中国外汇储备的影响因素分析
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（三） 本文的思路 理论研究为我们寻找可能的解释变量提供有力 的支持，而上述实证分析也考虑了相当多的经济金 融变量。但问题是各国的经济指标差异是相当大 的，不同的经济发展水平、经济规模和宏观经济政 策会从不同角度引起储备的变化。由大样本的面版 数据得出的回归模型对某些国家可能会产生较大偏 差。因此，有必要针对中国具体的情况进行分析。 国内已有不少关于中国外汇储备的研究，但一 个共性问题是众多研究忽略了时间序列平稳性问 题。非平稳的时间序列极易出现谬误回归，即较高 的拟合度是由非平稳性而不是由理论上的因果关系 所引起。这样的回归结果通常会误导对变量间关系 的判断。鉴于此，本文尽可能避免谬误回归，并检 验协整的适用性，最终得出储备的长期均衡方程及 短期的动态调整过程。 二、模型的构建及分析 （一） 变量及数据选取说明 文中采用的数据全部来自BvD 《各国宏观经济 指标宝典》，时间跨度为1982～2007年，拟采用如 下模型进行回归分析。 LNREtoGDPt=β0+β1LNGDPpct+β2RTIt+β3LNPopt +β4LNVolt+εt REtoGDP表示外汇储备与国民产出的比率，用 比率变量可有效降低波动幅度。如果仅从利用绝对 储备抵御冲击的作用来看，大国较低的相对储备 （即储备与产出之比） 依然有效。从统计角度看，
模 型 中 除 RTI 外 的 所 有 变 量 均 取 自 然 对 数 ， GDPpc以美元/人为单位，Pop单位为百万人。
（二） 实证检验及分析 1.数据的特征分析。由于所获得的数据都是时 间序列，为了避免 “伪回归”的出现，在回归之前 先检验各时间序列的平稳性。利用ADF单位根检验 方法对各序列分别作检验。在5%的显著性水平下， LNREtoGDP、LNGDPpc、RTI、LNPop、LNVol都是 一阶单整序列。因此，若要判断原始变量之间回归模 型的合理性，则需考察变量之间是否存在协整关系。 2.模型的调整及结果。采用基于回归残差的协 整检验，首先要得出协整回归方程。完全的回归结 果如下： LNREtoGDP = 19.334 + 1.297*LNGDPpc + 0.479*RTI- 4.379*LNPop + 0.0297*LNVol t = 3.351 1.384 - 1.969 0.704 Adjusted R- squared = 0.891 DW=1.54 检查回归残差序列的平稳性。残差序列E在1% 的显著性水平下，ADF单 位 根 检 验 的 t统 计 量 值 为 －5.794， 小 于 相 应 临 界 值 ， 从 而 拒 绝 原 假 设 ， 表明残差序列不存在单位根。这就说明 LNREtoGDP、 LNGDPpc、 RTI、 LNPop、 LNVol 是 CI(1，1)阶协整的。 LNRE与其余4个变量之间存在协整，表明它们 之间有长期均衡关系，但从短期来看，可能会出现 失衡，随机项是均衡误差et。为了进一步描述变量 间短期不均衡关系的动态结构，需建立误差修正模型 把短期行为与长期变化联系起来。模型结构如下： △LNREtoGDPt=β0+β1△LNGDPpct+β2△RTIt+β3△L NPopt+β4△LNVolt+β5et- 1+εt 最终得到误差修正模型的估计结果 D (LNREtoGDP) =0.41- 0.414*D (LNGDPpc) +0.20*D (RTI)28.1*D (LNPop) +0.013*D (LNVol)- 0.72*E (- 1) t = - 0.605 0.425 - 1.612 0.472 - 3.64 Adjusted R- squared =0.364 DW=1.71 3.回归结果的解释。 （1） 储备比重的长期均衡模型的拟合优度较 高，说明模型设定较合理。解释变量中以人均产出 的显著性最高，其弹性系数估计值为1.291。这一 点与此前国内外的诸研究结果不谋而合，说明随着 平均生活水平的提高，储备比重会以更大的幅度累
积。自改革开放以来，我国的经济增长、人均GDP 不断提高的同时，对外开放度逐步加大，外汇储备 也奇迹般迅速积累。
贸易开放度的影响接近显著，但这并不妨碍它 在储备积累中的重要性。一国开放度若较一般水平 高出1点，储备比重会以其一半的幅度上升。开放 度越高，与外界的经济联系越紧密，公私部门往往 需要更多的流动性来满足经济往来所需资金。
中国的外汇储备近十年来持续高速增长。据国
家统计局发布的消息，自2008年10月以来，中国的
外汇储备规模一直在2万亿美元附近徘徊，中国已
在2006年取代日本成为世界第一大外汇储备国。
一、文献综述
国内外对外汇储备的研究经历了从定性分析、
比例分析到数量分析，从静态分析到动态分析的过
程。本文主要回顾数量分析的经典理论及已有的实
次储备的变化为增减h。
模型思路：①持有储备的收益：当一国面临收
支逆差并导致国际收支平衡出现困难时，必定会采
用支出削减政策，为此将付出一定的调整成本。较
多的外汇储备用于弥补收支逆差时，调整成本就会
减少。②持有储备的机会成本：将储备用于国内生
产性投资带来的社会经济收益与持有储备的利息收
益差额。③一国外汇储备规模应是上述边际调整成
·64·
比例变量可以有效降低异方差的影响。 RTI代表贸易开放度，这一指标是从外贸依存
度引申而来，反映了国民经济的发展对外贸的依赖 程度。Patrick Low、Marcelo Olarreaga及Javier Suarez （1998） 用GDP和POP对贸易依存度进行回归，并 得出
ln (TIi,t)=γ0+γ1ln (GDPi,t)+γ2ln (GDPi,t) ② +γ3ln (popi,t) +γ4ln(GDPi,t/popi,t)2+εi,t
Ueda对Heller关于一国储备变动的假设进行了改进，
并根据存货管理模型的原理，得出政府最优行为下
的外汇储备模型：
R=h[1+ 1 ]
(4)
姨rm
公式 （4）中各变量含义与上文相同。
比较上述三个模型，Heller模型与 Hamada与
Ueda的存货管理模型相似，都包含变量r、m、h这
三个因素，从成本－收益的角度来求得最优储备规
模型中不包含进口倾向和资本收支变量。对进 口倾向，它与贸易开放度有较高程度的共线关系， 且中国的外汇储备早已超过特里芬指出的满足至少 三个月进口贸易额的警戒水平，故没有必要再单独 列出讨论。资本金融项目在近年来对外汇储备的增 加所做的贡献有上升趋势。但仔细分析就会发现， 该项目中权重最大的是外商在华直接投资额 （简称 FDI）。FDI造就了一大批外资企业，它们对中国的 进出口贸易长期推动，2000年以后已占据了半壁江 山。因而，出口收入波动及开放度中已经间接地反 映了资本项目的影响。
2009年 7 月 总第 462 期 第 14 期
经济论坛 Economic Forum
Jul. 2009 Gen.462 No.14
中国外汇储备的影响因素分析
文/金宏亮
【摘 要】利用1982～2007年的相关数据和计量手段对影响中国外汇储备的影响因素进行回归分析表明： 人均GDP与外汇储备占GDP比重有较强的正相关关系；经济开放程度、国家规模的相关性较弱，而国际收支 的波动对储备的影响不显著。实证分析考虑了时间序列数据的特殊性，并尽可能避免谬误回归的出现，最终 得出储备的长期均衡方程及短期的动态调整过程。 【关 键 词】外汇储备；国内生产总值；贸易开放度 【 作者简介】金宏亮，同济大学硕士研究生，研究方向：资本市场。
由此得出的修正的贸易依存度代表在一定经济 和人口规模下，依存度的一般水平。RTI即名义依 存 度 与 上 述 修 正 后 的 依 存 度 之 比 ， 若 RTI 大 于 1， 则表明开放度高于一般水平，反之亦然。据此计算 中国的RTI，在1990年以前是小于1的，经济相对 封闭；这以后则从1开始逐渐上升，到2007年开放 度已大大超过一般水平。
证研究成果。
（一） 理论模型回顾
在外汇储备决定的理论模型中，Heller(1966)、ຫໍສະໝຸດ Baidu
Frenkel(1974)、Hamada与Ueda(1977)是相对具有代
表性的三个模型。
1.Heller的小国边际成本模型。Heller假定，一
国不存在结构性的收支失衡；收支发生顺差和逆差
的概率相等，均为0.5；储备的变化是随机的，每
20世纪80年代以后，实证研究中考虑的因素随 着国际金融体系的演变和发展而变得更加宽泛。其 中，具有代表性和综合性的是Lane与Burke （2001） 的研究。他们利用大样本面版数据，考虑的因素有 人均产出、出口的波动、金融发展程度等经济变量 及汇率制度、资本管制等政策性虚拟变量，还首次 将外汇储备相对GDP的比重作为被解释变量。他们 的研究表明人均GDP和贸易开放度是影响储备占 GDP比重的主要因素；对发展中国家而言，外债具 有较强的负相关的解释力。
GDPpc是以2005年不变美元计价的人均产出， 是人们生活水平的重要体现。该指标越大，意味着 经济发展水平越高，参与国际分工的程度也越高， 对储备的形成具有积极作用。Vol表示国际收支波 动率，因为外汇储备的功能之一就是要缓冲收支的 波动，所以收支的波动越大，外汇储备的规模也必 须相应增加。由于单一国家的收支波动率不易确 定，这里用周边10个新兴或发展中经济体①年贸易 收入历年增长率的标准方差表示。Pop是人口数量， 用以度量一国的规模。如果说一个国家的储备的绝 对水平对抵御投机具有重要作用，那么大国的储备 比率即使较低，也能有效平抑投机力量给经济造成 的波动。
动带来的收支的波动，因此储备规模应当与收支的
变动率同向变化；②当货币需求的收入弹性略小于
1时，储备持有量与一国的开放度成正比；③储备
量应与外贸部门的进口规模成正比。
按照以上思路，并且假定一国外汇储备需求函
数稳定且各国持有的储备即是合意储备，最优储备
的Cobb- Douglas模型是：R=Amα1σα2Mα3 （2）
本和边际机会成本相等的那个数量。
最优储备决定模型：Ropt=h
ln(rm) ln(0.5)
（1）
由式 （1） 可以看出，最优储备规模由三个因
素决定：①进口倾向m；②储备的机会成本r；③
国际收支差额h。
2.Frenkel的Cobb- Douglas模型。模型思路：①
外汇储备的重要功能之一就是缓冲由于对外交易波
模。根据以上两个模型，最优储备与机会成本和进
口倾向变化方向相反，与国际收支的波动同向变
化 。 Frenkel 的 模 型 则 给 出 储 备 对 各 变 量 的 弹 性 ，
利于对变量间关系做出直观解释。由这三个最优储
备决定模型可知，r、m、h、σ对实证分析会有重
要的借鉴意义。
（二） 实证研究成果简述
理论研究总是建立在一定的假设之上，现实经
·63·
济并不能完全满足严格的理论假设。因此在实证研 究中需要根据具体情况，添加其他的相关变量。20 世纪六七十年代，实证研究以固定汇率制度为暗含 的假设前提，研究者通常会将发达国家和发展中国 家分别进行回归。除此前理论模型中提出的三个变 量，研究者还试图增加国家规模、外债规模、预期 的外汇收入等变量。这些逻辑合理的变量，在实证 上的显著性却未必明显。
以人口数量代表的国家规模变量有着较显著的 负相关作用。随着规模的扩张，经济体内部交易成 本会降低，交往将更频繁。这在一定程度上引起储 备积累速度放缓。
或者也可转换成对数形式：
lnR=α+α1lnm+α2lnσ+α3lnM
（3）
式 （3） 反映了储备需求与进口倾向m、国际
收 支 的 波 动 σ 及 进 口 额 M之 间 的 关 系 ， 参 数 α1、
α2和α3分别代表储备需求对上述三个变量的弹性。
3.Hamada与Ueda的存货管理模型。Hamada与
外债余额，一国的外债规模越大，短期外债越 多，还本付息的压力就越大。然而，外债影响储备 的方向是不确定的。一方面，在为外部交易融资方 面，外债对储备可以有部分替代作用；另一方面， 储备提供流动性，是稳定外债市场的重要力量。由 于中国外债与储备比变化幅度较大，且可供采用的
数据不足，故此次不纳入模型。这也是正模型可供 改进之处。此外，人民币汇率制度较稳定，也不再 作为虚拟变量进行回归。
模 型 中 除 RTI 外 的 所 有 变 量 均 取 自 然 对 数 ， GDPpc以美元/人为单位，Pop单位为百万人。
（二） 实证检验及分析 1.数据的特征分析。由于所获得的数据都是时 间序列，为了避免 “伪回归”的出现，在回归之前 先检验各时间序列的平稳性。利用ADF单位根检验 方法对各序列分别作检验。在5%的显著性水平下， LNREtoGDP、LNGDPpc、RTI、LNPop、LNVol都是 一阶单整序列。因此，若要判断原始变量之间回归模 型的合理性，则需考察变量之间是否存在协整关系。 2.模型的调整及结果。采用基于回归残差的协 整检验，首先要得出协整回归方程。完全的回归结 果如下： LNREtoGDP = 19.334 + 1.297*LNGDPpc + 0.479*RTI- 4.379*LNPop + 0.0297*LNVol t = 3.351 1.384 - 1.969 0.704 Adjusted R- squared = 0.891 DW=1.54 检查回归残差序列的平稳性。残差序列E在1% 的显著性水平下，ADF单 位 根 检 验 的 t统 计 量 值 为 －5.794， 小 于 相 应 临 界 值 ， 从 而 拒 绝 原 假 设 ， 表明残差序列不存在单位根。这就说明 LNREtoGDP、 LNGDPpc、 RTI、 LNPop、 LNVol 是 CI(1，1)阶协整的。 LNRE与其余4个变量之间存在协整，表明它们 之间有长期均衡关系，但从短期来看，可能会出现 失衡，随机项是均衡误差et。为了进一步描述变量 间短期不均衡关系的动态结构，需建立误差修正模型 把短期行为与长期变化联系起来。模型结构如下： △LNREtoGDPt=β0+β1△LNGDPpct+β2△RTIt+β3△L NPopt+β4△LNVolt+β5et- 1+εt 最终得到误差修正模型的估计结果 D (LNREtoGDP) =0.41- 0.414*D (LNGDPpc) +0.20*D (RTI)28.1*D (LNPop) +0.013*D (LNVol)- 0.72*E (- 1) t = - 0.605 0.425 - 1.612 0.472 - 3.64 Adjusted R- squared =0.364 DW=1.71 3.回归结果的解释。 （1） 储备比重的长期均衡模型的拟合优度较 高，说明模型设定较合理。解释变量中以人均产出 的显著性最高，其弹性系数估计值为1.291。这一 点与此前国内外的诸研究结果不谋而合，说明随着 平均生活水平的提高，储备比重会以更大的幅度累
积。自改革开放以来，我国的经济增长、人均GDP 不断提高的同时，对外开放度逐步加大，外汇储备 也奇迹般迅速积累。
贸易开放度的影响接近显著，但这并不妨碍它 在储备积累中的重要性。一国开放度若较一般水平 高出1点，储备比重会以其一半的幅度上升。开放 度越高，与外界的经济联系越紧密，公私部门往往 需要更多的流动性来满足经济往来所需资金。
中国的外汇储备近十年来持续高速增长。据国
家统计局发布的消息，自2008年10月以来，中国的
外汇储备规模一直在2万亿美元附近徘徊，中国已
在2006年取代日本成为世界第一大外汇储备国。
一、文献综述
国内外对外汇储备的研究经历了从定性分析、
比例分析到数量分析，从静态分析到动态分析的过
程。本文主要回顾数量分析的经典理论及已有的实
次储备的变化为增减h。
模型思路：①持有储备的收益：当一国面临收
支逆差并导致国际收支平衡出现困难时，必定会采
用支出削减政策，为此将付出一定的调整成本。较
多的外汇储备用于弥补收支逆差时，调整成本就会
减少。②持有储备的机会成本：将储备用于国内生
产性投资带来的社会经济收益与持有储备的利息收
益差额。③一国外汇储备规模应是上述边际调整成
·64·
比例变量可以有效降低异方差的影响。 RTI代表贸易开放度，这一指标是从外贸依存
度引申而来，反映了国民经济的发展对外贸的依赖 程度。Patrick Low、Marcelo Olarreaga及Javier Suarez （1998） 用GDP和POP对贸易依存度进行回归，并 得出
ln (TIi,t)=γ0+γ1ln (GDPi,t)+γ2ln (GDPi,t) ② +γ3ln (popi,t) +γ4ln(GDPi,t/popi,t)2+εi,t
Ueda对Heller关于一国储备变动的假设进行了改进，
并根据存货管理模型的原理，得出政府最优行为下
的外汇储备模型：
R=h[1+ 1 ]
(4)
姨rm
公式 （4）中各变量含义与上文相同。
比较上述三个模型，Heller模型与 Hamada与
Ueda的存货管理模型相似，都包含变量r、m、h这
三个因素，从成本－收益的角度来求得最优储备规
模型中不包含进口倾向和资本收支变量。对进 口倾向，它与贸易开放度有较高程度的共线关系， 且中国的外汇储备早已超过特里芬指出的满足至少 三个月进口贸易额的警戒水平，故没有必要再单独 列出讨论。资本金融项目在近年来对外汇储备的增 加所做的贡献有上升趋势。但仔细分析就会发现， 该项目中权重最大的是外商在华直接投资额 （简称 FDI）。FDI造就了一大批外资企业，它们对中国的 进出口贸易长期推动，2000年以后已占据了半壁江 山。因而，出口收入波动及开放度中已经间接地反 映了资本项目的影响。
2009年 7 月 总第 462 期 第 14 期
经济论坛 Economic Forum
Jul. 2009 Gen.462 No.14
中国外汇储备的影响因素分析
文/金宏亮
【摘 要】利用1982～2007年的相关数据和计量手段对影响中国外汇储备的影响因素进行回归分析表明： 人均GDP与外汇储备占GDP比重有较强的正相关关系；经济开放程度、国家规模的相关性较弱，而国际收支 的波动对储备的影响不显著。实证分析考虑了时间序列数据的特殊性，并尽可能避免谬误回归的出现，最终 得出储备的长期均衡方程及短期的动态调整过程。 【关 键 词】外汇储备；国内生产总值；贸易开放度 【 作者简介】金宏亮，同济大学硕士研究生，研究方向：资本市场。
由此得出的修正的贸易依存度代表在一定经济 和人口规模下，依存度的一般水平。RTI即名义依 存 度 与 上 述 修 正 后 的 依 存 度 之 比 ， 若 RTI 大 于 1， 则表明开放度高于一般水平，反之亦然。据此计算 中国的RTI，在1990年以前是小于1的，经济相对 封闭；这以后则从1开始逐渐上升，到2007年开放 度已大大超过一般水平。
证研究成果。
（一） 理论模型回顾
在外汇储备决定的理论模型中，Heller(1966)、ຫໍສະໝຸດ Baidu
Frenkel(1974)、Hamada与Ueda(1977)是相对具有代
表性的三个模型。
1.Heller的小国边际成本模型。Heller假定，一
国不存在结构性的收支失衡；收支发生顺差和逆差
的概率相等，均为0.5；储备的变化是随机的，每
20世纪80年代以后，实证研究中考虑的因素随 着国际金融体系的演变和发展而变得更加宽泛。其 中，具有代表性和综合性的是Lane与Burke （2001） 的研究。他们利用大样本面版数据，考虑的因素有 人均产出、出口的波动、金融发展程度等经济变量 及汇率制度、资本管制等政策性虚拟变量，还首次 将外汇储备相对GDP的比重作为被解释变量。他们 的研究表明人均GDP和贸易开放度是影响储备占 GDP比重的主要因素；对发展中国家而言，外债具 有较强的负相关的解释力。
GDPpc是以2005年不变美元计价的人均产出， 是人们生活水平的重要体现。该指标越大，意味着 经济发展水平越高，参与国际分工的程度也越高， 对储备的形成具有积极作用。Vol表示国际收支波 动率，因为外汇储备的功能之一就是要缓冲收支的 波动，所以收支的波动越大，外汇储备的规模也必 须相应增加。由于单一国家的收支波动率不易确 定，这里用周边10个新兴或发展中经济体①年贸易 收入历年增长率的标准方差表示。Pop是人口数量， 用以度量一国的规模。如果说一个国家的储备的绝 对水平对抵御投机具有重要作用，那么大国的储备 比率即使较低，也能有效平抑投机力量给经济造成 的波动。
动带来的收支的波动，因此储备规模应当与收支的
变动率同向变化；②当货币需求的收入弹性略小于
1时，储备持有量与一国的开放度成正比；③储备
量应与外贸部门的进口规模成正比。
按照以上思路，并且假定一国外汇储备需求函
数稳定且各国持有的储备即是合意储备，最优储备
的Cobb- Douglas模型是：R=Amα1σα2Mα3 （2）
本和边际机会成本相等的那个数量。
最优储备决定模型：Ropt=h
ln(rm) ln(0.5)
（1）
由式 （1） 可以看出，最优储备规模由三个因
素决定：①进口倾向m；②储备的机会成本r；③
国际收支差额h。
2.Frenkel的Cobb- Douglas模型。模型思路：①
外汇储备的重要功能之一就是缓冲由于对外交易波
模。根据以上两个模型，最优储备与机会成本和进
口倾向变化方向相反，与国际收支的波动同向变
化 。 Frenkel 的 模 型 则 给 出 储 备 对 各 变 量 的 弹 性 ，
利于对变量间关系做出直观解释。由这三个最优储
备决定模型可知，r、m、h、σ对实证分析会有重
要的借鉴意义。
（二） 实证研究成果简述
理论研究总是建立在一定的假设之上，现实经
·63·
济并不能完全满足严格的理论假设。因此在实证研 究中需要根据具体情况，添加其他的相关变量。20 世纪六七十年代，实证研究以固定汇率制度为暗含 的假设前提，研究者通常会将发达国家和发展中国 家分别进行回归。除此前理论模型中提出的三个变 量，研究者还试图增加国家规模、外债规模、预期 的外汇收入等变量。这些逻辑合理的变量，在实证 上的显著性却未必明显。
以人口数量代表的国家规模变量有着较显著的 负相关作用。随着规模的扩张，经济体内部交易成 本会降低，交往将更频繁。这在一定程度上引起储 备积累速度放缓。
或者也可转换成对数形式：
lnR=α+α1lnm+α2lnσ+α3lnM
（3）
式 （3） 反映了储备需求与进口倾向m、国际
收 支 的 波 动 σ 及 进 口 额 M之 间 的 关 系 ， 参 数 α1、
α2和α3分别代表储备需求对上述三个变量的弹性。
3.Hamada与Ueda的存货管理模型。Hamada与
外债余额，一国的外债规模越大，短期外债越 多，还本付息的压力就越大。然而，外债影响储备 的方向是不确定的。一方面，在为外部交易融资方 面，外债对储备可以有部分替代作用；另一方面， 储备提供流动性，是稳定外债市场的重要力量。由 于中国外债与储备比变化幅度较大，且可供采用的
数据不足，故此次不纳入模型。这也是正模型可供 改进之处。此外，人民币汇率制度较稳定，也不再 作为虚拟变量进行回归。