近期我国外汇储备规模变动成因探究2700字

1、近期我国外汇储藏规模变动成因探究2700字 摘 要近几年我国外汇储藏?模一反以往连续上升的常态，出现了大幅下降的趋势。我国外汇储藏规模变动的成因是否发生了转变，成为关注热点。运用主成分分析法，对影响我国外汇储藏的因素进展实证研究。研究发现，外汇储藏规模变动的主要影响因素是对外经济开放程度，除此之外，汇率程度也有作用。我国在前几年低汇率程度情况下，为了稳定汇率程度而使用外汇储藏，成为外汇储藏规模下降的主导因素。 关键词外汇储藏；主成分分析法；对外开放；汇率程度中图分类号F832文献标识码A文章编号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、引言我国外汇储藏规模长期以来一直保持高速增长，2022年2月底超越日本成为全球最大外汇储藏国，2022年

5、6月末我国外汇储藏余额攀升至历史峰值39932亿美元，约占全球外汇储藏总额的1/3。但是自2022年7月以来，我国的外汇储藏余额却呈现出不断下降趋势。2022年1月末，我国外汇储藏余额降至29982亿美元，较历史峰值已下降了近万亿美元，在短短的两年半时间我国的外储规模缩减近25%，外汇储藏量已相当于6年前的程度，其降幅之大、降势之持久，在我国历史上均属首次。一时之间，关于货币当局终究应该保汇率还是保储藏的争论不断余永定，2022；彭波，2022。幸运的是，自2022年2月开场，外汇储藏规模逐步稳步上升，环比每月增加100亿美元左右，截至2022年12月底，中国外汇储藏规模上升至31399亿美元

6、。而人民银行公布的最新数据显示，2022年2月末我国外汇储藏再次下降270亿美元，降幅为0.85%。本文基于这些问题，探究各种影响产生的途径以及程度，并提出相关政策建议。在内需不振、外需疲软、经济下行压力加大、美元走强的背景下，深化讨论引发外汇储藏规模变动的成因。二、文献综述一外汇储藏规模变动的根本理论从研究外汇储藏变动的历史来看，早在20世纪60年代，国外就有很多学者致力于研究和探究外汇储藏，主要的理论学派分为三类：储藏需求理论、货币需求理论，以及两者相结合的理论，这些研究成果在理论上极大地支持了后续学者对外汇储藏的研究。1.储藏需求理论。Heller1966研究外汇储藏的变动影响因素，发现

7、外汇储藏变动受到商品进出口、一国的经济开展程度、外汇储藏的时机本钱以及该国的国际收支状况等共同作用和影响。P. Kenen 和 Yudin1965通过研究发现，外汇储藏的变动与一国人均收入的变动情况趋于一致。Landel Mill1989研究得出外汇储藏的增长率与进口的边际倾向负相关。2.货币需求理论。Johnson1958提出，剔除国内信贷总额对外汇储藏的影响，外汇储藏规模与货币超额供应是正相关的，而与货币超额需求负相关。当国内的货币市场出现供大于求的情况时，那么该国的外汇储藏需求量就会降低，外汇储藏下降。Calvo1996将外汇储藏与广义货币量的比值作为指数，用来测算国民对外国资产的潜在需

8、求，指数的大小代表本币受到的外币的支撑程度，指数越大说明本国货币越坚硬，说明更信赖本币，就越少发生资本流失和外逃的情况，就有更强的抵御金融危机的才能。3.储藏需求与货币需求相结合理论。Edwards1985曾经将货币需求理论和储藏需求理论相结合，发现外汇储藏的变动受到实际和预期的外汇程度以及货币市场平衡程度等因素的影响。Borivoje2022用开展中国家的数据进展实证研究，认为外汇储藏与国家的经济开展程度严密相关。Akinlo2022研究发现证券投资市场对于外汇储藏的需求对外汇储藏规模变动的影响也很大。 二实证过程1.数据的处理和检验主成分分析可以解决变量多重线性关系的影响，同时对多个变量进

9、展综合，是一种解决复杂经济关系的方法。在做主成分分析前，应先对变量进展KMO检验和Bartletts球状检验。在处理数据之前，先通过SPSS将数据标准化。KMO检验的主要目的是判断变量间是否具有相关性，一般是通过比拟各变量间的相关系数和偏相关系数的大小来进展。各个变量的相关性越强，且偏相关系数远小于简单相关系数时，KMO检验的值就越大。KMO检验的判断标准：KMO0.9，非常合适因子分析；0.8KMO0.9，合适；0.7KMO0.8以上，一般适宜；0.6KMO0.7，效果较差；当KMO检验的结果在0.5以下时，说明该组数据不适宜做主成分分析。Bartlettis球状检验主要是检验相关阵是否是单

10、位阵，也就是它的检测结果显示了受检测各个变量是互相独立。Bartletts球状检验的零假设H0是“相关系数矩阵是一个单位阵。假如在检测结果中巴特利球形检验的统计计量的P值小于给定的显著性程度，就认为相关系数矩阵显著地不为单位阵；假如不能回绝H0，那么说明检测得出的是一个单位矩阵，说明在这些数据中没有公共因子，这样的情况发生时就说明不合适做主成分分析。通过表1可以清楚地看到KMO检验统计量为0.826，说明在简单相关系数平方和与偏相关系数平方和所占的比重已到达了82.6%，同时巴特利特球度检验的概率Sig值小于0.05，故回绝原假设。由此可知这6个变量合适做主成分分析。2.主成分提取采用SPSS

11、软件运算，并根据累计方差奉献率到达90%以上的主成分选取标准，应用主成分分析提取2个主成分：记F1为第一主成分，F2为第二主成分。通过表2可以得知两个主成分的方差奉献率为87.951%，同时可发如今影响汇率的因素分析中，F1占有很重要的地位，可解释变量信息总量的67.651%，因此在下面进展分析时给予优先考虑。由此可以断定，这两个主成分已经足以合理地解释外汇储藏的规模变化，且可以明显看出外汇储藏受主成分F1的影响最大，F1是外汇储藏变动的最主要因素。成分矩阵显示的是前两个主成分与每个原始变量间的相关系数，绝对值越大说明此主成分与该原始变量间的相关性越强。通过表3可以看出，在第一个主成分中，其中

12、外商直接投资、外债余额、进出口差额、国际旅游外汇收入的系数最大，因此在第一主成分中这四个变量是最主要的影响因素。在第二个主成分中，汇率的系数到达0.932，远远大于其他变量，可以认定在第二主成分中最大的影响因素是汇率。并且从表3可知，奉献率从第一主成分到第二主成分逐级递减，第一主成分中涵盖了最主要的影响因素。我们通过成分矩阵以及特征根可得F1和F2的线性组合方程分别为：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、回归模型构建由主成分分析可得最终的自变量为：F1为中国的经济开放程度，F2为汇率政策。因此，可设立模型方程如下：Y=0+1F1+2F2+i4.时间序列平稳性检验由于本文选取的数据为19902022年?r间序列数据，所以首先对序列进展平稳性检验。序列的自相关图显示，F2在做序列平稳性检验时P值小于0.05，即其本身序列平稳。而因变量Y和自变量F1在做ADF检验时，其P值大于0.05，因此Y和F1程度值非平稳。接着用差分方法处理数据，得到表4，在差分后数据显示Y、F1、F2的P值都小于0.05，即变量都是平稳的。然后，运用ADF检验残差i的平稳性得到表5。从表5可以看出t值为-4.474756，它

14、小于1%置信程度下的临界值-3.831511，故在1%的显著性程度下可认为是平稳序列。利用上述数据进展回归得到的结果可以认为在长期或者平衡情况具有一定的经济意义。5.回归模型的构建对所建立的模型进展回归分析，运用主成分分析中得到的因子得分就可以将标准化后历年的主成分直接计算出来，所以直接将三个主成分作为自变量，标准化后的外汇储藏作为因变量进展OLS估计，得表6。由分析结果可得回归方程如下：Y=0.907F1+0.15F2+1.262E-16其中，回归方程的F检验显著，且各个变量的t统计量在0.1的显著性程度下都较为显著，即可以认为这个模型中每一个解释变量都对Y有显著性的影响；从拟合优度的值来看

15、，调整的R2=0.833说明了该自变量能解释因变量的83.3%，模型总体是比拟优良的。6.回归模型的解释由模型可以看出，F1和F2与Y都存在正的相关关系。并且由方程自变量的系数可知，第一主成分的系数大于第二主成分的系数，这从另外一个角度说明第一主成分对外汇储藏的影响程度最大，而接下来的第二主成分对外汇储藏规模的影响递减。接下来对两个主成分进展解释。在第一主成分中，变量系数较大的是FDI、进出口差额、外债余额、旅游外汇收入，它们对外汇储藏规模的影响也是最大的，可以解释为中国的经济开放程度。在第二主成分中，汇率的系数远大于其他变量，因此第二主成分代表美元兑人民币汇率的趋势。第一主成分代表我国的经济

16、政策开放程度。随着我国改革开放的深化开展，我国的经济政策也有了很大的变化，从1990年以后我国逐步放开市场经济的限制，引进外资、加大出口额度、借入外国资金来拉动和开展本国经济，同时创造更加开放和优越的投资环境来吸引外国公众的注意力，提升了本国的国际形象。这是导致外汇储藏上涨的直接原因，同时也是最主要的局部。第二主成分代表人民币兑美元汇率的趋势，它与外汇储藏规模呈正相关。这主要与我国的外汇管理制度有关，当汇率降低时表示在市场上外币过多，人民银行可以通过购置回收多余的外汇量，这就导致了在汇率长期走低的情况下，国内的外汇储藏也会逐渐增加。 四、研究结论与政策建议通过以上分析可得出，我国外汇储藏的增长

17、是多方面因素共同作用的结果。通过对1990年以来我国经济数据的主成分分析，得到了主成分回归的方程，它反映了中国的经济政策开放程度和人民币兑美元汇率的趋势对外汇储藏的影响，可以看出：中国的经济政策开放程度越强，那么外汇储藏越大；人民币兑美元汇率越高，那么外汇储藏的规模越大。一外汇储藏规模下降是多种因素共同作用的结果外商直接投资、进出口差额、旅游外汇收入、外债余额，与外汇储藏规模呈正相关关系，汇率程度也与外汇储藏规模有正向作用，这些因素对我国外汇储藏的影响并不是单一层面的，有些影响因具有较强的传递性，这些影响因素的变动可能会引起其他因素的改变，从而一起对外汇储藏规模造成影响。因此，一个合理的外汇储

18、藏规模需要综合考量和研究多方面因素的影响。二外汇储藏规模下降主要受政府干预汇率的影响一方面，汇率的长期走低会导致国内长期的贸易顺差，进而央行的结售汇制度会导致外汇储藏规模的增长；反之，高程度的汇率会降低外汇储藏的规模。同时，相对来说外币价值的提升会带来外汇储藏估值的相应进步，外汇储藏也会增长。另一方面，人民币汇率长期处于低值程度导致双顺差格局难以改变，同时失去了升值预期不利于人民币的国际信誉与国际化进程，进而不利于我国的宏观政策方向调整。所以国家会利用高额的外汇储藏中的一局部进展外汇市场的干预，以进步我国的人民币汇率程度。从现状来看，明显后者的效应更强。政府为了稳定汇率使用了大量的外汇储藏，其

19、效果也显而易见。三外汇储藏应是宏观调控的“战略储藏外汇储藏主要受对外开放的影响较大，中国的经济政策可以侧重于拉动内需，改善进出口构造，从而防止长期的贸易顺差导致的外汇大量积压。而我国的高额外汇储藏应在适宜的时候使用，以调节宏观市场。中国的外汇储藏应该是人民币国际化进程中的“战略储藏，合理利用外汇储藏调节国内市场环境，才是我国巨额外汇储藏的应用之处。参考文献1陈雨童， 周光友. 基于多因素VAR模型的外汇储藏预测与分析J. 统计与决策， 202213：148-150.2崔耕礼， 王频， 王祥. 新常态下中国合理外汇储藏规模影响因素研究基于SVAR模型的实证研究J. 宜春学院学报， 2022， 3

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