中国外汇储备的计量模型
中国外汇储备适度规模实证分析
接 投资 收益 回流 。随着 中国对外 开放 的扩大 ， 外商 直 接 投 资增 加 ， 投资 获 得 的 回报 水 平也 较 高 ， 其利 润 回流所需 付汇需求也 在逐渐增 加【 ４ 进 出 口规 ４ ） ｊ 。（ 模 。一方 面 ， 出 口规模越 大 ， 进 所要求外 汇的对外支 付 就 越多 ， 外 汇储 备 的交 易性 需求 就 越 大 ； 对 另一
Ｒ Ｄ ， ２Ｉ ｐ ｒ Ｅ ｐ ｒ Ｄ ｂ，Ｄ ，， ｏｔ ＝ Ｇ Ｐ Ｍ ， ｏｔ ｘｏ ， ｅ ｔＦ Ｉ Ｃ ｓ） ｍ ， ｔ ｅ
Ｒ ＿—外汇储备持有量 Ｇ Ｐ Ｄ一 Ｍ广
国内生产总值
的地位和参与国际经济活动的能力。
影 响外 汇储 备 的因素 主要是需 求 因素 。 目前 ， 影 响 中 国外 汇需 求 的 因素 主 要 有 以下 几 个 方 面 ： （ ） 济发展规模 和速度 。一般 而言 ， 济发 展程度 １经 经 与外 汇储 备成正 比。中 国经济发 展水 平近年来 保持 高 速增 长 ， 决定 了对 进 口有 较 高需 求 ， 这 因而需 要 保持较 高 的外 汇储 备 。在其 它条件 不变 时 ， 中国对 外 开 放程 度 越 高 ， 外 汇储 备 的需 求 就越 多 ， 对 一般 可用 Ｇ Ｐ Ｄ 及其 增 长率来 度 量 。（ ） ２ 当年应偿 还 的外 债本息 。由于 中国实行银 行结 售汇 制 ， 债的本 息 外
・
１ ・ ９
经济 与 管理 （ 刊 ） 月
２ ０ 年 第 １ 期 ０８ １
ห้องสมุดไป่ตู้
方面， 出口规模越大 ， 进 一国的对外 贸易依存度就
越高， 因此进 出 口总量 的稍 微变 动 ， 会 对 国 际收 都 支产 生较大影 响 ， 以需 要较 多 的外 汇储 备来 维持 所
外汇储备模型
一、研究的目的要求外汇储备是一个国家由货币当局持有的，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，而应持有的国际间可以接受的外汇资产。
对于持有外汇储备适度规模的确定，主要取决于两个方面：一是一国持有的外汇储备具有的作用；二是持有外汇储备的机会成本。
随着中国改革开放程度的不断深入，中国的外汇储备呈现出逐年增长的趋势。
２０世纪７０年代，随着布雷顿森林体系的崩溃，各国货币纷纷与美元脱钩，实行浮动汇率制。
外汇市场上汇率的频繁波动，给各国政府提出了外汇储备的持有问题。
货币主义学派从国际收支的角度得出结论：外汇储备的需求主要取决于国内货币供应量的增减。
这种分析法在解释长期储备行为方面有所帮助，但不能显示储备水平。
一国外汇储备水平取决于该国的经济发展水平。
目前，国内外经济学家普遍认为影响一国最适度外汇储备规模的因素有以下几个：进口规模、贸易差额的波动幅度、实际利用外资情况、国际收支经常账户变动、国家每年外债规模及汇率变动。
这些因素究竟是否对中国的外汇储备规模有所影响，其具体的影响力大小如何，针对这个问题我们进行了深入的实证分析。
二、模型设定为了全面反映中国外汇储备的发展状况，选择“外汇储备”作为被解释变量，以反映国家外汇储备的增长情况；选择“国内生产总值（GDP）”作为经济整体增长水平的代表；选择“出口总额”作为我国对外贸易的发展情况的代表；选择“国家外债余额合计”作为国家偿付能力的代表。
虽然汇率对外汇储备有影响，但从数据中看出汇率与外汇储备之间没有明显的相关关系，并且汇率所包含的影响因素很多。
不能用来直接衡量外汇储备水平。
所以解释变量设定为可观测的“国内生产总值”、“进口总额”、“国家外债余额总计”等变量。
从中国经济统计数据库收集到以下数据：由于“外汇储备”和“国家外债余额”的单位与其他的单位不一致，故将其与汇率相乘，结果才是研究对象的。
修改整理后的数据如下：三、回归分析 （一）相关分析1222334t t t t tY X X X u ββββ=++++（二）散点图（三）回归分析Dependent Variable: WHMethod: Least SquaresDate: 11/14/11 Time: 22:57Sample: 1991 2009Included observations: 19Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -1327188. 563775.5 -2.354107 0.0326GDP 57.13349 8.220988 6.949710 0.0000CKZ 51.03647 26.57105 1.920755 0.0740GWZY -2.525787 0.870065 -2.902987 0.0109R-squared 0.979249 Mean dependent var 4028141. Adjusted R-squared 0.975098 S.D. dependent var 4990383. S.E. of regression 787494.5 Akaike info criterion 30.17576 Sum squared resid 9.30E+12 Schwarz criterion 30.37459 Log likelihood -282.6698 F-statistic 235.9483 Durbin-Watson stat 1.486353 Prob(F-statistic) 0.000000四、模型检验（一）经济意义检验（二）统计检验1、拟合优度2、变量的显著性检验3、参数的置信区间估计五、模型应用---经济预测。
我国外汇储备影响因素的实证分析——基于主成分回归模型
大于进 口 ， 从而 导致 国外 资本 的流 人 ， 由于我 国采 取
的是有 管 制 的外 汇 浮 动利 率 制 度 ， 因此 贸易 的顺 差 也导致 了外汇储 备规 模 的增 加 。
致对外 的依 存 度越 高 。进 口额 的规模是 一 国外 汇储 备规 模 的 主 要 影 响 因 素 。２０ ０ １年 ， 国正 式 加 人 我
第１ ２卷 第 ２期
２１ ０ ２年 ６月
兰州石 化职业技 术 学院学报
Ｊ ｕ ｎ ｌｏ ａ ｚ ｏ ｅｒ ｅ ｅ ｅ ｌ Ｃ Ｕ ｇ ｆ ｅ ｈ ｏｏ ｙ ｏ ｒ ａ ｆＬ ｎ ｈ ｕ Ｐ ｔ ｈ ｍｉａ ｏ ｅ ｅ ｏ ｃ ｎ ｌ ｇ ｏ Ｔ
Ｖ １１ ． ｏ ． ２ Ｎｏ ２
了研究 问题 的方便 ， 们 采用 美 元 兑 人 民币 的年 均 我 汇率 来代 替 汇率 。 ５ Ｇ Ｐ规模 的大 小 以及 增 长 速 度 衡 量 了一 个 ）Ｄ 国家 整体 经 济 的发 展 程度 。改 革 开放 以来 ， 国经 我 济 的一直 保 持着高 速 的增 长速 度 。特别是 １９ ９４年 ，
经济 资本 ， 能为 中国带来 大量 的外 汇储备 。 也
上都 保持着 较 高 的增 长速 度 。Ｔｉ ｎ对 外 汇储 备 与 ｒｆ ｆ ｉ 进 口的研究 中发现 ， 何 一 个 国家外 汇储 备 的规 模 任 至少 要能够 满 足三个 月 的进 口额需 求 ¨ 引。 因此 ， 一
国进 口需求 与 外汇储 备 呈正 相关作 用 。 综上 分析 ， 本文 选取 了进 出 口差额 Ｉ Ｐ 、 Ｏ ．外债 余
２ 中 国外 汇 储 备 影 响 因素 的 实证 分 析
中国外汇储备的构成_收益与风险
由美国等发达国家使用。 在当前全球金融系统 成、 成本、 收益和潜在资本风险， 作系统分析
尚未恢复稳定、 欧洲主权债务危机蔓延和全球 与客观评价。
经济不确定风险上升的情况下， 中国外汇储备
论文结构安排如下： 第一节基于美国财政
面临着巨大的资本损失风险。 因此， 对目前我 部国际资本系统的历史数据， 对中国持有美国
表 1 中国持有美国证券的种类及规模
单位： 亿美元
长期债券
短期债券
日期
合计 股票 国债
机构债 ABS
公司债 ABS
国债 机构债 公司债
2000.3.31 920 10 710 200
2002.6.30 1810 40 950 590
110
10
110
0
2003.6.30 2550 20 1470 910
关键词： 中国外汇储备 构成 收益 风险
中图分类号： F831
文献标识码： A
较为深入的研究。 尽管一些学者运用各种经验
引言
模型， 尝试对中国外汇储备的资产构成和收益
率进行估计， 但普遍存在过度偏重于计量经济
目前， 中国外汇储备资产的货币错配和结 模型， 未能充分利用已有的统计数据和公开信
构失衡现象明显， 大部分储备投资于低收益率 息的缺陷， 从而， 得出的结论可信度不高（盛柳
简 称 TIC） 系 统 的 统 计 数 据 ， 分 析 中 国 持 有 的 美国证券资产的规模和结构， 并据此推测中国 外汇储备的资产结构。
过去的十年， 中国持有美国证券资产的规 模在经历了爆炸性增长。 2009 年 6 月底， 中国 持有美国证券资产达 14640 亿美元， 为 2000 年 3 月底的 920 亿美元的 15.9 倍。 中国持有 的 美 国证券种类包括国债、 机构债、 股票和公司债 等四种类型。 其中， 美国长期国债和长期机构 债券是两个最主要证券投资品种， 二者所占比 重平均达 87.8%， 而股票、 公司债的比例很低， 二者之和仅约占 7.4% （见表 1）。
我国外汇储备生成机制的实证研究
统 计均 以人 民币作 为计 值单位 ， 且 自 １８ 以来 而 ９５年
理论界的共识。外汇储备与广义货币之间表现出很
高 的相 关度 ，９５年至 ２０ １８ ０５年两 者 的相 关 系数 高达 ０ ９２ 具有 同步增长 之势 。 ． ， ６
以来 ， 汇 储 备 的增 长 尤 为 迅 速 ， ２０ 外 由 ００年 底 的 １５ ．４亿美 元增 长到 ２０ ６５７ ０５年底 的约 ８８ 美 元 ， １９亿
进 口是外汇储备需求的主要因素 ， 口是外汇 出
储 备供 给的 主要 因素 ， 因此 ， 对外 汇储 备影 响因素 在 的实 证分 析 中 ， 出 口可 以综 合进 口和 出 口对 外 汇 净 储 备 规模 的影 响 ， 因而作 为一 个变量 进行 讨论 。
（ 山东经济学院 ， 山东 济南
［ 摘
要 ］ 外汇储备作为一国调节 国际收支失衡 、 稳定 外汇市场 、 明一 国资信 和 防范金 融风 险 的现 实能力 表
的标志 ， 宏观 经济 的调 节起着非 常重 要的作用 。本 文利用计量经济模 型对 我国外汇储备 的生成机制进行 了实证 对 分析。结论是 ： 净出 口和 外债是影 响我国外汇储备增长 的主导因素， 经济增长和外 商直 接投资则起 到 了助推作用 。 要控制我国储备规模的过快增长， 要从加 强进 出 口结构调整 、 控制外债规模 和优化外债 结构、 励企业对 外投 资等 鼓
二、 样本 数据 的选 取 鉴 于数 据 收集 的 困难 ， 文 取 １８ 本 ９５—２０ 的 ０５年 数 据 为整个 研究对 象 。此外 ， 由于 国 内 Ｇ Ｐ数 据 的 Ｄ
外汇储备——精选推荐
外汇储备外汇储备外汇储备是⼀国政府持有的⼗分重要的资源，也是调节经济内外均衡的主要⼿段。
同时也是影响整个国际经济关系与国际货币体系的主要⽅⾯。
因此，外汇储备⼀直是国际⾦融研究的热点问题和前沿问题。
货币危机的爆发与救援很⼤程度上都与外汇储备有关。
研究背景截⾄2009年底我国的外汇储备已达2万亿美元，排名世界第⼀位，我国已经由外汇资⾦短缺逐步发展为相对过剩的阶段。
如此庞⼤的储备规模，给我国的宏观经济带来了深远的影响，这其中⼀⽅⾯意味着我国经济实⼒和防范风险能⼒的增强，另⼀⽅⾯也产⽣了⼀些消极的作⽤和新的风险，同时对政府进⾏宏观调控，协调各种经济政策的能⼒提出了更⾼的要求。
从更深层的⾓度来看，外汇储备规模的超常增长，反映了我国⽬前国内外经济发展的严重失衡。
因此在解决由此所产⽣的问题时，也应该从实现我国宏观经济内外平衡的⾓度加以探讨。
1、外汇储备的增长有⽆边界？2、适度的外汇储备规模在哪⾥？3、其增长的动因是什么？4、快速的增长后果是什么？5、如何防范储备风险并加强管理第⼀节国际储备的作⽤与构成⼀、国际储备概念★国际储备是⼀国政府（货币当局）持有的、⽤于⽀付国际收⽀差额、⼲预外汇市场的资产。
国际储备具有三个特征：官⽅持有（可得性）；较⼤流动性；被各国普遍接受；⼴义国际储备分为1⾃有储备（狭义国际储备）包括黄⾦储备外汇储备在IMF的储备头⼨特别提款权 2 借⼊储备包括备⽤信贷互惠信贷协议本国商业银⾏对外短期外汇资产双边货币互换协议⼆、国际储备的来源⼀个国家的国际储备来源（1）国际收⽀顺差（2）政府向外借款净额（3）中央银⾏⽤本币购买外汇（4）中央银⾏在国内购买的黄⾦（5）在IMF的储备头⼨（6）分配的特别提款权三、国际储备管理（⼀）国际储备的数量管理★国际储备数量管理的实质是要使⼀国保持⼀个适度的国际储备额。
适度的国际储备额是多少，⾄今并没有⼀个公认的统⼀标准，但⼀般认为应该都考虑以下⼏个因素。
国际储备数量管理应考虑的主要因素进⼝规模以进⼝额为分母，以储备为分⼦，采⽤⽐例法推算最佳储备量。
基于VECM模型的我国商品房价格与外汇储备的实证
东方企业文化·封面文章 2012 年 10 月
由于本文的两变量序列是存在协整关系的序列，满足 VEC 模型建立的前提。 定义误差修正项 vecm 为协整方程的残差项。vecm 反 映的是变量在短期波动中偏离其长期均衡关系的程度。建 立误差修正模型为： 将估计结果写成矩阵形式，得到，
lg hpt 0.35 0.05 lg hpt 1 0.83 0.07 lg re 0.83 0.25 lg re 0.44 vecm 0.12 t t 1
一、引言 1998 年我国停止住房实物分配、实行住房分配货币化 的房改政策使得我国房地产业的发展进入了一个新的阶 段。2011 年底以前，我国一些大中城市房价逐年攀升，繁 荣发展的房地产业一方面促进我国经济的稳定增长，另一 方面也让普通的买房一族“苦不堪言” 。然而从 2011 年底 至今，我国一些大城市房价有了回落的趋势。 1994 年我国外汇管理体制进行了重大改革，实行银行 结售汇制。外汇储备随之大幅度增长。到 1996 年底，国家 外汇储备突破 1000 亿美元，成为仅次于日本的外汇储备第 二大国。2006 年 2 月底中国大陆的外汇储备总额为 8537 亿美元（不包括港澳的外汇储备） ，首次超过日本，位居全 球第一。2011 年 9 月国家外汇储备减少 608 亿美元，余额 为 32017 亿美元，为 16 个月来首次下降。直至现在我国外 汇储备每月一直在减少，尽管总额依然很庞大。 所以，在我国外汇储备占中国外汇资产的绝大部分比 例这一现实下，我国房地产价格到底与其有没有关系，又 有多大的关系，成为了一个值得研究的课题。 二、实证分析 本文选取 1991 年～2011 年的时间序列数据， 变量为我 国的外汇储备和商品房的销售价格，hp 代表我国每年的外 汇储备，re 代表我国商品房每年的销售价格。本文运用我 国 1991 年～2011 年的年度数据， 为了计量的需要， 避免数 据的剧烈波动，先对个序列进行对数化处理，新序列分别 记为 lghp 和 lgre，其中，lghp=log（hp） ；lgre=log（re） 。 1、序列的平稳性检验 本文将首先对各序列进行平稳性检验。我们首先使用 ADF 检验。考虑到我们的样本仅有 21 个观测值， 而 ADF 检验在小样本下普遍存在倾向于难以拒绝错误的零假设的 缺陷， 因此我们又会对各变量进行了 Phillips-Perron（PP） 检验 变量 lghp 差分次数 1 ADF 值 -3.67 pp 值 -3.68 结果 平稳
关于我国外汇储备适度规模的实证研究
二�我国外汇储备适度规模的模型构建 及实证分析
� 一�模 型构 建 随着 全球 经济 联系 和国 判断 一国 外汇 储备 规模
国家向外借款 � 的保证 目前 我国作为发展 中国家 在 开放 经济 条件 下 需要大 � 规模的 外汇 储备 原因 如下 (1 )充 足的 外 际 金融 市场 波动 的增 大 � 汇储 备 增 长 可 使 我 国 作 为 一 个 发 展 中 国 家 较 大 是 否适 度
� 外 汇储备是一 � 国政府所持有的备 用于弥补 然 而 如果 一国 的外 汇储 备规模 过大 会 对国 民经 国际 � 收 支赤 字 维 � 持 本国 货 币 汇率 的 国 际间 可 接 济 产生许多不 利影响 具体分析如 下 (1 )外汇储备 � 受 的一 切财 产 当 前 国 际货 币基 金组 织( )会 过多 在 会给 本国 货币 流通 及物 价水 平带 来不 利影 员国 的 国际 储 备包� 括 货 币性 黄 金 特 别 提 款权 响 (2)持 有外 汇储 备的 机 会成 本较 高 (3 )持 有超 的储 备 头寸 和 � 外 汇储 备 其 中 最 重要 的 量 外汇储备的 国家会面临 汇率波动风险 外汇 储备 具备 一定 规模 对一 个国 但 其过 速增 长往 往会 抑制 经济 � 是外 汇 储备 其 他 三 个储 备 形 式所 占 的 比例 是 非 综 上所 述 � 常 小的 截 至 2005 年 7 月 我 国的 外汇 储备 达到 家是必 不可 少的 � 的焦 点 储 备规 模
2 00 6 年第 2 期
� � � 经济研究导刊 . 2
2 00 6
� � � � � � � � � � � � 总第 3 期 � C C A C � � � � � � �
. 3
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XXXXXXXX大学期末论文题目：中国外汇储备的计量模型学院：姓名：学号：日期：评分表：一个国家的中央银行和其他政府机构所掌握和能支配和外汇总额称为这个国家的外汇储备。
而外汇则是指一国对外结算所使用的外国货币（外币现金）或以外国货币表示的支付凭证。
这些凭证包括以外币支付的支票、汇票、期票、息票和其他有价证券，以及其他可在国外兑换的凭证。
外汇储备是我国国际储备的主要形式，影响宏观经济的稳定和发展。
一、我国合理的外汇储备量的数学模型（1）中国外汇储备规模理论函数的前提假设本文将使用多元回归与相关分析的计量方法建立我国外汇储备规模的函数，对我国外汇储备规模进行分析。
回归法对储备规模的分析是根据以往的一些数据得出当时储备的变动模式，所以可假定过去时期内储备是适度的，而且储备的适度性在过去的变动趋势也适用于将来的情况。
（2）建立我国外汇储备规模函数应该考虑的变量第一，进口水平。
由散点图可知，两者存在大致线性关系。
第二，外商直接投资（FDI）。
我国资本项目的顺差大于经常项目顺差，所以仅从国际收支平衡表分析，FDI应是我国外汇储备的最主要来源。
由散点图可知，两者存在大致线性关系。
第三，货币供应量。
这里的货币采用广义货币M2,外汇储备与货币供给呈现正相关关系。
由于《中国统计年鉴》里公布的 M, 数值是以人民币记的，所以必须按相应各年人民币兑美元汇率将其换算成以亿美元为单位的数据。
由散点图可知，两者存在大致线性关系。
第四，汇率。
汇率决定了本币与外币交换的价格，所以它必然是影响外汇储备的一个内生变量。
我国汇率经历了几次大的调整，也构成了我国外汇储备几次大的剧烈变动的重要原因。
利用汇率将货币供给量由人民币转化为美元。
一部分，同时它面临还本付息，也会影响外汇储备的规模。
外汇储备的构成决定了影响外汇储备的主要因素是进口水平，外商直接投资水平和货币的供应量，对外借款和汇率水平。
由散点图可知，两者存在大致线性关系。
首先我假定我国外汇储备规模的函数模型为：Re t=c+β1M t+β2FDI t+β3M2t+β4DEB t+μt（4）样本数据的选取：见附录样表一。
（5）参数估计用OLS 进行参数估计，E-VIEWS结果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/10/13 Time: 07:44Sample: 1985 2011Included observations: 27Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -146.5894 472.5979 -0.310178 0.7593M 0.965345 0.283461 3.405563 0.0025FDI 0.027094 0.275290 0.098421 0.9225M2 0.261819 0.031601 8.285249 0.0000DEB -2.537223 0.975213 -2.601712 0.0163R-squared 0.990308 Mean dependent var 6008.978 Adjusted R-squared 0.988546 S.D. dependent var 9392.768 S.E. of regression 1005.246 Akaike info criterion 16.82943 Sum squared resid 22231416 Schwarz criterion 17.06940 Log likelihood -222.1973 Hannan-Quinn criter. 16.90078 F-statistic 561.9872 Durbin-Watson stat 1.042418 Prob(F-statistic) 0.000000（6）模型检验由上表可知：n=27,k=5,D.W=1.042418，查表可知：DL=1.08，DU=1.76，存在正自相关。
从该结果中可以看到每个参数的估计值，其中DEM前的参数为负，说明外债的规模越大，我国的外汇储备反而会越小，这与实际的经济意义不相符合。
M前系数为正，也不符合经济意义，FDI没有通过检验。
但是模型整体的 R-square 为0.990308，Adjusted R-squared也为0.988546，这说明模型整体的解释力还是很强的。
由于我们采用的时间序列数据，可能存在多重共线。
（7）多重共线检验列 1 列 2 列 3 列 4列 1 1列 2 0.962571 1列 3 0.98064 0.947489 1列 4 0.985986 0.9787 0.977699 1进口水平的提高，将导致储备持有额的下降，进口水平与外汇储备呈反相关。
由于我国统计年鉴中的进口数据是海关统计值，其中包括大量以外商直接投资形式进入中国的实物和机器设备等，而这部分海关统计的所谓“进口”并不需要我国支付外汇，所以在测度动用外汇的进口数值对外汇储备的影响时，理应扣除这部分虚假进口。
而关于“虚假进口”的数据很难获得，在这里假设 FDI 的 90%是以实物形式进入中国，则真实影响外汇储备的进口MM=M-0.9FDI。
由于 FDI 中我们假设有 90%的部分是以实物形式进入中国，并不直接构成外汇储备，则资本项目对外汇储备的贡献只在于其的 10%。
而且随着外商直接投资存量的不断扩大，所需的外汇也将不断增加。
综上，我们将 M 和 FDI 合并在一起，用真实进口 MM 取代 M 和 FDI, 原来得变量DEB 和M仍然放入模型中，新得到的数据见附录样表 2：重新做回归分析，结果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/10/13 Time: 07:55Sample: 1985 2011Included observations: 27Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -723.3309 450.5538 -1.605426 0.1220MM 0.506934 0.233424 2.171728 0.0404M2 0.274916 0.034311 8.012510 0.0000DEB -0.580836 0.608501 -0.954536 0.3497R-squared 0.987698 Mean dependent var 6008.978 Adjusted R-squared 0.986094 S.D. dependent var 9392.768 S.E. of regression 1107.640 Akaike info criterion 16.99381 Sum squared resid 28217949 Schwarz criterion 17.18578 Log likelihood -225.4164 Hannan-Quinn criter. 17.05089 F-statistic 615.5538 Durbin-Watson stat 0.824416 Prob(F-statistic) 0.000000（8）异方差检验Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic 32.90925 Prob. F(9,17) 0.0000 Obs*R-squared 25.53440 Prob. Chi-Square(9) 0.0024 Scaled explained SS 41.69428 Prob. Chi-Square(9) 0.0000Obs*R-squared对应的概率为0.0024，所以拒绝同方差的原假设。
所以存在异方差进行修正利用加权最小二乘法Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/17/13 Time: 22:44Sample: 1985 2011Included observations: 27Weighting series: 1/ABS(RESID)Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -711.1093 39.91694 -17.81472 0.0000MM 0.487588 0.036027 13.53379 0.0000M2 0.280667 0.007621 36.82653 0.0000DEB -0.614046 0.094623 -6.489370 0.0000Weighted StatisticsR-squared 0.998185 Mean dependent var 832.3174 Adjusted R-squared 0.997949 S.D. dependent var 1176.120 S.E. of regression 58.98191 Akaike info criterion 11.12829 Sum squared resid 80013.92 Schwarz criterion 11.32027 Log likelihood -146.2319 Hannan-Quinn criter. 11.18538 F-statistic 4216.903 Durbin-Watson stat 0.875689 Prob(F-statistic) 0.000000Unweighted StatisticsR-squared 0.987456 Mean dependent var 6008.978 Adjusted R-squared 0.985820 S.D. dependent var 9392.768 S.E. of regression 1118.481 Sum squared resid 28773013 Durbin-Watson stat 0.819065（9）序列相关性检验Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic 14.49866 Prob. F(2,21) 0.0001 Obs*R-squared 15.65939 Prob. Chi-Square(2) 0.0004Obs*R-squared对应的概率为0.0024，所以拒绝序列无关的原假设。
所以，存在序列相关。
进行修正Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/17/13 Time: 22:47Sample: 1985 2011Included observations: 27Newey-West HAC Standard Errors & Covariance (lag truncation=2)Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -723.3309 309.5579 -2.336658 0.0285MM 0.506934 0.395919 1.280398 0.2132M2 0.274916 0.049488 5.555261 0.0000DEB -0.580836 0.765780 -0.758489 0.4559R-squared 0.987698 Mean dependent var 6008.978Adjusted R-squared 0.986094 S.D. dependent var 9392.768S.E. of regression 1107.640 Akaike info criterion 16.99381Sum squared resid 28217949 Schwarz criterion 17.18578Log likelihood -225.4164 Hannan-Quinn criter. 17.05089F-statistic 615.5538 Durbin-Watson stat 0.824416Prob(F-statistic) 0.000000（二）结论及模型的经济意义经过对数据的回归和相应的模型检验，得到的最终方程如下：RE=-723.3309+0.506934MM+0.274916M2-0.580836DEB表示外汇储备与本国货币供给成正相关，符合经济意义，但 MM前系数为正，DEB前系数为负，不符合经济意义，说明显示经济中复杂度变化，影响了模型效果，我们可能忽视了某些因素对各解释变量和被解释变量的影响。