【优品论文】-《我国外汇储备的适度性分析》

中国外汇储备的适度性分析 1摘要：外汇储备的快速增长使得外汇储备的适度性问题一直是经济界探讨的话题。本文从经济因素的角度运用协整分析和误差修正模型来建立外汇储备需求量的计量模型，并采用中国 19822003 年的宏观数据进行实证分析，得出结论是我国的外汇储备量不是多了而是少了。关键词：外汇储备、格兰杰因果检验、协整检验、向量误差修正近年来，随着中国经济的迅速发展，资本项目和经常项目连年顺差，我国的外汇储备快速增长，截至 2004 年 9 月末，我国外汇储备已达到 5145 亿美元 2。而我国的外汇储备主要是借入储备，强制结售汇制使得我国的外汇储备不仅是官方储备，更是整个社会对外的支付能力，所以外汇储备是否适度的问题已成为经济学界讨论的一个主要话题了，而且仁者见仁，智者见智，各人看法不一。本文试图从经济因素的角度来分析适度性。一、相关文献回顾在对外汇储备适度规模的研究上，国内关于这方面的文献很多。总的来说，目前存在两种截然相反的观点。一种观点认为目前我国外汇储备的规模是充足的、甚至某种程度上是过量的。胡援成（1997）分析了我国当时外汇储备状况，提出从收益和成本两方面综合考虑的理论适度规模模型。吴丽华运用阿格沃尔模型，对外汇储备的收益和成本做了对比分析，测算出我国的适度外汇储备水平，并得出结论：我国的外汇储备量过多，应对外汇储备资产进行有效管理，1 本文是中国人民银行武汉分行 2004 年度重点课题的阶段性成果，课题编号 WB20042122 引自中国人民银行货币政策分析小组， “中国货币政策执行报告2004 年第三季度” ， 金融时报，2004年 11 月 17 日。将超量的外汇储备按一定的比例投资于外国政府债券、存入外汇银行、投资国外房地产与股票、进口一部分国内急需的关键技术与设备。王国林（2003）运用 IMF 衡量国际储备是否充足的 3 个定量指标推算出 19912000 年外汇储备的适度值，得出我国外汇储备是充足的，规模也是适度的。时建人、郭恩才(2001)运用国际上通常采用的 3 个客观指标来计算所谓的我国外汇储备适度规模，结果表明我国的外汇储备大大高于国际公认的合理储备水准。此外，张鹏（2003） 、吴念鲁（2003）认为我国当前的外汇储备量过多，是对资源的一种浪费，提出应对外汇储备资产进行有效管理。许承明(2001)在 Frenkel 的外汇储备需求模型基础上(Frenkel，1979) ，得到的结论是：20 世纪 90 年代以来, 我国实际外汇储备大多年份处于“相对过剩状态”。另一种观点却认为目前我国外汇储备严重不足，且在可以预见的将来也很难提高到适度的水平，例如刘斌(2000)以货币供应量决定论为理论基础，通过与亚洲金融危机国家和地区的国际比较，认为我国目前外汇储备严重不足。管于华(2001)发现根据现行公布的国家外汇储备数据得到的结论是我国近年的外汇储备大大超出适度规模标准的上限，而根据调整后的国家外汇储备数据得到的结论却是我国的外汇储备远在适度规模标准的下限以下，这说明我国的外汇储备不是偏多而是偏少。二、现行的外汇储备规模理论当前国际上通行的外汇储备规模理论主要是有定性分析和定量分析。定性分析法的基本思路是由于外汇储备的短缺或过剩会直接影响到某些关键的经济变量，考虑相关经济变量的变化可以判断外汇储备是否达到适度。70年代中期由 R.J.Carbangh 和 C.D.Fan 等经济学家提出的 “定性分析法”，它将对储备适度规模的研究扩大到对一国整个国际清偿力的研究，分析了影响一国外汇储备需求量的六方面因素：一国储备资产质量；各国经济政策的合作态度；一国国际收支调节机制的效力；一国政府采取调节措施的谨慎态度；一国国际清偿力的来源和稳定程度以及国际收支的动向和经济状况。定量分析法的基本思路是选择影响外汇储备变化的主要因素，建立它们之间的关系，主要有比例分析法、成本收益法、回归技术法等。比例分析法：是西方经济学家比较推崇的一种简便易行的测算方法，这种分析方法是采用外汇储备与其他一些变量的比例水平和变化情况来测算储备需求的最适度水平。其中最为普遍使用的是特里芬（R.Triffin）在黄金与美元危机中详细论述的储备进口比例（R/M）分析法，他认为一国的外汇储备只要能满足 23 个月的进口支付所需就达到最优。由于该理论是在 20 世纪 60 年代国际资本流动规模较小的情况下提出的，忽视了日益活跃的国际资本流动的影响，忽视了对外债务偿还的需要，在经济和金融全球化快速发展的今天已不适应。成本收益法：利用了微观经济学的厂商理论，即边际成本等于边际收益，从而达到一种利润最大化的最适度状态，Heller 和 Agarwal 的模型就是其中的代表。Heller 融合成本收益分析理论以及概率论原理，并结合运用机会成本的概念，发展出一套外汇储备的随机理论，并建立了实证模型，用以计算各国的最适外汇储备额。阿格沃尔模型则充分考虑了发展中国家的特点，对相关因素的研究较为全面，并切合实际。回归分析法：20 世纪 60 年代后期，西方的一些经济学家广泛使用回归分析法，对影响一国适度储备量的诸多因素进行回归分析，建立关于适度储备量的经济计量模型。其中比较有代表性的模型是 M.J.A.Frenkel 的双对数模型和M.A.Lyoha 的动态模型。相对于比例分析法，回归分析法使得对于适度储备量的衡量更加数量化和精确化，同时考虑了影响储备的诸多因素，引进了诸多独立的经济变量，从而使得对适度储备量的分析更加全面，并且不再局限于传统的静态分析，将适度储备量的分析动态化。Frenkel 模型较好地研究了一国国际收支变动、进口水平和平均进口倾向等因素对其储备水平的影响，并且验证了发达国家与发展中国家储备水平的差异性。M.A.Lyoha 则认为发展中国家的储备需求取决于预期出口收入、进口支出的变动率、持有外汇资产的利率和一国经济开放程度，并利用滞后调整模式确定储备量。然而就回归分析法而言，在对储备需求模型的早期研究中，主要依赖过去的经验数据对函数的变量进行回归和相关分析，这样就隐含了一个假设：以前的数据都是合理的，即实际持有量为需求量；并且历史的储备变动趋势也适用于未来的情况，然而这与实际情况不符。三、影响外汇储备需求的主要因素在现在的国际形式下，影响一国外汇储备需求量的因素非常的多，如一国的对外开放程度、经济发展程度以及一国的汇率制度等都将影响到该国的外汇储备需求量，本文仅就几个主要的因素进行定性分析，并运用中国的统计数据进行回归分析，以期获得影响中国外汇储备需求量的主要因子，并能得到它们对外汇储备的影响程度，以预测外汇储备的实际需求量。1、经济发展规模和速度。一国的经济发展程度和水平不一样，对外汇储备水平的需求也不一样。根据经验分析可知，一般而言，低收入国家的外汇储备比高收入国家的多，发展中国家的比发达国家的多，经济发展程度与外汇储备成正比。一般可用 GDP 及其增长率来度量。2、对外依存度。一般而言，国民经济的对外依存度提高，外汇储备的规模也应相应提高，两者成正相关关系。通常可用当年进出口贸易总额或进口总额占国民生产总值或国内生产总值的比值来衡量。3、当年应偿还的外债本息。由于我国实行银行结售汇制，外汇指定银行只能保留少量周转外汇，外债的本息的偿还多数还是要通过银行到外汇市场购汇来实现，最终还是要动用外汇储备。在实际测算中，该项可以用每年的短期外债来衡量。一般而言，短期外债少，所需外汇储备就少；否则就越多。4、外商直接投资收益回流。吸引外资加快国民经济发展是我国的一项基本经济政策，随着我国对外开放的扩大，外商直接投资增加，外资在我国经济发展中的贡献率越来越大，投资获得的回报水平也较高，其利润回流所需付汇需求也在逐渐增加。但长期而言，外商的直接投资最终都要回流的，因此在本文中，我们直接采用外商每年的直接投资来计算。5、成本收益的差异。我国的外汇储备资产主要以美元和美国政府债券为主，美元主要存在国外的银行获取低额的利息，而美国政府债券的收益率也是非常低的。而持有外汇储备的机会成本则是所持有的外汇储备而不将其用于投资以获得利润的潜在损失。从美国的货币市场利率和其存款利率的关系可看出这两个利率在数值上基本相等，因此可通过国内市场和美国市场的存款利率差来表示外汇储备的成本和收益差。6、维持汇率稳定和防范风险的需求。由于我国实行的是有管理的浮动汇率制，但实际上浮动范围很小，基本上处于盯着美元的固定汇率上，为了维持人民币和美元的汇率稳定，我国必须拥有一定的外汇储备以备不时之需。在本文中选用实际有效汇率（ ）来作为一个测算指标，以反映我国的国际竞争tRE力。四、我国外汇储备的模型建立在实际测算我国适度外汇储备规模时，既要照顾到理论本身的要求，又要确保相关数据是可以获得或可估计的。在尽可能收集以上基本经济变量的数据基础上，我们首先考虑影响外汇储备适度规模的基本经济因素，然后逐步剔除，直至选出与我国外汇储备规模存在协整关系并适用我国经济状况的基本经济要素。本文采用 19822003 年的年实际外汇储备 、实际有效汇率 、短Rre期外债 、海外直接投资 、美中存款利率差 和外贸依存度 的debt FDI ratewm年度数据 1，其中外贸依存度使用进出口总额和 GDP 的比值来计算。（一）单位根检验如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，则这个序列是非平稳的时间序列，单位根检验是检验变量之间是否具有稳定关系的一个必要过程。几乎所有表示绝对量指标的宏观经济变量（时间序列）都是非平稳的，具有时间趋势，因此有必要先做单位根检验，然后再决定是否要进行协整检验。而自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差，所以我们对那些基本经济变量取自然对数。由于复利为 ，re对其取自然对数为 ，因此仍用利率 来表示。rrate单位根检验主要有 检验、 检验和 检验，本文采取 检验方法进DFAPP行平稳性检验，时间序列的平稳性检验结果见表 1。由表 1 可以看出，时间序列 ，)ln(debt1 数据来源于 ifsonline、中国统计年鉴 2003、中国对外经济贸易年鉴、中国经济年鉴以及国研网， ， ， ， 经过一阶差分达到平稳，所以都是一)ln(FDI)l(re)ln(wmrate)ln(R阶单整序列。表 1、时间序列的 单位根检验P变量 统计量P临界值 AICS检验形式 ),(ktc结论)ln(debt-0.3561 -3.7856* 1.04 1.14 2,0不平稳-5.3009 -3.8067* 1.03 1.13 ,c平稳)ln(FDI-1.9493 -3.7856* 0.23 0.33 2,0不平稳-1.9060 -1.9592* 0.15 0.20 ,平稳)ln(re-2.5227 -3.7856* -1.67 -1.57 2,0c不平稳l-2.5122 -1.9592* -1.54 -1.49 ,平稳)ln(wm-2.1049 -3.7856* -1.43 -1.36 2,0c不平稳l-4.1875 -3.8067* -1.20 -1.10 ,平稳rate-1.7854 -3.7856* 4.51 4.61 2,0c不平稳-3.8541 -3.8067* 4.61 4.71 ,平稳)ln(R1.7907 -2.6819* 1.10 1.15 2,0不平稳l-2.5524 -1.9592* 1.09 1.14 ,平稳注：（1）检验形式中的 和 表示带有常数项和趋势项， 表示滞后阶数；（2）ct k检验的临界值来自软件 EVIEWS3.1；（3）滞后期 的选择标准是以 和 值最小为P AICS准则；（4） 表示变量序列的一阶差分；（5）* 、*、* 分别代表在显著水平为1、5和 10下的临界值（二）格兰杰（Granger）因果检验经济时间序列经常出现伪相关问题，经济意义表明几乎没有联系的序列却可能计算出较大的相关系数，格兰杰因果检验可用于检验时间序列之间是否存在因果关系。我们利用 Eviews3.1 对各经济变量和外汇储备做因果性检验，通过检验分析得出（见表 2） ，在 10的显著性水平下，海外直接投资、外贸依存度、利率差和实际有效汇率都是外汇储备的导因，但短期外债和外汇储备之间互不为格兰杰成因。表 2：外汇储备与经济变量的 Granger 因果关系检验结果Null Hypothesis: Obs F-Statistic ProbabilityLNR does not Granger Cause LNDEBT 20 1.92634 0.18005LNDEBT does not Granger Cause LNR 2.12919 0.15347LNR does not Granger Cause LNFDI 20 2.45654 0.11944LNFDI does not Granger Cause LNR 6.51086 0.00921LNWM does not Granger Cause LNR 20 5.51214 0.01605LNR does not Granger Cause LNWM 0.52604 0.60145RATE does not Granger Cause LNR 20 2.56811 0.10986LNR does not Granger Cause RATE 2.94727 0.08326LNR does not Granger Cause LNREER 20 0.62933 0.54645LNREER does not Granger Cause LNR 5.47079 0.01643（三）协整检验（Cointegration Test）协整检验的目的是研究 维向量单位根过程的各分量之间是否存在着某种n长期的均衡关系，其基本思想是，如果两个或两个以上的时间序列是非平稳的，但它们的某种线性组合却表示出平稳性，则这些变量之间存在长期稳定性，即存在协整关系。协整检验一般有两种方法， 两步法和 检验法，本文采用EGJ后者即 多变量系统极大似然估计法进行协整检验。由于从格兰杰因果Johanse检验中得到短期外债和外汇储备之间没有因果关系，我们可以认定短期外债和外汇储备之间相互独立；另用剔除法进行检验时(结果见表 3)，检验结果接受原假设，即可以剔除变量 ，因此在协整检验中，我们忽略外债，对其他的)ln(debt经济变量进行检验，协整检验结果见表 4。 极大似然估计的检验结果Johanse表明： 与 ， ， 和 之间存在 3 个协整关系，考)ln(R)lFDI)ln(re)l(wmrt虑经过标准化的协整系数，并将协整关系写成数学表达式，并构成误差修正项。vecm表 3:剔除变量 的检验结果)ln(debtRedundant Variables: LNDEBTF-statistic 0.890716 Probability 0.359318Log likelihood ratio 1.191858 Probability 0.274955表 4： Johansen 极大似然估计结果特征值 似然比 5的临界值 1的临界值 协整方程个数假定0.821568 100.7663 68.52 76.07 None *0.776786 66.29536 47.21 54.46 At most 1 *0.702463 36.30289 29.68 35.65 At most 2 *0.437160 12.05855 15.41 20.04 At most 30.027774 0.563348 3.76 6.65 At most 4注：*代表在 5的置信水平下拒绝原假设，临界值来源于软件 Eview