1、近期我國外匯儲藏規(guī)模變動成因探究2700字 摘 要近幾年我國外匯儲藏?模一反以往連續(xù)上升的常態(tài)，出現(xiàn)了大幅下降的趨勢。我國外匯儲藏規(guī)模變動的成因是否發(fā)生了轉(zhuǎn)變，成為關(guān)注熱點。運用主成分分析法，對影響我國外匯儲藏的因素進(jìn)展實證研究。研究發(fā)現(xiàn)，外匯儲藏規(guī)模變動的主要影響因素是對外經(jīng)濟(jì)開放程度，除此之外，匯率程度也有作用。我國在前幾年低匯率程度情況下，為了穩(wěn)定匯率程度而使用外匯儲藏，成為外匯儲藏規(guī)模下降的主導(dǎo)因素。 關(guān)鍵詞外匯儲藏；主成分分析法；對外開放；匯率程度中圖分類號F832文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號2095-3283202204-0093-06Abstract： In recent years，

2、the scale of Chinese foreign exchange reserves have a significant downward trend instead of rising in recent years. Many people are concerned about whether the cause of the change of foreign exchange reserves has changed. In this paper， we use principal ponent analysis to analyze the factors that in

3、fluence Chinese foreign exchange reserves. It is found that the main influence factor of the change of foreign exchange reserve is the degree of opening to the outside world. In addition， the exchange rate also has a role. We believe that in the past few years， in the low exchange rate level of Chin

4、a， the use of foreign exchange reserves to stabilize the exchange rate has bee a leading factor in the decline of foreign exchange reserves.Keywords： Foreign Exchange Reserve； Principal ponent Analysis； Opening to the Outside World； Exchange Rate一、引言我國外匯儲藏規(guī)模長期以來一直保持高速增長，2022年2月底超越日本成為全球最大外匯儲藏國，2022年

5、6月末我國外匯儲藏余額攀升至歷史峰值39932億美元，約占全球外匯儲藏總額的1/3。但是自2022年7月以來，我國的外匯儲藏余額卻呈現(xiàn)出不斷下降趨勢。2022年1月末，我國外匯儲藏余額降至29982億美元，較歷史峰值已下降了近萬億美元，在短短的兩年半時間我國的外儲規(guī)模縮減近25%，外匯儲藏量已相當(dāng)于6年前的程度，其降幅之大、降勢之持久，在我國歷史上均屬首次。一時之間，關(guān)于貨幣當(dāng)局終究應(yīng)該保匯率還是保儲藏的爭論不斷余永定，2022；彭波，2022。幸運的是，自2022年2月開場，外匯儲藏規(guī)模逐步穩(wěn)步上升，環(huán)比每月增加100億美元左右，截至2022年12月底，中國外匯儲藏規(guī)模上升至31399億美元

6、。而人民銀行公布的最新數(shù)據(jù)顯示，2022年2月末我國外匯儲藏再次下降270億美元，降幅為0.85%。本文基于這些問題，探究各種影響產(chǎn)生的途徑以及程度，并提出相關(guān)政策建議。在內(nèi)需不振、外需疲軟、經(jīng)濟(jì)下行壓力加大、美元走強(qiáng)的背景下，深化討論引發(fā)外匯儲藏規(guī)模變動的成因。二、文獻(xiàn)綜述一外匯儲藏規(guī)模變動的根本理論從研究外匯儲藏變動的歷史來看，早在20世紀(jì)60年代，國外就有很多學(xué)者致力于研究和探究外匯儲藏，主要的理論學(xué)派分為三類：儲藏需求理論、貨幣需求理論，以及兩者相結(jié)合的理論，這些研究成果在理論上極大地支持了后續(xù)學(xué)者對外匯儲藏的研究。1.儲藏需求理論。Heller1966研究外匯儲藏的變動影響因素，發(fā)現(xiàn)

7、外匯儲藏變動受到商品進(jìn)出口、一國的經(jīng)濟(jì)開展程度、外匯儲藏的時機(jī)本錢以及該國的國際收支狀況等共同作用和影響。P. Kenen 和 Yudin1965通過研究發(fā)現(xiàn)，外匯儲藏的變動與一國人均收入的變動情況趨于一致。Landel Mill1989研究得出外匯儲藏的增長率與進(jìn)口的邊際傾向負(fù)相關(guān)。2.貨幣需求理論。Johnson1958提出，剔除國內(nèi)信貸總額對外匯儲藏的影響，外匯儲藏規(guī)模與貨幣超額供應(yīng)是正相關(guān)的，而與貨幣超額需求負(fù)相關(guān)。當(dāng)國內(nèi)的貨幣市場出現(xiàn)供大于求的情況時，那么該國的外匯儲藏需求量就會降低，外匯儲藏下降。Calvo1996將外匯儲藏與廣義貨幣量的比值作為指數(shù)，用來測算國民對外國資產(chǎn)的潛在需

8、求，指數(shù)的大小代表本幣受到的外幣的支撐程度，指數(shù)越大說明本國貨幣越堅硬，說明更信賴本幣，就越少發(fā)生資本流失和外逃的情況，就有更強(qiáng)的抵御金融危機(jī)的才能。3.儲藏需求與貨幣需求相結(jié)合理論。Edwards1985曾經(jīng)將貨幣需求理論和儲藏需求理論相結(jié)合，發(fā)現(xiàn)外匯儲藏的變動受到實際和預(yù)期的外匯程度以及貨幣市場平衡程度等因素的影響。Borivoje2022用開展中國家的數(shù)據(jù)進(jìn)展實證研究，認(rèn)為外匯儲藏與國家的經(jīng)濟(jì)開展程度嚴(yán)密相關(guān)。Akinlo2022研究發(fā)現(xiàn)證券投資市場對于外匯儲藏的需求對外匯儲藏規(guī)模變動的影響也很大。 二實證過程1.數(shù)據(jù)的處理和檢驗主成分分析可以解決變量多重線性關(guān)系的影響，同時對多個變量進(jìn)

9、展綜合，是一種解決復(fù)雜經(jīng)濟(jì)關(guān)系的方法。在做主成分分析前，應(yīng)先對變量進(jìn)展KMO檢驗和Bartletts球狀檢驗。在處理數(shù)據(jù)之前，先通過SPSS將數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。KMO檢驗的主要目的是判斷變量間是否具有相關(guān)性，一般是通過比擬各變量間的相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的大小來進(jìn)展。各個變量的相關(guān)性越強(qiáng)，且偏相關(guān)系數(shù)遠(yuǎn)小于簡單相關(guān)系數(shù)時，KMO檢驗的值就越大。KMO檢驗的判斷標(biāo)準(zhǔn)：KMO0.9，非常合適因子分析；0.8KMO0.9，合適；0.7KMO0.8以上，一般適宜；0.6KMO0.7，效果較差；當(dāng)KMO檢驗的結(jié)果在0.5以下時，說明該組數(shù)據(jù)不適宜做主成分分析。Bartlettis球狀檢驗主要是檢驗相關(guān)陣是否是單

10、位陣，也就是它的檢測結(jié)果顯示了受檢測各個變量是互相獨立。Bartletts球狀檢驗的零假設(shè)H0是“相關(guān)系數(shù)矩陣是一個單位陣。假如在檢測結(jié)果中巴特利球形檢驗的統(tǒng)計計量的P值小于給定的顯著性程度，就認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣顯著地不為單位陣；假如不能回絕H0，那么說明檢測得出的是一個單位矩陣，說明在這些數(shù)據(jù)中沒有公共因子，這樣的情況發(fā)生時就說明不合適做主成分分析。通過表1可以清楚地看到KMO檢驗統(tǒng)計量為0.826，說明在簡單相關(guān)系數(shù)平方和與偏相關(guān)系數(shù)平方和所占的比重已到達(dá)了82.6%，同時巴特利特球度檢驗的概率Sig值小于0.05，故回絕原假設(shè)。由此可知這6個變量合適做主成分分析。2.主成分提取采用SPSS

11、軟件運算，并根據(jù)累計方差奉獻(xiàn)率到達(dá)90%以上的主成分選取標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)用主成分分析提取2個主成分：記F1為第一主成分，F(xiàn)2為第二主成分。通過表2可以得知兩個主成分的方差奉獻(xiàn)率為87.951%，同時可發(fā)如今影響匯率的因素分析中，F(xiàn)1占有很重要的地位，可解釋變量信息總量的67.651%，因此在下面進(jìn)展分析時給予優(yōu)先考慮。由此可以斷定，這兩個主成分已經(jīng)足以合理地解釋外匯儲藏的規(guī)模變化，且可以明顯看出外匯儲藏受主成分F1的影響最大，F(xiàn)1是外匯儲藏變動的最主要因素。成分矩陣顯示的是前兩個主成分與每個原始變量間的相關(guān)系數(shù)，絕對值越大說明此主成分與該原始變量間的相關(guān)性越強(qiáng)。通過表3可以看出，在第一個主成分中，其中

12、外商直接投資、外債余額、進(jìn)出口差額、國際旅游外匯收入的系數(shù)最大，因此在第一主成分中這四個變量是最主要的影響因素。在第二個主成分中，匯率的系數(shù)到達(dá)0.932，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他變量，可以認(rèn)定在第二主成分中最大的影響因素是匯率。并且從表3可知，奉獻(xiàn)率從第一主成分到第二主成分逐級遞減，第一主成分中涵蓋了最主要的影響因素。我們通過成分矩陣以及特征根可得F1和F2的線性組合方程分別為：F1=14.0590.94X1+0.934X2+0.132X3+0.955X4+0.964X5-0.668X6F1=11.218-0.115X1+0.176X2+0.932X3+0.141X4+0.042X5-0.532X63.

13、回歸模型構(gòu)建由主成分分析可得最終的自變量為：F1為中國的經(jīng)濟(jì)開放程度，F(xiàn)2為匯率政策。因此，可設(shè)立模型方程如下：Y=0+1F1+2F2+i4.時間序列平穩(wěn)性檢驗由于本文選取的數(shù)據(jù)為19902022年?r間序列數(shù)據(jù)，所以首先對序列進(jìn)展平穩(wěn)性檢驗。序列的自相關(guān)圖顯示，F(xiàn)2在做序列平穩(wěn)性檢驗時P值小于0.05，即其本身序列平穩(wěn)。而因變量Y和自變量F1在做ADF檢驗時，其P值大于0.05，因此Y和F1程度值非平穩(wěn)。接著用差分方法處理數(shù)據(jù)，得到表4，在差分后數(shù)據(jù)顯示Y、F1、F2的P值都小于0.05，即變量都是平穩(wěn)的。然后，運用ADF檢驗殘差i的平穩(wěn)性得到表5。從表5可以看出t值為-4.474756，它

14、小于1%置信程度下的臨界值-3.831511，故在1%的顯著性程度下可認(rèn)為是平穩(wěn)序列。利用上述數(shù)據(jù)進(jìn)展回歸得到的結(jié)果可以認(rèn)為在長期或者平衡情況具有一定的經(jīng)濟(jì)意義。5.回歸模型的構(gòu)建對所建立的模型進(jìn)展回歸分析，運用主成分分析中得到的因子得分就可以將標(biāo)準(zhǔn)化后歷年的主成分直接計算出來，所以直接將三個主成分作為自變量，標(biāo)準(zhǔn)化后的外匯儲藏作為因變量進(jìn)展OLS估計，得表6。由分析結(jié)果可得回歸方程如下：Y=0.907F1+0.15F2+1.262E-16其中，回歸方程的F檢驗顯著，且各個變量的t統(tǒng)計量在0.1的顯著性程度下都較為顯著，即可以認(rèn)為這個模型中每一個解釋變量都對Y有顯著性的影響；從擬合優(yōu)度的值來看

15、，調(diào)整的R2=0.833說明了該自變量能解釋因變量的83.3%，模型總體是比擬優(yōu)良的。6.回歸模型的解釋由模型可以看出，F(xiàn)1和F2與Y都存在正的相關(guān)關(guān)系。并且由方程自變量的系數(shù)可知，第一主成分的系數(shù)大于第二主成分的系數(shù)，這從另外一個角度說明第一主成分對外匯儲藏的影響程度最大，而接下來的第二主成分對外匯儲藏規(guī)模的影響遞減。接下來對兩個主成分進(jìn)展解釋。在第一主成分中，變量系數(shù)較大的是FDI、進(jìn)出口差額、外債余額、旅游外匯收入，它們對外匯儲藏規(guī)模的影響也是最大的，可以解釋為中國的經(jīng)濟(jì)開放程度。在第二主成分中，匯率的系數(shù)遠(yuǎn)大于其他變量，因此第二主成分代表美元兌人民幣匯率的趨勢。第一主成分代表我國的經(jīng)濟(jì)

16、政策開放程度。隨著我國改革開放的深化開展，我國的經(jīng)濟(jì)政策也有了很大的變化，從1990年以后我國逐步放開市場經(jīng)濟(jì)的限制，引進(jìn)外資、加大出口額度、借入外國資金來拉動和開展本國經(jīng)濟(jì)，同時創(chuàng)造更加開放和優(yōu)越的投資環(huán)境來吸引外國公眾的注意力，提升了本國的國際形象。這是導(dǎo)致外匯儲藏上漲的直接原因，同時也是最主要的局部。第二主成分代表人民幣兌美元匯率的趨勢，它與外匯儲藏規(guī)模呈正相關(guān)。這主要與我國的外匯管理制度有關(guān)，當(dāng)匯率降低時表示在市場上外幣過多，人民銀行可以通過購置回收多余的外匯量，這就導(dǎo)致了在匯率長期走低的情況下，國內(nèi)的外匯儲藏也會逐漸增加。 四、研究結(jié)論與政策建議通過以上分析可得出，我國外匯儲藏的增長

17、是多方面因素共同作用的結(jié)果。通過對1990年以來我國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的主成分分析，得到了主成分回歸的方程，它反映了中國的經(jīng)濟(jì)政策開放程度和人民幣兌美元匯率的趨勢對外匯儲藏的影響，可以看出：中國的經(jīng)濟(jì)政策開放程度越強(qiáng)，那么外匯儲藏越大；人民幣兌美元匯率越高，那么外匯儲藏的規(guī)模越大。一外匯儲藏規(guī)模下降是多種因素共同作用的結(jié)果外商直接投資、進(jìn)出口差額、旅游外匯收入、外債余額，與外匯儲藏規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系，匯率程度也與外匯儲藏規(guī)模有正向作用，這些因素對我國外匯儲藏的影響并不是單一層面的，有些影響因具有較強(qiáng)的傳遞性，這些影響因素的變動可能會引起其他因素的改變，從而一起對外匯儲藏規(guī)模造成影響。因此，一個合理的外匯儲

18、藏規(guī)模需要綜合考量和研究多方面因素的影響。二外匯儲藏規(guī)模下降主要受政府干預(yù)匯率的影響一方面，匯率的長期走低會導(dǎo)致國內(nèi)長期的貿(mào)易順差，進(jìn)而央行的結(jié)售匯制度會導(dǎo)致外匯儲藏規(guī)模的增長；反之，高程度的匯率會降低外匯儲藏的規(guī)模。同時，相對來說外幣價值的提升會帶來外匯儲藏估值的相應(yīng)進(jìn)步，外匯儲藏也會增長。另一方面，人民幣匯率長期處于低值程度導(dǎo)致雙順差格局難以改變，同時失去了升值預(yù)期不利于人民幣的國際信譽與國際化進(jìn)程，進(jìn)而不利于我國的宏觀政策方向調(diào)整。所以國家會利用高額的外匯儲藏中的一局部進(jìn)展外匯市場的干預(yù)，以進(jìn)步我國的人民幣匯率程度。從現(xiàn)狀來看，明顯后者的效應(yīng)更強(qiáng)。政府為了穩(wěn)定匯率使用了大量的外匯儲藏，其

19、效果也顯而易見。三外匯儲藏應(yīng)是宏觀調(diào)控的“戰(zhàn)略儲藏外匯儲藏主要受對外開放的影響較大，中國的經(jīng)濟(jì)政策可以側(cè)重于拉動內(nèi)需，改善進(jìn)出口構(gòu)造，從而防止長期的貿(mào)易順差導(dǎo)致的外匯大量積壓。而我國的高額外匯儲藏應(yīng)在適宜的時候使用，以調(diào)節(jié)宏觀市場。中國的外匯儲藏應(yīng)該是人民幣國際化進(jìn)程中的“戰(zhàn)略儲藏，合理利用外匯儲藏調(diào)節(jié)國內(nèi)市場環(huán)境，才是我國巨額外匯儲藏的應(yīng)用之處。參考文獻(xiàn)1陳雨童， 周光友. 基于多因素VAR模型的外匯儲藏預(yù)測與分析J. 統(tǒng)計與決策， 202213：148-150.2崔耕禮， 王頻， 王祥. 新常態(tài)下中國合理外匯儲藏規(guī)模影響因素研究基于SVAR模型的實證研究J. 宜春學(xué)院學(xué)報， 2022， 3

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