中国国际储备规模需求实证研究
张桢
（苏州大学商学院金融系 江苏 苏州）
内容提要：在本文中，建立了以国际储备需求量为因变量，各种影响国际储备需求因素为自变量的线性模型。采集了我国1952年至2003年期间国际储备数量等经济时间数据，利用统计软件SPSS来估计模型各变量的参数。得出了1952年至1982年，1982年至2003年两期间各自的国际储备长期需求模型与短期误差修正模型。从估计得到的模型中可以得出以下结论，1：1952年至1982年期间，国际储备长期需求与国际收支差额波动率成正相关；在短期内，某年度货币市场的失衡会影响到国际储备持有数量的波动，并存在2个年度的时滞,若货币的供给超过需求，将导致国际储备需求数量的减少。2：1982年至2003年期间，国际储备长期需求与规模变量（进口额），国际收支差额波动率成正相关，而与对外开放程度成负相关关系，对外开放程度越大，政府越倾向于采用收入政策来调节国际收支；在短期内，某年度货币市场的失衡会影响国际储备需求数量的波动，并存在1个年度时滞，时滞减为一年，是因为我国对金融资本项目交易管制相对放松的结果。
关键词：国际储备需求； 需求影响因素； 长期需求模型； 短期波动模型；
一 有关国际储备等相关概念
首先，在本文的一开始，介绍本文所涉及到的一些基本概念。
国际储备。有关国际储备的定义，国内外学者有着不同的看法。COHEN（1975）认为国际储备是一国中央银行持有的，能以确定的价值转换成其他金融支付中介的资产储备，其持有的目的对该国的汇价产生影响。我国广泛接受的定义为：一国政府持有的，可以随时平衡国际收支差额，对外进行支付和干预外汇市场的国际间可以接受的资产总和；这是从持有国际储备的目的出发定义的。
国际储备的统计口径。国际储备的定义是抽象的，具体到统计口径问题，学者们又有着不同的看法。分歧主要集中在国际储备是否应无条件流动与是否应包括借入储备两个方面。国际储备在研究文献中通常被定义为一个总量的概念，BAHMANI—OSKOOEE（1988）认为过去对国际储备的研究都是建立在国际储备总量数据的基础之上的，而总的国际储备是指无条件的流动性。CROCKETT（1978）指出一国不应该将在货币基金组织中附有条件的借款权与附有条件的动用资产不应纳入一国的国际储备范围，因为这些资产不是无条件的。
HELLER和KHAN（1978）认为如果一国借入外债来增加持有的储备量，借入的储备则是对国际储备需求的增加的一个反映，因此，国际储备应是总量的概念，应包括借入储备。而净国际储备储备（即总持有的国际储备减去从国外借入储备数额）可以被认为是一国真正储备持有量。
在本文中，国际储备是指一国现实的对外支付和清偿能力，不包括从国外筹集短期外汇资金的能力，即是一净国际储备的概念。在本文中，国际储备的统计口径包括：中央银行持有的可兑换的外汇储备，货币性黄金；并没有包括通常意义上的在国际货币基金组织的储备头寸与特别提款权，出于以下的考虑：储备头寸与特别提款权的动用是有条件的，不符合作为国际储备所要求的“完全流动性”的要求；两者的总额与外汇储备等其他储备相比，数量较少，可忽略不计。
国际储备需求。一国货币当局持有国际储备，是因为国际储备有以下的作用：熨平暂时性的国际收支不平衡，作为国际收支支付的信心保证，借举外债的担保，干预外汇市场。正因为持有国际储备有着以上的作用，于是便产生了对国际储备的需要。国际储备需求可定义为：一国的货币当局在一定时期与一定条件下，为满足弥补国际收支逆差，对外进行支付以及干预外汇市场需要而持有的国际储备量。
国际储备供给。国际储备供给是指国际储备的来源，包括外汇储备，黄金储备，以及在国际货币基金组织的储备地位。外汇储备是由外汇储备货币国由于贸易逆差而向国外输出所形成的；黄金储备则是一国货币当局直接开采并冶炼黄金或在国内外黄金市场上购买黄金所形成的；在国际货币基金组织的储备地位则是该组织根据有关原则进行分配而形成的。
在本文中，将详细研究我国国际储备长期需求影响因素以及国际储备短期波动因素。
二 问题的提出
两阶段有关经济指标比较
1952年至2003年我国的国际储备总量迅速增长，统计口径包括货币当局持有的储备黄金与外汇储备由1952年的亿美元（以1996年不变美元价计）增长到2003年亿美元，五十年的时间内，增长了二百多倍。
我国国际储备量的增长明显分为两个阶段；1952年至1982年一阶段，1982年至2003年期间为一阶段。中国在1952年至1982年为计划经济时期，这一阶段我国国际储备数量有以下的特点：国际储备量数量不多，除了1982年，其他都在80亿美元以下，国际储备数量呈缓慢上升趋势，由1952年亿美元增长到1982年的112亿美元，在三十年的时间内增长了不到十倍；国际储备进入七十年代波动性不断增大。1982年至2003年这一阶段为自改革开放阶段，对外经济交往日益扩大，对外经济联系的加强，使得作为一国货币当局持有的，用以调节国际收支不平衡的国际储备（包括国家持有的外汇储备，货币性黄金储备，在IMF的普通提款权与特别提款权）总额也不断增长，国际储备由1981年的亿美元增长到2003年亿美元，二十二年的时间里，增长了166倍，1982年至2003年我国的国际储备量具有以下的特点：该期间储备量比1952年至1982年明显呈上升趋势；该阶段的储备数量除了1985，1986，1987，1988年份不足100亿美元，其他年份都在100亿美元以上，特别是进入九十年代，储备量更是连续增长；在该阶段，储备量的波动性很大。
造成国际储备数量在时间阶段上明显地分为两个阶段，主要与我国在两个不同阶段实行不同的经济政策有关，1952年至1982年是实行的相对封闭的中央计划经济政策，而1982年至2003年实行的是对外开放与对内市场化改革的政策。
GDP指标反映国内经济的总规模。GDP在1952年至1982年与1982年至2003年两个阶段不同的经济体制下都明显地呈现了增长的趋势。在1952年至1982年期间，经济也获得增长，GDP由1952年的亿美元（以1996年不变美元价计的）增长到了1982年的亿美，在三十年里增长了三倍，这也说明，高度集中的计划经济体制在经济发展的特定阶段，同样可以促进经济的高速增长。在1982年至2003年这阶段，由于上世纪七十年代末改革开放政策实行以来，伴随着一系列对内改革措施的展开，与不断地对外开放，我国经济保持了高速增长，GDP由1982年4219亿美元增长到了2003年的12623亿美元，国内生产总值在1982年至2003年平均增长率达到了10%(以不变价格计)。
进口总额指标为反映了一国对外经济交往总规模的指标。1952年至1982年这阶段，进口总额数量呈现出快速增长的态势，以1996年不变美元价计的进口额由1952年的亿美元增长到1982年291亿美元，但总数量不是很大，进口额最大的年份，为1981年的353亿美元；在1982年至2003年期间，随着国内经济的高速增长以及对外经济总规模不断的扩大，以1996年不变美元价计的进口总额（FOB价）由1982年亿美元增长到亿美元，进口量不但明显快速增长，而且总的规模也很大，说明改革开放后，我国对外的经济交往的总规模变大。
对外开放程度系数指标反映了一国的对外开放程度。从1952年至2003年中国的对外开放程度是不断扩大的，对外开放程度由1952年的%扩大到2003年的29%。而对外开放程度在1952年至1982年期间与1982年至2003年两阶段有着不同的特点。1952年至1982年的对外开放程度系数具有以下的特点：该期间开放系数总水平不高，最高仅为8%，这说明，改革开放前我国经济对外交往程度不深，国内经济处于相对封闭的环境中；在该期间内，开放系数随着时间的推移先变小而后增大。1982年至2003年我国对外开放程度系数具有以下的特点：该时间序列呈缓慢上升的趋势，从1982年的7%增加到29%，说明改革开放后，我国的对外开放程度是不断加深的；在该阶段，对外开放程度比1952年至1982年期间要大，反映在对外开放系数上，便是该阶段对外开放系数绝大多数都在10%，最高年份接近了30%。
在1982年至2003年期间的对外经济交往中，除了在进口方面与1952年至1982年期间存在不同外，在利用外资方面也有所差异。在1952年至1982年期间，我国基本上不存在利用外资的情况；而在1982年至2003年期间，开始了大量利用外资。利用外资的形式为对外借款与利用外商直接投资。1983年我国对外借款亿美元（以当年价计），在整个八十年代取得了高速发展，八十年代末，在借鉴发展中国家利用外债过程中出现的一系列问题，我国利用外资的主要形式由对外借债的形式转向了积极吸引外国直接投资，而同时由于我国广阔的市场与经济增的巨大潜力，外商也加大了我国的直接投资，实际直接投资总额于1992年首次超过了对外借款总额，并在整个九十年代迅速增长，2003年，更是达到了亿美元。
对外借款的所导致的后果便是我国外债余额的增加，随着我国利用外资规模的扩大，作为利用外资的结果之一，我国外债余额从1982年的不足84亿美元（以当年价计）上升到了2003年将近2000亿美元。
负债率（一国外债余额与出口量之比）反映的是一国肩负的债务负担的程； 1982年中国负债率为37%，以后持续增长到1993年为91%，虽然之后负债率有所下降，但到2003年我国负债率仍偏高，达到44%，依然维持在较高的水平。
从以上对我国GDP，进口总额，对外开放系数，外债总额与负债率五个大体反映我国经济情况指标的分析中，可以看出作为起联结国内外经济纽带作用的国际储备在两个不同的阶段分别有不同的影响因素，特别是在两阶段我国对外经济交往情况有着截然不同的特征，因此有必要对国际储备需求的研究分为两阶段。
2．2目前中国国际储备需求研究的成果
中国货币当局持有的国际储备数量在改革开放以后，特别是九十年代中后期，数量激增，我国国际储备总额的快速增长引起了国内外学者的广泛关注，对国际储备数量的研究主要集中在以下两方面：一方面集中于我国国际储备总额的适度性问题，即我国应持有合理的国际储备规模，第二个方面集中于对影响我国国际储备实际需求的各种因素进行分析。
对我国国际储备总额适度性问题的研究，在经济学上来说，是属于规范性质的研究；我国的国际储备通常包括货币用黄金，在IMF的一般提款权，在IMF的特别提款权与外汇储备，其中货币用黄金储备持有政策为稳定数量的政策自1981年以来保持在1267万盎司的水平，而在IMF的一般提款权与特别提款权的分配不是经常性的，且受制于IMF的政策，因此学者们对国际储备数量适度性的研究主要集中在了外汇储备的数量上。栗书茵（2000）对适度国际储备进行了定性分析以后，从满足全年进口总额的40%，外汇成交额15%，外债余额的30%，三个定量因素方面共同确定2000年适度外汇储备总额为800—1000亿美元，而我国当时实际外汇储备则基本适宜；钟伟（1995）年，利用1977年至1994年统计经济数据与特里芬，阿格沃尔模型，同时考虑中国实际因素，得出当时适度外汇储备为360亿美元，而当时我国实际的外汇储备基本与这数量一致；王国林（2001）利用三个相对指标即外汇储备与国内生产总值之比，外汇储备与全年进口总额之比，外汇储备/（短期外债余额+3个月进口额），分别计算出1994年至1997年三个相对指标的平均数值，再利用1990年至2000年各年度我国国内生产总值，全年进口总额，短期外债余额加3个月进口额的统计数量，计算出每年度的适度外汇储备，得出1996年以前我国的外汇储备不充足，1997年以后，我国的实际外汇储备超过了适度外汇储备的数量，过于充足；欧阳芳，余其昌（2002）认为适度外汇储备数量确定要综合考虑本国经济各方面的因素，发展中国家更要从自身实际经济情况出发，并且认为在分析我国外汇储备适度时，要综合考虑以下因素：国际收支及汇率的稳定和抗冲击能力，进出口规模与结构，外商直接投资规模情况，外债规模，我国宏观调控与国际政治经济的需要，持有储备的机会成本，得出的结论是我国2000年底的1656亿美元的外汇储备是比较适宜的；贺瑛（1996）整理了1990年至1996年的有关数据，并分别运用海勒模型与阿格沃尔模型，并考虑我国的特殊因素，建立了我国适度外汇储备数额模型，计算出我国当时适度外汇储备额，而我国实际外汇储备总额与计算出的适度外汇储备基本一致。从以上我国学者研究国际储备（外汇储备）适度数量的确定，可以看出，我国学者利用相对比率法或者模型法，并结合影响我国国际储备其他因素，来确定我国适度国际（外汇）储备数量，并认为我国实际外汇储备在1996年以前，显得不充足，近些年则充足有余。
对我国国际储备数量进行研究的另一个方面集中在对影响我国实际国际储备需求的各种因素进行定性与定量的分析，从经济研究性质上来说，属于实证分析。
国内学者的研究成果。孙卫星，刘振林（2003）利用1982年至2002年有关统计数据，并建立了以国际储备总额年变动额为因变量，以货币供应量年变动额，外债余额年变动额，资本外逃额，国内生产总值，货物与服务贸易顺差，外商实际直接投资净额，汇率为自变量的计量模型，结论是货币供应量年变动额，与汇率不能很好地解释我国国际储备年变动额，应予以从计量模型中剔除，其他自变量都较好地解释了国际储备年变动额，并且货物和服务贸易顺差，外商实际直接投资净额与外债余额年变动额这三个自变量与国际储备年变动额成正比，国内生产总值，资本外逃额成反比。巴劲松（2000）认为外汇储备的数量是宏观当局立足于达到内外均衡的宏观调控政策在实际经济运行中产生结果的反映，而金融危机的频繁发生，使得国际储备数量大小有了信心指标的作用。窦祥胜（2002）认为我国外汇储备需求模型应当按照“基本储备+调节性储备+风险性储备”来确定，具体模型的确定主要考虑以下几个因素：净进口额，债务总额，偿债率，外商直接投资累计额，外汇交易金额，国民经济增长率，储备的机会成本，以及超额国际收支逆差出现的概率，并建立了以国际储备规模为因变量，以上各因素为自变量的线性方程模型，但没有确定各自变量的参数。武剑（1998）从研究确定我国适度外汇储备的角度出发，分析认为我国外汇储备需求由四方面构成：维持正常的进口用汇需求，偿还外债本息的用汇需求，外商直接投资企业汇出利润的用汇需求，以及国家干预外汇市场的用汇需求，并且建立线性方程模型，由于是从确定我国适度外汇储备总额的角度出发，因此，他没有利用历史数据来确定方程的参数，并对方程进行检验。
国外的一些学者对我国国际储备需求的研究成果。和Guobo Huang（1994）两位学者对我国的国际储备规模进行了深入系统的研究，他们采集了我国1952年至1988年期间的有关经济数据，通过建立以国际储备为因变量，以社会工农业总产值，国际收支变动率，进口与国内生产总值的比率，我国货币市场失衡额为自变量线性回归模型，并运用了带有滞后自变量的误差修正模型与协整计量技术，得出结论是，1：五十年代至八十年代，中国作为一个中央计划经济国家，其国际储备规模与一般的市场经济国家没有太大的差异，在长期都与规模变量（社会工农业总产值），对外经济交往变动（国际收支变动率），与外部经济的联系程度（进口与国内生产总值的比率）有着稳定的关系；2：国内货币市场的失衡在短期内对国际储备数量的变动有着重大的影响（有两年的时滞），而这一影响，不是通过企业或私人部门国内外的资产替换效应实现的，而是通过中央政府每年年度计划“大体平衡”来实现的，即通过进口货物总额的变动来实现的；3：在短期内，上一期的国民收入的变动与国际储备呈负相关，而在长期内国际储备与国民收入呈稳定的比例关系；4：政府对前期国际储备偏离适度的国际储备反应迅速。GUOBO HUANG （1995）采集了1980年第1季度至1990年第4季度的经济数据，针对我国在1992年以前国际储备统计口径不仅包括国家持有的外汇储备，还包括中国银行持有的外汇净头寸的事实，确立了不包括货币性黄金储备但包括中国银行持有的外汇净头寸宽口径的国际储备因变量，还确立了不包括货币性黄金储备也不包括中国银行持有的外汇净头寸窄口径外汇储备因变量，同时分析了影响国际储备需求因素：规模变量（以GDP或进口总额为代理变量），进口倾向，国际收支变动率，国际储备的机会成本（以一年期储蓄存款利率为代理变量），国际储备所带来的信心因素（以外债债务与出口的比率为代理变量），国内货币市场失衡，建立了以上两种不同口径国际储备为因变量，以影响国际储备规模各种因素为自变量的线性回归模型，并通过协整计量方法，得出以下结论：在长期内，外债债务/进口比率与宽口径国际储备有显著的正的相关性，与窄口径国际储备无显著相关性；国际收支变动率变量对两种口径的国际储备都没有显著影响，作者认为这与我国调节国际收支有许多替代动用国际储备的方法，如我国实行严格对外贸易政策与不可自由兑换的货币体系，可以通过配额，关税甚至国内收入消费政策来应对国际收支的不平衡；进口总额在两个回归模型中都与国际储备呈负相关，作者认为这与其使用的是季度数据有关，国际储备不再间接反映对储备交易的需求，而是反映货物，资金流出入相反的方向，与他们前期采用年度数据所得出的结论相反；国际储备与反映国内资源稀缺程度的利率呈负相关关系，国际储备与进口倾向呈负相关，作者的解释为进口倾向越高，政府越倾向于运用货币政策来平衡对外贸易，而较少动用国际储备来平衡，窄口径的国际储备模型方程中的参数要大于宽口径国际模型方程中的参数。作者通过在前面协整分析的基础上，通过建立两种不同口径国际储备的误差修正方程，得出了以下的结论：进口总额的变化会与当期的国际储备变化呈负相关关系，货币市场的失衡会影响到国际储备的变化，并且中间有三个时期的时滞，作者认为这与我国金融资本项目项下实行严格外汇管制有关；宽口径国际储备模型中的ECM参数绝对值比窄口径大，表明宽口径国际储备对上期的失衡调整速度比窄口径的迅速，也说明了我国政府对宽口径的国际储备更关注。他还运用了CHOW TEST 和FORECAST X TEST来检验方程的稳定性，并且运用统计方法证明了进口总额与国际储备存在着一定的互为因果关系。
从以上学者特别是国外学者运用计量经济学方法对我国国际储备需求影响因素的研究，取得了一定的成果，但也存在着不足：孙卫星，刘振林对国际储备的研究所确定的因素缺乏理论基础，他们确定的国际储备需求线性模型实际上是长期需求模型，忽略了货币供应量变动与汇率变动等因素短期的分析，使得整个分析比较粗糙，模型的建立也有不规范的地方；HUANG运用计量方法对1980年至1990年的季度数据对国际储备进行了细致地分析，我国进入九十年代，市场化程度不断加深，各种对国际储备影响的机制因素，特别是短期内对国际储备影响因素发生了很大的变化，而HUANG的研究并没有反映90年至2003年这一时期我国国际储备需求的变化；本文研究的目的是出于以下考虑：1改革开放到2003年的过程，实际是我国市场化不断加深和对外开放程度不断加大的过程，本文通过研究，想要确定对外开放到2003年期间我国国际储备需求的长期影响因素是否与1952年至1982年计划经济时期相同，还是存在着不同。2在对国际储备需求波动的短期分析中，想确定国内经济波动（特别是国内货币市场失衡）怎样在短期内影响国外经济部门，以及国际储备数量的变化。1994年我国实现经常项目下的人民币完全可兑换，使得我国可贸易实物资产与外国的存在了一定的替代关系，国内经济失衡都可能表现为进出口的变化上，国内经济扩张都可能表现为对外国商品需求的增加，从而对国际储备数量产生影响；而我国金融资本项目下，仍然受到管制，国内外资产的替代关系不明显，在九十年代，个人与企业也开始许可持有外汇资产，使得从前对外外汇资产都由国家掌控的局面演变为由国家与私人共同掌握；因此经常项目与金融资本项目下不同的管制方式以及外汇资产由国家与私人共同掌控是影响国际储备短期数量变化的重要机制。3本文也将考察汇率变动是否影响国际储备数量波动，人民币对美元的名义汇价自1994年以来呈现出稳定的状态，这种稳定的状态与国际储备数量之间存在何种关系，本文也将研究。4本文将利用协整、误差修正模型等多种计量经济学方法来建立国际储备需求模型，努力使得模型的建立与相关分析精致化。
正文后面的安排如下：第三部分对现有的各种国际储备需求理论文献与有关经济计量研究成果文献进行综述，为本文建立国际储备需求模型与分析提供借鉴。第四部分将介绍1952年至1982年国际储备长期需求模型与短期误差修正模型，并同时对模型中的变量与参数进行说明。第五部分将1982年至2003年国际储备长期需求模型与短期误差修正模型；并同时对模型中的变量与参数进行说明。第六部分为全文总结与不足。
三 国际储备需求的文献综述
国际储备需求理论综述
TARIFFIN（1960）以无资本流出入，固定的汇率制度，固定的价格等符合凯恩思主义条件下，提出了国际储备需求随同贸易的发展而增加，即国际储备的需求只取决于进口总额，进一步提出了衡量国际储备充分性的标准：一国国际储备对年进口额的比例一般以40%为宜，即一国的国际储备应满足三个月进口总额，该理论将国际储备需求的影响因素归结为单一的进口总额，而忽视了其他的因素，显得过于简单，片面。
JOHNSON（1965）将货币分析法运用到了对国际储备需求分析中，他认为国际储备数量取决于国内货币供应量。如果国内货币量供给增长率低于国内货币需求增长，则对该国国际储备需求将增长，以满足国内货币需求，若该国有额外的货币供给，则对该国的国际储备需求将下降。
MACHLAP（1966）和HELLER（1968）在批评了TARIFFIN比例法的基础上，提出了国际储备需求是由国际贸易变动率决定的，而不是TARIFFIN所说的贸易的绝对总量决定的。
HELLER（1966）在凯恩斯主义式的固定价格，固定的汇率制度，无资本流动的假设条件下，对最适度需求国际储备的采用了成本—收益法，他认为一国面临国际收支逆差时所必须做出的调整政策的代价，构成了该国持有国际储备的收益，并利用边际进口倾向的倒数1/M来反映持有储备的边际收益，持有国际储备的成本等于用这笔储备投资于国内生产性投资所带来的社会效益与持有储备所带来的利息收益之间的差额，当持有国际储备带来的边际收益等于边际成本时的国际储备数量便是一国适度的国际储备需求；以后一些学者遵循成本—收益法对国际储备进行了一系列的研究，如AGARWAL在HELLER模型的基础上，充分考虑了发展中国家与发达国家在制度和结构上的差别，特别是它们之间在持有国际储备所带来的边际成本的差异，并为发展中国家建立起测算储备需求量的模型。
KLARK（1970）建立了一个几何模式，以国际储备需求为因变量，来说明四个与国际储备需求水平密切相关的决定因素：持有国际储备的机会成本，国际收支失衡的调节速度，经济开放程度和国际收支波动程度，国民收入水平与变化，货币当局面临着收入水平与收入波动一系列组合可供选择，货币当局有自己偏好，来确定出目标国际储备量。
OLIVERA（1969）认为一国对国际储备的需求类似交易主体持有货币是为了满足交易需求，一国货币当局持有国际储备，并不是出于直接交易需求，而更多的是出于预防性的需求。
实证文献综述
除了对国际储备需求理论上的分析外，许多国外学者还运用统计计量的实证方法来对国际储备规模的决定因素：贸易水平，进口倾向，机会成本，国际收支的波动程度，黄金价格与货币供应量展开实证分析，
MACHLUP（1966）从理论上概括认为国际收支波动率与国际储备呈正相关。大多数学者例如COUCHENE和YOUSSEF（1967），CLARK（1970），FRENKEL（1974，1983），BAHMANI-OSKOOEE和NIROOMAND（1988），BAHMANI-OSKOOEE（1988）通过实证都证明了他的结论。
对于影响国际储备需求的边际进口倾向学者之间存在着不同的意见。HELLER（1966）从理论上分析认为，边际进口倾向与国际储备需求之间存在着负相关关系，KELLY（1970）FRENKEL（1974，1983）等许多学者通过实证发现，国际储备需求与边际进口倾向存在着正相关关系，并以此证明了假说，一国经济调整可以遵循货币主义提出的观点；LANDELL-MILL（1989）等一些学者实证研究支持了HELLER（1966）提出的即边际进口倾向与国际储备需求之间存在着负相关关系的观点，而这些研究支持了一国经济符合凯恩斯式调整路径。
对于国际储备需求与持有国际储备所带来边际成本之间的关系。HELLER（1966）从理论上认为，中央银行持有的国际储备需求将随着政府债券的利息率（持有国际储备的机会成本的代理变量）的减少而增加，即国际储备需求与机会成本存在着负相关关系，随后的一些计量经济学者FRENKEL和JOVANOVIC（1981），EDWARDS（1985），LANDELL-MILLS（1989）分别实证证明了这种关系，但他们又同时强调，他们研究的期间很短，只有五到七年的时间，GRIME（1993）年通过实证分析认为在长期两变量之间无相关关系，国际储备需求在长期是稳定的。
进入上世纪八十年代，学者运用动态调整模型来对国际储备进行研究，BAHMANI-OSKOOEE（1987）通过对布雷顿森林体系崩溃前后发达国家与发展中国家横截面，以及跨时序的比较研究，发现发达国家国际储备规模调整速度比发展中国家要快，并对两类国家来说，推行浮动汇率制度以后，国际储备规模调整速度比固定汇率制度下迅速。LIZONDO和MATHIESON（1987）在建立货币失衡模型的基础上，分析了国内货币市场失衡与国际储备规模之间的关系，强调了对国际储备需求采用货币分析法的重要性，并发现，实行浮动汇率制度以后，国际储备需求与货币失衡调整的速度都边迅速了。EDWARDS（1984）对1965至1972年固定汇率制度下，发展中国家国际储备进行研究，发现国内货币需求不足是发展中国家央行持有国际储备递减的原因。
BAHMANI-OSKOOEE（1984，1985，1987）将黄金的价格引入到了国际储备需求理论当中，通过分别对发达国家与发展中国家建立模型实证分析分析发现，作为外生变量的黄金价格与央行持有的国际储备需求成负相关，从而开始了从国际储备供给方面对国际储备需求展开研究；BAHMANI-OSKOOEE和NIROOMAND（1988）将外汇汇率弹性引入国际储备需求方程当中，并通过实证分析发现，不管是发达国家，还是发展中国家，汇率弹性越高，对国际储备的需求越低。
有关对中国储备需求的实证研究不是很多，国内的研究大多停留在定性的研究，国外学者GUOBO HUANG利用1980年第一季度至1990年第四季度的数据对我国国际储备规模影响因素进行了分析（见本文的第二部分）；本文将采用1952年至2003年的宏观统计数据对影响我国国际储备需求的长期因素进行分析，并对短期因素加以分析，并考虑我国汇率波动对我国国际储备需求的影响。
国际储备需求理论模型
根据一般货币需求理论，经济理性人愿意持有货币的数量，是在持有货币最小机会成本下，满足交易需求，预防需求和投机需求的货币数量。类似的道理，货币当局愿意持有国际储备的数量，是在最低的机会成本下，来弥补国际收支不平衡的数量。因此，同影响货币需求因素一致，影响国际储备需求的基本因素包括以下：
规模变量因素
影响国际储备需求的规模因素为国内生产总值，或者是进口规模。而进口变量相对于国内生产总值来说，是一个更可以直接衡量对外经济交易的规模总量。与货币需求理论不同的是，持有货币的经济理性人是直接从事经济交易，而持有国际储备的货币当局不直接介入对外经济交易，因此，规模变量因素只是可能反映国际储备量与对外交易量之间的关系。经过学者实证分析认为，规模变量因素与国际储备需求量在长期成正向关系，即国内生产总值，或进口总额的增加，会带来国际储备需求量的相应增加；而在短期内，国际储备持有量与规模变量可能成负相关关系。
对外开放程度因素
对外开放程度可以用边际进口倾向MP（进口总额/国内生产总值）来衡量，MP越大，对外开放程度越大，对外经济交往越紧密。根据凯恩斯的开放经济模型，边际进口倾向与国际储备需求量成反比关系，因为，MP越大，宏观收入的经济政策（如货币财政政策）越能对经济项目产生影响，特别是进口总额产生影响，国际储备需求量将越少，因此，边际进口倾向又可作为衡量为平衡国际收支不平衡所采用国内收入政策与动用国际储备两种调节措施之间替代的程度。但一些货币主义学者认为，对外开放程度是用来衡量一国经济暴露于外部经济世界的风险的大小，MP越大，所承受的来自外部经济的风险越大，需要更多的国际储备，即边际进口倾向与国际储备需求成正向关系。
（3）国际收支差额的波动程度
国际收支差额的波动在每一个国家都是存在的，国际收支差额的波动给一国的对外支付带来了风险，为了防范国际收支差额波动所带来的风险，加大了对国际储备的需求量，但每个国家差额波动的方向与大小却是不一样的，国际收支差额波动幅度越大，所需的国际储备越大，两者呈正向关系。
（4）持有国际储备的机会成本
持有国际储备的机会成本可以定义为为持有国际储备而放弃进口资源与资本货物用于发展国内经济所带来的损失；持有的国际储备越多，所带来的机会成本越大，因此，持有国际储备的机会成本与国际储备需求量之间成反向关系。在实证分析中，经常将国内长期利率作为持有国际储备的机会成本的代理变量，也有些学者将进口的资本货物对国内经济增长的贡献率来作为代理变量。
影响国际储备需求的因素除了以上应考虑的一般基本因素以外，结合我国特殊经济环境，还有一些其他影响国际储备需求的因素：
（5）持有国际储备给外国投资者所带来的信心因素
当一国对外借入大量外债时，或者吸收有大量直接投资时，那么，作为最后对外偿付手段的国际储备，对维持国外投资者还本付息的信心，发挥着重要作用；因此，持有一定数量的国际储备对维持国外投资者的信心是必要的，为了增强外国投资者的信心，便需要货币当局持有更多的国际储备数量，即国际储备需求与维持国外投资者信心成正向关系。
（6）汇率波动程度因素
货币管理当局持有国际储备的动因之一是在必要时，干预外汇市场，维持本国货币汇率的稳定，汇率的波动程度越大，货币当局出于稳定汇率的目的出发，增大对国际储备的需求。
（7）国内货币市场的影响因素
1952年至2003年，中国经济高速增长，客观上对货币需求不断增大，中国货币管理当局也加大了货币供应量，满足上述不断增长的货币需求量，以1996年不变美元计M0的1952年43亿美元增长到2003年的2132亿美元。
货币当局增大货币供应量有两个不同的渠道，第一是增加国内信贷总数，第二便是通过外汇市场购入大量的外汇，抛出本币，第二种增加货币供应量的方式更是在中国八十年代后期国际收支一直连年持续大额顺差的情况下成为货币管理当局增加货币供应量的主要方法。在中国，货币供应量越多，对国际储备需求便越大，两者之间可能成正向关系。在国外一些学者对货币市场与国际储备之间的关系进行实证研究时，研究证明货币流通量在长期对国际储备需求几乎无影响；但在短期，货币市场失衡会对国际储备产生影响，货币供大于求时，将导致国际储备持有量的减少，货币供给小于需求时，将导致国际储备持有量的增加。
以中国国际储备需求量作为模型的因变量，以其他影响因素（除货币因素）作为模型的自变量，建立我国国际储备长期需求的回归方程；
rt=b1+b2yt+b3 apt +b4vt+b5 dxt +b6it+b7evt+εt （1）
rt表示为t时期内国际储备需求量，yt表示规模变量，apt表示对外开放程度，vt表示国际收支差额波动率，dxt表示维持外国信心因素，it表示持有国际储备所带来的机会成本, evt表示汇率的波动程度，b1为方程的常数，b2 ，b3 ，b4 ，b5 ，b6 ，b7为方程各变量的参数，εt为方程的随机变量。模型（1）为以下建立模型提供了母模型，下面分析的模型都是由这一母模型演化而来。
四 1952年至1982年国际储备长期需求模型与短期波动模型
1952年至1982年国际储备长期需求模型
：代理变量的选择，数据采集与数据处理
国际储备。我国国际储备按统计口径包括：我国货币当局持有的外汇储备，货币用黄金与在货币基金组织中持有的一般提款权和普通提款权。我国在七十年代中期才成为货币基金组织会员国，因此在1952年至1979年期间的绝大部分时间里我国并没有货币基金组织的储备头寸，因此在1952年至1982年国际储备需求分析中，国际储备数据中不包括在货币基金组织中的储备地位。货币用黄金在我国1952年至1978年期间的国际储备中有着重要的作用，本文将按1盎司黄金折合为35美元进行折算，并用美国GNP平滑指数（以1996年为基期）来进行平滑，将整理后的数据用于模型参数的确定。对于我国在1952年至1982年期间的外汇储备来说，包括国家外汇库与中国银行外汇结存两部分，从严格意义上来讲，国家外汇库存才是真正意义上的国际储备；为了使前后外汇储备统计口径一致，在本文中，外汇储备中剔除掉中国银行外汇结存部分，只包括国家外汇库存。相应地，外汇储备也将用美国GNP平滑指数进行平滑，将整理后的数据与经平滑处理的货币用黄金总额加总，作为1952年至1982年我国国际储备数量。将加总的国际储备数经自然对数处理，得出国际储备数的自然对数值，用于模型参数估计。
规模变量。本文将采用我国1952年至1982年期间的进口金额与我国GDP总额作为规模变量的代理变量，进入模型，进行参数估计与模型分析。将我国1952年至1982年期间每年度的进口金额用美国GNP平滑指数平滑，并得出其自然对数数值，所得数值用于确定方程的参数。将1952年至1982年我国GDP总额通过人民币兑美元汇价，折算成以美元计价的形式，再经过与对进口数额相同的处理，得出其自然对数数值，用于对模型参数的估计。
机会成本。在国外学者对国际储备需求的实证分析中，机会成本常用的代理变量为一年期债券利率。在建立我国1952年至1982年期间国际储备规模模型里，出于以下原因，将不考虑机会成本这一影响因素：我国1952年至1982年社会资金都由中央计划分配使用，缺少资本市场，更不用说存在一年期债券市场，银行存贷利率又不能反映出资金的实际供需情况，因此机会成本的代理变量在该期间或者不存在，或不可用；西方经济学家经过实证研究，发现机会成本在长期与国际储备需求之间的关系不显著；对该期间的经济数据采集困难。
国际收支差额波动率。某国国际收支差额的波动在一定程度上便是该国货币当局所持有的国际储备储备数量的波动，因此某年度国际收支差额波动的代理变量为该年度的国际储备波动率。某年度的国际储备数量波动率可用以前五个年度的名义国际储备数量的标准差和对应五个年度名义国际储备平均值的比值表示，得出的比值数值用于模型参数估计与模型分析。
对外开放程度。对外开放程度的代理变量可用1952年至1982年的名义进口总额与名义国内生产总值之比来表示，所得比值用于模型参数估计。
由于1952年年至1982年除了个别年份利用苏联借款外，便很少利用外资，因此，国际储备作为起维持外国投资者信心的作用便不明显，该期间国际储备储备长期规模模型将不考虑维持信心因素。
在1952年至1982年模型中也将不考虑汇率波动程度，这是因为1952年至1982年期间，我国人民币汇率为官方官定汇率，其确定按照人民币与一篮子西方国家货币之间的平价关系确定，在这期间，很少作变动。
. 2 参数估计
1.数据平稳性以及协整关系的检验
将利用统计软件SPSS对时间序列数据采用线性回归分析，首先要求的是各时间数据序列平稳，与时间数据序列之间存在着协整关系。
对于时间序列数据的分析，必须要建立在序列平稳条件之上。因此必须对国际储备总额，进口总额与GDP总额，对外开放程度，国际收支波动变量的代理变量数据进行平稳化处理。一个平稳的时间随机序列有以下的要求：平均数值不随时间的变化而变化；方差不随时间变化；自相关系数只与时间的间隔有关，而与所处的时间无关。
检验国际储备总额序列的平稳性并确定其阶数。利用SPSS统计软件对LN形式的国际储备数据进行平稳性并确定其阶数分析。操作步骤如下：先利用“DATA”菜单中的“DEFINE DATE”将数据定义为时间序列，再利用“TRANSFORM”菜单下的“TIME SERIES”界面中选择一般方差，阶数选择1，得到一组一般差分数据序列；对于得到的差分序列，利用“GRAPHS”下的“AUTOCORRELATION”进行分析，得自相关图，观察得到的自相关图，若自相关系数只与时间间隔有关，而与所处得的时间无关，则以不变价计的国际储备的LN形式序列数据为1阶；还可以对该差分序列做出时间序列图，观察平均数与方差的是否随时间变化，若不变化，则以不变价计的国际储备的LN形式序列数据为1阶；若所作的图形不符合平稳时间序列的要求，则再在“TIME SERIES”中选择二次差分，得到的二次差分序列作相关图像判断。从图形分析中，可知以不变价计的国际储备总额的LN形式序列为一阶平稳时间序列。
检验确定进口总额与GDP时间序列的平稳性并确定其阶数。利用SPSS统计软件对LN形式的进口总额与GDP时间序列进行平稳性并确定其阶数分析。操作步骤同上，最后得出LN形式的进口总额与GDP时间序列为1阶平稳时间序列。
确定对外开放程度变量进口金额与GDP之比数据的阶数。利用SPSS软件对该时间序列进行平稳性并确定其阶数分析。操作步骤同上，得出进口金额与GDP之比时间数据序列为1阶平稳时间序列。
确定国际储备波动率指标数值的阶数。操作同上，得出：国际储备波动率时间序列为1阶平稳时间序列。
从以上对各序列数据的平稳性分析的基础上，可得以下的结论：以上四组时间序列为1阶单整的时间序列。
由于以上四组时间序列为1阶单整的序列，因此可进一步骤对四组序列进行协整分析。利用SPSS中的E-G two stage tests对四组时间序列进行分析，r与y,a,p,v,im存在协整关系,得出：四组时间序列大体接受了协整阶数为1的假设，即四组之间存在着一阶协整关系。因此这四组时间序列对应的变量都可纳入到国际储备长期规模模型中去。
以中国国际储备规模作为模型的因变量，以其他影响因素（除货币因素）作为模型的自变量，建立我国在1952年至1982年国际储备规模长期的回归方程；
rt =b1+b2yt+b3 apt +b4vt +εt （2）
rt表示为t年度内国际储备需求数量，yt表示t年度内规模变量（GDP与进口总额），apt表示t年度内内对外开放程度，vt表示t年度国际收支差额波动率， b1为方程的常数，b2 ，b3 ，b4为方程各变量的参数，εt为方程的随机变量，rt与yt为自然对数形式。
2.模型参数估计。
下面，将运用协方差分析来确定线性方程中的参数。
分别做出LN形式的国际储备金额数与我国对外开放程度，我国国际储备总额波动率数据的散点图，从图可得出：LN形式国际储备金额与这两个变量之间有明显的直线趋势。再分别做出LN形式的国际储备总额与LN形式的GDP，LN形式进口总量的散点图。三者也明显呈线性关系。
运用SPSS统计软件确定模型（2）中的参数，利用SPSS统计软件当中的分析菜单下的回归线性子菜单对经处理后的数据进行分析。输出的结果如下：
先对进行apt, rt vt，yt（GDP）分析，将对应的数据利用SPSS软件回归线性分析
Model Summary(b)
Model
R
R Square
Adjusted R Square
of the Estimate
Durbin-Watson
A
.871(a)
.759
.728
.30427
a Predictors: (Constant), vt，yt ，apt
b Dependent Variable: rt
表4-1：模型拟合性与Durbin-Watson检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）。
以上是对模型拟合性与DW情况表，AR为，模型A的拟合性较好；DW也接近于2，残差较独立。
ANOVA(b)
Model
Sum of Squares
df
Mean Square
F
Sig.
A Regression
3
.000(a)
Residual
24
.093
Total
27
a Predictors: (Constant), vt，yt ，apt
b Dependent Variable: rt
表4-2：模型显著性情况与F检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）。
从上表可得：模型的F值为，方程的显著性也较好。
Coefficients(a)
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t
Sig.
B
Std. Error
Beta
A(onstant)
.932
.012
Apt
.560
Vt
.467
.905
.000
Yt
.010
.247
.009
.039
.970
a Dependent Variable: rt
表4-3：参数估计值与t检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）。
上表为方程各参数以及常数的估计与统计意义的检验情况。规模变量P值为，不具有统计学意义，考虑从模型中剔除。
下面继续对rt ，apt, vt进行回归分析。
Model Summary(b)
Model
R
R Square
Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
B
.871(a)
.759
.739
.29813
a Predictors: (Constant), apt, vt
b Dependent Variable: rt
表4-4：模型拟合性与DW检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
上表为所拟合模型的拟合优度情况简报，显示在模型中的相关系数R为0. 871，而决定系数为R2为，校正决定系数为，可见模型的拟合程度较好。在模型情况简报的右侧给出了Durbin-Watson统计量，用于模型残差独立性的判断，该统计量的取值在0到4之间，如果残差间相互独立，则取值在2附近；在本模型中，其取值大小为，非常接近2，可见残差间没有明显的相关性。
ANOVA(b)
Model
Sum of Squares
df
Mean Square
F
Sig.
B Regression
2
.000(a)
Residual
25
.089
Total
27
a Predictors: (Constant), apt, vt
b Dependent Variable: rt
表4-5：模型显著性情况与F检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
上表为所用模型的显著性检验结果，这是一个标准的方差分析表，从上表可见所用的回归模型F值为，P值为，因此我们用的这个回归模型是有统计学意义的。
Coefficients(a)
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t
Sig.
B
Std. Error
Beta
B (Constant)
.179
.000
Apt
.494
Vt
.276
.911
.000
a Dependent Variable: rt
表4-6：参数估计值与t检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
上表给出了包括常数项在内的所有系数的检验结果，用的是t检验。可见在模型中，vt和常数项具有统计学意义，apt统计学检验没有意义。
下面，我们将剔除掉apt这一统计量，只对rt与vt进行分析，结果如下
Model Summary(b)
Model
R
R Square
Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
B
.868(a)
.754
.744
.29514
a Predictors: (Constant), vt
b Dependent Variable: rt
上表4-7：模型拟合性与DW检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
Coefficients(a)
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t
Sig.
B
Std. Error
Beta
1 (Constant)
Vt
.085
.000
.231
.868
.000
a Dependent Variable: rt
表4-8：参数估计值与t检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
发现无论是拟和系数，校正系数，Durbin-Watson统计量都有明显地优化，剔除在模型中的对外开放程度这一变量。常数项与vt都具有统计意义。用上述同样的操作步骤，得出规模变量数据（进口总额）在线性方程模型中的统计意义不明显，考虑从方程中剔除。
因此可得出以下的模型：
rt=+ vt +εt （3）
rt是国际储备总额的自然对数形式，vt是国际收支差额的波动率；εt是均数为0，标准差为0的随机变量。
模型（3）总结说明：
1．国际储备需求数量在理论上与经济规模总量成正相关关系，在实证分析中，一般用GDP或进口总量作为代理变量。在对1954年至1982年期间我国高度集中的经济体制时期，货币当局所持有的国际储备总额与经济规模总量之间不相关，在以上模型中反映出来，便是规模变量对模型的解释不具有统计意义。这是因为在这一期间，我国实行的是高度经济的经济体制，一切经济决策权力都集中于中央，中央对国内经济活动的基本的政策是：大体平衡，总需求等于总供给（反映在产业上便是生产资料，消费品与农产品之间的平衡），财政收入等于财政支出，金融信贷等于计划需求量。对外的经济政策为：无外债，适当进口。这些经济政策反映到经济方针上便是：自力更生，不但追求政治独立，也试图追求经济上的完全独立。其实再加上欧美等资本主义国家对我国的经济封锁，和我国与苏联等社会主义国家的关系的恶化等外部原因的影响，我国对外经济联系是不频繁的。而作为对外经济交往风险减震器的国际储备，对于一实行相对封闭经济政策而国家而言，其数量多少没有多大的意义。因此，在这一期间，国际储备数量相对于而言数量较少，国内经济总量的增长，也没有带来对国际储备需求的增长，也许，中央决策层在制定经济计划与进行经济决策时，根本没有考虑到国际储备这一经济因素。
2．从以上分析与模型中可以看出，1954年至1982年期间，我国对外开放程度与国际储备规模之间不相关。反映到模型中，便是模型参数值t检验的统计意义不明显。这其实也与我国当时特殊的经济体制有关系。我国的开放程度在期间最高为1981年的%（代理变量为进口总额与GDP之比），1952年至82年期间平均年度的对外开放程度系数为%。在对外开放程度如此低的期间，同样作为对外经济交往减震器的国际储备，其数量多少，对中央经济计划者来说，也没有任何意义。
3．从以上分析与模型中可以看出，1954年至1982年期间，我国国际收支差额波动率与国际储备规模之间呈明显的正相关关系。反映在模型中，便是其代理变量国际储备数量波动率的参数，即波动率增加1倍，国际需求额的自然对数值将增加倍。中央决策当局倾向于根据以往年度国际收支差额波动情况来决定当期国际储备需求量的。在该期间，国际储备持有量波动幅度是很大的，从最低年度的5%到98%（以过去五年国际储备总额的标准差与均值之比为国际储备波动率代理变量），国际储备持有绝对数量的急剧增加或减少，反映了该期间我国国际收支差额数的急剧波动。1952年至1982年的中央计划经济时期，中央的经济计划与政策的改变很容易引发国内经济的波动，而该期间我国GDP指数也显示国内经济波动很大，国内经济的波动又易导致国际收支差额的波动，为了防范国际收支差额波动所带来的风险，促使中央货币当局增加对国际储备的需求。
4．关于机会成本的分析。在以上的分析中，没有导入机会成本变量。是基于以下的原因：找不到合适的代理变量进行分析，在有关实证文献中，机会成本的代理变量为一年期长期债券利率或者一年期储蓄寸贷款利率，而我国在此期间不存在资本市场；而存贷款利率基本上是官方指定的，不反映资金实际供求状况，不能用于数据分析；多学者通过实证已证明国际储备持有的机会成本在长期与国际储备需求量不相关，没有必要将其导入分析；虽然在模型中没有导入机会成本变量，但得出的模型及其参数都具有经济学与统计学意义。
5．有关常数项的分析。在模型中，常数项为，其含义为当国际储备波动率为0时，国际储备需求量的对数值为，即国际储备需求数量为亿美元。常数项为中央经济决策层所愿意持有的国际储备需求数量的最低数值。由于（3）模型中没有规模变量，这一常数项可能包含有影响国际储备需求的规模因素。
1952年至1982年我国国际储备长期需求模型总结：1952年至1982年期间，我国实行的经济体制是高度集中且有相对封闭的，中央决策当局在不同程度上，都能对经济指标或变量施加影响，也就是在一定程度上存在对经济的可控性，而对外经济交往又不频繁，因此，对于经济决策当局来说，面临着一比较确定，风险较小的经济环境，作为起减少对外经济风险的国际储备便不是很重要，在中央经济决策过程中，可不予考虑。反映到模型中便是，国际储备规模数量与经济规模总量，对外开放程度不相关。而又由于中央计划体制所导致的国内经济的波动，会引发国际收支差额的波动，会增加对国际储备的需求，国际收支差额波动率与国际储备成正相关。
1954年至1982年期间的国际储备误差修正模型
模型（3）为1954年至1982年期间的国际储备长期需求模型，下面将对影响国际储备在短期内波动因素进行分析。
在本文中，将采用误差修正模型来对影响国际储备在短期内波动因素展开分析；误差修正模型可以写成：
Dyt=b0+ b1Dzt+b3ecm+εt (4)
从模型（4）可以看出，被解释变量的波动Dyt被分为两个部分：一部分为长期均衡b1Dzt，一部分为短期波动b3ecm。相应地，国际储备在短期内的波动Drt也被分为两个部分：一部分为长期均衡b1Dvt，另一部分为短期波动因素，短期波动因素包括货币市场的失衡与t-1时期所有的解释变量。
通过SPSS软件中“AUTOCORRELATION”对LN形式的国际储备总额序列做自相关图判断，该序列的自相关系数为2阶自相关系数。因此，在误差修正模型中，滞后阶数设定为2阶。
根据以上得到1954年至1982年的长期国际储备需求模型与误差修正模型，得出以下1952年至1982国际储备的短期误差修正模型：
Drt=b0+b1Dvt+b2 Dvt-1+b3D vt-2+b4 Dmt+b5 Dmt-1+b6 Dmt-2 +b7(r-v)t-1+b8vt-1 (5)
D为差分形式符号，mt，mt-2 ，mt-1，rt为自然对数形式，对于M2货币流通量来说，由于1952年至1982年期间，缺少M2流通量的数据，因此将选择M0的流通量作为M货币流通量的代理变量。将1952年至1982年每年度M0按人民币汇率折算成美元，再按以1996年为基期的美国GDP平滑指数进行平滑，将平滑后的数据进行自然对数化，所得数据用于模型（5）参数估计。在实证分析中，由于货币市场的失衡数量情况很难确定，因此都采用特殊的方法间接地估算货币市场的失衡数量，在本文中，模型中t时期货币市场的失衡将采用t时期货币流通量与t-1时期货币流通量的差额来进行估算，用Dmt表示，Dmt=mt- mt-1。利用SPSS中一般线性回归分析对模型（5）与有关数据分析，有关结果如下：
Model Summary(b)
Model
R
R Square
Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1
.850(a)
.722
.608
.23693
a Predictors: (Constant), vt-1, D vt-2, Dmt-2, Dmt, Dmt-1, Dvt, (r-v)t-1
b Dependent Variable: Drt
表4-9：模型拟合性与DW检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
以上表为模型的拟合性检验情况，R=，AR=，可见方程的拟合性较好。DW=，稍偏大，但能接受。
ANOVA(b)
Model
SumofSquares
df
Mean Square
F
Sig.
1 Regression
Residual
Total
7
.355
.001(a)
.954
17
.056
24
a Predictors: (Constant), vt-1, D vt-2, Dmt-2, Dmt, Dmt-1, Dvt, (r-v)t-1
b Dependent Variable: Drt
表4-10：模型显著性情况与F检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
上表为模型显著性检验，F值稍微偏小。但仍通过检验。
Coefficients(a)
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
T
Sig.
B
Std. Error
Beta
1 (Constant)
Dvt
D vt-2
Dmt
Dmt-1
Dmt-2
(r-v)t-1
vt-1
.533
.000
.722
.448
.009
.953
.213
.170
.340
.079
.368
.052
.375
.021
.210
.000
.322
.928
.000
a Dependent Variable: Drt
表4-11：参数估计值与t检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）。
上表为各变量的估计参数以及t检验情况，除了变量D vt-2的P值偏大外，其他变量以及常数项都具有统计学意义。
将以上所得参数代入模型（5）得
Drt=++ Dmt-2 (r-v)t-1+-1 （6）
模型（6）分析说明：
1．Dvt的系数为，这与国际储备长期需求模型（4）中vt的系数基本相同，因此，为影响t时期国际储备波动的长期因素。
2．Dvt-2的P值为，从一定程度上来说，偏大，t-2时期国际收支差额波动率的波动对t时期国际储备的波动解释不是很强。
3．在模型中重点考察货币市场失衡对国际储备短期波动的影响。在模型中，可以看出，不仅本期的货币市场失衡对本期的国际储备的波动产生影响，而且货币市场的失衡对国际储备的波动存在着2个年度的时滞影响。可见某期间的货币市场失衡是对以后2期间国际储备波动产生连续的影响。1952年至1982年，我国对外经济交往中，金融资本项目下的交易不是很频繁，金额也较少；货币市场的失衡是通过进口量的增减来对国际储备数量产生影响的，而这一影响是通过中央经济计划的实施机制来到达的。中央政府为实施经济增长计划，增加货币供给量，与此同时，增加了进口，使得对国际储备的需求减少，导致国际储备的减少，这中间存在两个年度的时滞。在计划经济时代，货币市场的失衡与国际储备数量波动之间关系是通过国内外实物资产替代机制实现的。
4．在影响国际储备短期波动的因素中，前期国际收支的波动将影响到本期国际储备的波动，在模型中表现为vt-1的系数。前期国际收支情况强烈地影响到了本期国际储备的波动。
五 1982年至2003年国际储备长期需求模型与短期误差修正模型
1982年至2003年国际储备长期需求模型
1982年至2003年影响国际储备需求因素分析
我国于1978年，开始了对内改革，对外开放的伟大进程；对内实行市场化的改革，相继实现了产品的市场化与部分生产要素的市场化，对外开放，利用我国劳动力资源丰富的禀赋特征，部分确立了出口导向型战略；并且开始积极利用外国资金，继整个八十年代向国外借举大量外债，我国在九十年代吸收大量的直接投资。国内经济市场化的改革与对外经济交往加深，使得各种影响国际储备需求的因素增多与复杂化。以下是有关影响国际储备规模影响因素的说明。
有关影响国际储备规模的规模总量。在模型的分析中，将继续分别运用进口总量与GDP作为经济规模总量的代理变量，分析两者在市场化的环境中的关系。
关于对外开放程度影响因素。自1978年以来，我国对外开放的过程其实就是我国对外开放程度不断加深的过程，对外开放程度的增大必然对作为对外经济交往风险减震器的国际储备需求必定发生变化。
有关国际储备波动影响因素。1978年至2003年，我国的国际储备数量急剧增长，作为国际储备主体的外汇储备由1982年的亿美元（以当年价计）增长到2003年底的亿美元，国际储备持有量的波动将会对国际储备规模产生影响。
有关机会成本影响因素。在以上对1952年至1982年国际储备长期规模的分析中，没有导入持有国际储备的机会成本变量，持有国际储备的机会成本对于我国这样一个发展中国家来说，可以理解为，因持有国际储备而放弃的利用该储备来进口急需的资本物品用于国内生产所带来的经济增长；机会成本与持有的国际储备规模量呈负相关关系。我国作为一经济快速发展的发展中国家，急需投入大量资金来进行经济建设，大量地持有国际储备，意味着机会成本的增加；在1982年至2003年的模型分析中，将导入该变量，分析长期国际储备需求与机会成本之间的关系。
有关影响国际储备需求的信心因素。1982年至2003年期间，我国对外经济交往领域与改革开放前有很大的不同便是我国开始大量地利用了外资，在八十年代，我国以利用外资为主，外债余额也由1982年的亿美元（以当年价计）增长到了2003年的亿美元，每年要大量的还款付息；进入九十年代，考虑到借举外债所带来的还本付息的压力与风险，我国开始了大量利用直接投资，外商直接投资额也由1990年的亿美元（以当年价计）增长到亿美元，我国大量利用外资，促进了国内经济的发展，但同时也带来了还本付息的压力与风险，而国际储备作为偿款的最后保证，起着维持偿款的信心保证，而维持这一信心保证，就增加了对国际储备的需求，在下面的规模模型分析中，将导入信心这一因素进行分析。
维持汇率稳定的因素。持有国际储备有一重要的目的是为了维护本国货币汇率的稳定。特别是1992年以来，我国人民币汇率的决定机制发生了根本性的变化，其决定的基础为外汇市场的供求关系，货币当局为了维持人民币汇率的稳定，重要的措施便是持有大量的国际储备，用于干预外汇市场，维护人民币汇率稳定的信心。为了维持本国货币汇率的稳定，而增加了对国际储备的需求。在以下的分析中，将导入维持汇率稳定这一因素。
影响国际储备需求因素的代理变量的选择与数据处理
（1）关于国际储备需求。在以下的模型分析中，将我国每年度实际持有的国际储备作为货币当局所持有国际储备的规模量，将我国持有的国际储备统计口径仍限定为货币当局持有的黄金储备与国家外汇储备，不包括我国在货币基金组织的一般提款权与特殊提款权，这样处理是基于以下原因：一般提款权与特殊提款权金额相对较小，申请动用在货币基金的储备地位是具有条件的，是一种有条件的国际储备。为和前面的分析口径保持一致。将持有的黄金盎司数通过1盎司折算成35美元，再加上国家外汇库存储备，得到的数值在通过美国GDP平滑指数，折算成1996年不变美元价计价的数据，再通过LN转换成对数形式，用于对模型参数的估计。
（2）规模经济变量。规模经济变量将采用我国GDP与进口总量为代理变量。将1982年至2003年以人民币计价的我国GDP，按人民币对美元的汇率折算成以美元计价，最终换算成LN形式，用于对模型的参数估计分析。进口量也经相同的处理，转换成LN的形式的序列。
（3）国际收支差额的波动率。与上文分析的一样，用国际储备数量的波动率作为代理变量，以当期以前五个期间的国际储备的标准差与该五个期间国际储备的平均值之比，作为模型参数分析的数据序列。
（4）关于对外开放程度。以进口量与我国GDP之比作为对外开放程度的代理变量。相应地，得到的数据序列作为模型参数估计。
（5）关于机会成本。国际储备机会成本的代理变量用一年期存款利率表示，由于我国金融领域存在着一定的金融抑制情况，一年期存款利率一定程度上是官定利率，可能不能真实地反映资金供求情况。
（6）关于影响国际储备规模的信心因素。选用债务率作为信心因素的代理变量，债务率为外债余额与当年出口总额的比值。外债余额为一总量的概念，包括长期债务与短期债务。相应地得到的每年度的债务率，作为数据序列来分析。债务率越高，国际储备需求越大
（7）维护汇率稳定的因素。运用汇率波动率作为汇率稳定的代理变量。波动率越小，汇率越稳定。汇率波动率的计算方法同国际储备持有量的波动率。得到的数据序列用于模型分析。
建立模型
首先对各序列进行平稳性分析与阶数确定。
检验国际储备总额序列的平稳性并确定其阶数。利用SPSS统计软件对LN形式的国际储备总额数据进行阶数分析。操作步骤同在本文第四部分对序列平稳性的分析，利用一次差分数据序列的自相关图，从图中可以看出以不变价计的国际储备总额的LN形式的一次差分序列数据，不是随时间的改变而改变的，随时间间隔而改变，因此其单整阶数为1，此外还可通过对一次差分数据序列的散点图加以判断。结论为：以不变价计的国际储备的LN形式序列数据为1阶单整序列。
确定以不变价计的GDP总额的LN时间数据序列的阶数，其操作同上，该序列为1阶单整序列。
确定以不变价计进口总额的LN形式时间序列阶数。操作同上，得出：该序列阶数为1阶单整序列。
确定进口总额与GDP之比时间序列的阶数。操作同上，得出：该序列阶数为1阶单整序列。
确定一年期的存款利率时间序列的阶数，操作同上，得出：该时间序列的阶数为1。
确定外债余额与进口总额之比的时间序列的阶数，操作同上：得出，该时间序列阶数为1。
确定国际储备波动率时间序列的阶数，操作同上，得出该序列阶数为1阶单整序列。
确定人民币汇率波动率时间的序列；操作同上，得出：该时间序列阶数为0。
从上面对各序列阶数的分析中可以看出：除了人民币汇率波动率为0阶序列外，其余，时间序列都为1阶单整序列。
在以上对各序列阶数分析的基础上，对各序列进行协整分析。
对国际储备总额的LN形式，GDP的LN形式，进口总额LN形式，一年期存款利率，外债余额与进口总额之比，进口总额与GDP之比，国际储备波动率进行协整分析，操作同上,得出。r与y,im,dx,v,ap,i存在协整关系,因此可将七组数据序列用于线性回归分析。
根据以上的分析，将国际储备需求，规模经济变量（包括GDP与进口总量），一年期存款利率，外债余额与进口总额之比，进口总额与GDP之比，国际储备波动率写成以下线性方程式。由于人民币汇率波动率时间序列为0阶单整序列，因此，不纳入模型分析。其中分别用GDP的LN形式与进口总额的LN形式作为经济规模代理变量，组成两个线性方程，来共同确定用于参数估计。建立1982年至2003年期间的线性模型:
rt=b1+b2yt+b3dxt+b4vt+b5apt+b6it+εt (7)
rt=b1+b2imt + b3dxt+b4vt+b5apt+b6it+εt (8)
rt是t期间内以不变价计的国际储备需求额的自然对形式，imt是t期间进口总额的LN形式，it是t期间内一年期存款利率，yt是t期间内GDP的LN形式，dxt是t期间外债余额与进口总之比，vt是对应期间国际储备过去期间的波动率，apt 是进口量与GDP之比，b1，b2，b3，b4，b5，b6，εt分别是常数项，对应变量的参数项，和均值为0，方差为0的随机变量。
模型参数估计
利用统计软件SPSS中的ANALIZE菜单下的“REGRESSION”下的“LINEAR”界面进行参数分析。先对模型（8）进行参数估计；对自变量的选择方法，选为逐步筛选法，结果为imt, vt, apt经筛选，进入模型。
Model Summary(b)
Model
R
R Square
Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1
.930(a)
.866
.843
.59899
a Predictors: (Constant), imt, vt, apt
b Dependent Variable: rt
表5-1：模型拟合性与DW检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）。
上表为所拟合模型的拟合优度情况简报，模型3的相关系数，而决定系数为，校正的决定系数为，Durbin-Watson统计量的值。方程的拟合性较高。
ANOVA(b)
Model
Sum of Squares
df
Mean Square
F
Sig.
1 Regression
Residual
Total
3
.000(a)
18
.359
21
a Predictors: (Constant), imt, vt, apt
b Dependent Variable: rt
表5-2：模型显著性情况与F检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）。
上表为方程显著性检验，F值，显著性较高。
Coefficients(a)
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t
Sig.
B
Std. Error
Beta
1 (Constant)
imt
apt
apt
.000
.512
.000
.038
.390
.344
.012
a Predictors: (Constant), imt, vt, apt
b Dependent Variable: rt
表5-3：参数估计值与t检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
上表给出了包括常数项在内的所有系数的检验结果，无论是常数项还是相关的参数都具有统计学意义。而别的变量参数由于无统计意义，都不纳入分析。
将各变量的参数代入模型（8）得：
rt=++ +εt (9)
下面对规模变量GDP的模型（7）进行参数估计，利用SPSS分析，操作同上，变量进入模型的方法采用逐步进入法，结果只有yt（GDP）一个变量进入模型。
Model Summary(b)
Model
R
R Square
Adjusted R Square
Std. Error of the Estimate
Durbin-Watson
1
.938(a)
.880
.874
.53624
a Predictors: (Constant), yt
b Dependent Variable: rt
表5-4：模型拟合性与DW检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
可见只有GDP这一个变量进入了模型，从上表上可看出，模型的拟合程度很高，而Durbin-Watson统计值偏小。
Coefficients(a)
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t
Sig.
B
Std. Error
Beta
1 (Constant)
yt
.000
.298
.938
.000
a Dependent Variable: rt
表5-5：参数估计值与t检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
以上是对包括常数项在内的所有系数的检验结果，由于在进行参数分析时，对自变量分析时是采用的是逐步进入法，除了GDP这一规模变量外，其他变量都没有进入模型。将下面的模型rt=+ +εt 作为rt=b1+b2yt + b3dxt+b4vt+b5apt+b6it+εt (7)线性参数估计方程。
从以上的分析中，我们得到了两不同的模型，出于以下的考虑：规模变量为进口总量的线性模型残差更具有统计学意义，显著性也较强，包纳的变量也多。我们将采用规模变量为进口总量的线性参数估计模型
rt=++ +εt (9)
作为1982年至2003年我国国际储备长期需求模型。
模型分析
1．从模型（9）中可以看出，作为影响国际储备需求的长期影响因素之一的规模经济变量，在改革开放以后对我国国际储备需求产生了巨大的影响，表现在模型中，便是imt 参数为。虽然，1952年至1982年，我国仍有进口额，但几乎与国际储备需求不相关，这与我国在此期间低的对外开放程度有关。而1982年至2003年我国对外开放系数年度平均为16%，对外开放程度不断加深，进口量便开始对国际储备需求产生影响。进口量作为规模变量对国际储备需求产生影响，可能要以一国对外开放程度加深到一定程度为前提。在模型（7），（8）参数分析时候，GDP与进口量分别作为规模总量代入模型进行分析，最终分析的结果为GDP这一代理变量代表的模型在统计意义上，与经济学意义上，都不明显；而进口量在经济学与统计意义上，都有意义，作为对外经济交往最终支付保证的国际储备，与进口量这一直接需要对外支付的经济活动有直接联系。而GDP这一国内规模经济指标，只是表示对外支付量的可能性。
2．在1982年至2003年，国际收支差额波动率仍与国际储备成正相关。在模型（9）中vt的参数为，比1952年至82年的大大减少，这可能与我国在1982年至2003年大多数年度国际收支均为顺差有关，不存在1952年至82年国际储备持有量存在绝对的减少。
3．在模型（9）中，对外开放程度与国际储备需求量存在负相关关系。反映在模型中，便是对外开放系数apt的参数为。对外开放系数每提高一个百分点，rt便下降15个百分点。在西方经济学家的实证文献中，对对外开放程度与国际储备需求量之间的关系，存在着不同的看法。凯恩斯主义学派的西方学者认为，对外开放程度与国际储备需求量之间存在着负相关关系，因为，一国的对外开放程度越大，该国政府越是倾向于采用收入政策（财政或货币政策）来代替动用国际储备，应付国际收支的不平衡。而货币主义学派的西方学者认为，一国对外开放程度越大，所承受的风险越高，而一国政府任何采取收入政策的行为措施来应对国际收支的不平衡，都是徒劳的，因此，需持有更多的国际储备，来应对国际收支的不平衡。我国的经济特征在1982年至2003年期间更多的是具有凯恩斯主义学派描述的经济特征：生产要素如劳动力近似无限供给，总供给曲线斜率较小。我国政府更倾向于采用收入政策来调节国际收支差额，如进口量因国内经济高涨而增加，导致国际收支恶化，我国政府往往采用紧缩性的收入政策来降低总需求，而不是动用国际储备，这样的做法能从根本从消除国际收支不平衡。以上说明，随着我国对外开放程度的不断提高，我国政府更多的是采用总需求宏观调控来消除国际收支不平衡，而不是动用国际储备，从而减少了对国际储备的需求。
4．由于持有国际储备的机会成本的代理变量it在模型（9）中没有统计意义，因此不包括在模型中。机会成本与国际储备需求之间无相关性，说明我国货币当局对国际储备的需求，可能没有考虑到持有国际储备所带来的机会成本问题。
5．由于信心因素的代理变量负债率dxt在模型（9）中无统计意义，因此不包括在模型中，货币当局对于国际储备需求量，可能没有考虑国际储备维持国外投资者信心的问题。
6．人民币汇率波动率为0阶单整时间序列，而rt的阶数为1。人民币汇率波动率与国际储备需求之间在长期不相关。某期人民币汇率的波动取决于该期间国际收支差额情况，而我国调节国际收支的手段除了总需求调节手段，还有直接管制政策，而很少动用外汇储备进行干预。
1982年至2003年国际储备短期修正模型
根据1982年至2003年我国国际储备长期需求模型（9），并考虑影响国际储备短期波动的因素特别是货币市场失衡因素，写出下列模型（10）。由于rt代表的时间序列，为滞后二阶回归，在模型（10）中将影响国际储备短期波动因素都设到滞后二阶，得出以下1982年至2003年国际储备需求误差修正模型（10）。
Drt=b1+b2Dimt+ b3Dimt-1 +b4Dimt-2+b5Dapt+b6Dapt-1+ b7Dapt-2+ b8Dvt+ b9Dvt-1 + b10Dvt-2+ b11Dmt+ b12Dmt-1+ b13Dmt-2+ b14 (r -v-ap)t-1+ b15vt-1 + b16apt + b17imt-1 （10）
D为差分形式，rt，imt，imt-1，imt-2，mt，mt-1，mt-2，imt-1，r为自然对数形式。由于作为货币统计有多种口径，因此本文中将以M0为货币变量口径，代入上述误差修正方程，确定参数。
以M0作为货币流通量对模型作参数估计。得出以下模型：
Drt=++-1+ (r -v-ap)-1 （11）
Coefficients(a)
Model
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t
Sig.
B
Std. Error
Beta
1 (Constant)
Dim
Dimt-1
Dimt-2
Dvt-2
Dapt
Dapt-1
Dmt
Dmt-1
(r -v-ap)t-1
Vt-1
.783
.116
.000
.684
.655
.024
.754
.613
.262
.244
.346
.065
.151
.917
.000
.007
.046
.457
.000
.476
.024
.046
.009
.163
.000
Dependent Variable: Drt
表5-6：参数估计值与t检验表（以上资料来源：根据相关数据，利用SPSS统计软件得）
上表为模型各变量的参数估计值，及其统计检验情况。模型（11）各统计量如下：R= ，AR=，模型的拟合性较高；DW=，残差几乎相互独立；F=12 .736，方程的显著性也较强。
模型（11）说明：
1．作为在t时期内对Drt产生影响的进口量，有本期的进口量波动额Dimt，也有上一时期t-1时期的进口量波动额Dimt-1，并且成正相关关系。Dimt-1的P值偏大，解释力不强。Dimt与Dimt-1是影响Drt的长期因素。而t-2时期Dimt-2与Drt成负相关关系，这是因为，进口意味着国际储备的流出，进口量的增加带来国际支付而减少国际储备。Dimt-2为影响Drt短期修正因素。
2．作为在t时期内对Drt产生影响的对外开放程度系数有本期Dapt，也有上一期时期t-1时期Dapt-1，全成负相关关系，其各自参数为与，与模型（9）中apt的参数相近。Dapt与Dapt-1成为影响Drt长期因素。
3．作为在t时期内对Drt产生影响的国际储备波动Dvt-2率有t-2时期的Dvt-2，说明国际收支差额波动对国际储备短期波动存在着为2个年度的时滞。Dvt-2成为影响国际储备短期波动的长期因素。
4．作为在t时期内对Drt产生影响的货币市场失衡因素有本期Dmt与上一时期t-1时期的Dmt-1，由于Dmt-2的参数无统计意义，不纳入模型考虑。说明货币市场的失衡存在着1年期的时滞作用，这与1952年至1982年存在2年的时滞作用相比，缩短了1个年度，这与货币市场的失衡不仅能通过调节进口量（实质为国内外实物资产的替换）来进行，也可通过调节对外资产数量（实质为国内外金融资产的替换）来实现，调节对外资产数量的速度相对于国内外资产速度很快，因此货币市场的失衡能迅速影响到国际储备数量，时滞也缩短为一年。国内外金融资产的替换的发生又可归因于1982年至2003年，我国资本金融项目交易额的扩大与货币当局相对放松对资本金融项目的管制, 企业与居民可以允许持有以外汇存款形式存在的对外金融资产,并且可以按资产优化组合原理进行国内外的金融资产的替换.当国内货币供应量大于需求时,企业与居民便会将多余的货币来购买国外资产,包括国外的金融资产,从而对国际储备产生需求,货币当局则减少了对国际储备的需求,导致了国际储备持有量的减少.可见,在1952年至1982年期间,国内货币市场的失衡是通过中央计划经济体制下的国内外实物替代机制在短期内对国际储备需求产生影响的,在1982年至2003年 期间, ,国内货币市场的失衡是通过具有市场经济行为主体的居民企业在实现国内外金融资产替换的过程中对国际储备需求产生影响.
六 全文总结与不足
全文总结
在本文中，通过建立关于国际储备需求的线性模型，并收集1952年至2003年期间的经济数据，采用协整计量经济学方法来对时间序列进行处理，利用统计软件SPSS来估计模型参数。
1．1952年至1982年期间国际储备长期需求模型rt=+ vt +εt（3），1952年至1982年期间国际储备需求只与国际收支波动率成正相关。1952年至1982年期间波动模型Drt=++ Dmt-2 (r-v)t-1+-1（6），本年度国际储备波动与过去两年度货币市场失衡相关，货币供给大于需求时，将导致国际储备需求在短期减少。
2．1982年至2003年期间国际储备长期需求模型rt=++ +εt(9)，1982年以后，我国对外开放程度不断加深，1982年至2003年期间的国际储备需求影响不同与1952年至1982年的影响因素，1982年至2003年期间的国际储备需求分别与进口额，国际差额波动率成正相关，而与对外开放程度成负负相关关系。1982年至2003年中国国际储备短期波动模型如下：Drt=++-1+ (r -v-ap)-1（11），货币市场的失衡对国际储备短期波动存在着时滞为1年的作用，货币供给大于需求时，将导致国际储备需求减少。
本文不足之处
1．在对1982年至2003年期间国际储备需求模型进行参数估计时，所取的样本跨越的年度数为22个年度，22个样本年度相对较少，从而可能使得有关的参数估计不准确；1952年至1982年期间中有31个年度数，基本满足参数估计所需要的样本年度数。
2．在建立对国际储备短期波动模型时，对本年度货币市场失衡量的估算方法为本年度的货币流通量与上年度货币流通量之差；这种估算方法可能不是很精确，相对应地用该种方法估算的货币市场失衡量来估计模型参数，所得的模型与参数可能不够精确。货币市场较精确的估算方法为用货币波动误差修正模型的估计值来表示货币市场失衡量。
3．本人由于使用SPSS统计软件的时间不是很长，因此，在对数据进行各种处理时，可能有不恰当之处。
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Empirical Study on China’s the International Reserves
Abstract
In the paper, the linear models are set up, which include dependent variable of the demand for international reserves and the independent variables. Collecting the economic data of 1952-2003 and applying the SPSS software estimate coefficients of the independent variables in the model. The Long-term Demand for International Reserves Model and the Error Correction Model of 1952-1982 and 1982-2003 are concluded.
The following conclusion drawn from the model of estimation, 1: From year of 1952 to 1982, the long-term demand for international reserves is correlated positively with fluctuating rate of difference of the international revenue and expenditure. The monetary disequilibria has significant short-run effects with lag of 2 years on the reserve holding from year of 1952 to 1982. 2 From year of 1982 to 2003, long-term demand for international reserves has the positive correlation with scale variable (import volume) and the fluctuating rate of difference of the international revenue, and has negative correlation with opening rate. In a short time, the monetary disequilibria has significant short-run effects with lag of 1 year on the reserve holding from year of 1982 to2003.
Keyword: the demand for international reserves; influent ional factor on demand;
long-term demand model; Error Correction Model;
PAGE
图表1
每年度国际储备总额数
1981年至2003年每年度国际储备总额数（单位：亿美元）
Sheet1
80年至03年国内生产总值(单位亿人民币)
78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
7171
80年至03年国际储备总额(亿美元)
80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03年出口额
80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03年外债余额(亿美元)
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
总余额
短期余额
80年至03年直接投资余额
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03年外汇储备总额（亿美元）
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
1399 1450
80年至03年进出口总额(亿美元)
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
1, 1, 1, 1, 2, 2, 3, 3, 3, 4, 4, 6, 8,
80年至03年进口总额（亿美元）FOB价
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03年出口总额（亿美元）FOB价
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03年人民币对美元年平均汇价
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03年国内生产总值指数
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
108
79年至01年平均增长率
黄金储备自1981年均为1267万盎司
国际储备总额年变动数
80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
M2年变动额
80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
单位（亿美元） 168 508 1631
单位人民币
82至03年年国内生产总值（亿美元）
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03商品零售价格指数
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
102 106 106 97
80年至03年金融机构法定存款利率
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03年M2货币供应量（亿元）
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
1, 1, 2,257 2, 3, 3, 4, 6, 7, 10, 12,
80年至03年M1货币供应量
80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03年M0货币供应量
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
2134 2344 4336 8802
79年至03年M2指数
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
改革开放以来的开放度
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
80年至03年外商直接投资实际总额
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
对外借款（单位亿美元）
79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 2001 2002 2003
110 100
zhangzhen:
这一年国家所有的国际储备与中国银行所有的结汇储备分离
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同上
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同上
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同上
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同上
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同上
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同上
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同上
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同上
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同上
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同上
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每年度出口总额
每年度进口总额
1982年至2002年每年度出口，进口总额（以FOB价计）
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每年度对外开放系数变化曲线
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对外借款总额
实际直接投资总额
1983年至2003年我国对外借款与实际直接投资总额增长曲线（单位：亿美元）
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每年度国际储备总额数
1981年至2003年每年度国际储备总额数（单位：亿美元）
