外汇储备规模的宏观经济影响因素分析_基于中国_日本的比较研究

外汇储备规模的宏观经济影响因素分析

———基于中国、日本的比较研究

谭燕芝

张运东

*

内容摘要：基于1999年一季度至2008年三季度的中日两国数据，本文运用协整检验方法分析了影响两国外汇储备规模的宏观经济因素和变量间的长期均衡关系及短期波动关系。研究表明：

（1）从长期来看，对外贸易规模、名义有效汇率、经济总量三个宏观经

（2）从短期来看，协整方程对两国外汇储备短期波动的调整作用均中日比较

协整检验文献标识码：A

储备规模的影响因素主要有以下三种思路：

济变量都影响着中日两国外汇储备的长期均衡规模，且两国外汇管理制度的巨大不同解释了协整系数的差异。

较为显著，而对于中国而言，宏观经济变量的滞后影响的作用时间更长。

关键词：外汇储备中图分类号：F832.6

引言

近年来中日两国外汇储备规模的高速增长引起了学术界的高度关注。2009年底中国的外汇储备规模达到了23991亿美元，连续四年保持全球第一，同期日本外汇储备为9966亿美元，为全球第二。中日两国具有众多可比之处为研究外汇储备规模问题提供了典型的样本，例如两国都拥有巨额外汇储备、GDP规模相当、经济的外向程度都比较高，然而两国的外汇制度存在着巨大的差异，同时两国的对外贸易模式与结构也有很大的不同。那么，影响两国外汇储备规模的宏观经济因素有何不同？其长期均衡和短期波动关系是怎样的？背后原因及作用机制是什么？在吸取日本外汇改革经验和教训的基础之上，研究这些问题对于加强我国外汇储备管理具有重要意义。当前研究外汇

沙办事处。

第一种是比率法，其认为外汇储备应该与某种变量保持一定比率。最初由特里芬（1960）提出，他认为外汇储备/进出口应该保持一定的比例，以40%为标准，以20%为底限。在此基础上，国际储备/国际收支差额、国际储备/国内货币供给等方法被相继提出。

第二种是成本—收益法，该方法认为成本与收益之间的权衡决定了外汇储备规模。最初由Helle（1966）提出适用于发达国家的Heller模型，他认为通过储备的成本与收益比较从而得出一国最优储备的绝对量。Agaraual（1971）提出了适用于发展中国家的Agaraual模型，他认为持有外汇储备的机会成本是国内投资的收益率，边际成本与边际收益决定了一国的外汇储备规模。Ramachandran（2004）指出，与其他新兴市场国家不同，印度的外汇储备需求主要取决于其机会成本而不是国际收支的波动性。

作者简介：谭燕芝，湘潭大学商学院教授，硕士生导师；张运东，金融学硕士，现就职于中国长城资产管理公

*基金项目：湖南省社科基金项目“噪声理论与股指期货风险及治理机制研究”

段性研究成果。

（项目编号：08YBB086）的阶

STUDIESOFINTERNATIONALFINANCE

国际金融研究/2011.161

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第三种是多因素法，该方法认为影响外汇储备规模的因素有多种。最初Frenkel（1973）提出了外汇储备需求模型，他认为各国的外汇储备需求主要受到该国的经济规模、进口倾向、国际收支变动率、本国利率与世界利率差额等因素的影响。CheungandIto（2009）在引入传统的宏观因素、金融因素及一些虚拟变量之后，还考虑到制度因素对外汇储备的影响，他们利用1975~2005年100多个经济体的数据进行实证分析，发现上述因素对发达国家及发展中国家的外汇储备规模的影响是不同的。刘莉亚、任若恩（2004）构建了7个自变量的我国外汇储备适度规模的理论模型，并运用协整方法进行了分析。巴曙松、朱元倩（2007）利用广义可加模型这种非线性分析方法对影响中国外汇储备的因素进行实证分析，发现内外利差对外汇储备的线性作用与非线性作用不完全一致。

以上各种方法给本文提供了有益的启示。为了比较分析两国外汇储备规模的宏观经济影响因素，并且深入研究变量间长期均衡和短期波动关系，本文选取了协整检验法这一考察时间序列变量关系的有力工具。首先利用Jo-（记为GDP），同时舍弃外汇储备的机会成本变量而新引入汇率（记为EER）。

①

本文新引入汇

率，主要考虑到汇率不但是一个重要的宏观变量，而且其在一定意义上反映了经济体之间外汇制度的不同，在文中用中日两国的名义有效汇率数据②表示汇率。中国的经济总量以季度社会销售品零售总额替代，这主要是考虑到数据的可获得性。虽然经济总量往往用GDP表示，但由于本文选用的都是季度数据，而我国没有公布权威的单季GDP值，替代就成为必然。应该用何种数据替代呢？根据李宝仁（2005）的研究，社会消费品零售总额与国内生产总值存在着某种长期均衡关系，且易行健（2007）也采用了类似的替代，所以，本文用季度社会销售品零售总额替代中国的经济总量。日本的经济总量以其季度国内生产总值表示。

2.数据来源

中国的样本选择1999年1季度到2008年

hansen协整检验法解出变量间的协整方程，从

而得出变量间的长期均衡关系。在此基础上利用误差修正模型研究变量间的短期波动关系。

一、实证设计

下面说明变量的选择过程及数据来源，并结合协整检验设定本文的实证模型。

（一）解释变量的选择及数据来源

3季度的数据，这考虑到1999年后各国经济逐渐从亚洲金融危机中恢复，而且2005年7月21日起我国开始对汇率制度进行改革。中国的外汇储备数据来源于国家外汇管理局（www.safe.gov.cn），对外贸易规模来源于中国海关总署（www.customs.gov.cn）及商务部（www.mof-com.gov.cn），名义有效汇率来源于国际清算银行（www.bis.org），社会销售品零售总额来源于国家统计局（www.stats.gov.cn）。由于上述原始

数据是月份数据，故将其加总为季度数据。另外为了将变量的货币单位统一，本文将社会销售品零售总额折算为美元值，折算汇率来源于中国人民银行（www.pbc.gov.cn）公布的同期汇率。为消除数据的季度性，对中国的数据进行了X12加法季度调整。

日本的样本期同上，也为季度数据。日本的外汇储备数据来源于日本财务省（www.mof.

1.解释变量的选取

CheungandIto（2009）对解释变量的选取

涉及对外贸易规模、经济总量、持有外汇储备的机会成本（该国与美国的利率之差）等因素，且其实证结果显示后者不显著，故本文借鉴其方法，将外汇储备规模（记为FR）的解释变量选定为对外贸易规模（记为IE）和经济总量

①

go.jp），对外贸易规模来源于日本央行（www.boj.or.jp），名义有效汇率来源于国际清算银行（www.bis.org），GDP数据来源于日本内阁府

舍弃持有外汇储备的机会成本的另外一个重要原因是，通过绘制变量的走势图发现，在中日两国，机会成本与名义有效汇率为国际清算银行编制，具体细节可以参考www.bis.org/statistics/eer。另基于数据统一化要求，本文

外汇储备规模的相关性比较小。

②

的数据均为名义量。

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（www.cao.go.jp）。将月份数据加总为季度数据，并且将对外贸易规模、GDP的日元值折算成美元，折算汇率来源于日本央行公布的同期东京市场美元对日元汇率。同样地对日本的数据进行了X12加法季度调整。

（二）实证模型

对于研究时间序列变量的长期均衡关系，协整检验方法较为实用。根据Sims（1980）的方法，为实现本文的研究目的，将VAR（p）模型设定为：

（1）Yt＝Π1Yt-1+Π2Yt-2+…+ΠpYt-p+ΨXt+Ut

其中Y=（INFR，INIE，INEER，INGDP）′是4维时间序列列向量，INFR、INIE、INEER、INGDP分别表示取自然对数后外汇储备规模、对外贸易规模、名义有效汇率和经济总量。Xt是d维外生列向量，代表趋势项、常数项等确定性趋势。Ut是4维列向量，代表扰动项，Ut～IND（0，Ω）。∏与Ψ分别为4×4矩阵和4×d矩阵。

α3，α4）′。ΔYt第一个分量ΔINFRt的误差修正

模型表达式即为本文需要研究的短期波动关系：

ΔINFRt＝α1（β′Yt-1）+Γ1,1ΔYt-1+Γ1,2ΔYt-2+…+

（4）Γ1,p-1ΔYt-p+1+U1,t

其中β′Yt-1为协整方程，即为本文需要研究的变量间长期均衡关系。α1为α的第一个元素，

为调整系数，表示长期均衡对短期波动的作用。

Γ1,i为Γi的第一行。U1,t为4维列向量Ut的第一

个元素。

本文实证主要围绕（4）式展开。首先是单位根检验，检验Y的各分量是否满足一阶单整条件。若满足则进行Johansen协整检验，主要是确定（4）式中协整方程β′Yt-1是否存在及协整方程的个数，即研究中日两国的外汇储备规模、对外贸易规模、汇率和经济总量之间是否存在长期均衡关系。若存在则进行弱外生性检验，检验式（4）中的调整系数α1是否显著。然后确定（4）式的具体形式，从而得出变量间的短期波动关系。

p为滞后期。

若Y的分量INFR、INIE、INEER、INGDP

均为一阶单整，且这四个变量存在协整关系（长期均衡关系），由Granger的表述定理，（1）式的VAR模型经差分变换后，可以表示为向量误差修正模型（VEC模型）：

p-1

二、实证过程与结果

利用Eviews6.0软件，下面利用协整检验和误差修正模型，从长期均衡与短期波动关系角度，考察影响中日两国外汇储备因素的不同及其背后原因。

（一）单位根检验

协整检验的前提是各变量必须满足1阶单整条件，故首先对各变量进行单位根检验以确定其是否为1阶单整。常用的检验方法是ADF检验法。下面分别对中国和日本相关变量进行

ΔYt=Γ0Yt-1+ΣΓiΔYt-i+ΨXt+Ut

i=1

（2）

其中

Γ0＝ΣΠi-I，Γi=-ΣΠj

i=1

j=i+1

pp

Δ为差分，如ΔYt=Yt-Yt-1。当Γ0的秩r满足0＜r＜4，可以将Γ0分解为Γ0＝αβ′。α、β为4×r矩阵而且二者的秩同为r，α为调整系数矩阵，β的每一列都是一个协整向量，故共有r个协整关系。将Γ0替换，（2）式的向量误差修正模

型可以进一步表示为：

ADF检验，其中滞后阶数p的选取根据赤池准

则。

检验结果如表1、表2所示。可以看出，所有变量的水平ADF值都大于1%~10%的任何临界值，为非平稳序列。而所有变量经一阶差分处理后都是平稳的。所以，中、日两国的各组变量都为一阶单整，即服从I（1）过程，从而可以进行协整检验。

（二）协整检验

ΔYt=αβ′Yt-1+ΣΓiΔYt-i+ΨXt+Ut

i=1

p-1

（3）

为说明问题的方便，假设协整关系个数为

1，

①

同时不存在趋势项、常数项（即ΨXt=0）。

此时α、β都为4维列向量，其中α＝（α1，α2，

①

在实际应用中，即使Johansen协整检验表明存在多个协整关系，也常常只研究最大特征值对应的协整方程，此

时将协整方程的个数定义为1。

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表1

变量

检验形式（C，T，N）

（C，0，7）（C，0，8）（C，T，6）（C，0，9）（C，0，3）（C，0，7）（C，T，0）（C，0，8）

ADF检验结果（中国）

1%临界值-3.66166-3.67017-4.27328-3.67932-3.63941-3.67018-4.22682-3.67932

5%临界值-2.96041-2.96397-3.55776-2.96777-2.95113-2.96397-3.53660-2.96777

10%临界值-2.61916-2.62101-3.21236-2.62299-2.61430-2.62101-3.20032-2.62299

P值0.525200.997400.153610.0510.03261**0.09971*0.00621***0.00271***

ADF值-1.490111.19957-2.97790-0.43285-3.14368-2.62244-4.41850-4.215310

INFRINIEINEERINGDP△INFR△INIE△INEER△INGDP

注：△为一阶差分。检验形式（C，T，N），C为常数项，T为时间趋势，N为滞后阶数。***、**、*分别表示1%、5%、10%显著水平上拒绝原假设。P值为MacKinnon（1996）one-sidedp-values。

表2

变量

检验形式（C，T，N）

（C，0，0）（C，0，9）（0，0，8）（C，T，0）（C，0，0）（C，0，0）（0，0，7）（C，T，0）

ADF检验结果（日本）

1%临界值-3.61559-3.67932-2.430-4.21913-3.62102-3.62102-2.430-4.22682

5%临界值-2.94115-2.96777-1.95247-3.53308-2.94343-2.94343-1.95247-3.53660

10%临界值-2.60907-2.62299-1.61021-3.19831-2.61026-2.61026-1.61021-3.20032

P值1.000000.800700.637900.999800.06610*0.00000***0.02010**0.00210***

ADF值3.53552-0.81212-0.109080.938-2.81316-7.44790-2.35809-4.82661

INFRINIEINEERINGDP△INFR△INIE△INEER△INGDP

注：△为一阶差分。检验形式（C，T，N），C为常数项，T为时间趋势，N为滞后阶数。***、**、*分别表示1%、5%、10%显著水平上拒绝原假设。P值为MacKinnon（1996）one-sidedp-values。

协整检验的基本思想是：如果两个或以上的时间序列变量非平稳，但其某种线性组合是平稳的，则变量之间存在长期均衡关系即协整关系。本文选用Johansen协整检验法。

2.Johansen协整检验

为确定协整方程的个数并得出具体的方程式，进行Johansen协整检验。对中国四个变量间协整方程的滞后区间设为（1，5），对日本四个变量间协整方程的滞后区间设为（1，1）。关于协整方程形式的选取，根据数据的特征并结合经济学意义，并经笔者反复测试，对中国四个变量的协整检验取序列有线性趋势、协整方程有截距，对日本四个变量的协整检验取序列有线性趋势、协整方程有截距和趋势项。

从表3和表4的Johansen协整检验结果可以看出，中国的四个变量间存在着三个协整方程，而日本的四个变量间存在着两个协整方程。在表3中，在5%的显著性水平下，迹统计量（28.03>15.49）表明应该拒绝变量间最多存在2个协整方程（即式（2）Γ0的秩r=2）的原假设，最大特征值统计量（27.87>14.26）也同样表明应该拒绝变量间最多存在2个协整方程的

1.确定滞后阶数

协整检验的第一步是确定滞后阶数。协整检验对滞后阶数较为敏感，不同的滞后阶数可能会对应着不同的协整方程。在无约束VAR模型条件下，可依据LR（似然比）等检验准则，通过测试不同VAR模型对应的检验值，得出VAR的最优滞后阶数。协整检验的滞后阶数为VAR最优滞后阶数减1。这是由于Johansen检验的被解释变量为原序列的一阶差分，故此时协整检验的滞后阶数比原VAR模型的最优滞后阶数少1。

根据AIC准则，中国VAR模型的最优滞后阶数为6，故中国协整方程的滞后阶数为5；同样的，日本VAR模型的最优滞后阶数为2，故日本协整方程的滞后阶数为1。

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原假设，所以中国外汇储备规模与其他三个宏观经济变量存在着3个协整方程。根据表4，在5%的显著性水平下，迹统计量（52.74>

首先，中国的对外贸易规模与外汇储备成正相关关系，而日本则成负相关关系。在中国，对外贸易规模每增加1%，外汇储备将增加

42.92）表明应该拒绝变量间最多存在1个协整方程的原假设，而最大特征值统计量（31.62>25.82）也得到了同样的结果，所以日本外汇储

备规模与其他三个宏观经济变量存在着两个协整方程。

选择最大特征值对应的协整方程，并对其进行正则化，得到协整方程的具体形式，即本文需要研究的变量间长期均衡关系（括号内为t值，T为趋势项）：

中国：INFR=-3.5735＋0.9800INIE+0.0843

（-24.2778）

（-0.8631）

（5）INEER+0.5177INGDP

（-8.94）

日本：INFR=-29.3632-4.70INIE-5.3487

（6.3047)（5.0578）

（6）INEER+10.6583INGDP+0.0420T

（-7.1568）（-4.9978）

比较（5）式与（6）式，可以发现两国外汇储备规模与宏观经济影响因素间长期均衡关系的显著差异：

表3

原假设

特征值

迹检验

迹统计量

0.98%。这正反映了改革开放以后中国经济发展

的现实情况：中国对外贸易规模不断扩大并伴随着巨大的贸易顺差，顺差进一步地通过经常账户转化为外汇储备。在日本，对外贸易规模每增加1%，外汇储备规模将减少4.70%。这就提出了一个非常有意思的问题：日本的对外贸易规模不断扩大，也保持不小的贸易顺差，

①

为什么这没有和中国一样转化为外汇储备呢？这实际上与日本实行自由的外汇管理制度有关。与中国实行外汇管制不同，日本的外汇交易完全自由化，这样一来，日本（伴随顺差的）对外贸易增加并不一定会转化为官方外汇储备，而只可能会导致民间外汇储备的增加。

其次，中国的名义有效汇率与外汇储备呈非显著的正相关关系，而日本成显著的负相关关系。从（5）式的中国外汇储备协整方程来看，名义有效汇率的系数为0.0843，且显著性水平较低只有-0.8631，这正符合我国人民币升值同时外汇储备增加的事实，因而马歇尔-勒纳在中国是不成立的，这与易行健（2007）的研

Johansen协整检验结果（中国）

最大特征值检验

最大特征值统计量

5%临界值47.8561329.7970715.494713.84147

P值0.000000.000000.000400.68780

5%临界值27.5843421.1316214.2603.84147

P值0.000000.000000.000200.68780

无最多1个最多2个最多3个

0.9530.7090.570220.004

206.46590103.0665028.029480.16148

103.3994075.0370727.868000.161478

表4

原假设

特征值

Johansen协整检验结果（日本）

迹检验

最大特征值检验

最大特征值统计量

迹统计量5%临界值63.8761042.9152525.8721112.51798

P值0.000000.004000.174600.18310

5%临界值32.1183225.8232119.3870412.51798

P值0.000100.007600.400300.18310

无最多1个最多2个最多3个

①

0.752040.574590.280120.21497

104.3367052.7406621.116388.95534

51.5960031.6242812.161048.95534

如2007、2008年日本的经常项目顺差分别为24.78万亿日元、16.28万亿日元。更多数据请参考日本财务省

www.mof.go.jp。

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究结论是不同的。从（6）式的日本外汇储备协整方程可以看出，名义有效汇率每下降1%，外汇储备将提高5.3487%，日元贬值将有利于日本贸易条件的改善。这说明，与中国相反，马歇尔-勒纳条件在日本是成立的。从某种意义上来说这正是日本央行经常干预外汇市场的理由。日本央行经常在东京外汇市场打压日元汇率，以达到增加出口并减少进口的目的。

①

强制结售汇制度及对资本流入（出）数量的控制。价格管制意味着人民币汇率不是完全市场化的，汇率浮动范围较小，目前人民币对美元汇率的每日波动范围仅为千分之五。日本的外汇是完全的自由化的，日本从1973年就开始实行浮动汇率制度，另外还多次修改《外汇及外国贸易管理法》，实现贸易和资本的自由化。从经济学意义来讲，这种更加自由化、市场化的外汇制度必然导致外汇储备与宏观经济变量之间的弹性更大。

根据朱颖

（2006）的观点，从实际结果来看，这种干预延缓了日元的升值甚至导致了日元一定程度上的贬值，并导致外汇储备的增加。2002年二季度至2004年一季度日本央行干预外汇市场记录如表5所示。

再次，中、日两国的经济总量都与外汇储备呈正相关关系，而且日本外汇储备在长期内随时间增长。这种正相关关系说明经济总量对外汇储备规模正面影响大于其负面影响：一方面，国内生产总值规模越大，对于外向型经济的国家而言其净出口越大，顺差将导致外汇储备增加；另一方面，国内生产总值规模越大，其承受外部冲击的能力就越大，进而对外汇储备的需求就越小。另外从日本的外汇储备方程（6）式还可以看出，日本外汇储备随时间增长，每期的增长率为4.2%。表5

3.弱外生性检验

为考察各协整系数和调整系数的显著性，需进行弱外生检验。在上式（5）、

（6）的协整

方程中，发现有个别变量是不显著的，另外还需考虑调整参数能否进入误差修正模型（4）式，故线性约束协整系数和调整系数。结果如表6、表7所示：

表6

约束

弱外生性检验（中国）

χ2值

β1＝0

27.3115928.288460.2765211.0151611.29580

P值0.00000***0.00000***0.5990.00090***0.00078***

协整系数

β2＝0β3＝0β4＝0

2002Q2~2004Q1日本央行干预外汇

市场一览表

单位：10亿日元

调整系数α1＝0

注：β1，β2，β3，β4分别指协整方程（5）式中

2002年2003年2003年2003年2003年2004年

时间

2季度1季度2季度3季度4季度1季度

金额

INFR、INIE、INEER、INGDP的协整系数。***表示1%

显著性水平拒绝原假设。

4016.22386.74611.67551.25875.514831.4

表7

约束

弱外生性检验（日本）

χ2值

β1＝0β2＝0

4.7668515.483765.7560816.928745.87513

P值0.02901**0.00008***0.013**0.00004***0.01536**

注：干预手段为买入美元、卖出日元。2010年9月

15日，为阻碍日元升值，日本央行六年来又重新启动了干

预日元汇率的措施。

资料来源：日本财务省www.mof.go.jp

最后，与中国相比，日本外汇储备与宏观经济变量间的弹性更大。

（5）式中，中国外汇储备

与宏观经济变量弹性最大的仅为0.98，而（6）式弹性最大的为10.6583。这种差别主要是由外汇管理制度不同造成的，即中国实行较严格的外汇管制而日本实行外汇自由化。中国的外汇管制主要有数量管制与价格管制。外汇的数量管制体现在

①

协整系数

β3＝0β4＝0

调整系数

α1＝0

注：β1，β2，β3，β4分别指协整方程（6）式中IN-

FR、INIE、INEER、INGDP的协整系数。***、**表示1%、5%显著性水平拒绝原假设。

日本银行干预外汇市场通过“外汇平准基金”来完成的，其资金来源是发行“外汇资金证券”，它是一种短期

的债券。

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由表6可以看出，对中国外汇储备协整方程的协整系数进行约束检验，外汇储备、对外贸易规模和经济总量均显著地进入到协整方程，只有名义有效汇率因χ2值过小而不能进入协整方程，再一次验证了（5）式中INEER不显著即马歇尔-勒纳条件不成立的结论。另外，由约束α1＝0的P值仅为0.0008可知，外汇储备不是关于协整方程（5）式的弱外生变量，说明协整方程对外汇储备的调节作用是比较显著的。

由表7可以看出，对日本外汇储备协整方程的协整系数进行约束检验，其外汇储备、对外贸易规模、名义有效汇率和经济总量同时显著地进入协整方程，说明方程（6）设定是合理的。另外，约束α1＝0在5%的显著性水平被拒绝，说明外汇储备不是关于协整方程（6）式的弱外生变量，调节作用较为显著。

（三）简化的误差修正模型

为分析协整方程体现的长期均衡关系对外汇储备短期波动的作用，需要研究误差修正模型。由式（5）和表5，发现在中国的外汇储备协整方程中名义有效汇率需被剔除，另外剔除不显著的滞后期，我们得到简化的中国、日本外汇储备误差修正模型（7）式和（8）式：

中国：

!

0.78

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（7）

上式（7）中CTt-1为协整方程，且

CEt-1=3.+INFRt-1-0.98INIEt-1-0.59INGDPt-1

（-20.87）（-8.37）

日本：

!0.34

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（8）

国际金融

上式（8）中CTt-1为协整方程，且

CEt-1=29.36+INFRt-1+4.71INIEt-1+5.35INEER-（6.30）（5.06）

10.66INGDPt-1-0.04T（-7.16）（-5.00）

式（7）、（8）为本文所要研究的外汇储备

规模短期波动关系。两国外汇储备的短期变动原因都可以分为两个部分。一部分是偏离长期均衡关系时，协整方程的负向调节作用。两国协整方程的调整系数反映了系统对偏离长期均衡的调整力度，对中国而言，当偏离长期均衡时，系统将以-0.46的力度将其拉回到均衡状态，这明显比日本的调整力度大（仅为-0.08）。一部分是宏观经济变量短期波动的影响。可以看出，在中国，滞后1期、2期和5期的宏观经济变量短期波动都会影响当期的外汇储备波动，而在日本只有滞后1期的宏观经济变量的短期波动会影响当期外汇储备的波动。所以，对中国而言，宏观经济变量对外汇储备规模的滞后影响时间更长。

三、结论和建议

本文运用协整检验方法，比较分析了影响中日两国外汇储备规模的宏观经济因素及其背

后机制，研究表明：（1）中日两国外汇储备

与对外贸易规模、名义有效汇率、经济总量三个宏观经济变量存在着协整关系，在长期来看，两国外汇管理制度的不同是导致协整系数差别较大的主要原因。

（2）在短期来看，协

整方程对两国外汇储备短期波动的调整作用均较为显著，而对于中国而言宏观经济变量的滞后影响时间更长。根据以上分析，本文提出以下建议：

首先，放松外汇管制，提高外汇储备对宏观经济变量的弹性。上文的长期均衡研究发现，我国外汇储备规模对宏观经济变量的弹性

较小，这主要是由于外汇管制造成的。我们要逐步放松外汇管制，从放松外汇的数量管制和价格管制着手。要放松外汇的数量管制，就需要改革强制结售汇制度，实行意愿结售汇制度，实现“藏汇于民”。要放松外汇的数量管

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国际金融

制，还需要继续放开资本账户，特别是在金融危机下实现“走出去”战略，加大对战略资源如黄金、石油的投资力度。放松外汇的价格管制，就要扩大人民币汇率的波动范围，逐步实现市场定价。

其次，参考日本等发达国家的做法，建立外汇平准基金，必要时对汇率施加干预。放松管制并不意味着放弃对汇率的影响力，但这种影响力可以进一步透明化，从而引导公众对汇率的预期并显示央行对抗非正常外部冲击的决心。可以发行债券建立外汇平准基金，在非常时期对汇率加以干预，这种干预不一定经常使用，但要有一定的威慑力。外汇平准基金以市场化运作，按照公开透明的原则定期公布

（责任编辑

汪

川）

其干预记录。同时，既然这种方式是发达国家常用的干预汇率的做法，发达国家再频频指责中国操纵汇率的理由就显得异常牵强了。

最后，注意时滞作用，提高的前瞻性。上文在外汇储备规模与宏观经济变量间的短期波动关系研究中发现，我国宏观经济变量对外汇储备具有更长的滞后作用时间，这就要求我们在出台时，打出一定的提前量，不但要考虑变量对当期外汇储备的影响，还要考虑对滞后期外汇储备的作用，提高的前瞻性。

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[12]Sims，C.A.MacroeconomicsandReality[J].Econometrica，Vol.48，1980：1～48.Abstract：BasedonthedatafromQ1of1999toQ3of2008,thispaperanalyzesthelongrunequilibriumandshorttermfluctuationrelationshipbetweenthemacroeconomicfactorsandforeignexchangereservesinChinaandJapanbytestingthecointegrationandthemacroeconomicfactorsincludingthevolumeofforeigntrade,nominaleffectiveexchangerateandGDP.Theresultsareasfollowed:firstly,thereiscointegrationrelationshipbetweentheforeignexchangereservesandthemacroeconomicfactorsinthetwocountries,thoughthedifferenceofforeignexchangesysteminChinaandJapancausesthedifferenceofcointegrationcoefficients.Secondly,intheshorttermtheadjustmentofcointegrationequationtotheshort-termfluctuationoftheforeignexchangereservesissignificant,andthelagginginfluenceofthemacroeconomicfactorsinChinaislongerthanthatinJapan.

Keywords:ForeignExchangeReserves;ComparativeAnalysisofChinaandJapan；CointegrationTest

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