影響人民幣匯率變動(dòng)因素的實(shí)證分析

1、影響人民幣匯率變動(dòng)因素的實(shí)證分析摘要：隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)以及貿(mào)易順差的逐年擴(kuò)大，人民幣不斷升值，人 民幣的匯率問(wèn)題也成為了世界關(guān)注的焦點(diǎn)。而影響人民幣匯率變動(dòng)的因素主要包 括中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、國(guó)際收支及通貨膨脹率等，本文試從理論和實(shí)證角度深 入分析影響人民幣匯率變動(dòng)的主要因素與匯率變動(dòng)的關(guān)系，通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的多 種檢驗(yàn)方法對(duì)之驗(yàn)證分析。關(guān)鍵字：人民幣匯率國(guó)際收支gdp通脹率外匯儲(chǔ)備當(dāng)今全球經(jīng)濟(jì)一體化背景下，匯率研究不僅是貨幣金融一個(gè)重要的方面，而 且在整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)中都備受關(guān)注。在激烈變化的國(guó)際國(guó)內(nèi)環(huán)境中，匯率是居于核 心地位的變量，匯率是一個(gè)國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)的主要調(diào)控手段和經(jīng)濟(jì)杠桿之一，對(duì)國(guó)

2、 民經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著重要的作用，大多數(shù)國(guó)家都利用匯率作為促進(jìn)國(guó)際收支平衡、調(diào) 節(jié)貨幣流通和發(fā)展本國(guó)經(jīng)濟(jì)的主要手段。因此，對(duì)影響人民幣匯率的因素進(jìn)行深 入透徹的定性分析和定量分析將有助于我們準(zhǔn)確預(yù)測(cè)人民幣匯率未來(lái)的發(fā)展趨 勢(shì)，并制定適用于中國(guó)開(kāi)放經(jīng)濟(jì)的匯率、貨幣政策等經(jīng)濟(jì)政策。一、影響人民幣匯率變動(dòng)的因素（一）國(guó)際收支差額國(guó)際收支變化是決定人民幣匯率的重要因素，它是衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)對(duì)外開(kāi) 放的主要指標(biāo)，各國(guó)政府對(duì)國(guó)際收支的狀況都非常重視。簡(jiǎn)而言之，國(guó)際收支是 一國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的各種收支的總和，而國(guó)際收支差額二經(jīng)常項(xiàng)目收支差額+ 資本往來(lái)項(xiàng)目收支差額。它反映了外匯市場(chǎng)供給變化對(duì)人民幣匯率的影響。一般

3、 情況下，國(guó)際收支變動(dòng)決定匯率的屮長(zhǎng)期走勢(shì)。隨著中國(guó)改革開(kāi)放的不斷深入, 中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)交往日益頻繁，國(guó)際收支規(guī)模不斷擴(kuò)大。順差的增大將會(huì)抑制人民 幣的升值。（二）gdp近年來(lái)國(guó)內(nèi)牛產(chǎn)總值快速增長(zhǎng)，對(duì)人民幣匯率的變動(dòng)有著深遠(yuǎn)的影響。其影 響主要表現(xiàn)在：一是中國(guó)經(jīng)濟(jì)是以出口為導(dǎo)向的，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促使更多岀口產(chǎn)品的 生產(chǎn),擴(kuò)大貿(mào)易差額，進(jìn)一步加大人民幣升值的壓力;二是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率高使得我國(guó) 貨幣在外匯市場(chǎng)上被看好，人民幣在國(guó)際市場(chǎng)上的地位增強(qiáng)，促使人民幣匯率有 上升趨勢(shì)。（三）通貨膨脹率通貨膨脹是一種貨幣現(xiàn)象，指貨幣發(fā)行量超過(guò)流通中實(shí)際所需要的貨幣量而 引起的貨幣貶值現(xiàn)彖。通貨膨脹率的高低是影響匯率變化的

4、基礎(chǔ)性因素，如果一 國(guó)的貨幣發(fā)行過(guò)多，流通中的貨幣量超過(guò)了商品流通過(guò)程中的實(shí)際需求，就會(huì)造 成通貨膨脹。通貨膨脹使一國(guó)的貨幣在國(guó)內(nèi)購(gòu)買(mǎi)力下降，使貨幣對(duì)內(nèi)貶值，在其 他條件不變的情況下，貨幣對(duì)內(nèi)貶值，必然引起對(duì)外貶值。若中國(guó)的通貨膨脹率 相對(duì)美國(guó)的通貨膨脹率上升，人民幣的相對(duì)幣值也就是說(shuō)其購(gòu)買(mǎi)力在下降，人民 幣升值的壓力將緩解。相反若美國(guó)的通貨膨脹率高于中國(guó)的通貨膨脹率，則美元 的幣值在下降，人民幣的幣值相對(duì)上升，人民幣會(huì)有升值的壓力。目前中國(guó)的通 貨膨脹率雖有下降的趨勢(shì)，但仍高于美國(guó)的通貨膨脹率，人民幣的幣值相對(duì)下降, 人民幣升值壓力也將得到一定緩解。（四）外匯儲(chǔ)備指一國(guó)政府所持有的國(guó)際儲(chǔ)備資

5、產(chǎn)屮的外匯部分，即一國(guó)政府保有的以外幣 表示的債權(quán)。外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國(guó)家國(guó)際清償力的重耍組成部分，同時(shí)對(duì)于平衡國(guó) 際收支、穩(wěn)定匯率有重要的影響。目前，不斷增長(zhǎng)的貿(mào)易順差使得中國(guó)的外匯儲(chǔ) 備急劇增加，2011年6月末，中國(guó)的外匯儲(chǔ)備達(dá)31811億美元，居世界第一位。 較2010年增加了 3338億美元。中國(guó)目前外匯儲(chǔ)備的各項(xiàng)指標(biāo)已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于國(guó)際 警戒線，外匯儲(chǔ)備的增加在長(zhǎng)期內(nèi)影響著人民幣名義和實(shí)際有效匯率。按照現(xiàn)代 金融學(xué)理論，外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)對(duì)推動(dòng)人民幣升值是有直接的因果關(guān)系的。但實(shí)際 效應(yīng)并非如此。外匯儲(chǔ)備在中央銀行資產(chǎn)負(fù)債表中與國(guó)內(nèi)信貸一起作為資產(chǎn)，而 基礎(chǔ)貨幣作為負(fù)債。在強(qiáng)制結(jié)售匯制度下，若

6、大量出口導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備增多，則會(huì) 迫使中央銀行發(fā)放更多的基礎(chǔ)貨幣，并通過(guò)貨幣乘數(shù)效應(yīng)使貨幣供應(yīng)量更人幅度 的增多，導(dǎo)致貨幣的供大于求，引起通貨膨脹，通過(guò)通脹又引起人民幣貶值。二、模型建立（一）模型數(shù)據(jù)說(shuō)明：本研究報(bào)告的數(shù)據(jù)國(guó)際收支和gdp來(lái)源于“國(guó)家統(tǒng)計(jì)局”， 通貨膨脹率來(lái)源于“中國(guó)統(tǒng)計(jì)網(wǎng)”，外匯儲(chǔ)備來(lái)源于“國(guó)家外匯管理局” 采集 數(shù)據(jù)的區(qū)間為1992年2011年。年份人民幣對(duì)美元 匯率（元）國(guó)際收支差額（萬(wàn)美元）gdp （億元）通脹率（%）外匯儲(chǔ)備（億美元）1992551.46615, 000. 0026, 923. 486.4194. 431993576.21, 157, 000. 0035

7、, 333. 9214.7211.991994861.874, 030, 200. 004& 197. 8624. 1516.21995835. 14, 029, 300. 0060, 793. 7317. 1735. 971996831.424, 720, 900. 0071, 176. 59& 31050. 291997828. 985, 797,810. 0078, 973. 032.81398.91998827.912,514, 999. 0584, 402. 28-0.81449. 591999827. 832, 629, 365. 3589, 677. 05-1.4

8、1546. 752000827. 842, 244, 147. 2799,214. 550.41655. 742001827.75,21& 070. 19109, 655. 170.72121.652002827.76, 771,280. 53120, 332. 69-0.82864.072003827.79, 792, 458. 40135, 822. 761.24032. 512004827. 6817, 709,314. 17159, 878. 343. 96099. 322005819. 1722, 772, 754. 16184,937. 371.88188. 7220067

9、97. 182& 114, 841.00216,314. 431.510663. 442007760.444, 741,421.22265,810.314.815282.492008694. 5146, 069, 471. 52314, 045. 435.919460. 32009683. 144, 172, 669. 20340, 902.81-0. 723991. 522010676. 9552, 467, 501.57401,512.803.328473.382011645. 8840, 156,719. 94473, 104. 055.431811.48（-）擬合模型yt=po

10、 + plzi t+p2 z2 t+p3 x3t+p4 x4t+ut其中:ytzitz2tx3t人民幣對(duì)美元匯率的對(duì)數(shù)國(guó)際收支差額的對(duì)數(shù)gdp的對(duì)數(shù)通貨膨脹率外匯儲(chǔ)備隨機(jī)誤差項(xiàng)po> bl、仮、p3待定系數(shù)三、模型回歸利用eviews軟件用ols法進(jìn)行回歸得到結(jié)果如下:dependent variable: y1 method: least squares date: 12/20/13 time: 01:21 sample: 1992 2011 included observatio ns: 20variablecoeffidentstd. errort-statisticprob.2.

11、6322690.7483793.5172950.00310.0351930.0493330.7133730.48660.4048410.1185643.4145440.00380.0092620.0041392.2375100.0409-2.83e-054.07e-06-6.9557680.0000r-squared0.785403mean dependent var6.535570adjusted r-squared0728178s d dependent var0133393s.e of regression0.069547akaike jnfo criteri on2.281318sum

12、 squared resid0.072551schwarz criterion-2.032385log likelihood27.81318hannan-quinn enter.-2.232723f-statistic1372464durbin-watson stat1.479127prob(f-statistic)0.000067yt=2.632269 -0.035193 乙汁0.40484lz2t+0.009262 x3r0.0000283x4tt (3.517295) (-0.713373) (3.414544)(2.237510) (-6.955768)r2 =0.728178f=13

13、.72464四. 模型檢驗(yàn)(-)經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說(shuō)明，在假定其他變量不變的情況下，國(guó)際收支差額每增加1%,平均來(lái)說(shuō)人民幣對(duì)美元匯率減少0. 035193%；在假定其他變量不變的情況下, gdi)每增加1%,平均來(lái)說(shuō)人民幣對(duì)美元匯率增加0. 404841%；在假定其他變量不 變的情況下，通貨膨脹率每增加1%,平均來(lái)說(shuō)人民幣對(duì)美元匯率增加0. 009262%； 在假定其他變量不變的情況下，外匯儲(chǔ)備每增加1%,平均來(lái)說(shuō)人民幣對(duì)美元匯 率減少0. 0000283%,在這里，外匯儲(chǔ)備的增加反而了導(dǎo)致人民幣貶值，這是因 為雖然按照現(xiàn)代金融學(xué)理論，外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)對(duì)推動(dòng)人民幣升值是有直接的因果 關(guān)系的。但

14、實(shí)際效應(yīng)并非如此。外匯儲(chǔ)備在屮央銀行資產(chǎn)負(fù)債表中與國(guó)內(nèi)信貸一 起作為資產(chǎn)，而基礎(chǔ)貨幣作為負(fù)債。在強(qiáng)制結(jié)售匯制度下，若大量出口導(dǎo)致外匯 儲(chǔ)備增多，則會(huì)迫使中央銀行發(fā)放更多的基礎(chǔ)貨幣，并通過(guò)貨幣乘數(shù)效應(yīng)使貨幣 供應(yīng)量更大幅度的增多，導(dǎo)致貨幣的供大于求，引起通貨膨脹，通過(guò)通脹乂引起 人民幣貶值。所以上述結(jié)果與理論分析與經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。()統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)_由ols冋歸得到的中數(shù)據(jù)可以得到聲=0. 73,這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合不是 非常好°2、變量的顯著性檢驗(yàn)(t檢驗(yàn))提出原假設(shè)：ho： p j=0 (j=0, 1,2, 3, 4),備擇假設(shè):ho： bjho (j=0, 1,2,

15、3,4)給 定顯著性水平q二0.05,查t分布表得自由度為n-k=15的臨界值ta/2 (n-k) =2. 13145o由表中數(shù)據(jù)可得bo、b 1、b2、b3、b4對(duì)應(yīng)t統(tǒng)計(jì)量分別為3517295、 -0.713373、3.414544、2.237510、-6. 955768,其中 bo、b 2、b 3、b4 的 t 統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值大于2.13145,說(shuō)明這幾個(gè)系數(shù)均顯著，都應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，b1 的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值小于2.13145,應(yīng)該接受原假設(shè)。也就是說(shuō)gdp、通貨膨脹率 已經(jīng)外匯儲(chǔ)備對(duì)被解釋變量人民幣對(duì)美元匯率有顯著的影響，而國(guó)際收支差額對(duì) 被解釋變量人民幣對(duì)美元匯率沒(méi)有顯著的影響。3、方程

16、的顯著性檢驗(yàn)(f檢驗(yàn))針對(duì)ho： b j二0 (j=l, 2, 3, 4),給定顯著性水平a二0.05,在f分布表 中查出臨界值f (4, 15)=5.86。由表中得到f二13.72464,由于f =13. 72464> f (4, 15) =5.86,應(yīng)拒絕原假設(shè)ho： p j=0 (j=l, 2, 3, 4),說(shuō)明回歸方程顯 著，即gdp、通貨膨脹率及外匯儲(chǔ)備對(duì)人民幣對(duì)美元匯率有顯著影響。由于國(guó)際收支差額不顯著，剔除這個(gè)變量得回歸模型：dependent variable: y1 method: least squares date: 12/20/13 time: 02:47 sam

17、ple: 1992 2011 included observations: 20variablecoefficientstd. errort-statisticprob.2.9651000.5760945.1469010.00010.3286270.05062064920070.00000.0072400.00297024373860.0268-2.71e-053.66e-06-7 4130600.0000r-squared0.778123mean dependent var6.635570adjusted r-squared0736521s.d. dependent var0.133393s

18、.e. of regression0068471akaike info criterion-2.347954sum squared resid0.075013schwarz criterion-2.148807log likelihood27.47954han nan-q uinn criter.-2.309078f-statistic18.70399durbin-watson stat1.268964prob(f-statistic)0.000018yt=2.965100 +0.328627z2t+0.007240x3t-0.0000271x4t (5. 146901) (6.492007)

19、 (2.437386) (-7.413060)r，=0.74f=18.70399五. 異方差檢驗(yàn)(-)殘差圖檢驗(yàn)35,000 q30,000 -25,000 -20,000 -o0o z2 x315.000-e。x410,000-o5,000 -0e0 -w-5,000 -|11111000.004.008.012.016.020.024resid2根據(jù)殘差圖顯示應(yīng)該存在異方差。(二) goldfcld-quandt 檢驗(yàn)將數(shù)據(jù)按z2t的大小排序，不去除中間項(xiàng)，分為兩組，每組10個(gè)觀測(cè)值。提出原假設(shè)：h0：。2二。2八2 備擇假設(shè)：ho： o2h。2八2variablecoefficients

20、td. errort-statisticprob.c0 5893812.1188570.2781600.7902z20.5535730.2093622.6440910.0383x30 0081960.0047231.7353240.1334x4-0.0001230.0001760.6993700.5105r-squared0 884692mean depende ntvar6.647419adjusted r-squared0.827038s.d. dependent var0.165693s e of regression0 068909akaike info criterio n-2222

21、872sum squared resid0.028491schwarz criteri on-2.101838log likelihood15.11436hann an-ouinn enter.-2.355646f-statistic15.34488durbin-watson stat2.691514prob(f-statistic)0.003205dependent variable: y1 method: least squares date: 12/20/13 time: 03:19 sample: 2002 2011 included observations: 10variablec

22、oefficientstd. errort-statisticprob.6.1348851.2749464.8118770.00300.0538050.1090830.4932510.63940.0006570.0042450.1548700.8820-1.16e-054.68e-06-2.4832290.0476r-squared0.961959mean dependent var6.623720adjusted r-squared0.942938s.d. dependent var0.098987s e of regression0023646akaike info criterion4.

23、362098sum squared resid0.003355schwarz criterion-4.241064log likelihood25.81049hann an-q uinn enter.-4.494873f-statistic50.57464durbin-watson stat1.586675prob(f-statistic)0.000119構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量f二(ssr2/df2) /(ssrl/dfl)，該統(tǒng)計(jì)量服從自由度分別為6的 f分布。f二(0. 003355/6)/(0. 028491/6)=0. 117756<fo.os(6, 6)=4. 28 所以接受原假設(shè)，拒絕備

24、擇假設(shè)，冋歸模型不存在異方差。六、序列相關(guān)檢驗(yàn)（一）拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn) 生成yt的滯后項(xiàng)yt-1 對(duì) yt-l、z2、x3、x4 進(jìn)行 ols 冋歸dependent variable: y2 fvlethod: least squares date: 120/13 time: 03:40 sample （adjusted）: 1993 2011 included observations: 19 after adjustmentsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob.-1365.595699.8656-1.9512250.0700193.49

25、4661.078073.1679880.00642.1052102.8406260.7411080.4701-0.0158390.003944-4.0158970.0011r-squared0.700336mean dependent var774.2474adjusted r-squared0.640404sd. dependent var92.32191s.e. of regression55.36207akaike info criterion11.05033sum squared resid45974.38schwarz criterion11.24916log likelihood1

26、00.9781hannan-quin n enter.11.08398/statistic11.68538durbi n-watson stat1.357274prob（f-statistic）0.000330計(jì)算 lm= （n-1） *ra2=19*0.70=13.3當(dāng) a 二0. 05 時(shí),查表得 （19）=10. 11所以拒絕自相關(guān)系數(shù)p二0的原假設(shè)，說(shuō)明存在序列相關(guān)。（二）自相關(guān)的克服廣義差分法dw= 1.269,則 p l-d/2二0.3655生成 yyt=yt-0. 3655*yt-1zz2t=z2t-0. 3655*z2（t-i）xx3t=xst-0. 3655*xs（t-i）x

27、x4t=xit-0. 3655*x4（t-i）得到如下結(jié)果:variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c24870000.7995793.1103870.0072zz20.2453680.1100652.2293130.0415xx30.0059310.0037331.5888280.1330xx4-2.21 e-056.78e-06-3.2668180.0052r-squared0.555745mean depende ntvar4.224096adjusted r-squared0.466894sd. dependent var0.08755

28、6s e of regression0 063929akaike info criterion-2477437sum squared resid0.061303schwarz criterio n-2.278607log likelihood27.53565hannan-quinn enter.-2.443787f-statistic6.254789durbin-watson stat2.170519prob(f-statistic)0.005750得到 dw=2. 171查表得 dl二 1 du二 1.68根據(jù)判定規(guī)則，不存在自相關(guān)。消除了自相關(guān)后的模型為：yt=2.487 +0.24536

29、82（+0.00593 lx3r0.000022 ix4七. 多重共線性檢驗(yàn)（-）多重共線性檢驗(yàn)從回歸結(jié)果的系數(shù)以及t值我們可以看出模型可能存在多重共線性，下面我 們計(jì)算出解釋變量的相關(guān)系數(shù)。解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如下：® group: untitled workfile: untltled2:：untitled- b xview proc object print name freeze sample sheet statsspeccorrelationz172x3x4z11.0000000.944087-a2501020.828291220.9440871.000000-0.45

30、25580.879552x3-0.250102-0.4525581.00000 匚-0 203818x40.8282910.879552-0.2038181.000000三4l川由圖可知zl、z2與x4三者之間存在很高的相關(guān)性。(-)frisch綜合分析法分別求出yt對(duì)zlt、z2t、x3t和x4t的回歸方程variablecoeffidentstd. error t-statisticprob.c6.5520530.37335517.549110.0000z10.0052360.0233280.2244490.8249r-squared0.002791mean dependent var6.

31、635570adjusted r-squared-0.052610s.d. dependent var0.133393s.e. of regression0.136857akaike info criterion-1.045117sum squared resid0.337138schwarz criterion0.945544log likelihood1245117han n 合 nquinn enter.-1.025680f statistic0.050377durbin-watson stat0.515311prob(f-statistic)0.824936dependent vari

32、able: y1 method: least squares date: 120/13 time: 04:27 sample: 1992 2011 included observations: 20variablecoefficientstd. error t-statisticprob.c6.6254860.45884914.439370.0000z20.0008600.0390390.0220250.9827r-squared0.000027mean dependent var6.635570adjusted r-squared-0.055527s.d. dependent var0.13

33、3393s.e of regression0.137047akaike info criterion-1.042349sum squared resid0.338073schwarz criterion-0.942776log likelihood1242349hannan-quinn enter.-1 022912fatalistic0.000485durbin-watson stat0.528838prob(f-statistic)0.982670variablecoefficientstd. error t-statisticprob.c6.6469360.038203173.98850

34、.0000x3-0.0023050.004682-0.4923790.6284r-squared0.013290mean dependent var6.635570adjusted r-squared0.041528s.d. dependent var0.133393s.e. of regression0.136135akaike info criterion-1.055701sum squared resid0.333589schwarz criterion-0.956128log likelihood1255701han n 合 nquinn enter.-1.036264f-statis

35、tic0.242437durbin-watson stat0.600917prob(f-statistic)0.628403dependent variable: y1 method: least squares date: 120/13 time: 04:28 sample: 1992 2011 included observations: 20variablecoefficientstd. error t-statisticprob.c6.6772330.036397183.45420.0000x4-5.15e-062.85e-06-1.8094290.0871r-squared0.153

36、898mean dependent var6.635570adjusted r-squared0.106892s.d. dependent var0.133393s.e of regression0.126063akaike info criterion-1.209438sum squared resid0.286052schwarz criterion-1.109865log likelihood1409438hannan-quinn enter.-1.190000f-statistic3.274033durbin-watson stat0.605122prob(f-statistic)0.

37、087116（三）逐步凹?xì)w選擇yt與x3t的回歸方程作為基木回歸方程。1、加入z2t得回歸結(jié)果：variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c6.7643300.53751212.584510.0000z20.0097850.0446850.2189870.8293x30.0028400.005395-0.5264070.6054r-squared0.016065mean dependent var6.635570adjusted r-squared0.099692s.d. dependent var0.133393s.e. of regressi

38、on0.139885akaike info criterion-0.958518sum squared resid0332650schwarz criterion-0809158log likelihood12.58518hannan-q uinn criter.0.929362f-statistic0.138785durbin-watson stat0.625352prob(f-statistic)0.871392模型的擬合優(yōu)度很低，且新加入的變量顯著性不高，因此不保留z2t。2、加入zlt得冋歸結(jié)果：dependent variable: y1method: least squaresda

39、te: 120/13 time: 04:42sample: 1992 2011included observations: 20variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c6.6058360.40130716.460790.0000z10.0025370.0246530.1029080.9192x3-0.0021770.004975-0.4377060.6671r-squared0.013904mean dependent var6.635570adjusted r-squared0.102107s o. dependent var0.13339

40、3s.e. of regression0.140038akaike info criterion-0.956324sum squared resid0.333381schwarz criterion0.806964log likelihood12.56324hann an-q uinn criter.-0.927167f-statistic0.119850durbin-watson stat0.589009prob(f-statistic)0.887796模型的擬合優(yōu)度很低，且新加入的變量顯箸性不高，因此不保留z2t。3. 加入x4t得回歸結(jié)果:variablecoefficientstd.

41、errort-statisticprob.c6.7017260.045301147.93650.0000x30.0040740.0044490.9156860.3726x45.70e-062.92e-061.9501150.0679r-squared0.193668mean dependent var6.635570adjusted r-squared0.098806s.d. dependent var0.133393s.e. of regression0.126632akaike info criterion-1.157583sum squ合佗d resid0272606schwarz cr

42、iterion-1 008223log likelihood14.57583hann an-quinn criter.-1.128426statistic2.041568durbin-watson stat0.786952prob(f-statistic)0.160460模型的擬合優(yōu)度雖然很低，但比原先提高了不少，且新加入的變量顯著，因 此保留x4to所以最終得到的冋歸方程為：yt=6. 701726-0. 004074x3t-0. 000057x4t八. 虛擬變量考慮到利率的升降可能會(huì)對(duì)人民幣對(duì)美元匯率產(chǎn)生影響，引入虛擬變量d, 當(dāng)利率較上一年升高時(shí)為1,其他為0。d= 1利率上升0其他并設(shè)函數(shù)為：y