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改革開放以來，尤其是20世紀90年代之后，中國外匯儲備規模迅速擴張。至2010年底，中國外匯儲備已達到28473億美元，較改革之初的1.67億美元增長了17000多倍，居世界首位，是位居其后的日本外匯儲備額的兩倍。美國作為經濟大國，2011年5月其外匯儲備只有1429億美元。我國外匯儲備的急速增長引起了國內外學者的廣泛關注。因為外匯儲備的增加是一個影響經濟體發展穩定性的重要變量，它不僅影響經濟發展的安全性，而且如果其增長過快還可能引起人民幣匯率波動、對出口過分依賴和經濟結構失衡等一系列宏觀經濟問題。因此，分析影響外匯儲備數量變動的因素，尤其是出口貿易對其變動的影響，對預測或干預外匯儲備未來的發展變化尤為重要。

近年來，探討影響外匯儲備的文獻較多，但定量分析直接效應的卻較少，而且這些研究文獻中大多采用基本回歸計量模型分析，這就導致了對時間序列特殊考慮的缺乏，同時存在無法顧及長期和短期不同影響的缺陷。本文為避免這些缺陷，先由定義出發，建立外匯儲備增長與其相關量變化的自相關模型，用單位根檢驗、協整理論及誤差修正模型建立外匯儲備預期影響量之間的動態方程，然后通過脈沖分析，進一步具體闡述各向量對中國外匯儲備增長的動態影響。

一、數據、方法與模型選取

1．數據來源

本文涉及的變量為外匯儲備(FER)、外商直接投資(FDI)、出口額(EXP)以及名義匯率，所采用數據為1997年1月至2010年12月的月度數據。其中，出口貿易數據來源于中華人民共和國商務部，外匯儲備數據來源于國家外匯管理局，外商直接投資數據來源于財新網，名義匯率來源于國際貨幣基金組織。

2．研究方法

研究方法選用反映經濟系統中多變量序列之間動態變化規律的向量自回歸模型(VectorAutoregression，VAR)。此模型由數據特征出發，將系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值函數，從而將單變量自回歸推廣到多元時間序列，建立多方程模型。選用此方法的前提是保證時間序列的平穩性，如果對非平穩的時間序列直接進行回歸分析，則可能出現偽回歸，致使模型估計無效。因此，本文在分析外匯儲備與其它經濟變量的動態關系時，首先對時間序列進行單整階數檢驗，再檢驗各變量間是否存在長期穩定關系，然后構造其短期動態模型，最后進行脈沖響應分析，檢驗出口對外匯儲備的沖擊，文中所有相關變量及檢驗均用Eviews6.0處理。

3．計量模型

本文根據Sims(1980)的向量自回歸模型，構造如下模型以分析FDI、出口額及名義匯率對我國外匯儲備的影響，即Yt=A1Yt－1+A2LYt－2+…+ApYt－p+B1X1+…+BqXt－q+Ut，其中，Yt是內生變量，Xt是外生變量;Bi是待估的參數矩陣，p、q是內生變量與外生變量的滯后期階數;U是獨立同分布的隨機擾動項。Y=(LNFER，LNFDI，LNEXP，LNEXN)，FER為外匯儲備，FDI為外商直接投資，EXP為出口額，EXN為名義匯率。

二、實證分析

1．單位根檢驗

當非平穩時間序列在序列中不同時間點均值不同，且方差隨樣本空間而增大，即序列為非平穩序列時，我們說此序列存在單位根。由此，單位根檢驗常被用于時間序列穩定性的判定。保證時間序列在同階差分形成的序列中平穩性是檢驗序列間協整關系的基礎，因此檢驗序列穩定性尤為要［1］。本文使用ADF檢驗(AugmentedDickey－Fullertest)，通過n次差分的辦法將非平穩序列轉化為平穩序列。

表1的ADF檢驗結果顯示，外匯儲備LN-FER、外商直接投資LNFDI、出口貿易LNEXP及名義匯率LNEXN都為不平穩序列。然而經過一階差分后，各變量的T統計數據都顯示出，在5%顯著水平上，可以拒絕其存在單位根的可能。因此我們可以說3個序列都是一階單整序列，符合協整檢驗的要求［2］。

2．協整檢驗

用協整檢驗來檢驗VAR模型變量之間是否存在著均衡或長期關系的方法，有EG兩步法(En-gle－GrangerCointegrationtest)和喬根森協整檢驗法(JohansenCointegrationtest)。前者適合對兩變量的模型進行協整檢驗，而后者更適合在多變量的VAR模型中進行協整檢驗。由于本文涉及4個變量，因此選用喬根森檢驗法。

由表2各變量的喬根森協整檢驗結果可看出，在5%顯著水平下拒絕了最多存在一個協整方程的假設，說明它們在最優滯后期內，各變量之間存在著長期均衡的協整關系。通過進行協整檢驗得到的結果中可知，出口貿易與外匯儲備間存在正相關關系，外商直接投資與外匯儲備間亦為正向相關。由分析結果，我們可以得到協整方程LN-FER=0.122007LNFDI+1.18583LNEXP－2.24065LNEXN;結果顯示，外商直接投資與出口對外匯儲備有正面影響，而名義匯率則有負面影響。

3．誤差修正模型

根據協整檢驗構造誤差修正模型，由于約束協整方程中變量系數為零，我們得出不能拒絕外商直接投資系數為零的結論。由此，在誤差修正模型中應將外商直接投資剔除，結果為：

0.321ΔLNFERt－1+0.114ΔLNFERt－2+0.141ΔLNFERt－3ΔLNFER=－0.012CEt－1+－0.012ΔLNEXPt－1—0.002ΔLNEXPt－2－0.014ΔLNEXPt－3+0.006－0.201ΔLNEXNt－1－0.324ΔLNEXNt－1+0.138ΔLNEXNt－3其中，CEt－1為協整方程，且CEt－1=LNFERt－1—1.199856LNEXPt－1+2.505189LNEXNt－1－6.374591．［－23.4698］［5.26751］

4．脈沖響應檢驗

脈沖響應檢驗是基于向量自回歸模型的基礎建立的，用于描繪一個內生變量對隨機擾動項中一個標準單位沖擊的反應。即假設在某一時刻t1給定隨機擾動項一個標準差大小的沖擊，而這種沖擊會通過不同方式傳遞給內生變量，使其當前值和未來值產生影響。通過脈沖響應檢驗，可以更加有效地反映出口貿易對外匯儲備傳遞效應時滯與強度的變化。

給出口貿易的擾動項1個單位的沖擊，得到脈沖分析結果表明，面對對外貿易的沖擊，外匯儲備會有正向響應，且響應幅度較大，這再一次驗證了協整方程中出口貿易的正向作用。由圖1還可看出，出口對外匯儲備的影響不只是暫時的，而是具有長久的影響。

三、結論及政策建議

綜上所述，可以看出，從長期來看對外貿易及匯率對外匯儲備有顯著影響。對外貿易增加1%，外匯儲備相應增加1.18%;匯率增加1%，外匯儲備減少2.24%，而對外直接投資對我國外匯儲備的影響不具顯著性。

出口貿易對外匯儲備具有正向影響的原因，是出口條件的巨大優勢。低廉的勞動力形成了我國商品在國際市場的巨大價格優勢，由進出口引起的巨額雙順差，直接導致了大量外匯資本的流入。由于國家的宏觀調控，這些外匯資本部分就轉為了外匯儲備。此外，出口引起的中國經濟發展、國際對中國經濟市場的預測相應變化，會引發更多的外匯流入，以致增加的外匯儲備比例超過增加的出口比例。

短期來講，外匯儲備的短期波動受兩種因素影響。一是協整方程的調節作用。當系統偏離均衡狀態時，協整方程的負向調整作用會自發將其引往均衡狀態［3］，協整方程的負向調整說明變量間的自我調節作用比較強，系統的穩定較強。二是滯后宏觀經濟變量的短期波動的影響。由數據看出，滯后1期、2期和3期的變量，短期波動都會影響當期的外匯儲備波動。這種影響的滯后期較短，說明宏觀經濟變量對外匯儲備傳導步驟較短，與一季度中就可完成傳導。

正因為我國出口貿易對外匯儲備較大的影響，我們應該更謹慎地處理外匯儲備及出口的關系。出口貿易的不穩定性及短期易波動性決定了單依靠出口而拉動外匯儲備的政策是行不通的。為進一步穩定外匯儲備及保證其增長，國家更應從外匯儲備幣種、風險和長短期的組合管理入手，使外匯儲備既能起到支付外債及維護其它國際收支平衡的作用，又能承擔提高國家風險應對能力、穩定國家經濟的責任。