外汇储备增长的原因分析汇总

我国外汇储藏的现状及影响因素分析、研究背景是一国外汇储藏是一国储藏资产中的外汇局部，是一国政府保有的以外币表示的债权，也是一个国家货币当局持有并可以随时兑换外国货币的资产；与黄金储藏、特别提款权以及一国在国际货币基金组织中可以随时动用的款项一起构成该国的储藏资产。狭义而言，外汇储藏是一个国家经济实力的重要组成局部，用于平衡国际收支，稳定汇率，归还对外债务的外汇积累。广义而言，外汇储藏是指以外汇计价的资产，包括现钞、国外银行存款、国外有价证券等。是一国截至2021年底我国的外汇储藏规模到达了3.18万亿美元，与去年同期相比增量为3338.1亿美元，增速为11.72%O数据说明，近年来在基数较大的根底上，我国的外汇储藏依然保持了高速的增长。自 2021年金融危机之后，我国外汇储藏的年均增长量高达4132亿美元。1982年至2021年短短的30年间，我国的外汇储藏由最初的69.86亿美元占当时国内生产总值的2.5%,开展到至今的31811.48亿美元、占国内生产总值的43.45%,增长了近455倍。由此可见改革开放之后我国经济取得了飞速的开展，经济实力显著增强。但是外汇储藏并不是越多越好，近年来我国规模如此巨大的外汇储藏也对我国的经济开展产生了一些负面的影响。因此，结合我国的具体国情找出我国外汇储藏的影响因素，对于研究我国外汇储藏的适度规模，以及外汇储藏的管理都具有十分重大的意义。二、研究现状在20世纪70年代布雷顿森林体系崩溃，各国货币纷纷与美元挂钩实行浮动汇率制，使得外汇市场上汇率频繁波动的背景下，研究一国外汇储藏适度规模及其影响因素的理论不断涌现。其中比较具有代表性的有以下几种：以经济学家阿格沃尔为代表的时机本钱说，该理论认为一国的外汇储藏需求由其持有储藏的边际本钱和边际收益来决定，的适度储藏需求应是其持有储藏边际本钱和边际收益到达的均衡时的储藏要求。支逆该模型中考虑的指标为一国收差最高额、-国收支逆差概率、资产产出比、 洎加洛広中的讲口含畐以阳讲口的生产性物品占总产岀的比率。该模型考虑了开展中国家的特点，在理论上比较完备，但是模型中有许多变量难以精确的表示。以H•约翰逊等为代表的货币主义学派从国际收支的角度研究一国外汇储藏的适度规模问题。该学派认为外汇储藏的需求主要取决于一国国内货币供给量的增减。理论中所依据的变量为货币供给量。这种分析方法在解释长期外汇储藏行为方面有所帮助，但是却无法从中得出一国外汇储藏的水平。以美国经济学家罗伯特•特里芬为代表的学派认为一国的外汇储藏量要与该国的贸易进出口额保持适当的比例。该理论虽然为外汇储藏的控制提供了一个参考指标，但是却忽略了对其他可能影响外汇储藏的因素的分析。以R-J卡包尔和CD•范为代表的经济学家釆用定性分析法。该理论指出一国外汇储藏需求量受一国储藏资产质量、经济政策的态度、国际收支调节机制的效力、政府釆取调节措施的谨慎态度、该国所依赖的国际清偿力的来源及稳定的程度、国际收支的动向以及一国的经济状况等6个方面因素的影响。外债规模与储藏存量比例关系说，该理论认为一国外债规模与外汇储藏量之间应保持一定的正比例关系，即一国应把外汇储藏规模维持在其外债总额的30%左右。但是以上这些关于外汇储藏适度规模及其影响因素的理论大都是基于兴旺国家的现实情况，对于我国来讲其适用性自然会受到一定的限制。 因此，基于我国的特殊国情，找出影响我国外汇储藏的各个因素，对于我国外汇储藏适度规模的研究，以及外汇储藏的管理都具有十分重要的意义。本文在这些关于外汇储藏适度规模理论及其应用的根底上， 结合我国的经济实际以及国际环境的影响，选取适宜的变量。釆用代表经济总量的国内生产总值、外商在华直接投资、进口总额、出口总额、外债余额、美元兑人民币汇率、广义货币供给量M2以及代表2021年金融危机对我国经济影响的虚拟变量D1等八个变量，在对各个指标1985年--2021年数据进行实证分析的根底上，找出影响我国外汇储藏的因素，并分析各个因素对外汇储藏的具体影响。并尝试在此根底上对我国的外汇储藏适度规模的管理提出建议。三、我国外汇储藏的现状我国外汇储藏的开展变动改革开放之后随着我国经济的飞速开展，我国的外汇储藏规模也随之迅速增长。表一反映了我国1985年至2021年我国外汇储藏及其增长量、增长速度的变化情况。由表中数据可以看出，我国的外汇储藏规模发生了巨大的变化。 由1985年的26.44亿美元开展到至今的31811.48亿美元，增长了近1200倍。但是由图一可以看出这一变化并非突变式的，而是经历了一个从缓慢增长到快速增长的过程。外汇储藏增fi□外汇储藏增fi□□1990年我国的外汇储藏首次突破了 100亿美元，1996年首次突破了1000亿美元。在1994年外汇体制改革到1997年东亚金融危机爆发期间，我国外汇储备实现了首次快速增长，每年增加近300亿美元，平均增速到达了65.49%O在1998-2000年间受东亚金融危机及其滞后影响，我国外汇储藏保持低速增长，年均增长量由危机之前的296.73亿美元减至90亿美元，平均增速也由65.49%降至5.7%。受2000年我国参加WT0勺影响，从2001年开始，我国外汇储藏又恢复了高速增长的势头，并在当年年底首次突破了2000亿美元，到2002年年底，我国的外汇储藏总量仅次日本居世界第二。此后一直保持着较高的增速和增幅，年均增量到达了3216.38亿美元。在2006年年底我国外汇储藏总额到达10663.44亿美元，首次突破一万亿大关。之后受2021年次贷危机引发的国际金融危机的影响,世界各经济体包括我国的主要贸易对象在内均受到较大的冲击，我国的出口受到影响，此后我国的外汇储藏增速有所放缓。但是由于依然保持增长的其实，至U2021年已经到达23991.52亿美元,高居世界之首。表一我国外汇储藏数据年份1cou国家外汇储藏〔亿美元〕cV/I/I增量〔亿美元）国家外汇储藏的增长速度〔％匚"oc/Iu19851cor26.44-55.76 ure -67.8345C1recc198620.72-5.72-21.633919871CiOo29.23ccrc8.5144C41.0714 1uCVC 198833.72 七u七 4.4915.3609 r』uccr 198955.521.7864.59071990110.9355.4399.87391991217.12106.1995.727 1 』 1992194.43-22.69-10.4504 cCC1u 1993211.9917.569.03151994516.2304.21143.50211995735.97219.7742.574619961050.29314.3242.708319971398.9348.6133.1918 1998 ——1449.59 ——50r69—— 3.6236 19991546.75 1rwr/I 97.161c\c\cc6.702620001655.74108.997.046420012121.65cor4r\^i465.9128.1391C420022864.07742.4234.9926 』CrCW 20034032.511168.4440.7965 u1cucr 2004 6099.322066.8151.2537 c』cure 20058188.722089.434.2563200610663.44 1uCOC/Ic 2474.7230.22114ccier200715282.494619.0543.3167ercere202119460.34177.8127.3372202123991.524531.2223.2844202128473.384481.8618.681202131811.483338.111.7236数据來源：中国外汇管理局官网我国外汇储藏的规模现状〔外汇储藏规模的适度性分析〕外汇储藏作为一个国家经济金融实力的重要标志， 它是弥补一国国际收支逆差、 促进宏观经济平衡、稳定木币汇率以及维护国家和企业国际信誉的有力保证。 随着世界经济一体化的不断深化和全球资木流动的加速， -国的经济更容易受到其他国家经济影响， 同时一旦一国遭遇经济危机或是金融危机， 与之经济联系密切的各个国家将很快被传染和涉及， 并迅速传递到世界各国。因此，外汇储藏越来越成为一国实现国内外经济均衡与稳定. 防范和化解国际金融风险的重要工具但是外汇储藏并非越多越好，如今我国规模巨大的外汇储藏己经对我国经济的开展产生了一些负而影响。因此，保持适度规模的外汇储藏对于我国经济的持续健康开展是十分重要的。对于研究外汇储藏的适度规模的理论，其中可以量化的，应用比较广泛的有“储藏口比例法〃和“外债规模与储藏量比例法〃0前者认为，假设排除一些短期或随机因素的影响，一国的外汇储藏与它的贸易进口额之比应保持适度的比例，这个比例以 40%八标准,2。%为最低限。而“外债规模与储藏量比例法〃认为一国应把外汇储藏维持在其外债总额的 40%右。假设依据这两种方法作为参考那么我国的外汇储藏规模早己经超过了适度规模， 属于超额储藏。600500400300200100019851987198919911993199519971999200120032005200720212021*外汇储藏占外债的比重(%)亠外汇储藏占岀口总額的比*(%)图二表二年份 1COU 国家外汇储备〔亿美元〕外债余额〔亿美兀〕 1UQCO 出口总额〔亿美元）外汇储藏占外债的比重〔％外汇储藏占出口总额的比重〔％1985■CC厂26.44158.28237.5016.7011.13198620.72214.83309.409.646.70198729.23302.05394.409.687.41198833.72400.03475.208.437.10198955.50412.99525.4013.4410.561990110.93525.45620.9021.1117.871991217.12605.61719.1035.8530.191992194.43693.21 QCUFC 849.4028.0522.891993211.99835.73 ccCCZ" 917.4025.3723.111994 1ecu 516.20 fc仁er 928.061210.1055.6242.661995735.97icuecc 1065.90lireru 1487.8069.0549.4719961050.291162.751510.5090.3369.5319971398.901309.601827.90106.8276.5319981449.591460.431L1ccc 1837.1099.2678.9119991546.751518.301949.30101.8779.3520001655.741457.302492.00113.6266.4420012121.651701.102661.00124.7279.7320022864.071713.603256.00167.1487.9620034032.511936.344382.28208.2592.0220046099.322629.905933.30231.92102.8020058188.722965.507619.50276.13107.47200610663.443385.909689.80314.94110.05200715282.493892.2012204.60392.64125.22202119460.303901.6014306.90498.78136.022021202123991.524286.4712021.10559.70199.6628473.385489.3815777.54518.70180.47图四图四数据来源：中国国家统计局官方网站？中国统计年鉴 2021?中国外汇管理局官方网站外汇储藏的币种构成由于在我国的国际投资头寸表中没有对我国的外汇储藏按照币种细分， 因此我们无从知道中国外汇储藏的币种构成也无法判定其币种结构是否合理。 但是有学者借助国内外一些公开的数据及相关信息对外汇储藏的资产构成进行大致的了解。石凯、刘力臻以及聂丽在？中国外汇储藏币种结构的动态优化?一文中，根据美国财政部国际资本系统和IMF官方外汇储藏货币构成数据，间接推断我国外汇储藏的币种构成。他们综合TIC和COFER勺统计数据他们得出结论，在2021年金融危机之后，我国外汇储藏币种构成可能为美元 60%〜65%、欧元25%〜30%英镑5%~7%及日元3%~5%。根据这些学者的研究我们可以确定，目前在我国的外汇储藏的币种包括美元、欧元、英镑以及日元。其中，美元依然占有较大的比种。外汇储藏对我国经济影响的现状外汇储藏是一个国家经济实力的重要组成局部， 我国规模巨大的外汇储藏也从一个方面说明了改革开放以来我国经济的快速开展的巨大成就。 充足的外汇储备增强了我国平衡国际收支、稳定汇率、归还对外债务的能力。使得我国在面对国际金融环境变化，应对金融危机方面更加的沉着。但是外汇储藏并非多多益善。近年来我国高额的外汇储藏已经对我国经济的开展产生了一些负面影响。有学者研究指岀，我国的外汇储藏主要由四局部组成：一是巨额贸易顺差；二是外国直接投资净流入的大幅增加；三是外国贷款的持续增多；四是对人民币升值预期导致的“热钱〃流入。因此，从这四个方面面入手分析外汇储藏对我国现行经济的影响。4,5004,0003,5003,0002,5002,0001,5001,0005000-500-一一_差跻我国巨额的贸易顺差由经常工程顺差、资本和金融工程顺差两局部构成。图4反映了我国经常工程以及资本和金融工程顺差的具体情况。 由图中可知，我国经常工程顺差占我国贸易顺差的大局部，2002年至2021年间货物和效劳贸易差额占我国经常工程差额的平均比重为80.97%O因此，进出口贸易顺差对我国外汇储藏的影响是不容无视的。通过对我国进出口贸易顺差构成的分析不难看出，我国的这种情况根本上是“出口换汇〃，一定规模的外汇储藏流入就代表着相应规模的实物资源的流出，这将不利于我国经济的可持续发展。图五由图五可以看出，我国资本工程的顺差主要是由于外商来华直接投资形成的。这在一定程度上存在着高额的时机本钱。分析2000年至今我国直接投资工程的数据可以看出我国每年引进的外商投资额将近1000亿美元。为此国家要提供大量的税收优惠，一方面国家财政收入减少；另一方面，我国所持有的外汇储藏又闲置不用，其潜在的时机本钱不可无视。在现行外汇管理体制下，由于央行负有无限度对外汇资金回购的责任，因此随着外汇储藏的增长，不仅使得外汇占款投放量不断加大，也进一步加大人民币升值的压力，这势必会不断压缩央行调控货币政策的空间，在一定程度上会削弱宏观调控的效果。四、我国外汇储藏影响因素实证分析在参考国内外关于外汇储藏相关理论以及对我国外汇储藏现状分析的根底上，结合我国的经济实际以及国际环境的影响，选取变量并运用计量经济模型研究我国外汇储藏的影响因素。拟选取国内生产总值、外商在华直接投资、进口总额、出口总额、外债余额、美元兑人民币汇率、广义货币供给量M2以及代表2021年金融危机对我国经济影响的虚拟变量D1等八个变量作为解释变量，运用计量经济学模型进行分析。在对各个指标1985年--2021年数据进行实证分析的根底上，研究影响我国外汇储藏的因素，并在此根底上尝试对我国的外汇储藏适度规模的管理

提出建议。1•变量的筛选由于计量经济模型有许多经典假设，而现实的经济数据往往不能满足根本经典假定，在这样的情况下易造成虚假的因果关系造成伪回归。因此，运用格兰杰的情况下易造成虚假的因果关系造成伪回归。因此，运用格兰杰因果关系检验来选择对我国外汇储藏有实际影响的因素。由于格兰杰因果关系检验适用于平稳的时间序列数据。因此先对原始数据进由于格兰杰因果关系检验适用于平稳的时间序列数据。因此先对原始数据进行差分，对差分后平稳的时间序列数据运用格兰杰因果关系检验。运用ADF检验对各变量差分后的数据检验其平稳性，得出GDP、广义货币行差分，对差分后平稳的时间序列数据运用格兰杰因果关系检验。运用ADF检验对各变量差分后的数据检验其平稳性，得出GDP、广义货币供给量M2、FDE出口总额、进口总额、外债余额以及外汇储藏量均为二阶平稳，汇率为一阶平稳。因此，对D(GDP,2)、D(M2,2)、D(HL,1)、D(FDI,2)、D(EX,2)、D(IM,2)以及D(WZ,2)分别与D(Y,2)进行因果关系检验。格兰杰因果关系检验的结果汇总如下表:NullHypothesis:LagsObsF~StatisticD(GDP,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)0.278Probability0.603D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(GDP,2)D(FDI,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(FDI,2)D(HL,1)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(HL,1)D(WZ,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(WZ,2)D(M2,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(M2,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(EX,2)D(EX,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(IM,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)242322232222214.9370.03714.2160.0003.9740.0850.8035.3863.6823.44811.12215.76211.1716.3630.0370.9670.5110.015NullHypothesis:LagsObsF~StatisticD(GDP,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)0.278Probability0.603D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(GDP,2)D(FDI,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(FDI,2)D(HL,1)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(HL,1)D(WZ,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(WZ,2)D(M2,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(M2,2)D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(EX,2)D(EX,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)D(IM,2)doesnotGrangerCauseD(Y,2)242322232222214.9370.03714.2160.0003.9740.0850.8035.3863.6823.44811.12215.76211.1716.3630.0370.9670.5110.0150.0460.0440.0000.0000.0000.005D(Y,2)doesnotGrangerCauseD(I虬2) 4.814 0.015由表中结果数据可以看出，变量FDI、WZ、M2、IM、EX通过了格兰杰因果关系检验，可以认为是被解释变量丫的格兰杰成因，而GDP、HL未通过该项检验。由表中结果可知，国内生产总值GDP与我国外汇储藏量之间存在单项因果关系，即外汇储藏是GDP的格兰杰成因也即外汇储备的变动会对我国的国内生产总值产生影响。而从检验结果来看，汇率与我国外汇储藏之间不存在格兰杰因果关系，即汇率不是外汇储藏的格兰杰成因，外汇储藏亦不是HL的格兰杰成因。因此，根据格兰杰因果关系检验的结果，最终在模型中引入的变量有：夕卜商在华投资额FDI、外债余额WZ、进口总额IM、出口总额EX、广义货币供给量M2以及代表2021年金融危机影响的虚拟变量DE模型形式确实定通过做丫与EX、IM、FDI、WZ、M2的散点图可以看出丫与各变量之间呈明显的线性关系，因此，可以建立线性回归模型：Yt=bo+bilMt+b2EXt4-bsFDIt+b-iWZt+bsM2+beDl+片运用EVIEWS软件运用最小二乘法，对模型进行参数估计其结果如下表所示：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/15/13Time:22:32Sample-19862021Included!observations:27VariableCoefficientStd•Errort-StatisticProb.c■60236392S03275-021505700319EX1I017E790.41772B2.436700'0.0243IM-0.7009430.530939-1.3202130.2021FDI12140390B73101130257301820WZ-2.2G552S0.570138-3.973650，0:0007M20.27698900291329.49166G0.0000DI1664.7541000252166112901143R-sqjared0.997086Meandependentvar600B.97GAdjustedR*squared0.996211SD•dependentvar9392768S•E.ofregression578.1366Akaikeinfocriterion1577591Sumsquaredresid668483B.Schwarzcriterion16.11137Loglikelihood*205.9748Fstatistic1140462Durbin-Watsonstat1.400157Prob(F-statistic)0000000由表中数据可以初步估计模型为:It=-OU.2864-U./UU9IML十丄.U1/8EXL十丄.-2.2655WZt十U・2//M2+1664.754D1由回归结果可知，模型的可调整决定系数为 U.996211较大即模型的拟合效果较好，F检验值也大于临界值说明解释变量与丫之间的线性关系在总体上成立，但是常数项C、IM、FDI以及虚拟变量D1均未通过t检验，即在统计上来讲，其对外汇储藏丫的影响并不显著，这与前面的格兰杰因果关系检验和经济现实并不相符。出现这种情况很可能是因为不满足计量经济模型的经典假定。 因此， F面运用计量经济方法对模型进行检验与修正，以确定最正确的模型形式。模型的检验与修正模型估计方法的选择在建立计量经济学模型时，由于不满足根本假定所引起的问题主要有多重共线、异方差、序列相关等。这些问题通常并非单个出现，而是一次出现几个甚至同时出现。因此，处理这些问题的先后顺序以及处理的方法的选择，通常会对最终确定的模型形式产生重要影响，如果处理不当很有可能导致重要的解释变量不能通过检验而被删掉。因此，确定恰当的模型估计方法，以及处理多重共线、异方差、自相关等问题的先后顺序，对于正确的估计模型形式来讲是至关重要的。模型参数的估计方法有矩估计、普通最小二乘估计法、加权最小二乘估计法以及广义最小二乘估计法等。其中，普通最小二乘估计法由于其步骤简单且其估计量具有线性、无偏性、同方差性等多种优良性质而应用最为广泛。但是，当模型不满足根本假定时，其估计量将不再具有上述优良性质。由于加权最小二乘法与普通最小二乘法之间存在一定的联系。当模型中不存在异方差时加权最小二乘法与普通最小二乘法等价，其估计量也具有上述优良性质。当模型中出现异方差时运用加权最小二乘法在不影响估计量优良性质的同时处理这一问题。 因此，在下面的处理中一律采用加权最小二乘法对模型进行估计， 这样可以显著降低由于异方差问题与其他问题共存和单一处理某一问题而错误删除某些重要变量的概率。在确定模型形式时，为了防止模型出现多重共线问题而影响变量的选择，本文中采用逐步回归分析法逐次引入变量，并剔除彫响不显著的变量，最终得到一个每一个变量都显著且拟合效果较好的理想回归模型。模型的建立首先，分别作被解释变量丫与GDPHL、WZCE、FDI以及虚拟变量D1之间的一元回归，回归所得的重要指标如表 n所示。在一元回归的根底上，按照R2即模型的拟合效果的好坏，选择根底变量进行逐步回归分析。IMEXM2参数估计量1.95341.667713.12825.22720.268921839.14t检验值R2-24.63370.960422.54630.953116.40530.915018.27420.930439.58020.984311.76930.8471R20.95880.95130.91160.92760.98370.8410越大该解释变重对被解释变量旳作用越不显著；这里以0.05作为检验标准。上述步骤是不断的剔除非显著性解释变量的一个过程。步骤①中，变量 M2的收尾概率为0・0003，因此可以判断M2为对外汇储藏影响显著的解释变量。在步骤一的模型中参加解释变量IM进行回归拟合，模型简化为②。在②中，IM的收尾概率最大，为0.0161小于0.05,说明各变量对外汇储藏的影响均为显著。 接下来在步骤3中，在模型2的根底上参加解释变量EX进行回归，相应得到计算结果③。从③中可以看到，各变量的收尾概率均接近于0,说明各变量对丫的影响均显著。而且模型的拟合优度到达0.998,与步骤二相比较合效果更好，因此参加解释变量EX是合理的。在模型3的根底上参加解释变量WZ进行回归分析得到计算结果④。在④中，各变量的收尾概率均接近于0,截距项C的收尾概率最大为0.0129但仍小于0.05,而且模型的拟合优度进一步提高，说明解释变量WZ勺参加是合理的。在模型4的根底上，参加解释变量FDI,进行回归，得到结果⑤，从⑤中可以看到，各解释变量的收尾概率均明显小于0.05,说明各变量对丫的影响均为显著，且与模型4相比模型5的拟合优度进一步提高，说明将FDI作为解释变量引入模型是恰当的。在模型5的根底上将虚拟变量D1〔2021年金融危机的影响〕作为解释变量参加模型进行回归，得到结果⑥，由⑥中可以看到，各解释变量的的收尾概率均小于0.05,其中虚拟变量D1的收尾概率最大为0.0284但是仍然小于0.05,说明虚拟变量。1对丫的影响也是显著的。但是由于虚拟变量D1的参加模型6的拟合优度与模型5相比有所下降，因此剔除该虚拟变量。以模型5作为最终的模型。在模型5中，F统计量的样本值为4368.5630,明显大于临界值，这说明该方程的显著性检验同样通过，即被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上是显著成立的。AdjustedR—Squared的样本值为0.9997,显示该模型的拟合优度高。且其AIC和Sc的值都比模型①中的对应值小，说明改良后的模型有更好的统计性质。运用拉格朗日乘数法对模型是否存在自相关进行检验，检验结果如下表所示:1061629Probability0580126TestEquation.DependentVariableRESIDMethod-LeastSauares□ata:05/17/13Time：16:04PresamplemissingvaluelaggedresidualssettoVariableCoefTiciientStdErrort-StatisticProb.c-110.5718292.2573-0.3703370.7094M200047960024299019738300456IM-0220730□5S96B2-0.3374S107027EX0.1391320.4030030.34S2390.7337WZ0.31194406052740.5153760.6122FDI-05956S01359894-043803406663RESI口(-1)01713SS032BB3305211020GoazRESID(-2)0.0468230.2S72090.162901OS723R-squarect0039320Meandependentvar3424637□Adi1■ustedR-sauared-0314615S□deDendentvar5453454S.E.ofresiression625.2749Akaikeinfocriterion169S646Sumsauaredresid7420406.Schwarzcriterion16.33941Lglikelihood-20739SeF-slslislic0111093□urbin-Watsanstat1954074Prob(F-statistic>0996799由表中数据可知，拉格朗日乘数检验中P值为0.588126大于0.05，因此接受原假设H。即认为模型中不存在自相关。由模型中各变量的系数显示，进口总额、外债余额与我国外汇储藏呈反向变动关系；出口总额、外商在华投资额、广义货币供给量与夕卜汇储藏同向变动。这与经济现实相符合，因此模型拟合结果也通过了经济意义检验。综上所述，可以认为模型5可以作为研究我国外汇储藏影响因素的最为理想的模型。因此最终确定的模型形式为：Y=167.3893-1.0034IMt+1.3615EXt+1.595FDI八2.9624WZ+0.3069M24.拟合效果和残差分析四、模型分析L由以上分析可知，影响外汇储藏的因素主要包括广义货币供给量 M2，进口总额，出口总额，外商在华投资额和外债余额。其中出口总额、外商在华投资额和货币供给量对外汇储藏的影响是正向的； 而进口总额和外债余额与外汇储藏呈反向变动关系。在其他因素保持不变的情况下，外商在华投资额每增加一个单位，夕卜汇储藏将平均增加1.595个单位。同理，出口总额、货币供给量的单位变动将引起外汇储藏分别相应增加 1.3615和0.3069个单位。在其他因素保持不变的情况下，进口总额或外债余额每增加一个单位将引起外汇储藏量相应的减少1.0034或2.9624个单位。对各变量对外汇储藏影响大小进行分析可知， 夕卜债余额是影响我国外汇储藏2.的一个主要因素，在其他因素保持不变的情况下，外债余额每增加一个单位将引起外汇储藏量相应的减少2.9624个单位。这可能是由于长期以来比较关注外汇储藏的国际清偿能力，把弥补国际收支逆差作为外汇储藏功能的重要方面。在这样的情况下，一国外汇储藏的规模自然要与外债规模相适应，以应付还本付息的压力。由图n可知近年来我国外债规模不断扩大，至2021年底外债余额为6949.97亿美元，与2021年相比增加了1460.59亿美元，增长了26.6%。外债规模的不断增加提高了我国外汇储藏的本钱，增大了储藏风险。因此我国也要权衡利弊，对外汇储藏规模做出适度的安排。3.由模型可知在其他因素保持不变的情况下，外商在华投资额额增加一个单位，外汇储备相应将增加1.595个单位。在利用外