中国外汇储备影响因素分析

刘词

摘 要：基于中国外汇储备现状，先定性分析影响外汇储备额的因素，再通过VECM模型，利用2002年1月至2012年7月的月度经济数据进行实证检验，以自适应预期模型作补充说明。得到的结论是，长期中，中国外汇储备受货币供应量、进口额及出口额的影响较大，又以货币政策因素的影响为主，外汇余额及外国直接投资的影响相对稍小。因此面对中国目前外汇储备偏多，持有机会成本较大、潜在风险较高的情况，可以从改进汇率调控方式、扩大内需等角度入手，同时也要关注FDI结构及规模变化，以保持外汇储备在合适的水平。

关键词：外汇储备；VECM模型；协整；自适应预期

中图分类号：F830 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）13-0133-05

一、外汇储备影响因素的理论性分析

（一）中国外汇储备发展现状

外汇储备是一个国家货币当局持有的、可自由支配和自由交换的非本国货币，是用于弥补国际收支赤字、维护本国货币汇率稳定及应付紧急支付需要，而应持有的被国际间普遍接受的外汇资产。外汇储备是一个国家国际清偿力的重要组成部分，同时对于平衡国际收支、稳定汇率有重要的影响。中国外汇储备（不含港澳台）的主要组成部分是美元资产，其主要持有形式是美国国债和机构债券。20世纪90年代中期以来，由于国际收支双顺差、结售汇制度等原因，中国外汇储备持续高增长，长期占国际储备总额的90%以上[1]。2006年2月底中国大陆的外汇储备总额为8 537亿美元（不包括港澳外汇储备），首次超过日本位居全球第一[2]。2007年央行公布的数据显示，该年第一季度中国外汇储备增加1 357亿美元，同比增加795亿美元，一季度的外汇储备增加额接近2006年全年外汇储备增加额的55%[3]。2010年12月国家外汇储备达到28 473.38亿美元，比上年末增加4 481亿美元[4]。

高额的外汇储备一方面是中国对外经济实力增强的象征，有助于中国抵御金融危机，另一方面也带来了一系列问题，如高通胀、泡沫经济风险以及汇率风险等。因此，寻找中国外汇储备实际影响因素对确定中国适度外汇储备规模及结构，提升中国在国际经济往来中的地位有着重要意义。

（二）中国外汇储备影响因素理论性分析

外汇储备具有平衡国际收支赤字，维持一定的对外支付能力的功能，一国外汇储备需求量和进口总额之间应保持一定的比例，目前国际上一般认为，一国的外汇储备量应能满足2个月的进口需求，按全年外汇储备对进口的比率计算约为25%左右。因此，一国外汇储备（需求）量受到贸易进口额的影响。

在中国结售汇制度下，债务人偿还外债所需外汇，需要到外汇指定银行申请购汇。国家外汇储备是通过银行结售汇差额的变动来增减的，因此中国外汇储备的规模要保证偿还外债本息的需要。目前国际上一般认为，一国的外汇储备量应能满足一年内到期短期外债的偿还需求。因此，外汇储备受到对外负债额的影响。

中国是世界各国中最大的、发展最快的市场，包括发展前景良好的资本市场。境外各种资金通过外商投资公司的途径不断涌入国内，其中也包含了部分国际游资。根据外汇局国际投资头寸表，截至2009年底，外国直接投资FDI累计余额已经达到9 974亿美元并每年都在生成高额利润，而这些利润绝大部分留存在中国市场运营，表现为人民币形式[5]。按照国际收支管理规则，这部分人民币资金随时可以无条件兑换成外币并撤离。近年来，FDI利润的汇出呈现大幅上升态势，在人民币升值幅度到位之后，将迎来FDI留存利润大幅汇出的时候，而这时，由于其巨大的规模以及不受约束的属性，将给中国国际收支安全带来冲击。因此，外商直接投资对外汇储备也必然有影响。

外汇储备还和一国经济发展水平有关，不同经济发展水平下一国获取外汇储备的能力也有所差异，这从中国不同发展阶段的外汇储备变化中即可看出，因此，以社会零售品销售总额（中国GDP仅有季度数据）代表消费水平与经济发展水平，也将其作为外汇储备影响因素之一考虑。

从国际收支平衡表上看，一国的外汇储备来源于国际收支顺差。国际收支平衡表由经常项目、资本与金融项目、官方储备和错误与遗漏四个项目组成，经常项目包括货物、服务、收入和单方面转移；资本和金融项目包括资本性转移、直接投资、证券投资以及其他投资[1]。中国是出口导向型发展国家，具体而言，中国外汇储备也会受到出口额的影响。

此外，外汇储备同样受到汇率政策的影响，中国目前为有管理的浮动汇率制，货币当局通过公开市场操作买卖外汇来调节均衡，因此货币供应量也会影响一国的外汇储备额。

其他影响因素同样存在，但考虑到所有因素的影响力大小及研究意义，此处只选取了可能较为重要的几个变量。

二、外汇储备影响因素的实证检验

从上面的理论性分析中我们得出了一些可能影响外汇储备FER的因素，即：

进口额im，外商直接投资FDI，出口额ex，外债余额OED，社会消费品零售总额cons，狭义货币供应量M1。下面重点针对这几个变量对外汇储备的影响关系与影响程度进行实证分析。文章使用了2002年1月至2012年7月的月度数据，数据来源为中经网数据库。为减少数据的季节性及异方差性，取对数平滑后并做季节性处理，分别对应得到变量为：lnfer_sa，lnim_sa，lnfdi_sa，lnex_sa，lnoed_sa，lncons_sa，lnm1_sa.

（一）外汇储备影响因素的协整关系检验

首先通过单位根（ADF）检验确认各序列平稳性及滞后阶数。结果（见表1）。

因此，lnfdi_sa为平稳序列，其他均为一阶单整序列，故数据空间有截距无趋势项，形式可能为第三种或第四种。下面进行Johansen协整检验。根据无约束的VAR模型滞后阶数选择这里的滞后阶数，因为VAR模型滞后阶数为2，故VECM模型滞后阶数为1。Johansen协整检验中发现第四种形式的时间趋势项t值不显著，故选择第三种形式，又发现lnoed_sa及lnfdi_sa的t值也不显著，故去掉。endprint

结合AIC，SC值及各变量系数t值调整后，最终确定有关fer的协整关系如下：

LNFER_SA=698.9174LNM1_SA+1 893.767LNEX_SA-

2 610.028LNIM_SA+εt

[4.54042] [6.31564] [-7.30075]

经检验，其残差通过了ADF检验，满足平稳性。

（二）外汇储备影响因素的VECM模型构建

根据上述协整检验结果，并考察模型平稳性及残差性质，建立VECM模型（见下页表3）：

其中Δ表示差分，方括号为t值，可见大约80%系数是较显著的。尝试保留变量lnoed_sa及lnfdi_sa但施加约束的VECM，发现效果不显著，因此不予考虑。该模型通过了平稳性检验，且残差也基本没有自相关性，结果（见图2及下页图3）。

再进行脉冲响应及方差分析，结果（见下页图4、表4）。由下页图4可见，包括外汇储备自身在内的一共5个变量对外汇储备的影响都存在影响，在短期内逐渐增大，达到一定水平后长期保持稳定；其中，社会消费品零售总额及进口额代表了消费能力，均会对外汇储备产生较明显的负向影响，而货币供应量和出口额分别产生了较大幅和较小幅的正向影响。再看下页表4，可见，外汇储备24.84%受自身影响，28.63%受社会消费品零售总额的影响，21.57%受货币供应量的影响，21.58%受进口额影响，较为均衡，而出口额的影响力相对稍小，只有3.37%。

由上述数据可见，长期中7个变量之间存在两个协整关系。从第一个协整方程中不难看出，外汇储备在长期中受到货币供应量及出口额的正向影响，受到进口额的负向影响，而外商直接投资及外债余额的影响力度相对来说稍小。

（三）外汇储备的自适应预期模型

在供需均衡的前提下，外汇储备影响因素已由协整方程及向量误差修正模型反映，但考虑到中国是典型的发展中国家，通过需求法得到的均衡方程有时并不完全符合实际情况，即实际供给与需求并不相等，存在一定缺口。而从长期来看，非均衡状态最终仍会向均衡状态调整，这种调整的性质与自适应预期模型一致。自适应预期假定经济活动主体会按照其过去预测偏差的某一比例对当前期望进行修正，使其适应新的经济环境，即：

Yt=α+βXt*+ut （1）

Xt*=X

（t-1）*+γ[Xt-X

（t-1）*] （2）

其中Yt是应变量，Xt* 是解释变量预期值，ut为随机误差项。参数γ为调节系数，也称为适应系数。这一调整过程也叫自适应过程。根据自适应预期假定，自适应预期模型可转化为自回归形式：

Yt=γα+γβXt+（1-γ）Y

（t-1）+[ut-（1-γ）u

（t-1）] （3）

令α*=γα，β0*=γβ，β1*=（1-γ），ut*=[ut-（1-γ）u

（t-1）]

则有：Yt=α*+β0*Xt+β1*Y

（t-1）+ut* （4）

成为一个一阶自回归模型。下用该模型对变量进行分析。

LNFER_SAt-LNFER_SAt-1=γ（LNFER_SA*-LNFER_SAt-1）（自适应预期模型）

LNFER_SA*=α0+α1LNM1_SA+α2LNEX_SA+ α3LNIM_SA+

εt （前面的协整关系）

故LNFER_SAt=γα0+γα1LNM1_SA+γα2LNEX_SA+

γα3LNIM_SA+（1-γ）LNFER_SAt-1+γεt

最终拟合结果如下：

LNFER_SAt =2 632.73+6 753.681LNM1_SA +1 913.7426LNEX_SA-

2 591.4753LNIM_SA+1.005213LNFER_SAt-1

t= [4.984160] [7.125126] [5.521458] [-4.753599] [2.34891]

Adjusted R-squared=0.998706，D.W.=1.878641，并且方程残差通过了ADF检验。

对比系数可得，大约有调整系数γ=0.5213，α0=5 050.317，α1=1 295.546，α2=3 671.096，α3 =4 971.178。

三、结论与总结

从协整关系和VECM方面看，长期中外汇储备受到货币供应量及出口额的正向影响，说明中国的外汇储备增长很大比例来自于贸易顺差以及经常项目顺差。外汇储备还受到进口额及社会消费水平的负向影响，而外商直接投资及外债余额的影响力度相对较小。其可能原因大致如下：

进口反映了一国消费外来贸易品或其他原料等的数额，消费会使外汇减少（对外支付），而出口则相反，它反映了一国将产品销售国外并获取外汇收入的能力。中国是典型的出口导向型国家，尤其是沿海地区有大量产品销售海外，这也是导致中国收入大量外汇的原因之一。中国现行汇率制度为有管理的浮动汇率制，为维持汇率稳定，货币当局必须抛出本国货币来购回多余外汇，因此货币供应量的增加会使得外汇储备有显著的同步增加。

此外，这里的结果显示FDI的长期影响程度不甚明显，但考虑到FDI中有一部分属于国际游资，虽然不能与与中国货币当局的调控能力相比，但是我们仍需保持警惕。

再从自适应预期模型的角度看，该模型表明中国外汇储备需求量和实际持有量之间确实存在差距，从数据上看，这个差值往往表现为实际持有量超过需求量，即外汇储备偏多，符合中国的实际情况。因此结合上一部分的结论，建议货币当局从以下几个方面加以调整：

汇率角度。中国正处于利率市场化的发展进程之中，考虑到利率与汇率的联动效应，可以施以同样的改革发展方法，改变目前单一使用货币供应量加以调控的人为调控法，多依靠市场机制自发调控，这样便可减少因调控汇率而带来的外汇储备过多的问题。但在此之前要优先发展相关金融市场，以应对市场化可能伴随而来的避险需要，如衍生品市场等。

国际贸易角度。中国目前仍以出口带动GDP发展为主，但是粗放的劳动密集型产品的创汇不能长久，在思考如何走技术密集型发展道路的同时，应致力于扩大内需，这也不失为一种减小顺差的方法。

其他。目前中国外债余额没有太大压力，FDI也没有明显不良影响，但因其组成结构复杂，并有泰国等国的前车之鉴，我们仍应保持密切关注。

参考文献：

[1] 刘思跃，肖卫国.国际金融（第2版）[M].武汉：武汉大学出版社，2002.

[2] 马贵军.中国外汇储备[EB/OL].http：//www.bankrate.com.cn/a_2008_1024_4389.html，2008-10-24.

[3] 博思数据研究中心.国家外汇储备情况（2010年12月末）[EB/OL].http：//www.bosidata.com/jinrongshichang1102/S927161J2E.html，2011-02-16.

[4] 彭勇，孔博.吴晓灵：三大原因导致中国一季度外汇储备大增[EB/OL].http：//politics.people.com.cn/GB/1027/5616256.html，2007-04-15.

[5] 徐以升.外汇局披露FDI留存利润，中国经济“暗物质”浮出[EB/OL].http：//www.yicai.com/news/2011/04/725830.html，2011-04-13.

[责任编辑 吴明宇]endprint

结合AIC，SC值及各变量系数t值调整后，最终确定有关fer的协整关系如下：

LNFER_SA=698.9174LNM1_SA+1 893.767LNEX_SA-

2 610.028LNIM_SA+εt

[4.54042] [6.31564] [-7.30075]

经检验，其残差通过了ADF检验，满足平稳性。

（二）外汇储备影响因素的VECM模型构建

根据上述协整检验结果，并考察模型平稳性及残差性质，建立VECM模型（见下页表3）：

其中Δ表示差分，方括号为t值，可见大约80%系数是较显著的。尝试保留变量lnoed_sa及lnfdi_sa但施加约束的VECM，发现效果不显著，因此不予考虑。该模型通过了平稳性检验，且残差也基本没有自相关性，结果（见图2及下页图3）。

再进行脉冲响应及方差分析，结果（见下页图4、表4）。由下页图4可见，包括外汇储备自身在内的一共5个变量对外汇储备的影响都存在影响，在短期内逐渐增大，达到一定水平后长期保持稳定；其中，社会消费品零售总额及进口额代表了消费能力，均会对外汇储备产生较明显的负向影响，而货币供应量和出口额分别产生了较大幅和较小幅的正向影响。再看下页表4，可见，外汇储备24.84%受自身影响，28.63%受社会消费品零售总额的影响，21.57%受货币供应量的影响，21.58%受进口额影响，较为均衡，而出口额的影响力相对稍小，只有3.37%。

由上述数据可见，长期中7个变量之间存在两个协整关系。从第一个协整方程中不难看出，外汇储备在长期中受到货币供应量及出口额的正向影响，受到进口额的负向影响，而外商直接投资及外债余额的影响力度相对来说稍小。

（三）外汇储备的自适应预期模型

在供需均衡的前提下，外汇储备影响因素已由协整方程及向量误差修正模型反映，但考虑到中国是典型的发展中国家，通过需求法得到的均衡方程有时并不完全符合实际情况，即实际供给与需求并不相等，存在一定缺口。而从长期来看，非均衡状态最终仍会向均衡状态调整，这种调整的性质与自适应预期模型一致。自适应预期假定经济活动主体会按照其过去预测偏差的某一比例对当前期望进行修正，使其适应新的经济环境，即：

Yt=α+βXt*+ut （1）

Xt*=X

（t-1）*+γ[Xt-X

（t-1）*] （2）

其中Yt是应变量，Xt* 是解释变量预期值，ut为随机误差项。参数γ为调节系数，也称为适应系数。这一调整过程也叫自适应过程。根据自适应预期假定，自适应预期模型可转化为自回归形式：

Yt=γα+γβXt+（1-γ）Y

（t-1）+[ut-（1-γ）u

（t-1）] （3）

令α*=γα，β0*=γβ，β1*=（1-γ），ut*=[ut-（1-γ）u

（t-1）]

则有：Yt=α*+β0*Xt+β1*Y

（t-1）+ut* （4）

成为一个一阶自回归模型。下用该模型对变量进行分析。

LNFER_SAt-LNFER_SAt-1=γ（LNFER_SA*-LNFER_SAt-1）（自适应预期模型）

LNFER_SA*=α0+α1LNM1_SA+α2LNEX_SA+ α3LNIM_SA+

εt （前面的协整关系）

故LNFER_SAt=γα0+γα1LNM1_SA+γα2LNEX_SA+

γα3LNIM_SA+（1-γ）LNFER_SAt-1+γεt

最终拟合结果如下：

LNFER_SAt =2 632.73+6 753.681LNM1_SA +1 913.7426LNEX_SA-

2 591.4753LNIM_SA+1.005213LNFER_SAt-1

t= [4.984160] [7.125126] [5.521458] [-4.753599] [2.34891]

Adjusted R-squared=0.998706，D.W.=1.878641，并且方程残差通过了ADF检验。

对比系数可得，大约有调整系数γ=0.5213，α0=5 050.317，α1=1 295.546，α2=3 671.096，α3 =4 971.178。

三、结论与总结

从协整关系和VECM方面看，长期中外汇储备受到货币供应量及出口额的正向影响，说明中国的外汇储备增长很大比例来自于贸易顺差以及经常项目顺差。外汇储备还受到进口额及社会消费水平的负向影响，而外商直接投资及外债余额的影响力度相对较小。其可能原因大致如下：

进口反映了一国消费外来贸易品或其他原料等的数额，消费会使外汇减少（对外支付），而出口则相反，它反映了一国将产品销售国外并获取外汇收入的能力。中国是典型的出口导向型国家，尤其是沿海地区有大量产品销售海外，这也是导致中国收入大量外汇的原因之一。中国现行汇率制度为有管理的浮动汇率制，为维持汇率稳定，货币当局必须抛出本国货币来购回多余外汇，因此货币供应量的增加会使得外汇储备有显著的同步增加。

此外，这里的结果显示FDI的长期影响程度不甚明显，但考虑到FDI中有一部分属于国际游资，虽然不能与与中国货币当局的调控能力相比，但是我们仍需保持警惕。

再从自适应预期模型的角度看，该模型表明中国外汇储备需求量和实际持有量之间确实存在差距，从数据上看，这个差值往往表现为实际持有量超过需求量，即外汇储备偏多，符合中国的实际情况。因此结合上一部分的结论，建议货币当局从以下几个方面加以调整：

汇率角度。中国正处于利率市场化的发展进程之中，考虑到利率与汇率的联动效应，可以施以同样的改革发展方法，改变目前单一使用货币供应量加以调控的人为调控法，多依靠市场机制自发调控，这样便可减少因调控汇率而带来的外汇储备过多的问题。但在此之前要优先发展相关金融市场，以应对市场化可能伴随而来的避险需要，如衍生品市场等。

国际贸易角度。中国目前仍以出口带动GDP发展为主，但是粗放的劳动密集型产品的创汇不能长久，在思考如何走技术密集型发展道路的同时，应致力于扩大内需，这也不失为一种减小顺差的方法。

其他。目前中国外债余额没有太大压力，FDI也没有明显不良影响，但因其组成结构复杂，并有泰国等国的前车之鉴，我们仍应保持密切关注。

参考文献：

[1] 刘思跃，肖卫国.国际金融（第2版）[M].武汉：武汉大学出版社，2002.

[2] 马贵军.中国外汇储备[EB/OL].http：//www.bankrate.com.cn/a_2008_1024_4389.html，2008-10-24.

[3] 博思数据研究中心.国家外汇储备情况（2010年12月末）[EB/OL].http：//www.bosidata.com/jinrongshichang1102/S927161J2E.html，2011-02-16.

[4] 彭勇，孔博.吴晓灵：三大原因导致中国一季度外汇储备大增[EB/OL].http：//politics.people.com.cn/GB/1027/5616256.html，2007-04-15.

[5] 徐以升.外汇局披露FDI留存利润，中国经济“暗物质”浮出[EB/OL].http：//www.yicai.com/news/2011/04/725830.html，2011-04-13.

[责任编辑 吴明宇]endprint

结合AIC，SC值及各变量系数t值调整后，最终确定有关fer的协整关系如下：

LNFER_SA=698.9174LNM1_SA+1 893.767LNEX_SA-

2 610.028LNIM_SA+εt

[4.54042] [6.31564] [-7.30075]

经检验，其残差通过了ADF检验，满足平稳性。

（二）外汇储备影响因素的VECM模型构建

根据上述协整检验结果，并考察模型平稳性及残差性质，建立VECM模型（见下页表3）：

其中Δ表示差分，方括号为t值，可见大约80%系数是较显著的。尝试保留变量lnoed_sa及lnfdi_sa但施加约束的VECM，发现效果不显著，因此不予考虑。该模型通过了平稳性检验，且残差也基本没有自相关性，结果（见图2及下页图3）。

再进行脉冲响应及方差分析，结果（见下页图4、表4）。由下页图4可见，包括外汇储备自身在内的一共5个变量对外汇储备的影响都存在影响，在短期内逐渐增大，达到一定水平后长期保持稳定；其中，社会消费品零售总额及进口额代表了消费能力，均会对外汇储备产生较明显的负向影响，而货币供应量和出口额分别产生了较大幅和较小幅的正向影响。再看下页表4，可见，外汇储备24.84%受自身影响，28.63%受社会消费品零售总额的影响，21.57%受货币供应量的影响，21.58%受进口额影响，较为均衡，而出口额的影响力相对稍小，只有3.37%。

由上述数据可见，长期中7个变量之间存在两个协整关系。从第一个协整方程中不难看出，外汇储备在长期中受到货币供应量及出口额的正向影响，受到进口额的负向影响，而外商直接投资及外债余额的影响力度相对来说稍小。

（三）外汇储备的自适应预期模型

在供需均衡的前提下，外汇储备影响因素已由协整方程及向量误差修正模型反映，但考虑到中国是典型的发展中国家，通过需求法得到的均衡方程有时并不完全符合实际情况，即实际供给与需求并不相等，存在一定缺口。而从长期来看，非均衡状态最终仍会向均衡状态调整，这种调整的性质与自适应预期模型一致。自适应预期假定经济活动主体会按照其过去预测偏差的某一比例对当前期望进行修正，使其适应新的经济环境，即：

Yt=α+βXt*+ut （1）

Xt*=X

（t-1）*+γ[Xt-X

（t-1）*] （2）

其中Yt是应变量，Xt* 是解释变量预期值，ut为随机误差项。参数γ为调节系数，也称为适应系数。这一调整过程也叫自适应过程。根据自适应预期假定，自适应预期模型可转化为自回归形式：

Yt=γα+γβXt+（1-γ）Y

（t-1）+[ut-（1-γ）u

（t-1）] （3）

令α*=γα，β0*=γβ，β1*=（1-γ），ut*=[ut-（1-γ）u

（t-1）]

则有：Yt=α*+β0*Xt+β1*Y

（t-1）+ut* （4）

成为一个一阶自回归模型。下用该模型对变量进行分析。

LNFER_SAt-LNFER_SAt-1=γ（LNFER_SA*-LNFER_SAt-1）（自适应预期模型）

LNFER_SA*=α0+α1LNM1_SA+α2LNEX_SA+ α3LNIM_SA+

εt （前面的协整关系）

故LNFER_SAt=γα0+γα1LNM1_SA+γα2LNEX_SA+

γα3LNIM_SA+（1-γ）LNFER_SAt-1+γεt

最终拟合结果如下：

LNFER_SAt =2 632.73+6 753.681LNM1_SA +1 913.7426LNEX_SA-

2 591.4753LNIM_SA+1.005213LNFER_SAt-1

t= [4.984160] [7.125126] [5.521458] [-4.753599] [2.34891]

Adjusted R-squared=0.998706，D.W.=1.878641，并且方程残差通过了ADF检验。

对比系数可得，大约有调整系数γ=0.5213，α0=5 050.317，α1=1 295.546，α2=3 671.096，α3 =4 971.178。

三、结论与总结

从协整关系和VECM方面看，长期中外汇储备受到货币供应量及出口额的正向影响，说明中国的外汇储备增长很大比例来自于贸易顺差以及经常项目顺差。外汇储备还受到进口额及社会消费水平的负向影响，而外商直接投资及外债余额的影响力度相对较小。其可能原因大致如下：

进口反映了一国消费外来贸易品或其他原料等的数额，消费会使外汇减少（对外支付），而出口则相反，它反映了一国将产品销售国外并获取外汇收入的能力。中国是典型的出口导向型国家，尤其是沿海地区有大量产品销售海外，这也是导致中国收入大量外汇的原因之一。中国现行汇率制度为有管理的浮动汇率制，为维持汇率稳定，货币当局必须抛出本国货币来购回多余外汇，因此货币供应量的增加会使得外汇储备有显著的同步增加。

此外，这里的结果显示FDI的长期影响程度不甚明显，但考虑到FDI中有一部分属于国际游资，虽然不能与与中国货币当局的调控能力相比，但是我们仍需保持警惕。

再从自适应预期模型的角度看，该模型表明中国外汇储备需求量和实际持有量之间确实存在差距，从数据上看，这个差值往往表现为实际持有量超过需求量，即外汇储备偏多，符合中国的实际情况。因此结合上一部分的结论，建议货币当局从以下几个方面加以调整：

汇率角度。中国正处于利率市场化的发展进程之中，考虑到利率与汇率的联动效应，可以施以同样的改革发展方法，改变目前单一使用货币供应量加以调控的人为调控法，多依靠市场机制自发调控，这样便可减少因调控汇率而带来的外汇储备过多的问题。但在此之前要优先发展相关金融市场，以应对市场化可能伴随而来的避险需要，如衍生品市场等。

国际贸易角度。中国目前仍以出口带动GDP发展为主，但是粗放的劳动密集型产品的创汇不能长久，在思考如何走技术密集型发展道路的同时，应致力于扩大内需，这也不失为一种减小顺差的方法。

其他。目前中国外债余额没有太大压力，FDI也没有明显不良影响，但因其组成结构复杂，并有泰国等国的前车之鉴，我们仍应保持密切关注。

参考文献：

[1] 刘思跃，肖卫国.国际金融（第2版）[M].武汉：武汉大学出版社，2002.

[2] 马贵军.中国外汇储备[EB/OL].http：//www.bankrate.com.cn/a_2008_1024_4389.html，2008-10-24.

[3] 博思数据研究中心.国家外汇储备情况（2010年12月末）[EB/OL].http：//www.bosidata.com/jinrongshichang1102/S927161J2E.html，2011-02-16.

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[责任编辑 吴明宇]endprint