中国国际储备需求影响因素实证研究

中国国际储备需求影响因素实证研究 闫 祥，闫科龙 （内蒙古科技大学，内蒙古呼和浩特 014030） 【摘 要】 国际储备问题一直是理论界研究的热点。文章回顾了相关实证文献，系统比较了需求单一因素理论、 回归理论、货币主义模型理论和多因素理论等国际储备需求的理论方法，并选取中国 1984 年 ~ 2007年的主要宏观经 济变量年度数据，运用多因素模型并结合比例分析对数据进行回归分析。 实证分析部分，对数据进行单位根分析，各变量经过一阶差分后满足多变量协整分析的条件，随后对变量进行协整 检验，证明变量之间具有长期关系。采用误差修正模型进行经典线性回归分析。结果 表 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 明，对我国国际储备起重要影响 的因素为国内生产总值、货币供应量、实际有效汇率、外商直接投资、边际进口倾向，这和我国的经济情况相符合。 【关 键 词】 国际储备；协整检验；回归分析；弹性系数 【中图分类号】F832.6 【文献标识码】A 【文章编号】1004- 2768（2010）06- 0012- 02 【收稿日期】2009- 07- 11 【作者简介】闫祥（1975-），男，山东夏津人，内蒙古科技大学经济与管理学院副教授，研究方向：经济与金融；闫科龙（1970-），男，内蒙古包头 人，内蒙古科技大学人文与社会科学学院副教授，研究方向：法律与管理。 国际储备是一国货币当局为弥补国际收支逆差、维持本国 货币汇率的稳定以及应付各种紧急支付而持有的、为世界各国 所普遍接受的资产。持有国际储备的多少，是各国干预外汇市 场和维持汇率稳定的实力的重要表现，但一国过大的国际储备 规模，会影响一国经济稳定发展。当前，在我国国际储备年年大 幅增长的背景下，运用经典线性回归计量经济方法，对我国宏 观经济变量与国际储备需求之间的关系进行实证度量，并运用 协整理论分析各选定的我国宏观经济变量与我国国际储备需 求之间的相关关系，为有效管理和控制我国国际储备并防范金 融危机提供科学的依据，具有一定的理论与现实意义。 一、研究动态 20世纪 80年代以前的有关国际储备需求文献主要讨论的 是储备持有量是否能够被规模变量、国际收支的风险与不确定 程度、经济开放程度以及持有储备的机会成本等变量所解释。 80年代以来则在早期研究的基础上，强调长期与短期影响的差 别，将注意力转移到储备的动态过程方面。 Tariffin（1960）提出国际储备的需求只取决于进口总额，并 在此基础上进一步提出衡量国际储备充分性的标准：一国国际 储备对年进口额的比例以 40％为宜。Johnson（1965）在分析国 际储备需求时采用货币分析法，结论是国际储备数量取决于国 内货币供应量。 Machlap（1966）和 Heller（1968）批评了 Tariffin 采用的研究 国际储备的比例法，提出国际贸易变动率决定国际储备需求，。 不过两人对于影响国际储备需求的边际进口倾向存在着不同 意见。Heller根据理论，认为边际进口倾向与国际储备需求之间 应该是负相关关系，反映了一国的经济调整路径符合凯恩斯思 想。但 Kelly（1970）和 Frenkel（1974，1983）通过实证分析得到不 同结果，即边际进口倾向与国际储备需求之间是正相关关系， 并提出一国经济调整路径可以遵循货币主义的观点。 20世纪 80年代后，学者开始用动态调整模型来对国际储 备进行研究。 Bahmani- Oskooee 和 Niroomand（1988）在国际储备需求方 程中加入外汇汇率弹性变量，并进行实证分析，发现发达国家 和发展中国家，汇率弹性与国际储备需求呈反方向变动。El- badawi（1990）运用误差修正模型，将国际储备的传统模型及国 际收支的货币主义方法的理论观点结合起来，对苏丹的国际储 备需求进行实证检验，结果显示在长期其采用的规模变量和进 口倾向对苏丹的国际储备需求有较大的影响，并发现在短期， 货币市场失衡同样对国际储备需求量有比较显著的影响。 国内学者的研究多是集中在适度规模方面；研究的方法比 较简单，并且以主观判断为主，定量研究则近期才出现,并选取 的计量模型多采用简单的最小二乘回归模型。 J.L.Ford 和 Guobo Huang（1994）两位学者通过采集我国 1952年 ~1988年期间的相关经济数据，采用带有滞后自变量的 误差修正模型与协整计量技术，结果表明在长期国际储备与社 会工农业总产值、国际收支变动率、进口倾向有着稳定的关系； 国内货币市场的失衡在短期内对国际储备数量的变动有着非 常重要的影响；短期内，前一期的国民收入的变动和国际储备 是负相关关系，长期内，国民收入和国际储备存在着稳定的比 例关系；政府对上一期国际储备偏离从而向调整适度的国际储 备反应迅速。 张桢（2006）年使用我国 1952年 ~2003年期间国际储备数 量等经济时间数据，通过估计模型参数得出了 1952年 ~1982 年，1982年 ~2003年两期间各自的国际储备长期需求模型与短 期误差修正模型。结论：1952年 ~1982年期间，国际储备长期需 求和国际收支差额波动率呈现正相关关系；1982年 ~2003年期 间，国际储备长期需求和进口额，国际收支差额波动率等呈现 正相关关系，但国际储备长期需求和对外开放程度却呈现负相 《生产力研究》No.6.2010 本 刊 特 稿 《生产力研究》No.6.2010 輥輰 关关系。 二、对我国国际储备需求的实证分析 （一）经济变量的选择 根据国际储备需求理论及我国宏观经济的运行情况，选取 如下经济变量。 1.实际有效汇率。在解释变量中引入实际有效汇率是考虑 到在国际经济交往中，衡量一国资产的价格及衡量一国的国际 竞争力的变量是汇率，并且汇率在对外贸易发展中可以将各国 之间的经济交往紧密地联系起来，促进世界经济的顺利发展。 这里采用实际有效汇率作为解释变量，因为它更能准确测度一 国的贸易情况。 2.货币供应量。根据货币供应量决定论的观点，货币供应量 的变化会影响到对国际储备规模的需求状况。我国近年来主要 是通过外汇市场购入大量的外汇，抛出本币，即公开市场业务 作为国际收支持续大额顺差下的货币管理当局增加货币供应 量的主要方法。 3.边际进口倾向。边际进口倾向（进口总额 /国内生产总 值）可用来衡量对外开放程度。根据凯恩斯的开放经济模型，边 际进口倾向与国际储备需求量成反比关系，边际进口倾向可作 为衡量为平衡国际收支不平衡所采用国内收入政策与动用国 际储备两种调节 措施 《全国民用建筑工程设计技术措施》规划•建筑•景观全国民用建筑工程设计技术措施》规划•建筑•景观软件质量保证措施下载工地伤害及预防措施下载关于贯彻落实的具体措施 之间替代的程度。但一些货币主义学者认 为，对外开放程度是用来衡量一国经济暴露于外部经济世界的 风险的大小，边际进口倾向越大，所承受的来自外部经济的风 险越大，需更多的国际储备。 4.外国直接投资。外国直接投资由于主要是以产权形式为 主，所以不构成新的对外债权债务，因而是以间接的形式影响 外汇储备。这种关系可以总结为：外国直接投资的增加带来为 资本收入和进口的正方向变化，不过由于外国直接投资最终将 导致经常性收支净额大于资本流入，从而促进了本国的出口， 改善了本国的国际收支状况，增加了外汇储备；相反，外国直接 投资的减少恶化了本国国际收支的状况，从而降低了外汇储备 的积累能力。 5.国内生产总值。国内生产总值反映了一国的经济发展程 度和水平，从而影响对外汇储备水平的需求。根据经验分析可 知，一般而言，国家经济发展程度与外汇储备成正比，GDP（经 济规模）对国际储备需求影响较大。理论上讲，GDP越多，市场 交易量一般也会相应地扩大,所以国际储备需求也会因此增加。 6.进出口贸易（或国际收支）差额。进出口或国际收支差额 反映了资金的双向运动及对储备的实际需求，体现了一国的对 外贸易规模。 （二）数据选择 模型分析中使用了最接近现在的数据，并且因为中国的改 革开放的成果在 1984年显现，并且 1984年后我国国际储备的 增长才真正反映了经济的最真实情况，所以选取了 1984 年 ~2007年各个宏观经济变量的年度数据。 （三）实证分析 1.单位根检验。表 1中可以看到变量 LR、LGDP、LM2、LREER、 LFDI、LMP、IX都是非平稳时间序列，对所有变量做一次差分 后，进行 ADF检验，根据表 1 中的结果可看到，相关变量 LR、 LGDP、LM2、LREER、LMP一次差分后 ADF检验值都小于 1%显 著性水平下的临界值，LDIF和 IX一次差分后的 ADF检验值都 小于 5%显著性水平下的临界值。因此可以认为所有经济变量 在 5%的显著水平下是一阶单整 I（1）的。分析表明，序列满足进 行多变量协整检验的条件。 2.协整检验。ADF检验得出，所选取的变量均为 I（1）序列， 为非平稳时间序列，所以运用传统的计量分析方法不能得到它 们之间的相关关系，应采用协整理论分析方法。采用多变量协 整检验对我国的 LR与 LGDP，LM2，LREER，LFDI，LMP，IX之间 的协整关系进行检验。 表 1 表 2 单位根的 ADF检验（样本区间：1984 年 ~2007 年） 表 3 残差序列的 ADF检验 由于检验统计量值 - 4.06小于显著性水平 0.01 时的临界 值 - 3.75，因此可以认为估计残差序列 e为平稳序列，表明 LR 与 LGDP、LM2、LREER、LFDI、LMP、IX具有协整关系。分别表示 为 lny1，lny2，lny3，lny4，lny5，lny6，y7。 3.误差修正模型。根据分析，可以建立误差修正模型： Δlny1=c+b1*Δlny2+b2*Δlny3+b3*Δlny4+b4*Δlny5+b5*Δlny6+ b6*Δy7+b7*ecm+εt 回归分析可得到误差修正模型为： Δlny1=0.11+2.68*Δlny2- 0.46*Δlny3- 0.43*Δlny4- 0.65* Δlny5- 0.59*Δlny6+0.0000075*Δy7+0.77*ecm 三、结论 从建立的误差修正模型可以看出： 1.国内生产总值是影响我国国际储备规模需求的主要因素， 两者存在正相关关系。两者的弹性系数为 2.68，这符合经济规 模大体解释了与交易性储备有关的那部分国际储备需求的理 论，也符合中国经济正处于高速发展之中,与交易性储备有关的 国际储备需求必然会随着经济规模扩大而相应地扩大的实际 情况。 2.货币供应量是影响我国国际储备需求的又一个因素，且与 国际储备呈现明显的负相关关系。两者的弹性系数为 - 0.46，这 和国外一些学者对货币市场与国际储备之间的关系进行的实 证研究的结论相一致，即货币市场确实影响国际储备需求。当 货币供给小于货币需求，国际储备持有量会减少；反之，当货币 供给大于货币需求，国际储备持有量会增加。模型中的结果可 以说和我国先是实行扩张的货币政策，后实行稳健的货币政策 的实际经济情况相符合，在数据上表现为 M2的逐年平均近 15%的增长。 （下转第 52页） 輥輱 费倾向大幅下降，而在食品等生存类上的边际消费倾向较高， 这可能与其仍处于消费的低层次满足阶段有关，同时也可能受 消费环境欠佳、发展类消费服务供给不足的影响有关。 4.农户需求收入弹性。该弹性可以表示为 biY/Vi，表明收入 的相对变动与由此引起的需求量相对变动的关系。运用表 1和 表 2的相关数据可以求出，其结果如表 4所示。 表 4 不同区位农户家庭的消费需求收入弹性 从表 4来看，各类型户收入价格弹性的变动度较大。其中， 自然区位中的平原区农户在教育、医疗、通讯以及衣着上的消 费收入弹性较高，丘陵区农户在通讯、教育、住房、食品及衣着 上的消费收入弹性较高，山地区农户在教育、通讯、医疗、燃料、 食品及衣着上的消费收入弹性较高，而在其余项上则较低。从 经济区位来看，低收入区农户在住房、衣着等生存类以及教育、 通讯等发展类上的消费收入弹性较高，而在燃料、用品类上的 消费收入弹性为负；中等收入区农户在食品、衣着、用品等生存 类以及教育、医疗、通讯等发展类消费收入弹性较高，而在住房 类上的消费收入弹性为负；高收入区农户在住房、燃料、食品、 衣着等生存类以及医疗、通讯等发展类消费收入弹性较高，而 其余消费项则相对较小。从各区域农户的弹性大小来看，差异 格局明显，且能够反映出各区域农户若有基本消费剩余，将主 要用于其发展类消费，同时也会适度增加其生存类消费，这一 特征在经济弱势区的表现尤为明显。 四、结论与建议 本文从自然区位与经济区位角度分析了农户消费结构及 其差异性，得出的主要结论有：（1）农户目前仍处于低水平消费 阶段，绝大部分消费用于生存性消费，而发展类消费支出较少。 （2）农户基本消费存在区位上的差异性与结构上的非均衡性。 农户随收入提高而增加基本消费支出时，首先考虑生活类消费 的改善，而后才会适度满足发展类消费。（3）不同区位农户基本 消费需求的满足程度各异。其中，弱势区农户基本消费尚未满 足，中等区位条件农户基本满足，而优势区农户基本消费则为 完全满足。（4）农户边际消费倾向总体偏低，其中优势区农户生 存类边际消费倾向较高，而弱势区农户发展类边际消费倾向较 高。同时，各类型户基本消费满足后的收入剩余在各消费项上 呈现非均衡性，且区域差异明显。（5）从各区域类型户需求收入 弹性情况来看，农户若有基本消费剩余，将主要用于其发展类 消费，同时也会适度增加其生存类消费，该特征在经济弱势区 的表现尤为明显。 针对农户消费的低层次性、消费结构的非均衡性及其区位 差异特性，亟需采取以下应对性策略：一是突破农户消费的收 入瓶颈约束。农户人均纯收入水平是决定其消费结构变化的关 键性因素，而完善农村市场体系，强化制度激励效应，合理构建 农户增收的长效机制，正是突破农户消费升级与结构优化的必 由之路；二是在经济弱势区，重点采取信贷资金、扶贫资金及社 会性救助资金，通过其激活农户的多元增收渠道，不断改善农 户的消费结构；三是在中等经济区位中，应大力改善服务环境， 提升发展类消费服务质量，以实现其消费结构的合理调整；四 是在经济优势区，应重点采取消费激励政策、稳定农村消费物 品与消费服务的价格、完善消费制度环境等措施，以实现其消 费效用的最大满足及消费潜力的最大挖掘。总之，应结合农户 消费的区位差异，采取积极的消费政策引导农户合理消费，进 而实现其消费结构的优化升级。 【参考文献】 [1]李晓峰，王晓方，高旺盛.基于 ELES模型的北京市农民工消费结构 实证研究[J].农业经济问题，2008，（4）. [2]朱信凯.中国农户消费问题研究方法论分析[J].统计与决策，2005， （3）. [3] David B.Eastwood，John A.Craven .Food Demand and Savings in a Complete，Extended Linear Expenditure system[J].American Journal of Agricultural Economics，1981. （责任编辑：L 校对：Q） （上接第 13页） 3.实际有效汇率也是影响我国国际储备规模需求的主要因 素，两者之间存在负相关关系。两者的弹性系数是 - 0.43。因为 实际有效汇率能够准确地反映我国的综合竞争水平。当人民币 贬值在外汇市场时，即 LREER变小，则国内的经济在国际上更 具有竞争优势，国外对国内经济的需求将会增加，同时国内对 国外的经济需求将会减少，最终结果将是人民币贬值带来国际 储备数量的增加；相反，人民币升值将会带来国际储备数量的 减少，这与我国实际情况相符。 4.外国直接投资也是影响我国国际储备规模需求的主要因 素，两者之间存在负相关关系。两者的弹性系数是 - 0.65。由于 外国直接投资增加，表现为资本收入和进口的增加。在由外国 直接投资引起的资本项目和经常性收支项目的互动关系中，如 果经常性收支净额小于资本流入，说明外国直接投资不利于本 国的出口，恶化本国的国际收支状况，降低了外汇储备的积累 能力。综合说明外国直接投资减弱了我国出口竞争的程度。 5.边际进口倾向也是影响我国国际储备规模需求的主要因 素，两者之间存在负相关关系。两者的弹性系数是 - 0.59。说明 我国情况符合凯恩斯的开放经济模型，边际进口倾向与国际储 备需求量成反比关系。从所得到的协整模型，误差修正模型来 看，弹性系数显著，且符合凯恩斯主义的分析。 【参考文献】 [1]巴曙松.当前中国国际收支与外汇储备波动趋势[J].华南金融研究， 2000，（2）. [2]曹勇.论当代国际储备的广义性和非对称性[J].哈尔滨金融高等专科 学校学报，2002，（12）. [3]曹源芳.我国适度国际储备规模的分析[J].国际经贸论坛，2007，（10）. [4]窦祥胜.中国国际储备需求的理论与实证分析[J].统计研究，2005， （10）. [5] Edwards S.The demand for international reserves and exchange rate adjust- ments：the case of the LDCs，1964- 1972[J].Economica，1983，50：269- 280. [6] Edwards S.On the interest- rate elasticity of the demand for international reserves：some evidence from developing countries[J].Journal of Interna- tional Money and Finance，1985，4：287- 295. （责任编辑：X 校对：R） 輩輰