependent Variable: Y Method: Least SquaresDate: 0

8、3/13/07Time: 12:53 Sample: 1989 2004Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-96.42745188.2248-0.5122990.6223X0.7634760.1056647.2255080.0001I1.2905770.4383342.9442750.0186T0.8859530.3556492.4910920.0375W-0.1221550.406348-0.3006170.7714V0.6100450.2995592.0364790.0761A-1.

9、4485630.460459-3.1459100.0137R0.6546610.2100383.1168660.0143R-squared0.998180Mean dependent var1516.385Adjusted R-squared0.996588S.D. dependent var1645.826S.E. of regression96.13192Akaike info criterion12.27617Sum squared resid73930.77Schwarz criterion12.66247Log likelihood-90.20938F-statistic626.95

10、28Durbin-Watson stat1.842260Prob(F-statistic)0.000000-96.42745+0.763476+1.2905770.122155+0.885953+0.6100451.448563+0.654661R(188.2248)(0.105664)(0.438334)(0.355649)(0.406348)(0.299559） (0.460459)(0.210038)t=(-0.512299)(7.225508)(2.944275)(2.491092)(-0.300617)(2.036479)(-3.145910) (3.116866)r2=0.9981

11、80 S.E.=96.13912 F=626.9528由626.9528>（7，8）3.50 (顯著性水平=0.05)，表明模型從整體上來看是顯著的2多重共線性由于經(jīng)濟(jì)變量之間可能存在高度相關(guān)性，因此我們還需要對變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)進(jìn)行計(jì)算。表2 XITWVARX10.514681599 0.843421165 0.600893174 0.905572951 0.536892449 0.820156021426475865167873162I0.51468159910.736971219 0.733745864 0.748782940 0.712506853 0.19868893942

12、621592209413312T0.843421165 0.73697121910.599693202 0.831830857 0.560975754 0.650956909475215512414103975W0.600893174 0.733745864 0.59969320210.831182255 0.926726490 0.43414225786592512184835553V0.905572951 0.748782940 0.831830857 0.83118225510.778953374 0.647507214167209414184451342A0.536892449 0.7

13、12506853 0.560975754 0.926726490 0.7789533741 0.427415908873413103835451293R0.820156021 0.198688939 0.650956909 0.434142257 0.647507214 0.427415908 1162312975553342293從表 2 中我們可以看出，一些解釋變量之間存在高度的相關(guān)性。同時(shí)從表 1 中也可以看出， W、V、A 變量的參數(shù) t 值并不顯著(顯著性為 0.05，t0.025(14)=2.145)。表明模型中一些解釋變量確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。對此我們必須進(jìn)行修正。（1）運(yùn)用

14、 OLS 法逐一求 Y 對各個(gè)解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)意義選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。經(jīng)分析七個(gè)一元回歸模型，外匯儲備 Y 對當(dāng)年進(jìn)口額 X 線性關(guān)系強(qiáng)，擬合程度高，即：表3 Dependent Variable: Y Method: Least SquaresDate: 03/12/07Time: 21:16Sample: 1989 2004Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-631.9788102.4316-6.1697630.0000X1.1716920.0450

15、3126.019630.0000R-squared0.979740Mean dependent var1516.385Adjusted R-squared0.978293S.D. dependent var1645.826S.E. of regression242.4845Akaike info criterion13.93622Sum squared resid823182.1Schwarz criterion14.03279Log likelihood-109.4898F-statistic677.0209Durbin-Watson stat1.130142Prob(F-statistic

16、)0.000000Y=-631.9788 +1.171692X (102.4316) (0.045031) t=（6.169765）(26.01963)r2=0.979740 S.E.=242.4845 F=677.0209(2) 逐步回歸。將其余解釋變量逐一代入上式中。代入 W:Y=-697.9190+1.151973X+0.236068W(156.4964)(0.057750) (0.415434)t= (-4.459648) (19.94762)(0.568246) r2=0.980231 S.E.=248.5699 F=322.3002W 未通過 t 值檢驗(yàn)，從模型中刪去。代入 V:Y

17、=-843.4460+1.043349X+0.364493V(182.8661) (0.102814)(0.264674)t=(-4.612369) (10.13809)(1.377140) r2=0.982319 S.E.=235.0746 F=361.1358V 未通過 t 值檢驗(yàn)，從模型中刪去。代入 A:Y=-737.6959+1.60786X+0.172544A(305.6385) (0.055104)(0.468033)t=(-2.413622) (21.06533)(0.368658) r2=0.979950 S.E.=250.3329 F=317.6853A 未通過 t 值檢驗(yàn)，

18、且對Y 的影響并不顯著，從模型中刪去。代入 I:Y=-716.3333+1.099851X+1.215557I(78.33419) (0.038366)(0.334106)t=(-9.144580) (28.66728 )(3.638240) r2=0.989961 S.E.=177.1302 F=641.0062I 對 Y 的影響顯著，并通過 t 值檢驗(yàn)，引入模型中。代入 T:Y=-645.9399+0.984447X+0.559716I+1.271460T (68.61970)(0.052115) (0.360729)(0.459833)t=(-9.413330)(18.88983) (1

19、.551622)(2.765044) r2=0.993868 S.E=144.0897 F=648.3365T 值提高了模型的擬合程度，但導(dǎo)致 I 的 t 值不顯著。說明 T、I 之間有嚴(yán)重的多重共線性。再將T 代入只含 X 的模型中試驗(yàn)。Y=-597.9176+0.960644X+1.740598T (64.47387) (0.052433)(0.364726)t=(-9.273797) (18.32130)(4.772350) r2=0.992638 S.E.=151.6897 F=876.4106T 對Y 的影響顯著，其擬合程度高于 I，因此從模型中刪除 I。代入：=-600.8364+

20、0.969378X+1.7314600.044784 (68.94821)(0.072956) (0.382488)(0.248684)t=(-8.714315)(13.28712) (4.526840)(-0.180084) r2=0.992658S.E.=157.6708F=540.7979 對的影響不顯著，從模型中刪去。經(jīng)過上述逐步回歸分析，表明對、的回歸模型最優(yōu)。表Dependent Variable: Y Method: Least SquaresDate: 04/12/07Time: 22:35 Sample: 1989 2004Included observations: 16V

21、ariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-597.917664.47387-9.2737970.0000X0.9606440.05243318.321300.0000T1.7405980.3647264.7723500.0004R-squared0.992638Mean dependent var1516.385Adjusted R-squared0.991505S.D. dependent var1645.826S.E. of regression151.6897Akaike info criterion13.04891Sum squared

22、 resid299127.1Schwarz criterion13.19377Log likelihood-101.3913F-statistic876.4106Durbin-Watson stat2.351867Prob(F-statistic)0.000000圖示為2001000-100-200-300909294969800020480006000400020000-2000ResidualActualFitted3自相關(guān)性。由表知2.351867，在給定顯著性水平為 0.05，查表，n=16,k(解釋變量)=2，得下限臨界值 dL=0.982,上限臨界值 du=1.539, 因?yàn)?du

23、<DW<4-du,根據(jù)判定區(qū)域知，隨機(jī)誤差不存在一階自相關(guān)4異方差檢驗(yàn)為保險(xiǎn)起見，將 White 檢驗(yàn)和 ARCH 檢驗(yàn)結(jié)合起來。（1）White 檢驗(yàn)先在 Eviews 中打開X、T 對 Y 的回歸方程，然后在view 中選擇 Residual Tests White Heteroskedasticity (cross terms)。得：表 5White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.448020Probability0.804597Obs*R-squared4.839574Probability0.435771Test Equatio

24、n:Dependent Variable: RESID2 Method: Least SquaresDate: 05/12/07Time: 16:14 Sample: 1998 2004Included observations: 7VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C109392.7115356.90.9482980.5169X-52.01210142.5064-0.3649810.7772X20.0033210.0392270.0846740.9462X*T0.1802500.4347350.4146200.7498T-35.7858

25、3736.6944-0.0485760.9691T2-1.2433182.528455-0.4917300.7091R-squared0.691368Mean dependent var17608.10Adjusted R-squared-0.851794S.D. dependent var18665.83S.E. of regression25400.58Akaike info criterion22.89131Sum squared resid6.45E+08Schwarz criterion22.84494Log likelihood-74.11957F-statistic0.44802

26、0Durbin-Watson stat3.191289Prob(F-statistic)0.8045970.05計(jì)算 n*R2=7*0.691368=4 .839576< c 2(5) =11.0705,接受原假設(shè)，隨機(jī)誤差不存在異方差。（2）ARCH 檢驗(yàn)。加入 Y 的殘差平方和 E2（=resid2）在工作表中。在 OLS 對話框里鍵入：E2 C E2(-1) E2(-2) E2(-3) E2(-4)輸出結(jié)果為：表 6Dependent Variable: E2 Method: Least Squares Date: 05/12/07Time: 16:48Sample(adjuste

27、d): 1998 2004Included observations: 7 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-23408.6477933.21-0.3003680.7922E2(-1)0.9069170.6924781.3096700.3205E2(-2)-0.2796221.127537-0.2479930.8273E2(-3)0.8932310.6002681.4880550.2751E2(-4)0.0595431.1792400.0504930.9643R-squared0.64

28、9682Mean dependent var20858.81Adjusted R-squared-0.050954S.D. dependent var20698.15S.E. of regression21218.93Akaike info criterion22.93898Sum squared resid9.00E+08Schwarz criterion22.90035Log likelihood-75.28644F-statistic0.927274Durbin-Watson stat1.442716Prob(F-statistic)0.577914計(jì)算(n-p)r2=(7-4)*0.649682=1.949046< c 2 0.05(4)=9.48773,故模型隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差。三模型分析從上面的模型中可以得知對我國外匯儲備規(guī)模增長的決定因素主要是當(dāng)年進(jìn)口額和國際收支經(jīng)常項(xiàng)目下差額。另外，從表中也可以看出，進(jìn)出口貿(mào)易差額、年平均匯率 、外債余額、資本項(xiàng)目差額與外匯儲備的相關(guān)系數(shù)分別為 1.290577、0.610045、