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会员注册关键词：最优储备，数量特征，动机分解，调整速度
作者简介：陈奉先，首都经济贸易大学金融学院； 邹宏元， 西南财经大学金融学院
一、问题的提出
近年来中国外汇储备高企已经成为不争事实，其数量已经远超出传统经验指标所给出的“充足、合理”范围。①那么中国的最优外汇储备持有量应该是多少？此项研究是有关高额外汇储备成因、影响研究的延续，也是后续中国外汇储备最优币种、资产结构研究的铺垫，因而具有承上启下的意义。
针对最优外汇储备数量问题的研究主要有三类方法：经验比率法、成本收益法和回归分析法。经验比率法强调一国的外汇储备应与某些经济指标之间维持一定的比例关系。Triffin（1960）提出的外汇储备与进口额之比开比率分析之先河，但该比率忽视资本流动和资本账户因素。Greenspan和Guidotti注意到这一点进而提出外汇储备与短期债务之比。然而该指标偏重于国外资本对本国经济的冲击，忽略了资本外逃的冲击。鉴于此，Calvo（1996）提出以外汇储备与广义货币量之比测度资本外逃的影响。最后出现的经验性指标是外汇储备与GDP之比，Jeanne（2007）的研究表明对于小型开放经济体其最优的储备水平可参照此指标。经验比率法虽简明、易测但其参照值缺少坚实的经济逻辑，更忽视了个体储备需求的差异性。
成本收益法是按照持储的成本收益权衡来确定最优外汇储备量的方法。由Heller（1966）开创的成本收益模型认为持有外汇储备的收益界定为使经济免受支出转化政策所形成的“损失”（包括经济衰退、失业上升和消费萎缩等）。这种收益为边际进口倾向m的倒数与产出之积。同时持储也存在着机会成本，Heller将其定义为外汇储备投资于其他金融资产的收益率与外汇储备自身收益率之差，以r表示。当边际进口倾向m上升时持储的收益下降，最优持储量应减少。同时当机会成本r上升，最优持储量应减少。尽管成本收益模型有着比较严密的经济学逻辑，但是在实证研究中却存在着矛盾：（1）机会成本与外汇储备之间理论上的负相关关系在实证研究中并不明确（Saidi，1981），甚至与理论期望相悖（Kelly，1970；Aizenman and Lee，2007）；（2）边际进口倾向m与外汇储备之间理论上是负相关关系，但Kelly（1970）等研究表明边际进口倾向m和外汇储备之间是正向相关的。
回归分析法将影响外汇储备的变量纳入模型之中以确定一个稳定的储备需求的函数。该法在早期比较关注交易性和预防性动机对持储行为的影响。20世纪90年代以后新兴市场经济体面临的资本账户逆转的风险越来越突出，此时出现了新预防性持储动机理论。该理论认为发展中经济体特别是受危机冲击的经济体往往通过囤积外汇储备的方式应对资本外逃和融资骤停风险。Jeanne（2007）证实了新兴市场经济体持有外汇储备预防资本账户危机的动机，但仅用预防性动机尚不足充分解释。于是，两个以前的理论被重新发掘用于分析储备持有行为：其一是Calvo和Reinhart（2002）、Dooley等（2003）、Eichengreen（2004）提出的“新重商主义”动机理论，其二是以Feldstein（1999）、Fischer（1999）为代表的学者重新提出的“攀比动机”理论。前者强调外汇储备激增是一国外向型发展模式的副产品，后者重视外汇储备的信号显示作用，强调一国持储行为的重要因素是区域内他国的持储量。
国内学者对我国不同时期外汇储备的最优规模进行了分析，但所得结论不尽一致：（1）钟伟（1995）、王凌云和王恺（2010）指出我国近几年来外汇储备增长过快，超出适度区间。（2）姜朝旭等（2002）运用分类加总方法、刘莉亚和任若恩（2004）运用回归和协整的方法发现我国的实际外汇储备规模总是围绕着适度规模进行小幅度波动，外汇储备总体上是适度的。（3）黄继（2002）认为中国实际外汇储备量低于最优值。谢太峰（2006）从衡量储备状况的经验比率法本身的缺陷入手，指出中国外汇储备增长是经济实力使然，并没有证据表明我国外汇储备已经“过多”。
本文认为，国内外研究中普遍存在三个不足：（1）未区分货币当局实际的储备量和最优的储备量。在操作上，普遍地将实际储备量作为被解释变量，建立最优储备量的回归模型。这样处理的前提是外汇储备量是“均衡”的，即货币当局总能迅速地将实际的储备水平调整到最优水平上。但现实中实际外汇储备量并不总是处于最优的水平。（2）大多数最优外汇储备决定模型所涉及的影响因素皆为实体层面的因素。但从货币学说角度来看，一国的国际收支乃至外汇储备情况与货币状况密不可分。如何将实体层面与货币层面因素结合起来探究中国的最优外汇储备问题在以前的研究中鲜有涉及。（3）当今外汇储备管理的方向在于“信心管理”，发挥外汇储备的信号显示功能，维护本国和外国居民对货币、汇率政策的信心，防范资本外逃和融资骤停的风险，而这一点是在以往研究中也经常被忽视的。本文尝试弥补上述三点不足。
二、模型设定
（一）外汇储备动态调整路径
本文假设货币当局在每一期都有一个最优的外汇储备量
。由于汇率和外汇管理体制等方面的原因，货币当局每期实际的外汇储备量Rt并不总等于最优的储备量
。当二者不等时会导致资源浪费或保险不足的问题，因此货币当局总是力图使
与Rt趋于一致。按照Edwards（1985）、Bahmani和Malixi（1994）的思路，我们假定货币当局在t期期初设定本期的最优外汇储备量
，随后根据期初的实际数量与本期最优数量之间的缺口调整本期外汇储备的实际数量Rt，调整路径形如：
其中λ为调整系数且0≤λ≤1，μt～（0，σ2）。（1）式说明本期货币当局外汇储备持有量的变动受到本期最优外汇储备量ln
与既往实际的外汇储备量lnRt－1之间缺口和调整系数λ的影响。当λ=1时，当期的实际外汇储备量即为最优储备量，此时实现了均衡；当λ≠1时，储备缺口当期未得到完全调整，此时为非均衡。由于制度方面的原因，短期非均衡更是一种常态。
从货币学说角度来看，国内货币市场状况会影响到外汇储备（Bilson and Frenkel，1979；Badinger，2004）。将货币因素引入外汇储备调整路径（1）式，可得：
其中λ、φ为调整系数且0<λ、φ<1，ωt～（0，σ2）。（2）式表t明期实际持储量的变动不仅受当期储备缺口的影响，而且还受t期最优货币需求量
和初期货币供应量Mt－1之间货币缺口的影响。将（2）式转化为估计式得：
对于（3）式中可能存在的序列相关性问题可采用工具变量法予以克服。
（二）货币缺口的估计
估计（3）式须首先得到
。利率管制会导致货币市场失衡，因而不能直接用货币供应量表示货币需求。这就产生一个问题：如何从货币供应量中分离出货币需求的成分呢？本文拟通过协整方法确定影响货币需求的变量，然后在此基础上构建我国货币需求函数。在操作上，我们参照Bilson和Frenkel（1979）的处理方法，将货币供应量的变化视为最优货币需求量的动态调整过程，形如：
其中θ为调整系数。按照蒙代尔和弗里德曼的货币需求理论，同时考虑到近年来货币需求研究中对汇率和资本市场因素的关注，我们设定最优货币需求函数形如：
其回归估计形式为：
其中
为最优货币需求，Yt为实际GDP，rt为实际利率，RERt为人民币兑美元的实际汇率，SVt为股票市场实际市值。②易知，α1的系数为正，α2的系数为负，α3、α4的系数不确定。本币汇率贬值会产生“资产组合调整效应”和“预期效应”，而这两种效应对货币需求产生的影响并不相同③，故RERt对货币需求的影响并不确定。股票市场的“财富效应”和“交易效应”对货币需求将产生正向作用，而股票市场的“替代效应”则负向影响货币需求。所以股票市值状况SVt对货币需求的影响也不确定。
将（6）式代入（4）式并整理可得：
其中et=θξt＋δt并假定其服从N（0，σ2）。针对（7）式中可能存在的序列相关性问题，本文仍采用工具变量法处理。（7）式估计出来后则可以套算出（6）式中各变量的系数进而得到最优货币需求ln
的函数形式和货币需求缺口（ln
－lnMt－1）。
（三）最优储备量模型
（3）式中最优外汇储备量
未知。为估计（3）式，我们不妨对其设定为如下形式：
其中
为影响最优外汇储备量的因素，k=1，2，3，…。γ'为参数，ηt为随机误差项。为更全面起见，本文将可能的持储动机因素全部引入，待后续的平稳性和协整检验时再行筛选。本文设定持储的交易性动机用人均实际收入ln Y和平均进口倾向m代表。早期预防性动机主要体现在预防经常项目波动方面，本文以出口的波动率ln CAV代表。现代预防性动机主要体现在预防资本外逃和融资骤停两种风险。由于融资骤停风险难以刻画，且二者具有共生性和同向性，所以本文以资本外逃ln CF压力代表现代的预防性动机。本文以滞后的汇率偏离度（PL）代表重商主义动机。④而攀比动机lnJONES则参照Cheung和Qian（2009）的思路，用亚洲区域内其他经济体的持储量代表。除此之外，本文还会考虑汇率因素对持储行为的影响，引入汇率波动率lnERV指标。考虑了以上的具体影响因素后，（8）式的具体形式为：
将（9）式代入（3）式可得：
其中Φt=ληt＋ωt并假定其服从N（0，σ2）。（10）式估计出来后则可以套算出（9）式中各变量的系数，从而得最优外汇储备的函数形式。
三、实证考察
（一）数据与变量
本文所用数据主要来自IMF国际金融统计（IFS）数据库，股票市值数据来自CSMAR。数据区间为1992－2010年，季度频率⑤，以美元标价。本文所用美元数据皆已用美国季度GDP平减指数消胀并用X－12乘法模型剔除了季度趋势。除特别说明外，本文所用数据均取自然对数处理。文中式（9）估计中国的货币需求缺口时，数据为人民币标价，用中国的季度CPI数据平减，计算出缺口后再用季度汇率折算成美元标价数据。中国的CPI定基数据来自谢安（1998）和中经网。变量代码表及其描述统计分别见表1、表2。
（二）中国货币市场失衡状况的估计
由于本文所用的数据均为时间序列，为避免回归过程中出现“伪回归”问题，应对诸变量进行单位根检验以判断数据的平稳性。变量的单位根检验结果见表3。
从结果上看，lnM、ln Y、r、lnRER和lnSV序列皆一阶差分后平稳，为I（1）序列。这说明如上变量之间可能具有长期的协整关系。Johansen协整检验结果表明它们之间存在两个协整关系。接下来对（7）式剔除协整方程中不显著的变量后进行估计，结果表明模型存在异方差问题。对此，考虑以残差平方的倒数作为权重使用加权最小二乘法方法重新估计，结果如下：
从（11）式的回归结果来看，R2、修正R2和F统计量比较高，说明模型的拟合程度和代表性比较好。由于（11）式中解释变量含有被解释变量的滞后值，须用D－H检验自相关问题。D－H统计量为－1.3189，小于5%临界值1.96，同时Q统计量、Breush－Godfrey LM检验说明残差不存在自相关问题。使用White检验异方差问题时，结果表明异方差问题已经克服。从估计结果可以套算出调整系数θ=（1－0.87946）=0.12054，进而得到（4）式的估计结果为：
通过进一步套算可以计算出（6）式的变量系数，（6）式的表达式如下：
将ln Y和r的变量值代入（13）式即可算出最优货币需求和货币需求缺口数值。
（三）中国外汇储备动态调整模型
对影响外汇储备的动机变量进行单位根检验（表3）结果表明，诸动机变量为I（1）序列。用Johansen方法进行协整检验表明存在两个协整关系。接下来对（10）式进行估计，结果存在异方差问题。使用WLS方法重新估计后，结果见（14）式。
White检验表明（14）式异方差问题已经消除。从（14）式估计结果可以套算出储备缺口调整系数，进而可以套算出（2）式、（9）式的参数估计结果如下：
从（15）式来看，中国外汇储备的变动受到储备缺口和货币缺口的双重影响，储备缺口较之于货币需求缺口对储备调整的影响更大。从（16）式来看，中国最优的外汇储备ln R*与交易性动机ln Y正相关，符合预期。最优外汇储备与边际进口倾向m负相关，这看似难以解释，事实上这一指标在早期理论上被认为与外汇储备负相关，由于实证结果大多发现其与外汇储备正相关，Frenkel等人建议用边际进口倾向代表一国的贸易开放度，这样m上升该国受到外部冲击的可能性也就增大，增加外汇储备预防外部冲击便理所当然。彼时m被赋予了一定的预防性动机色彩。本文ln R*与m负相关，这很可能是由于本文已选择ln CA V和lnCF分别代表早、后期预防性动机，从而使得m重回最初调整成本层面的内涵。lnR*与早期预防性动机lnCAV和后期预防性动机lnCF正相关，说明中国持有外汇储备的行为体现着预防性动机。当经常项目波动更激烈、资本外逃和融资骤停问题更突出时，货币当局的预防性持储动机也就越强。ln R*与以汇率偏离度PL为代表的重商主义动机负相关，说明中国客观上存在低估汇率获得竞争优势并最终形成外汇储备的事实。lnR*与攀比动机lnJONES正相关，说明中国货币当局的最优外汇储备调整中存在攀比他国的动机，更进一步说明货币当局存在着通过外汇储备的“信号显示”功能提升国内外投资者信心、防止投资资本冲击的目的。汇率波动性lnERV与lnR*负相关则寓示汇率弹性增强有助于其调节国际收支从而减少外汇储备持有量。
（四）中国最优外汇储备的数量特征和动机分解
将平减后的数据代入模型（16）式即可得到中国的最优外汇储备数值。图1下方三条线（以左轴为基准）分别是运用平减之后的数据计算出的实际外汇储备量、最优外汇储备量以及二者之间的缺口。从图形中不难看出，中国的最优外汇储备与实际外汇储备一直呈现上升态势，尤其是2002年以后增势凸显；最优外汇储备量只是在早期（1992－1994年）与实际外汇储备量比较相近，二者之间的缺口在1994－2002年以前一直比较稳定，但2002年以后二者之间的缺口迅速扩大。为了更加直观，我们还使用未平减的数据计算了实际外汇储备、最优外汇储备以及二者之间的缺口（图1上面三条线，以右轴为基准）。
从（16）式的系数来看，预防资本外逃的动机lnCF对最优外汇储备量的影响最大，其次是重商主义动机PL和交易性动机m、lnY，再次为攀比动机lnJONES，影响最小的是预防经常项目波动的动机ln CA V和汇率波动率lnERV。诸动机的绝对影响又如何呢？图2以（16）式的各变量系数（静态值）乘以各季度变量值而得⑥，体现出各种动机对中国最优外汇储备量的绝对影响。从图2中可以看出，对中国最优外汇储备量影响最大的是交易动机和攀比动机。值得注意的是，2002年前后货币当局对储备的预防性功能愈加重视，故由预防性动机所致的持储量在不断上升。尽管更为浮动的汇率制度有助于减少中国外汇储备持有量，但汇率因素对中国最优外汇储备量的变动影响微弱，这可能由于中国的汇率形成机制仍比较单一、汇率波幅有限所致。图2中基于汇率因素而变动的持储量始终在紧贴横轴下方波动，这说明中国目前的汇率波动尚不足以对持储量产生显著影响。同时，尽管（16）式显示中国外储持有行为体现着重商主义动机，但就其对中国外汇储备量的绝对影响而言仍极其微弱，表现在图2中重商主义动机所致的储备量亦在横轴附近波动。
运用滚动回归方法（Rolling Estimation，以28个季度为周期）首先对（14）式进行滚动估计，然后将结果转化成（16）式形式，最后再将所得的时变参数再乘以各自对应的数值，即为持储动机动态分解。从图3中可以看出各种动机的动态变化对最优外汇储备量产生的影响。图2与图3相同的是中国货币当局的预防性动机近年来不断强化，而重商主义动机和汇率因素引致的储备变化量依然不明显。两图的区别在于：滚动回归后，交易性动机对货币当局持储量的影响更为突出；攀比动机在2000年前后的亚洲金融危机、俄罗斯金融危机和2002年的拉美金融危机后作用比较大，之后衰减，但在2008年次贷危机后再度迅速扩大。这可能因为危机时货币当局会非常重视外汇储备的“信号显示”功能，由攀比动机导致的储备增加量显著，但危机过后的平静期内，货币当局似乎会“失忆”，攀比动机所致的储备量减少。
（未完待续）