中国外债形成机制与宏观调控，本文主要内容关键词为：外债论文,宏观调控论文,中国论文,机制论文，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。
外债形成有其内在的机制，它与宏观经济运行有密切联系。外债管理是宏观经济管理的重要组成部分，了解外债的形成机制是正确制定中长期外债规划和外债宏观管理政策的基础。本文通过研究中国外债形成机制及其运动规律，建立外债内生形成计量模型，探索外债与宏观经济的关系，为外债宏观管理提供理论依据，并对本世纪末我国外债的发展趋势进行预测。
改革开放以来，我国外债是由国民经济高速发展产生的巨大投资需求与国际收支及外资供给条件共同决定的。如果不考虑结构因素，外债形成机制的研究主要包括三个方面：（1）新增外债形成机制及其间接成因的研究；（2）还本付息机制；（3）外债存量积累机制。本文实证分析结果表明，做好外债规模宏观管理的关键在于调控全社会固定资产投资和净外商直接投资规模；其次在于合理调控汇率，发展对外贸易，保持适量的外汇储备；第三是提高管理水平，降低利率和借债成本。
本文数据来源于《世界债务表》（1995—1996年以前各册）和《世界表1994》，少数数据取自《国际金融统计》（汇率ERWF）、《中国统计年鉴》和《中国统计摘要1996》（全社会固定资产投资TI、国民生产总值GNPX）。所有数据都以最新资料为准，所有外汇外债数据的单位均为百万美元。样本期为1980—1994年。
一、中国外债形成机制
本文根据世界债务表的规定来理解各外债指标的含义。
总外债存量指外债年末余额，定义为
总外债存量（B）＝长期外债存量（LTD）+国际货币基金组织（IMF）贷款余额+短期外债存量（STD）由于IMF贷款多为中长期的，我国利用IMF贷款仅有三次[①]，数额不大，因此我们将其作为长期外债处理，将前两者合二为一，记为LTDIMF，即
LTDIMF＝LTD+IMF贷款余额
所以本文所用总外债存量分为长期和短期两部分，即
B＝LTDIMF+STD（1）
1985年以前，债务表上净新增外债的含义为
净新增外债（NFD）＝外债实际支用额（DIS）—还本额（PR）其中外债实际支用额包括长期外债实际支用额和IMF购买，还本额包括长期外债还本额和IMF回购，均不包括短期外债流量，与本文定义的长期外债存量（LTDIMF）口径正好一致。
自1985年开始，债务表上的净新增外债包括了短期外债存量变动（NFDS）。由于债务表上没有1985年前的短期外债存量变动数据，但有1980年以后的短期外债存量（STD）数据，假设1979年的短期外债存量为零（与1980、1981年一样），用下式计算可补齐1980—1984年的短期外债存量变动数据：
NFDS＝STD—STD（—1）（2）
于是本文将净新增外债分为长期与短期两部分，即
NFD＝（DIS—PR）+NFDS
债务表上的还本付息（TDS）定义为
还本付息（TDS）＝还本额（PR）+利息支付额（INT）
其中利息支付额是指包括短期外债利息在内的全部利息支付额。
1.外债实际支用额DIS的形成机制
借用外债主要是为发展国民经济和平衡国际收支。我国外债实际支用额是国内投资需求、国际资本市场对我国外资供给与政府外汇外债宏观调控政策共同作用的结果。本文用全社会固定资产投资（TI，亿元人民币）来测度国内投资需求；用净外商直接投资（FI，外商直接投资减去中国对外直接投资）测度国际资本市场对我国外资的供给情况，它是外债实际支用额的替代因素。由于外汇储备是政府制订外汇外债宏观调控政策的一个重要依据，外债中的IMF贷款就直接受外汇储备水平的影响，同时它也是政府外汇外债宏观调控政策和影响国际收支供需的多种因素作用的综合反映，因此我们采用非黄金外汇储备（NMGUS，因我国的黄金储备几乎一直未变）作为反映我国政府外汇外债宏观调控政策的解释变量。回归得到
DIS＝3.20411TI—.8343477FI
（36.93） （25.71）
—.1412683NMGUS+630.8307D81
（10.97） （2.12）
+1593.19D90+2120.921D93
（4.30）（5.32）
+[AR（2）＝—.4721049]（3）
（2.44）
R[2]（ADJ）＝0.997 S.E＝321.01 F＝780DW＝2.00 RMSP＝0.067
式中D81、D90、D93中的D表示虚拟变量，其后的数字表示该年取值为1，其余各年的取值为零（下同）。RMSP为均方根相对误差。
上述方程式各项统计检验都十分理想，试验表明，即使去掉所有虚拟变量或改变样本区间，回归结果的各项统计检验也都相当理想，说明该方程具有较高的稳定性，较好地描述了中国改革开放后外债实际支用额，即新增长期外债的形成机制。D90是当年固定资产投资不正常下降的反映，D93则是当年经济过热造成的，D81对回归参数的影响不大，但它的加入能明显提高下文的联立模型的精度。由方程可知，全社会固定资产投资每增加1亿元人民币，会促使外债实际支用额增加320.4万美元；净外商直接投资每增加1百万美元，当年外债实际支用额就减少83.4万美元；外汇储备每增加1百万美元，当年外债实际支用额就减少14.13万美元。回归试验结果表明，还本付息额和财政赤字对当年外债实际支用额的影响不显著，说明还本付息和财政赤字尚未构成我国借用外债的主要原因。
2.短期外债存量STD的形成机制
短期外债是原始清偿期在一年以内的对外债务，在无延期偿还的情况下，一般不存在存量积累问题。由于其本身的特性使得监测、统计短期外债流量十分困难，《世界债务表》上也没有短期外债流量数据，而是近似地用短期外债存量变动额来估计其流量。这样只需直接估计短期外债存量即可。
影响短期外债的因素非常复杂，几乎所有与外汇外债有关的变量都可能对其产生重大影响。从其来源构成看，主要是外国银行及其他金融机构贷款（90年代以来一直占50%以上），其次是海外私人存款（占15%—40%不等），其它分项所占的比重很小。而前两者除了受贸易收支、外汇储备、长期资本流动、国内通货膨胀率、汇率（包括本币汇率和各种外汇汇率的相对变化）、政府的财政收支、经济增长率、国际金融市场利率和银行信用等级变动等经济因素的影响外，受当时政治因素影响也很大。要全面、准确地测度并反映这许多因素的影响是十分困难的。但从总体上看，短期外债主要是受我国宏观经济形势和各种不确定因素的影响，作者经大量试验发现，用全社会固定资产投资的自然对数（LTI＝Ln（TI），其变动值表示全社会固定资产投资的增长率）作为测度和反映我国宏观经济形势的变量，对许多经济变量（如人民币汇率和外商直接投资）都有着很好的解释能力。用它解释短期外债时，我们得到
STD＝—30778.35+4727.87LTI
（23.07）（29.08）
—1692.587D81—1029.533D86
（2.97） （1.94）
—1930.005D8990 （4）
（4.93）
R[2]（ADJ）＝0.987 S.E＝506.88 F＝266DW＝1.99 RMSP＝0.074
各种统计检验均可通过（D86的显著水平为10%，其余为5%以下）。三个虚拟变量都有比较明确的政策含义，D86表示1986年政府接受世界银行的建议，为降低当时过高的短期外债比重（最高时达46%）而采取的得力政策，D8990表示1989和1990两年由于政治原因海外私人存款大量抽回，D81表示1981年改革开放初期经济行为不稳定，或统计与数据处理方面的问题（短期外债1981年为零，1982年突然上升为23亿美元）。结果表明，我国短期外债存量受宏观经济形势的影响相当大，全社会固定资产投资每增加1%，短期外债就会增加0.47亿美元。结果全社会固定资产投资增加20%，短期外债就会增加9.4亿美元。
3.还本付息机制
各年还本付息是由借贷合同事前商定的，因此主要是一种滞后行为，但在浮动利率情况下，它也是一个随机变量。它不仅受各滞后期债务存量的影响，而且还受各期债务结构、利率、还本付息方式及其变化的影响，也可能受短期政策波动的冲击。要全面描述并测算这些因素以反映它们的影响是十分复杂的，在假设各种结构不发生重大变化的条件下，得到如下结果
TDS＝1436.187+0.03756496B（—1）
（15.88）（3.87）
+.1114273B（—3）—623.2959D80
（8.96） （3.61）
+619.419D83—449.1726·D85
（3.19）（2.65）
+[MA（1）＝—.8288726，BACKCAST＝1980]
（5）
（1.99）
R[2]（ADJ）＝.998 S.E＝149.82 F＝1130DW＝1.92 RMSP＝0.046
其中用外债存量一年滞后反映利息支付行为，用三年滞后反映还本行为，这是因为利息支付是从外债支取日开始计算，而还本则是在宽限期过后才开始，我国长期外债的宽限期大都在三年以上。该回归方程的各项统计检验均在比较理想的水平上通过。由模型可知，某年总外债存量每增加1亿美元会使下一年的还本付息增长376万美元，使得三年后的还本付息增加1114.3万美元，说明我国外债平均偿还期约在12至13年左右（1／0.1114+3.5＝12.48年）。虚拟变量都位于1985年以前，是80年代初期短期外债比重太高的反映。
利息支付方式和利率的变动相当频繁，用与估计TDS方程相似的方法得到回归方程，其各检验可通过，但均方根相对误差达20%，结果不十分理想。其实，利息支付无非取决于外债存量和利率，从外债管理和预测的角度讲，知道上年末外债存量数值和当年利率，就能估计出当年要支付的利息额。因此不妨定义一个综合利率R，作为反映我国借用外债成本的外生变量
R＝INT／B（—1）
得到历年综合利率R的计算结果如下表：
可见综合利率的趋势是下降的，说明我国借用外债的利率成本在降低，外债管理水平在不断提高。1986年以后综合利率变得相对平稳，说明借贷行为趋于稳定。因此我们可以根据这种趋势预测未来两年综合利率大约在5%与7%之间，在实际预测时，我们采用1986—1994年的平均利率。于是有
INT＝RB（—1） （6）
知道了还本付息总额TDS和利息支付额INT之后，可计算出各年的还本额PR
PR＝TDS—INT（7）
4.长期外债存量LTDIMF的积累机制
从理论上讲，本年外债存量应等于上年外债存量加本年新增外债再减本年还本额，但在实际数据资料中，这种恒等关系并不成立。原因是多方面的。首先，在将各种货币的外债存量折算成美元的时候使用的是年终汇率，流量折算用的是年平均汇率，而年终汇率与平均汇率往往不一致；其次，汇率变动、外债货币结构或期限结构的变化都可能导致恒等式不成立，而且还本付息中部分是直接用商品和服务支付的，这部分商品和服务的计价可能使实际数据偏离恒等式；第三，数据报告的时滞差异、债务减免与重组及其它统计误差都可能导致恒等式不成立。但外债存量毕竟是外债净流量的积累结果，我们仍可用计量方法对这种积累机制进行描述，结果如下：
LTDIMF＝.9884334LTDIMF（—1）
（35.52）
+.9644343DIS—1.027309PE
（13.33）（3.31）
+1958.378D86+3908.374D87
（3.50） （7.60）
+2648.237D90+4485.394D94
（5.15） （7.14）
+[MA（1）＝—1.0229，BACKCAST＝1979] （8）
（3.78）
R[2]（ADJ）＝0.999 S.E＝470.46 F＝6772DW＝1.88 RMSP＝0.044
上述各项统计检验都非常理想。如果不用虚拟变量，回归结果仍有相当好的统计特性，但这些冲击在联立模型的运行中会产生一定的误差积累经验。由于虚拟变量的引入丝毫不影响债务存量积累机制的正确性，从虚拟变量系数之大及其较高的T—检验值可知，这些年份确实受到非债务积累因素造成的长期外债存量的很大变动（如1987年这种冲击高达当年长期外债的15%），因此引入这些虚拟变量是合理的。回归结果表明，长期外债存量每增加1百万美元，下年的长期外债存量会增加98.8万美元，外债实际支用额每增加1百万美元，使得当年年底的长期外债存量增加96.4万美元，当年还本额使长期外债存量减少几乎同一数额。
5.非黄金外汇储备（NMGUS）的形成机制
理论上，外汇储备变动应满足国际收支会计恒等式，与外债存量相似，由于存量流量折算汇率差异、结构变动、外汇沉淀、统计或估计误差与遗漏、储备资产重估等原因，国际收支会计恒等式并不成立。从我国国际收支平衡表可看出，误差与遗漏项很大，并有逐步扩大的趋势（有时高出储备变动额几倍），而我们又无法准确估计这种遗漏与误差。事实上，国际收支中的各因素对外汇储备的影响并不是简单代数和，而是存在一定折扣。本文用回归方程代替恒等式，并用商品与劳务（包括要素服务）的总出口（EX）、商品与劳务总进口（IMIN，包括利息支出）和净资本流入（NRT）作为主要解释变量。这里我们将净转移支付（TR）也作为净资本流入的一个组成部分，因为从时点上资源流动的单方向性看，转移支付与资本流动更加接近，另外，因净新增外债中已包括了债券筹资，如果忽略数额很小的股票筹资，净资本流入中就无须单列证券筹资项。于是有
NRT＝DIS—PR+NFDS+FI+TR（9）
因IMIN中包括利息支出，NRT的定义中减去的只是还本额（PR）而不是还本付息额（TDS）。回归得到
NMGUS＝.8628099NMGUS（—1）
（23.24）
+.6706126EX—.6164033IMIN
（23.68） （22.46）
+.497307NRT—1364.018D89
（11.14） （12.76）
—34892.16D92—12166.97D93
（35.97）（12.76）
（1978—1994） （10）
R[2]（ADJ）＝0.998 S.E＝602.70 F＝1417DW＝2.05 RMSP＝0.123
由《国际金融统计》可知，D92主要是由储备价值重估（REVALUATIONS 209.94亿美元）和较大的误差与遗漏项（82.11亿美元）引起的，D93则主要是由过大的误差与遗漏（100.96亿美元）引起的，D89的系数较小，但能明显提高模型的精度。上述回归方程的各项统计检验都令人满意，但由于改革开放初期我国的外汇储备水平太低，模拟时相对误差较大，不过这种误差只发生在1982年以前，1983年以后的模拟误差都较小（在0.6%—8%之间）。结果表明，我国总出口每增加1百万美元，外汇储备增加67.1万美元；总进口每增加1百万美元，外汇储备减少61.6万美元；净资本流入每增加1百万美元，外汇储备增加49.7万美元；上年外汇储备每增加1百万美元，当年外汇储备增加86.3万美元。改革开放以来我国有巨额资本流入，却很少出现贸易逆差，流入的外汇未充分转化为进口和外汇储备，说明存在着相当大的资本流出或外汇流失，外汇管理的改进余地仍是很大的。
6.进口方程
由于利息支付已由前面的方法估算出来，我们只需估计非利息商品和劳务进口即可，定义
IM＝IMIN—INTLIM＝Ln（IM）
决定进口的因素主要包括可用外汇（FEE）、汇率（ERWF人民币元／美元）、国民生产总值（GNPX，亿元人民币）和进口价格水平，由于我国进口价格指数到1990年就不再公布，我们只能用前三者作解释变量。定义
FEE＝EX+DIS+FI+TR+NFDS—TDS—DNMGUS
（11）
LFEE＝Ln（FEE）（12）
LGNPXWF＝Ln（GNPX／ERWF100） （13）
其中DNMGUS＝NMGUS—NMGUS（1） （14）
GNPX／ERWF100就是用百万美元表示的国民生产总值，采用双对数模型，回归得到
LIM＝.800567LFEE+.1609065LGNPXWF
（25.12）（6.01）
—.1473989D828384+.1000742D85
（4.49） （2.13）
—.2611019D92 （15）
（4.96）
R[2]（ADJ）＝0.994 S.E＝0.045 F＝602 DW＝2.13 RMSP＝0.004 （1979—1994）
则有IM＝EXP（LIM） （16）
IMIN＝IM+INT （17）
尽管没有进口价格指数，方程仍有较好的解释能力和统计检验特性。结果表明，可用外汇每增加1%使得进口增加0.80%；国民生产总值每增加1%使进口增加0.16%；汇率每上升1%，进口下降0.16%。D828384系数相当大，是当时我国农村经济改革成功，国内供给充足，城市经济改革尚未全面铺开，同时短期外债迅速上升而进口需求明显偏低的反映；D85可能是由城市经济体制改革铺开造成的正冲击；D92是外汇储备因重估造成的大量下降使FEE不正常上升，而这并不形成真正的进口可用外汇。
7.国民生产总值与全社会固定资产投资的关系
上述各模型中，出现了国民生产总值和全社会固定资产投资两个密切相关的解释变量，找出它们的关系，可提高模型的完整性。根据哈罗德—多马关于一定产出增长必须有相应投资的假设，可得如下模型：
GNPX＝.8263571CNPX（—1）+1.088825TI
（46.77） （24.63）
+668.3701D80—799.5815D93
（3.36）（3.23）
—1979.598D95
（7.41）
+[MA（2）＝—1.016131，BACKCAST＝1979]
（18）
（12.12）
R[2]（ADJ）＝0.9998 S.E＝192.58 F＝21065 DW＝1.79 RMSP＝0.016
结果表明，国民生产总值除受其滞后影响外，还受固定资产投资的较大影响。
二、中国外债与宏观调控：模型联立分析
联立以上各回归方程，得到我国外债内生形成模型，这就为分析外债形成机制及其与宏观经济调控的关系建立了一个完整框架。
1.联立模型及其误差分析
联立（1）—（18）式，得到完整的联立方程组模型，模型中共有18个方程，其中8个行为方程，10个定义方程，它们分别对应18个内生变量，8个被解释变量，10个定义内生变量。外生变量共有6个。模型中共出现14个共22次虚拟变量，如前所述，它们对基本经济行为关系（如DIS、LTDIMF、TDS方程）和统计检验无多大影响，但能明显减少模型联立运行的误差，短期外债方程、外汇储备方程和进口方程中出现的虚拟变量还具有明确的经济政策含义。利用模型进行样本期模拟，计算出主要内生变量的平均相对误差和均方根相对误差如下表：
分析结果表明，除外汇储备模拟的均方根相对误差大于10%以外，其他内生变量的模拟误差都较小，可见模型的精度是比较高的。
2.系统运行机制及其与宏观调控关系的分析
这一联立模型描述了一个完整的内生外债系统，从中不仅能清晰地看出我国外债的形成机制及其运动规律，还能分析宏观经济对外债形成的影响。系统中，短期外债和长期外债具有不同的形成机制。短期外债形成机制比较简单，它直接由全社会固定资产投资的增长率（LTI：反映宏观经济形势）和各种偶然冲击因素决定，基本上不受外债系统其它变量的影响，这显然是一种极大的简化，但模型的精度表明这种简化是可接受的。我国（长期）外债实际支用额直接由全社会固定资产投资、净外商直接投资和外汇储备决定，其它各种因素都是通过外汇储备间接影响外债实际支用额的。同时，净新增长期外债、短期外债存量变动额和净外商直接投资（直接并通过进口间接）影响外汇储备，形成一个循环复杂的互动系统。模型中进口和外汇储备也是互动的，进口影响外汇储备，外汇储备反过来影响进口。净新增长期外债通过还本付息机制和存量积累机制，与短期外债存量一起形成总外债存量。国民生产总值方程的加入使模型减少一个外生变量，提高了系统的完整性。
外债管理作为宏观经济管理的重要组成部分，我们不仅应看到借用外债对宏观经济的影响，也应知道宏观经济运行对外债的影响。模型中六个外生变量可分为两类，一类是政府可直接调控的，即全社会固定资产投资和汇率；一类是政府不能直接调控的，包括净外商直接投资、总出口、净转移支付和外债综合利率。外汇储备在模型中尽管是一个内生变量，实质上外汇储备方程是一个描述政府宏观外汇调控政策的行为方程，而这种政策本身又是可调整的（可表现在解释变量系数的改变和对进口可用外汇的影响上），如果政府外汇储备政策有重大改变，该方程就会发生结构变化。模型说明我国固定资产投资是外债形成的最主要原因。全社会固定资产投资除直接形成对外债实际支用额的需求外，其增长率是使短期外债存量上升的主要原因，它还通过增加国民生产总值推动进口，进而通过外汇储备对外债发生间接影响。汇率通过进口和外汇储备影响外债，人民币贬值（ERWF上升）使进口减少、外汇储备上升，从而使外债实际支用额减少。随着我国外汇储备迅速增加，政府外汇储备政策对外债形成的影响会越来越大。其余四个外生变量，都是不能完全由我国国民经济系统内部决定的，但可以通过各种政策使其发生有利于我国国民经济和外债健康发展的影响。为减少外债，控制其过快增长，可以通过提高信誉、谈判和债务管理水平来降低综合利率，还可通过改善投资环境，引进更多外商直接投资、促进出口、争取更多净转移支付等办法来达到控制外债的目的。
3.中国外债与宏观调控：乘数分析
为定量分析各外生变量对外债的影响，我们计算其乘数。先用外生变量实际观测值模拟得到内生变量控制解，然后给定某一外生变量的扰动量（为该外生变量当年实际值的+10%），其他外生变量不变，重新模拟得到内生变量扰动解，再按下述公式计算得到乘数：
乘数＝（扰动解—控制解）／扰动量
每一个内生变量对应每一个外生变量，在每一年均有一个乘数，限于篇幅本文不列出这些乘数。下表是主要内生变量的平均乘数：
分析这些乘数，可得以下结论：
（1）乘数效应及其变化趋势
所有外生变量对除短期外债存量和国民生产总值外的全部被解释变量都具有乘数效应；短期外债和国民生产总值只受全社会固定资产投资影响，其它外生变量对它们的乘数均为零。
全社会固定资产投资对短期外债存量（STD）的乘数在整个样本期内是递减的，这是因为短期外债与全社会固定资产投资的增长率呈线性关系，随着全社会固定资产投资规模的增长，它每变动1亿元引起其增长率变动是逐渐减小的；
综合利率对除国民生产总值和短期外债存量外的所有内生变量在整个样本期内（对进口自1985年开始，对个别内生变量于1994年出现轻微反常）都有绝对值递增的乘数效应，其符号与正常的经济运行规模一致；
除综合利率外，各外生变量对长期外债存量、总外债存量及与它们密切相关的还本付息（TDS）、利息支付额（INT）的乘数，1990年（个别的为1989或1991年）以前其乘数绝对值上升，这以后其乘数绝对值或下降或没有严格规律，符号与正常的经济运行规律一致。全社会固定资产投资对国民生产总值的乘数效应也表现出这种规律；
除综合利率外，各外生变量对外债实际支用额（DIS）、进口（IM）的乘数比较稳定。
（2）平均乘数
综合利率对所有内生变量（国民生产总值和短期外债除外）都有明显的乘数效应。如果样本期内每年综合利率均降低1%，则使得样本内平均每年外债实际支用额减少419万美元，总外债存量减少1.8亿美元、还本付息减少1712万美元、外汇储备增加2962万美元、进口增加516万美元。可见尽管利率不是我国政府可直接调控的政策变量，但其潜力是大有可挖的；
全社会固定资产投资是政府能直接调控的，其乘数效应十分显著。如果在样本期内每年全社会固定资产投资均增加1亿元人民币，则使得样本期内平均每年外债实际支用额增加390万美元、总外债存量增加1602万美元，还本付息增加126万美元、外汇储备减少405万美元、进口（不包括利息支付）增加440万美元；
汇率也是政府能直接调控的，其乘数效应也十分显著。如果在样本期内，人民币对美元汇率每年均贬值0.01元人民币／美元（ERWF上升0.01），则使得样本期内平均每年外债实际支用额减少78万美元、总外债存量减少328万美元、还本付息减少29万美元、外汇储备增加555万美元、进口（不包括利息支付）减少298万美元；
净外商直接投资对外债实际支用额的平均乘数为—0.85，这表明它对外债实际支用额的总替代能力平均为85%，而由回归方程可知，其直接替代能力为83%。可见净外商直接投资对外债实际支用额并不具有100%的替代能力；
总出口、净转移支付虽然对增加储备有一定作用，但对减少和替代外债的作用很小，其短期调控作用不大。当然从长期来看，发展出口是提高外债清偿能力、控制外债风险的基本出路。
由此可见，我国外债借用行为具有较强的结构刚性，其它外汇来源对外债的替代能力较小。这种结构刚性从我国在大量引进外资的同时，又存在着巨大的外汇流失和资本外流现象表现出来。从前述我国外债形成机制可以看出，造成这种结构刚性的主要原因是全社会固定资产投资和外汇储备政策决定的对外债的结构刚性需求，这是非市场化的经济体制在我国外债形成上的表现。加快外汇体制改革和提高各种外汇来源之间的相互替代能力，可以减弱外债借用行为的结构刚性，这对提高偿债能力和降低借债成本也是很有益的。
三、模型应用：预测
为利用上述模型进行预测，我们必须估计出预测期外生变量的数值，包括国内全社会固定资产投资TI、净外商直接投资额FI、出口EX、净转移支付TR、综合利率R和汇率ERWF。由于最新的《世界债务表（1995—1996）》也只有到1994年的债务数据，我们的预测期为1995—2000年。对已能找到1995年数据的内生变量（外汇储备和进口）我们用“对齐法”[①b]进行了误差调整。我们还根据预测结果计算了与世界债务表口径相同的八个安全指标。限于篇幅，我们只直接列出外生变量估算结果及主要内生变量与常用指标的预测结果。
其中RNMGS＝总储备（包括黄金储备）／总进口；RBEX＝总债务存量B／总出口EX，即债务率；RTDSEX＝还本付息额TDS／总出口EX，即偿债率。
3.预测结果分析
假设我国外债借、用、还行业和各种结构不发生重大改变，且各外生变量的估算也大体符合实际情况，则由预测结果可以看出：（1）未来几年，我国外债实际支用额、总外债存量和还本付息额都将迅速上升，到2000年总外债存量将达到2600亿美元。各债务安全指标也有上升趋势，但仍在国际公认的安全线范围之内，债务率将于2000年接近100%的安全线，这时偿债率仍将明显低于20%的安全线；（2）如果进出口结构和储备政策不发生重大变化，我国外汇储备的增长势头将保持到2000年，届时外汇储备将超过2000亿美元。总储备（假设黄金储备不变）与总进口的比率不仅远超过安全线（国际公认的总储备安全水平为三个月的进口额，即该比率应大于0.25，我国几乎是其三倍），而且呈上升趋势。这样高的储备是外汇资源的巨大浪费，应考虑在适当时候，比如达到世界第一（现为第二）时，调整我国的储备政策，同时加快进口体制改革。
4.应用预测结果时应注意的问题
（1）预测结果以假设经济行为结构不变为前提，由于1994年汇率并轨和其它各项外汇外贸体制改革成功，可能使1994年成为外汇外债长期经济行为结构的转折年，从而使模型预测丧失假设前提。不过经济行为总有一定的连续性，我们的预测期并不长，相信预测结果仍会有一定的参考价值；
（2）预测结果在数值上直接依赖于各外生变量的给定，依赖于我国政府的宏观经济调控政策。如果从不同的角度出发，可能得出预测数值相差很远的结论；
（3）由于我国公布的外债统计数据与世界债务表提供的数据相差很远（几乎达1倍），不能简单地用我国公布的统计数据来检验模型预测的准确性。为了对两者进行比较，建立了统计年鉴上实际借用外债（DISY）与债务表上的外债实际支用额（DIS）的统计关系：
DISY＝.5663185DIS—3013.232D92
（25.3） （3.03）
+[MA（1）＝1.254835，MA（2）＝1.037835，
（30.47）（14.62）BACKCAST＝1983]
R[2]（ADJ）＝0.94 F＝63 S.F＝716 DW＝1.54 （1983—1994）
可见统计年鉴中的实际借用外债平均来看只是《世界债务表》中外债实际支用额的57%左右。
注释：
①a 1980年第一笔IMF贷款因提前偿还而在债务表上没有报告。
①b 参阅：沈力生：“经济预测中预测值与统计值的对齐”，《数量经济与技术经济研究》，1995年第6期。
标签：外汇储备论文; 外汇论文; 外生变量论文; 汇率决定理论论文; 宏观经济论文; 汇率变动论文; 固定资产投资论文; 人民币汇率改革论文; 存量资产论文; 国民生产总值论文; 短期债务论文; 银行论文; 经济论文; 投资论文;