計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文

1、人民幣匯率與國內(nèi)生產(chǎn)總值和外匯儲備的模型的研究一、 問題的提出改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)高速增長，國民經(jīng)濟(jì)繼續(xù)朝著宏觀調(diào)控預(yù)期方向發(fā)展，總體保持較快的運(yùn)行狀態(tài)，國際貿(mào)易迅速發(fā)展，外匯儲備再創(chuàng)新高，人民幣升值一直是國內(nèi)外關(guān)注的焦點(diǎn)問題，匯率受諸多方面的影響。改革開放后，人民幣匯率經(jīng)歷了掛牌價(jià)和調(diào)劑價(jià)的雙軌制階段、匯率并軌后的柔性盯住美元制階段、亞洲金融危機(jī)后的剛性盯住美元制階段、2005年7月21日的匯率制度改革。從1979年至1994年匯率雙軌制階段是人民幣貶值幅度最大的時(shí)期，由1979年的 1.555元貶至1994年的8.619元，貶值幅度達(dá)4.5倍。在匯率雙軌制期間，還存在表面上面額與人民幣等

2、值的外匯兌換券。由于外匯匯率與官方掛牌價(jià)格存在極大的利差，期間存在被政府禁止的外匯黑市。初期以炒賣外匯兌換券為主，之后直接炒賣外幣。改革開放初期，人民幣定價(jià)過高，外匯黑市價(jià)大大高于官方規(guī)定的匯率，前期最高相差近一倍；隨著官方對人民幣的大幅度貶值，漸漸回落直至接近官方掛牌價(jià)；進(jìn)入1990年以后，場外交易的外匯價(jià)格轉(zhuǎn)向弱低于官方掛牌價(jià)，與此同時(shí)，外匯兌換券漸漸淡出市場。從1994年開始到2005年匯率制度改革以前，人民幣兌美元一直維持在8.27元以上。2005年匯率制度改革以后，人民幣漸漸進(jìn)入升值階段，人民幣從匯率在改革前為8.2765元，到2008年7月16日掛牌中間價(jià)升值至6.8128元，升值

3、幅度達(dá)到21.48。由于美國次貸危機(jī)誘發(fā)的全球金融危機(jī)影響，到2008年第四季度中國經(jīng)濟(jì)開始明顯受到影響，人民幣暫時(shí)停止升值。在人民幣升值預(yù)期不斷加強(qiáng)，國際間貿(mào)易摩擦加劇的情況下，匯率問題已經(jīng)成為了一個(gè)熱點(diǎn)話題。這不僅是國內(nèi)關(guān)注的焦點(diǎn)，更是國際關(guān)心的問題。因?yàn)橐粐膮R率不可能只是自己的問題，他必然也會(huì)影響其貿(mào)易伙伴國，對于中國這種大型經(jīng)濟(jì)尤為如此。因此，不管中國喜歡與否，其嚴(yán)格管理的匯率制度都是貿(mào)易伙伴的一項(xiàng)合理擔(dān)憂。溫家寶總理曾在中歐南京峰會(huì)的閉幕式上說過：“我們將保持人民幣在合理、均衡水平上的基本穩(wěn)定。”但是，這并不能抹掉人民幣升值的預(yù)期，因?yàn)槿澜缍寄芨杏X到人民幣是被低估的貨幣，只是說，

4、我們政府有意將這種升值進(jìn)行的更加合理和均衡。二、 研究目的首先我們來了解下相關(guān)的概念，匯率，一種貨幣用另一種貨幣表示的價(jià)格稱為匯率，又稱匯價(jià)，是國際貿(mào)易中最重要的調(diào)節(jié)杠桿，由于世界各國貨幣的名稱不同，幣值不一，所以一國貨幣對其他國家的貨幣要規(guī)定一個(gè)兌換率。國內(nèi)生產(chǎn)總值是一定時(shí)期內(nèi)，一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中所生產(chǎn)的的全部最終產(chǎn)品和提供勞務(wù)的市場價(jià)值的總值。外匯儲備又稱外匯存底，指一國政府保有的以外幣表示的債券，是一個(gè)國家貨幣當(dāng)局持有并可以隨時(shí)兌換外國貨幣的資產(chǎn)，狹義而言，外匯儲備室一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要組成部分，是一國用與平衡國際收支，穩(wěn)定匯率，償還對外債務(wù)的外匯積累，廣義而言，外匯儲備是指以外匯

5、計(jì)價(jià)的資產(chǎn)，包括現(xiàn)鈔、國外銀行存款、國外有價(jià)證券等。外匯儲備是一個(gè)國家國際清償力的重要組成部分，同時(shí)對于平衡國際收支、穩(wěn)定匯率有重要的影響我們根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒得到我國從1981年到2011年這31年匯率、GDP、外匯儲備的數(shù)據(jù)，并建立了經(jīng)濟(jì)模型，由此對各項(xiàng)可能對我國匯率產(chǎn)生影響的因素運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)等方法進(jìn)行了系統(tǒng)深入的分析。并根據(jù)建立的經(jīng)濟(jì)模型，對2012、2013年的人民幣匯率進(jìn)行了預(yù)測，與實(shí)際值相比，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臏?zhǔn)確性。自從我國2001年假如WTO之后，我國全面迎來發(fā)展國際貿(mào)易和本國經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵時(shí)刻。為促進(jìn)我國對外貿(mào)易健康穩(wěn)定，本國經(jīng)濟(jì)保持高速發(fā)展，本論文根據(jù)收集到的最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線

6、性回歸模型分析匯率和各影響因素之間的內(nèi)在聯(lián)系，建立模型，并運(yùn)用多種方法對該模型的無差異性和自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)以及修正。 三、數(shù)據(jù)的收集 假設(shè)影響人民幣匯率的因素，國內(nèi)生產(chǎn)總值和外匯儲備兩個(gè)變量，用與100美元等值的人民幣數(shù)值來近似描述人民幣的匯率水平。收集1981-2011年的數(shù)據(jù)如下：年份X1X2Y1981年4891.5627.08170.51982年5323.3569.86189.251983年5962.6589.01197.571984年7208.0582.2232.71985年9016.0426.44293.661986年10275.1820.72345.281987年12058.622

7、9.23372.211988年15042.8233.72372.211989年16992.3255.5376.511990年18667.82110.93478.321991年21781.5217.12532.331992年26923.48194.43551.461993年35333.92211.99576.21994年48197.86516.2861.871995年60793.73735.97835.11996年71176.591050.29831.421997年78973.041398.9828.981998年84402.281449.59827.911999年89677.051546.75

8、827.832000年99214.551655.74827.842001年109655.172121.65827.72002年120332.692864.07827.72003年135822.764032.51827.72004年159878.346099.32827.682005年184937.378188.32819.172006年216314.4310663.4797.182007年265810.3115282.49760.42008年314045.4319460.3694.512009年340902.823992683.12010年401512.828473.38676.952011年

9、47310431811.48645.88注:Y表示人民幣的匯率(=100美元) X1表示國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元) X2表示國家外匯儲備(億美元)四、 模型的估計(jì)與調(diào)整根據(jù)理論分析，假設(shè)模型形式是：EViews的最小二乘計(jì)算結(jié)果結(jié)果見表一 Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/18/13 Time: 00:56Sample: 1981 2011Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C289.621834.379828.4241790.

10、0000X10.0073220.00068310.715420.0000X2-0.0940140.009684-9.7080710.0000R-squared0.818227 Mean dependent var610.2297Adjusted R-squared0.805243 S.D. dependent var238.8195S.E. of regression105.3940 Akaike info criterion12.24505Sum squared resid311020.9 Schwarz criterion12.38383Log likelihood-186.7983 F-

11、statistic63.01925Durbin-Watson stat0.627470 Prob(F-statistic)0.000000經(jīng)過參數(shù)估計(jì)的模型方程是： （34.37982） （0.000683） （0.009684）t= (8.424179) (10.71542) (-9.708071) 五、 模型的檢驗(yàn) （一）、對模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)C表示當(dāng)沒有任何經(jīng)濟(jì)變量影響的時(shí)候，人民幣匯率是289.6218，但數(shù)值本身沒有任何意義。表示每當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值增加一個(gè)單位，人民幣匯率的數(shù)值會(huì)相應(yīng)減少0.007322個(gè)單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值合人民幣匯率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。表示每當(dāng)外匯儲備的數(shù)值增加一個(gè)單位

12、，人民幣匯率的數(shù)值就會(huì)相應(yīng)減少0.094014個(gè)單位，外匯儲備和人民幣匯率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。符合經(jīng)濟(jì)學(xué)知識，模型通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。（二）、對模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1、調(diào)整后的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)=0.805243，說明人民幣匯率中80.5243%可由國內(nèi)生產(chǎn)總值和國家外匯儲備解釋，擬合優(yōu)度比較好。 2、整體線性關(guān)系檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）：Prob(F-statistic)<0.05,整體線性關(guān)系顯著 3、回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)） 因?yàn)閲鴥?nèi)生產(chǎn)總值和國家外匯儲備的P值均小于0.05，所以通過t檢驗(yàn)，對人民幣匯率均有線性顯著性影響。 （三）、對模型進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)：1、異方差檢驗(yàn)1）、圖示法檢驗(yàn)：由上圖可以看

13、出，殘差平方e2對解釋變量X的散點(diǎn)圖主要分布在圖形的下三角形，大致看出殘差平方e2隨x的變動(dòng)呈現(xiàn)增加的趨勢，因此，模型很可能存在異方差，但是否存在異方差還應(yīng)通過更進(jìn)一步的檢驗(yàn)。2）對上面模型進(jìn)行white檢驗(yàn)有white檢驗(yàn)結(jié)果可以知道，nR=4.697877,此輔助回歸模型中有5個(gè)解釋變量，所以自由度為5，在給定顯著性水平=0.05，查分布表，的臨界值為(5)=11.0705，因?yàn)閚R=4.697877<(5)=11.0705,所以不應(yīng)拒絕原假設(shè)，表明模型中隨機(jī)誤差不存在異方差。3）、進(jìn)一步進(jìn)行G-Q檢驗(yàn)樣本一的檢驗(yàn)結(jié)果如下：樣本二的檢驗(yàn)結(jié)果如下：樣本一的殘差平方和是=8516.188

14、,樣本二的殘差平方和是=2152.636，則F統(tǒng)計(jì)量是：F=0.2527699，在=0.05，分子分母自由度均為8，查F分布表的臨界值F（8,8）=3.44，因?yàn)镕=0.2527699< F（8,8）=3.44，所以不應(yīng)拒絕原假設(shè)，表明模型不存在異方差。2、自相關(guān)檢驗(yàn)1）、圖示法檢驗(yàn)：檢驗(yàn)結(jié)果如下通過圖示檢驗(yàn)可以看出，殘差值有逐漸增大的趨勢，預(yù)示著序列呈現(xiàn)正相關(guān)性，需要進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。2）、對上面模型做D-W檢驗(yàn)使用普通最小二乘法估計(jì)的模型結(jié)果可以知道DW=0.627470，對樣本容量是31、兩個(gè)解釋變量的模型、5%顯著性水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，d=1.297,d=1.570. 模型中D

15、W< d,顯然模型中有自相關(guān)性，驗(yàn)證了殘差圖檢驗(yàn)結(jié)果。3）、自相關(guān)的處理選用廣義差分法解決模型自相關(guān)問題對殘差序列進(jìn)行之后一期的自回歸，實(shí)驗(yàn)結(jié)果如下：得回歸方程：=0.655774e,既自相關(guān)系數(shù)是=0.655774，對模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程為：Y-0.655774Y=C（1-0.655774）+C（X-0.655774X）+C（X-0.655774X）+v得出實(shí)驗(yàn)結(jié)果如下：實(shí)驗(yàn)結(jié)果可知DW=1.552206，查1%顯著性水平的DW統(tǒng)計(jì)值可知，d=1.070,d=1.339,由于DW=1.552206> d=1.339,說明在1%的顯著性水平在廣義差分方程模型已無自相關(guān)

16、：由差分方程e=0.655774e得C=152.7985/(1-0.655774)=443.890061因此我們得到的最終模型是Y=443.890061+0.004408X-0.057204X六、 本文小結(jié)近幾年來,我國由于貿(mào)易和非貿(mào)易順差、國外資本對我國的直接投資和我國在國外融資的不斷發(fā)展,我國的外匯儲備急劇增加,其速度幾乎以每個(gè)工作日近一億美元的速度遞增,截止到1996年年底,已達(dá)1050億美元以上。外匯儲備的持續(xù)增長,標(biāo)志著我國綜合國力的增強(qiáng),使我國的外債清償能力和經(jīng)濟(jì)的安全性明顯提高,也使國家的銀行結(jié)存外匯規(guī)模不斷擴(kuò)大,為人民幣走向可自由兌換提供了可靠的資金保證,可以加快人民幣可自由兌換的步伐。但同時(shí)也對我國人民幣的匯率產(chǎn)生了一定的影響。實(shí)際上國內(nèi)生產(chǎn)總值對人民幣匯率產(chǎn)生的影響是多方面的，其中