外汇储备规模与本币国际化：日元的经验研究，本文主要内容关键词为：本币论文,日元论文,外汇储备论文,规模论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、导论
外汇储备和崛起中大国的货币国际化是国际金融中的两个重要内容，长期以来受到各界的广泛关注和热烈讨论。外汇储备，是指货币当局持有并可用来平衡国际收支、对外支付以及维持本国货币汇率稳定的外国货币及其标价的资产，其基本功能是平衡国际收支、干预外汇市场以及作为对外借债的保证。一般说来，外汇储备的规模越大，表明货币金融当局干预外汇市场、稳定金融体系以及对外支付的能力越强，抵抗外部冲击的能力也越强，因而给市场的信心也就越大。货币的国际化是指本币的各项基本职能(计价单位、交易媒介和价值储藏)向国际范围的延伸，成功的本币国际化将使本币在国际贸易、国际金融交易和各国货币当局的储备资产中被广泛使用。在一国内部，货币的发行、流通和广泛持有主要是基于国家信用的保证，同时又是政府强制要求的结果；而一国货币在国际上的广泛流通和持有，正常情况下，基本上是基于货币发行国的主权信用而被市场主动选择的缘故，并不是货币发行国强制要求的结果。①所以，本币国际化程度的高低在很大程度上能够反映出国际市场参与者对货币发行国主权信用信心的大小。如前所述，外汇储备的主要功能就是给市场以信心。在这个意义上讲，较大的外汇储备规模应该对本币国际化起到积极的促进作用。不过，这一积极功能的发挥严重依赖于一个重要的假设前提，即外汇储备的价值具有内在的稳定性，从而能够长期、持续地给本币及其标价资产的国际持有者以信心。然而，残酷的现实是，长期以来，主要的储备货币发行国往往只注重货币主权，严重忽视货币信用，滥发货币，从而导致外汇储备不具有价值的内在稳定性，储备资产的持有者随时面临着严重的货币汇率贬值和通货膨胀双重风险的威胁。典型事实是，肇始于2007年的美国“次贷危机”引发了“百年一遇”的、严重的国际金融危机，对美国和世界其他经济体都造成了严重的负面影响。为了进行危机救援和刺激经济，美联储在利率工具用尽(联邦基金利率接近于0%)的情况下，实施量化宽松货币政策，而美国财政政策的扩张程度也达到了创纪录的赤字规模，这使市场人士对美元的信心大幅下降，更使得持有以美元为主、规模巨大的外汇储备国家变得极端被动。②为了从根本上摆脱对美元的过度依赖，中国政府正在着手从战略上积极推动人民币的国际化进程。近年来，人民币国际化问题被各界炒得沸沸扬扬，学者们在很短的时间里发表了大量的研究性文章，专门讨论人民币国际化的必要性、可能性以及实现路径等(何帆，2009；黄海洲，2009；Gao and Yu，2009；等等)，同时也有大量文献定性地分析现有储备货币的成功经验以及失败的教训(陈虹，2004；徐明棋，2005；张国庆、刘骏民，2009；等等)，有较大政策影响力的学者甚至提出，要利用中国拥有的巨额外汇储备来推动人民币国际化的进程。③人民币的国际化将是一个长期的进程。现有研究对人民币国际化进程的推进进行了极有价值的探索，不过，对于中国规模巨大的外汇储备在长期内是否能够担当推动人民币国际化进程的战略重任，却亟需我们进行深入的研究。对此问题的探讨，由于人民币目前还不是真正意义上的国际货币，所以我们没有相关数据来做实证研究。不过，日本与中国在很多方面存在相似的地方，尤其是外汇储备在国际储备中的占比“畸高”④这一特征极为相似，而日元国际化已经推行了几十年，是一个非常难得的研究案例。因此，考察日本规模巨大的外汇储备对日元国际化进程的数量影响，提供可靠的实证证据，比定性地进行案例分析更具有说服力，对中国政府推动人民币国际化、走上金融强国之路，也会具有一定的参考价值。
我们的研究发现：在样本期内，日本畸高的外汇储备占比(即规模)对日元国际化有显著的负面影响，在控制了日元汇率波动性、“百年一遇”国际金融危机的冲击以及日本超低利率的不利影响后，结论仍然成立。本文对现有文献的贡献体现在如下两点：第一，构建了较有针对性的日元国际化长期决定因素的计量估计基准模型；第二，采用GMM估计量对外汇储备规模与日元国际化之间的关系进行了实证研究，得出“以主权信用货币为基础的、畸高的外汇储备占比在长期内不利于日元国际化进程的推进”的结论，从而对日元国际化程度较低的现象给出了一种全新的解释。
本文其他部分的结构如下：第二部分简要介绍日元的国际化进程与日本外汇储备规模的演变历程；第三部分是实证分析；文章最后是简短的结论及进一步研究的方向。
二、日元国际化进程与日本外汇储备规模演变
日元国际化起步于20世纪60年代，最初是日元在国际贸易中的自然使用。1964年，日本接受《国际货币基金协定》第8条款，实现经常账户下日元的自由兑换，便利了日元在国际贸易中的使用。不过，由于担心日元国际化会降低国内货币政策的效率以及打乱国内金融秩序，在此后相当长一段时间内，日本政府对其持谨慎的态度。1980年12月，日本政府修订并实施《外汇和外贸控制法》。该法案原则上允许对外交易自由进行，但日本政府对资本的流动仍然保留“最小的必要控制”(minimum necessary controls)，不过这极大地便利了日元的国际使用。1984年5月，日本政府迫于美国的压力而不太情愿地接受了“日元/美元委员会”关于“自由化日本的金融市场和实施日元国际化”的建议，但大藏省在同一时间发布《金融自由化与日元国际化的现状与展望》的报告，则标志着日本政府开始从政策上推动日元国际化进程。1985年初，日本政府开始改变其对日元国际化的原有态度，成立“外汇及其他交易委员会”(Council on Foreign Exchange and Other Transactions)就相关问题向财政部长提供咨询，并且连续出台一系列政策措施来推动日元国际化进程(Takagi，2009)。伴随着日本金融的自由化和市场的进一步开放，泡沫经济逐渐形成，到1991年，日元国际化程度也达到了历史最高点(为8.5%)。之后，随着经济泡沫的破灭，日元国际化开始进入下行通道。虽然1997年的东亚金融危机以及1999年欧元的诞生使得日本政府对日元国际化寄予了极大期望，接连出台政策(包括1998年“新外汇法”的实施)力促日元国际化，⑤但是效果一直不佳，没能遏制日元国际化的下降趋势。2007年，日元的国际化程度达到近期的历史最低点，只有2.9%，2008年上升到3.3%，2009年又跌回3.0%，2010年第1季度则因欧洲爆发债务危机及日元升值，中国人民银行等央行增持日元国债，使日元的国际化程度比2009年上升了0.1%，达到3.1%。图1（见下页）是使用各国央行所持有的日元及其标价资产占所有已分配币种的外汇储备的比重来衡量的日元国际化程度图，较好地反映出了日元国际化的历史进程。有关日元国际化的详细情况，请参看Frankel(1984)、Grimes(2002)、Mikami(1990)、Onishi(1999)以及Takagi(2009)。
接下来，我们考察日本外汇储备规模(外汇储备占国际储备的比重)的历史演变情况。图2展示了1948年以来日本国际储备结构的变化情况。从图上，我们可以清晰地看出日本外汇储备占比的变化：在1948年，日本的国际储备由外汇储备和黄金储备两个部分组成，其中，外汇储备的占比高达96.5%，而黄金储备只有3.5%。1970年，日本的国际储备结构发生了很大变化，储备资产中“在IMF的储备头寸”比重上升，并且开始有了SDR，黄金储备占比则大幅飙升(从1958年的5.1%上升到11.66%)，而外汇储备占比则大幅度下降(从1958年的89%下降到65.38%)。1979年，日本的外汇储备占比降到历史最低位，不过也有51.23%，而黄金储备占比则达到历史最高点，为38.85%，其他两项储备资产合计不到10%。之后，日本的外汇储备占比开始回升，尤其是从1996年开始外汇储备的比重均超过91%，到2005年更是创出了50多年以来的最高水平⑥，达到97.87%，而黄金储备的占比却只有1.49%。虽然2007、2008年和2009年日本央行连续增持黄金，但是，即使到2009年，日本的黄金储备占比也只不过2.55%⑦，SDR的占比也只是从2005年的0.31%提高到2009年的约2.00%，而外汇储备的占比却仍然高达95.04%。回顾日本外汇储备规模的历史演变过程，可以发现，其大致的演进特征为：20世纪40-50年代占比畸高，60年代到80年代中期，占比大幅度下降；80年代末占比迅速上升，尤其是1996年以后重新回到40年代的畸高状态，从而整个储备结构呈现出“畸形”的特征。
通过对图1和图2的分析，我们发现，日元的国际化程度变化与外汇储备占比(即规模)的变化之间有着紧密的联系：在外汇储备占比降低的年份，日元的国际化程度逐渐提高并且比较稳定；当外汇储备占比畸高时，日元的国际化程度显著下降，并走向历史低位。我们认为，外汇储备占比畸高，等于本国主权货币的信用过度依赖外汇储备货币发行国信用的支持，在长期内，不利于本币国际化进程的推进。因此，我们提出一个假说：在长期内，日本的外汇储备占比畸高不利于日元国际化进程的推进。本文的目的，就是对上述假说进行检验。
长期以来，已经有大量的文献对日元国际化问题做过有益的探索，从定性的角度来看，主要有两种类型：1.讨论日元的国际使用情况；⑧2.讨论日元国际化的经验和教训，以及对人民币国际化的借鉴意义。⑨然而，从实证研究的文献来看，对日元国际化的研究主要集中在对日元在国际贸易中充当计价货币(invoicing currency)情况的考察，如Sato(1998，2003)、Fukuda＆Ono(2006)、Ito et al.(2010)等等。由于受数据不可获得性限制，⑩只有极少数文献从储备货币的角度考察了日元国际化的情况：Eichengreen & Mathieson(2000)在对国际储备货币构成的决定因素进行实证研究时，把几种重要的储备货币占各中央银行所持外汇储备的比重单独列出来，分别对它们的决定因素进行计量回归，其中包括了日元的情况。文章发现：随着时间的推移，对以不同货币标价的储备资产的需求与它们的主要决定因素(贸易流量、金融流量和货币钉住)之间的关系非常稳定。Chinn ＆ Frankel(2006，2008)先后使用由美元、德国马克、法国法郎、瑞士法郎、荷兰盾、英镑和日元构成的POOL DATA对国际储备货币构成的决定因素进行了实证研究，同时测度了欧元的发展潜力以及对美元的压力。不过，上述3篇文章都不是专门研究日元国际化问题的，虽然很有价值，但是其估计模型不能体现日元国际化的特性，更没有包括外汇储备规模指标，而本研究是在控制了影响日元国际化的基本决定因素的前提下，专门研究了日本的外汇储备规模对日元国际化的影响，因此，是对现有研究空白的一项填补。
三、实证分析
本文的实证分析分为4个部分：首先介绍变量定义、数据来源、模型设定与估计方法；其次考察数据特性；第三对实证研究结果进行分析；第四进行稳健性检验。
(一)变量定义、数据来源、模型设定与估计方法
本研究根据数据可获得性，选取1976-2009年间的年度数据，从实证上考察了日本的外汇储备规模对日元国际化程度的影响，具体指标的定义和数据来源如下：
日元国际化SHARE：一国货币国际化程度的高低，可以用该种货币在国际贸易或国际金融交易中作为计价货币或交易媒介的情况来衡量，也可以用各国货币当局所持有的外汇储备在多大程度上由该种货币标价来衡量。IMF历年的年报(IMF Annual Report)提供了官方外汇储备的货币构成(Currency Composition of Official Foreign Exchange Reserves)情况，为我们衡量日元国际化程度提供了重要的数据支持。按照通常的做法(如Chinn and Frankel，2006，2008)，我们用《IMF年报》中日元计价的外汇储备占所有已分配币种的外汇储备的比重来衡量日元国际化的程度。(11)
经济实力GSHARE：一国的经济实力对于该国推动本币国际化有重要的积极影响。对于经济实力，通常选取该国的GDP占世界GDP总量的比重来衡量，本文采用此种定义。其中，世界GDP数据来自IMF的数据库WORLD ECONOMIC OUTLOOK DATABASE(WEO)，日本的GDP数据来自IMF的数据库International Financial Statistics(IFS)，并使用其中的市场汇率把日元面值转换成美元价值。(12)我们预期该变量符号为正。
金融市场发展指标STOCKT：金融市场的发展为储备货币的持有者提供了重要的投资场所，提高了该种货币标价的金融资产的流动性，从而对货币国际化产生积极的影响。我们根据通常的定义和数据的可获得性，选取东京股票交易所的股票交易值(TOKYO SE STOCK VALUE TRADED)来代理日本金融市场的发达程度，数据来自GLOBAL FINANCIAL DATABASE。具体指标构造如下：STOCKT等于STOCK VALUE TRADED/GDP。GDP数据来自IFS，并经作者转换成美元价值。我们预期上述变量符号为正。
日元升值FOREX：货币升值会给该种货币及其标价资产的持有人带来货币升值的收益，从而有利于该种货币的国际化。考虑到样本期内日元对美元处于升值通道之中，我们直接对日元兑美元的市场汇率取对数来代理日元升值情况，并且预期其符号为正。(13)
通货膨胀INFDIF：通货膨胀会使得货币购买力下降，会对货币及其标价的资产持有人造成损失，从而不利于该种货币的国际化。我们使用样本期内CPI衡量的日本通胀率与发达经济体通胀率之差来代理通货膨胀情况，上述两个通胀率的数据均取自IFS。我们预期其符号为负。
货币惯性SHARE(-1)：长期以来使用某种货币作为储备货币，会存在路径依赖，各货币当局在很长时间内仍将会继续持有该种货币，所以国际储备货币的使用具有某种“惯性”(inertia)，我们遵从Chinn & Frankel(2008)的做法，使用依赖变量的一阶滞后项来代理日元作为储备货币的惯性。预期其符号为正。
外汇储备规模FOREXR：如前所述，长期以来，畸高的外汇储备占比是日本国际储备的最大特征，这基本上等于把外汇储备基本功能的发挥建立在另外一种处于严重贬值压力下的占主导地位的主权信用货币之上，从而不利于日元的国际化进程。我们预期外汇储备规模的符号为负，具体构造如下：FOREXR等于Foreign Exchange Reserve/Total Reserves。(14)其中，Total Reserves包括了GOLD Reserve，数据均来自IFS。GOLD Reserve根据IFS中的伦敦黄金价格(Line 11276KRZZF)把黄金储量(Fine Troy Ounces)转换成了美元价值。
国际金融危机虚拟变量DUM：2007年肇始于美国次贷危机的国际金融危机使美国元气大伤，从货币竞争的角度来看，为日元国际化提供了一个百年一遇的机会。从这个意义上来讲，当前的金融危机应该对日元国际化具有正面影响。不过，由于日本的国际储备结构严重失衡，主要表现为以美元为主的外汇储备占比畸高，在美元存在严重潜在贬值风险的情况下，日本的外汇储备面临大幅缩水的风险，所以，金融危机对日元国际化的影响难以确定，其符号待定。具体赋值如下：2007年之前取0，否则取1。
此外，汇率波动性VOLATIL对日元国际化也会产生影响。从理论上来看，汇率波动性大，意味着汇率风险较大，不利于货币持有人，在一定程度上会阻碍日元的国际化进程。不过，长期以来，由于日元对美元处于升值之中，战略性持有日元及其标价的资产可以获得货币升值收益，这在一定程度上抵消了汇率波动的负效应，甚至还可以利用汇率波动的特性进行高抛低吸，做波段操作，从波动中获益。作为战略投资者，中央银行等往往会选择持有升值中的货币及其标价资产，这又有利于日元国际化，所以，汇率波动性对日元国际化的影响难以判断，符号待定。变量构造如下：日元兑美元市场汇率年度数据取对数后进行一阶差分求得，(15)数据来自IFS。
Chinn ＆ Frankel(2006，2008)发现，货币国际化程度SHARE的数据介于0-1之间，与经济实力GSHARE的关系不太可能是线性的，建议对其进行LOGISTIC转换(16)。我们对SHARE取对数和对其进行LOGISTIC转换后，分别与GSHARE的对数画出散点图，发现两者的线性关系没有实质性区别(参看图3和图4)。为了与现有文献保持一致，我们采用经过LOGISTIC转换后的形式来设定估计模型。基于以上分析，我们设定计量估计模型如下：
由于外汇储备规模与本币国际化程度之间可能存在双向因果关系，即本币国际化程度过低，使得央行不得不持有较多外汇储备，而持有过多处于严重贬值压力下的外汇储备，在长期上又不利于本币国际化。这种可能的双向因果关系加上本研究中的金融发展、经济实力等变量也都有可能与扰动项相关，从而形成估计中的“内生性”(endogeneity)问题。(18)因此，在存在内生性的情况下，OLS估计量将会不一致，需要采用工具变量法来克服。当不存在球型扰动项的较强假设时，GMM估计量比2SLS方法更有效率，而且在观测值超过30个(即大样本)的情况下，可以使用GMM估计量。由于本研究有34个观测值，也没有作球型扰动项的假设，所以我们采用GMM估计量，选取解释变量和被解释变量及它们的1-3阶滞后项作为工具变量(包括常数项)来克服潜在的内生性问题，并用Newey & West(1987)的方法设定带宽来获得异方差自相关稳健的标准误。此外，我们还根据Eviews5.0报出的J-statistic计算出Sargan统计量及其P值来检验工具变量的有效性，最终估计出日本的外汇储备规模对日元国际化的数量影响。(19)
(二)数据特性考察(20)
在估计前，为了确保所考察的变量是平稳的时间序列，我们首先采用Augmented Dickey-Fuller检验法对所考察的变量进行单位根检验(选择AIC)。结果表明：在所考察的7个变量中，只有CSHARE和STOCKT两个变量不平稳，而其他变量都是平稳序列(结果见表1)。两个或两个以上不平稳时间序列的线性组合可能是平稳的，再加上其他一些平稳变量形成的线性组合也可能是平稳的。这意味着，我们不需要把上述两个不平稳序列变成平稳序列就可以进行回归。(21)
(三)实证结果分析
为了估计日本畸高的外汇储备占比对日元国际化的数量影响，我们首先使用条件信息集中日元国际化的长期决定因素设定基准回归模型，然后在基准模型的基础上引入外汇储备占比指标，考察其对日元国际化程度的影响；之后，先后引入控制变量汇率波动性VOLATIL和国际金融危机虚拟变量DUM，继续对外汇储备规模对日元国际化的影响进行考察，得出稳健的回归结果。详细内容汇报如下：
表2（见下页）给出了日本的外汇储备规模FOREXR对日元国际化影响的所有相关实证研究结果。回归1报告了基准模型中各重要变量对日元国际化的影响。我们发现，日本的经济实力指标GSHARE对日元国际化具有较大的积极影响，估计系数为1.003(对数值(22))，是基准模型中影响最大的变量，并且在1%统计水平上显著通过。日元对美元升值指标FOREX极大地促进了日元的国际化，估计系数为0.585，也是在1%统计水平上显著。在日元国际化进程中，货币惯性的作用也非常显著(1%)，CSHARE(-1)的估计系数为0.278，金融市场发展指标虽然估计系数较小(0.102)，但也是在1%水平上有显著的积极影响。通货膨胀对日元国际化也具有显著的负面影响，估计系数为-0.238。此外，检验工具变量过度识别约束的Sargan统计量非常显著(P值为0.991)，说明所选取的工具变量是有效的，而且调整的R2很高(0.904)，表明拟合度也很好。还有，检验残差序列相关性的Q统计量很显著，支持了残差序列没有自相关的原假设，而回归残差在1%水平上显著地通过平稳性检验，说明该回归不存在“伪回归”问题。(23)上述回归结果与我们的预期高度一致，各项统计指标也表明基准回归模型的设定较好，能够充分地反映出日元国际化的各种长期决定因素的重要影响。
接下来，我们在上述基准回归模型中引入外汇储备规模指标FOREXR，考察其对日元国际化的影响。回归2报出FOREXR对日元国际化的边际影响。回归结果表明，影响货币国际化的各项重要指标的符号均与基准回归模型的结果完全一致。在给定上述条件信息集的情况下，日本的外汇储备占比(即规模)指标FOREXR对日元国际化具有显著的负面影响，其估计系数为-1.048，并且在1%的统计水平上显著。其含义为，假定其他不变的情况下，外汇储备占国际储备的比重每上升1%，日元国际化程度将会下降1.048%(LOGISTIC转换值)，转换为水平值即为0.260%。(24)这一估计结果与我们前面的预期完全一致，反映出来的是外汇储备积累过多，导致日元的主权信用严重依赖以美元为主的储备货币及其标价资产的支持，面临汇率贬值和通货膨胀的双重风险，削弱了市场对日元的信心。所以，在长期内，外汇储备占比的提高非但没有促进日元国际化，反而不利于日元国际化进程的推进。
(四)稳健性检验
为了考察上述回归结果的稳健性，我们首先在上述回归的基础上引入汇率波动性指标VOLATIL，接着考察外汇储备规模对日元国际化的影响。相关回归结果参看回归3。
回归3表明，引入汇率波动性指标VOLATIL后，基准回归模型中原有重要变量的符号没有发生任何变化，而外汇储备占比FOREXR在符号上也与前面的回归完全一致，并且估计系数仍然在1%水平上显著。数量上来看，估计系数的大小发生了一些变化。外汇储备占比的估计系数为-0.788，转换为水平值后是0.313。与没有引入汇率波动性变量时的估计结果比较，外汇储备的负效应略有上升。这反映出，在考虑了日元汇率波动性后，外汇储备规模虽然巨大，日本央行干预外汇市场，稳定日元汇率的能力较强，但是，由于主要储备货币处于贬值压力下，其巨大的规模仍然不足以增强市场对日元的信心，从而在一定程度上对日元国际化的负面影响略有上升。这与我们的预期以及前面的回归结果保持一致。
其次，我们在上述回归的基础上引入“百年一遇”的国际金融危机虚拟变量DUM以增加信息量，继续考察外汇储备占比FOREXR对日元国际化的影响，回归结果由回归4报出。
回归4表明，控制了“百年一遇”国际金融危机的冲击后，基准回归模型中原有重要变量的符号没有发生任何变化，而外汇储备占比指标在符号上也与前面的回归完全一致，且估计系数在1%水平上显著。数量上来看，估计系数大小又发生了一点变化。具体来讲，外汇储备占比的估计系数为-0.402，转换为水平值后为0.401。与没有考虑国际金融危机影响时的估计结果比较，外汇储备规模的负面影响又有所上升。对于这种变化，我们的解释是，在“百年一遇”国际金融危机的严重冲击下，由于美国量化宽松货币政策的实施以及财政赤字创历史最高水平，美元对黄金大幅度贬值，其标价资产也严重缩水，同时还面临着严重的、潜在的通货膨胀风险，持有巨额外汇储备的严重弊端暴露无遗，降低了市场对日元的信心，进而对日元国际化程度的负面影响进一步被强化。
第三，为了得到更加稳健的估计结果，我们使用描述外汇储备规模的另一个常见测度变量FSHARE，即外汇储备占日本GDP的比重，来替代FOREXR(25)，重复做回归2-4的估计，结果参看回归5-7。我们发现，使用新的衡量指标并没有改变畸高的外汇储备占比对日元国际化的负效应，而且这种负效应在数量上来看，变得更大了。即使考虑到日本超低利率的负面影响，上述结论仍然成立(详细结果参看下页表3中回归1_1至回归7_1)。(26)
综上所述，在控制了日元的汇率波动性和“百年一遇”国际金融危机的影响后，日本畸高的外汇储备占比对日元国际化的负效应没有出现任何实质性的变化，即使使用了传统的外汇储备规模测度指标以及考虑到日本超低利率的影响后，结论仍然成立。这说明，本研究的估计结果是稳健和可靠的，从而也就具有较强的现实解释力。
四、简短结论及进一步研究的方向
本文采用GMM估计量，根据影响日元国际化的长期决定因素(经济实力、金融市场发展、货币汇率升值、通货膨胀和货币惯性)设定回归基准模型，对1976-2009年间日本的外汇储备规模与日元国际化程度之间的关系进行了实证研究。文章发现：日本畸高的外汇储备占比对日元国际化具有统计上显著的负面影响，在控制了日元汇率波动性、“百年一遇”国际金融危机的冲击，以及日本超低利率的不利影响后，结论仍然成立。本研究对日元国际化程度较低的现象给出了一种全新的解释。
对于外汇储备规模过大(或畸高)对日元国际化具有不利影响的结论是否具有普遍意义，尤其是，在多大程度上可以供像日本一样具有畸高外汇储备占比的中国作借鉴的问题，本文的时间序列研究难以提供令人信服的答案，作者目前正在对此问题进行跨国实证研究，并且已经取得了一定的进展，在不久的将来将另文进行系统的回答。因此，本研究没有提出具体的政策建议，只是客观地给出了实证结果，供决策者参考。
作者感谢暨南大学经济学院彭国华和匿名审稿人的有益评论。感谢University of Wisconsin-Madison经济系Menzie Chinn、中山大学岭南学院周先波以及中国工商银行广东省分行苏桂富所提供的咨询。此外，张志文还感谢哈佛大学商学院Regina M.Abrami教授的访学邀请和鼓励，感谢Harvard Fairbank Center副主任Lydia Chen女士在其访学期间提供的便利和帮助。当然，文责自负。
注释：
①当然，在被侵略和被殖民状态下的国家和地区除外。
②温家宝总理在2009年“两会”后答记者问时就曾对中国政府持有的美元资产的安全性表示了极大的担忧。
③http://news.hexun.com/2010-07-21/124312412.html.
④外汇储备占国际储备的比重超过90%，当然是一个非常不合理的比重，我们把这种情况称为“畸高”。根据IFS的数据，在1999-2009年间，日本的平均比重为96.8%，2009年为95.3%；中国分别为97.8%和98.6%；欧元区分别为49.8%和31.4%;而美国则分别为21%和13.5%。从上述数据可以看出，中国与日本的情况最相似，同处于“畸高的”状态，最具可比性。
⑤具体政策措施，请参看Takagi(2009)。
⑥IFS的数据显示，1952年日本的外汇储备占国际储备的比重曾经高达99.02%。
⑦IFS数据显示，2009年美国的黄金储备占国际储备的比重是70.37%，德国是66.53%，英国也有16.31%，而中国只有1.5%，比日本还要糟糕。
⑧代表性的有：Tavlas＆Ozeki(1992)、Taguchi(1994)和Takagi(2009)等。
⑨此类文献以国内的学者为主，如陈虹(2005)、张国庆和刘骏民(2009)、徐明棋(2005)以及孙海霞和斯琴图雅(2010)等。
⑩各国央行的外汇储备币种构成的具体比重被视为机密，不对外公布，IMF只公布了央行所持外汇储备币种构成的加总数据。
(11)考虑到新一期的数据是对以前数据的修正，如果各期年报上数据有出入的话，我们以最新一期年报上的数据为准。
(12)由于本文多处使用到日元对美元汇率，如果没有特殊说明，均指IMF数据库IFS中的日元对美元的市场汇率(period average)，以后不再赘述。
(13)在本币汇率处于升值趋势下，直接以汇率的水平值取对数代理汇率升值在现有文献中也是常见的做法，代表性的有Thorbecke ＆ Smith(2010)、Yu(2010)和Yu(2009)等。
(14)衡量外汇储备规模的传统指标是外汇储备/GDP，由于本文更关心的是日本国际储备的结构特征，所以使用外汇储备占国际储备的比重来测度外汇储备的规模。不过，为了得出比较可靠的估计结果，我们最后也使用了外汇储备占GDP的比重指标FSHARE来进行了稳健性检验。
(15)关于汇率波动性应该如何测度的问题，目前在学术界还没有达成共识。有学者对汇率的水平值直接取对数后一阶差分求得，如Dominguez(1993)、Dominguez(1998)、Bonser-Neal＆Tanner(1996)。也有学者采用所考察年份的月度数据的对数一阶差分后所求得的序列的标准离差来衡量该年度的汇率波动性，如Clark et al.(2004)等。
(16)LOGISTIC=LOG(SHARE/(1-SHARE)).
(17)本文所采用的对数均指EVIEWS5.0默认的自然对数。
(18)关于内生性的情况，请参看陈强(2010)。
(19)GMM估计量在时间序列中的类似运用，请参看Liu＆Hsu(2006)。
(20)限于篇幅，在此没有提供描述统计量和变量相关系数，如有需要，可向作者索取。
(21)对于是否存在“伪回归”的问题，我们可以对感兴趣的时间序列的各种线性组合进行协整检验确定协整关系是否存在，进而确定模型设定是否正确，即对各回归方程的残差序列进行ADF单位根检验。如果该残差序列是平稳的，那么，相关的线性组合就是平稳的，也就是模型的设定是正确的，不存在“伪回归”问题。该种检验方法参看高铁梅(2009，pp.179-180)和张晓峒(2009，pp.360-367)。经检验，本文中所有相关回归的残差都是平稳的时间序列(篇幅所限，结果省略，可向作者索取)。因此，模型的设定是正确的，回归结果也是可靠的。
(22)本文所有变量(虚拟变量DUM除外)均使用了对数形式，因此，在对估计系数进行解释时需要特别注意对数值与水平值的区别，下同，不再赘述。
(23)篇幅所限，结果省略，可向作者索取。
(24)查反对数表求得真数x，然后通过公式share=1/(1+x)得出水平值(此公式来自对LOGISTIC=LOG(SHARE/(1-SHARE))的简单推导)。
(25)据ADF单位根检验结果显示，FSHARE的对数(水平值)在1%统计显著性水平上没有单位根(模型选含截距项，AIC，最大滞后长度为13：t-statistic=-4.638，P=0.008)，因而是平稳的时间序列。
(26)变量TRDIFL是日本FINANCING BILL RATE和英国TREASURY BILL RATE之差，数据来自IFS。ADF单位根检验结果表明，TRDIFL的对数在10%的统计显著性水平上是平稳时间序列(模型选含截距项和趋势项，AIC，最大滞后长度为8：t-statistic=-3.247，P=0.094)。
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