計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)_我國(guó)外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證分析

1、X1X2X3X4X110.7732-0.9051-0.2X20.773210.0042-0.2521X3-0.90510.00421-0.167X4-0.2-0.2521-0.1671我國(guó)外匯儲(chǔ)備影響因素的實(shí)證分析摘要：近年來(lái),我國(guó)的外匯儲(chǔ)備持續(xù)快速增加。截至2011年9月，中國(guó)外匯儲(chǔ)備余額達(dá)到32017億美元。巨額的外匯儲(chǔ)備，固然是綜合國(guó)力的體現(xiàn)，不過(guò)持續(xù)過(guò)快增長(zhǎng)，也給經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了眾多負(fù)面影響，特別是世界金融危機(jī)給我國(guó)外匯儲(chǔ)備帶了巨額損失。隨著外匯儲(chǔ)備的快速增長(zhǎng)，擔(dān)心和爭(zhēng)論也紛至而來(lái)。人們或有懷疑外匯儲(chǔ)備規(guī)模的合理性，或指責(zé)外匯儲(chǔ)備的積累輸入了通貨膨脹，或認(rèn)為人民幣匯率因此而承受了越來(lái)越大的升

2、值壓力，如此等等。本文基于中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀，并用E-views統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)1991-2010年中國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模影響因素的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，從實(shí)證角度揭示了中國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的決定機(jī)制，并對(duì)優(yōu)化外匯儲(chǔ)備規(guī)模提出了相應(yīng)的政策建議。關(guān)鍵詞 外匯儲(chǔ)備 回歸分析 模型檢驗(yàn) FDI一、 文獻(xiàn)綜述（一）外匯儲(chǔ)備的定義外匯儲(chǔ)備，又稱為外匯存底，指一國(guó)政府所持有的國(guó)際儲(chǔ)備資產(chǎn)中的外匯部分，即一國(guó)政府保有的以外幣表示的債權(quán) ，是一個(gè)國(guó)家的中央銀行和其他政府機(jī)構(gòu)所掌握和能支配并可以隨時(shí)兌換外國(guó)貨幣的資產(chǎn)總額。狹義而言，外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要組成部分，是一國(guó)用于平衡國(guó)際收支，穩(wěn)定匯率，償還對(duì)外債務(wù)的外匯積累

3、；廣義而言，外匯儲(chǔ)備是指以外匯計(jì)價(jià)的資產(chǎn)，包括現(xiàn)鈔、國(guó)外銀行存款、國(guó)外有價(jià)證券等。外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國(guó)家貨幣當(dāng)局所持有的用于彌補(bǔ)國(guó)際收支赤字，以維持本國(guó)貨幣匯率穩(wěn)定的國(guó)際間普遍接受的外國(guó)貨幣，外匯儲(chǔ)備是國(guó)際儲(chǔ)備的一部分。國(guó)際儲(chǔ)備包括外匯儲(chǔ)備、黃金儲(chǔ)備、國(guó)際貨幣基金組織(IMF)中的普通提款權(quán)和特別提款權(quán)。外匯儲(chǔ)備在儲(chǔ)備資產(chǎn)中最為重要。外匯儲(chǔ)備是一個(gè)國(guó)家國(guó)際清償力的重要組成部分，同時(shí)對(duì)于平衡國(guó)際收支、穩(wěn)定匯率有重要的影響。外匯儲(chǔ)備是我國(guó)國(guó)際儲(chǔ)備的主要形式。我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模在1980年以后有了很大的增長(zhǎng)，促進(jìn)了宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定和發(fā)展。（二）我國(guó)外匯儲(chǔ)備的現(xiàn)狀1.外匯儲(chǔ)備迅速增長(zhǎng)我國(guó)外匯儲(chǔ)備余額早在200

4、6年9月末就突破萬(wàn)億美元，截至2011年9月，中國(guó)外匯儲(chǔ)備余額達(dá)到32017億美元。歷年外匯儲(chǔ)備表顯示，在1979年之前，我國(guó)外匯儲(chǔ)備從來(lái)沒(méi)有超過(guò)l0億美元，甚至在幾個(gè)年頭還是負(fù)值。但隨著我國(guó)改革開(kāi)放，經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，貿(mào)易高速發(fā)展，以及我國(guó)長(zhǎng)年內(nèi)需不足，導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備一直保持增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，且增長(zhǎng)的速度快，強(qiáng)度大。 2001年以后我國(guó)的外儲(chǔ)備增速加大，2003年突破千億美元，進(jìn)入2006年，在我國(guó)實(shí)行新的人民幣匯率形成機(jī)制之后，外匯儲(chǔ)備增長(zhǎng)速度不但未減反而繼續(xù)上升，第一季度增加562億美元，總規(guī)模超過(guò)13本，居世界首位。美國(guó)紐約時(shí)報(bào)的社論曾用“中國(guó)的里程碑”來(lái)評(píng)論中國(guó)萬(wàn)億外匯儲(chǔ)備。2.外匯儲(chǔ)備的幣種結(jié)構(gòu)

5、目前， 全世界主要的儲(chǔ)備貨幣有美元、歐元、日元、英鎊、瑞士法郎等。我國(guó)的外匯儲(chǔ)備幣種也主要包括美元、歐元、日元、英鎊這四種貨幣，而且美元的比重較大，歐元的比重正在逐步上升。目前，我國(guó)外匯儲(chǔ)備幣種結(jié)構(gòu)大致為美元48.85%-52.35% ， 歐元17.14% -24.5% ， 日元18.15%-24.5% ， 其他主要貨幣7.7% -12.1%。由此可見(jiàn)，我國(guó)外匯儲(chǔ)備構(gòu)成中目前仍以美元作為主要儲(chǔ)備貨幣。（三）我國(guó)外匯儲(chǔ)備的影響中國(guó)坐擁萬(wàn)億美元的高額外匯儲(chǔ)備，這是綜合國(guó)力的具體表現(xiàn)，也為保障國(guó)民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展提供上佳的安全系數(shù)。超過(guò)3萬(wàn)億美元巨額的外匯儲(chǔ)備，意味著我國(guó)有著充裕的國(guó)際支付能力，在一定

6、程度上也彰顯了我國(guó)足以影響世界的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。但是，如果外匯儲(chǔ)備構(gòu)成不合理或者增長(zhǎng)超過(guò)適度區(qū)間，就不可避免地降低資源使用效率，甚至給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)不小的挑戰(zhàn)。1.積極影響（1）、充足的外匯儲(chǔ)備使我國(guó)國(guó)際支付能力顯著增強(qiáng)，提高了我國(guó)的綜合國(guó)力。外匯儲(chǔ)備是體現(xiàn)一國(guó)綜合國(guó)力的重要指標(biāo)。因此，維持充足的外匯儲(chǔ)備，不僅使我國(guó)的綜合國(guó)力得到提高，而且為我國(guó)在國(guó)際貿(mào)易中保持國(guó)際支付能力、調(diào)節(jié)國(guó)際收支提供了有效保障。（2）、充足的外匯儲(chǔ)備使我國(guó)的償債能力增強(qiáng)，提高了我國(guó)的國(guó)際信譽(yù)。國(guó)際金融機(jī)構(gòu)和銀行在對(duì)外貸款時(shí)，往往要事先調(diào)查借債國(guó)償還債務(wù)的能力。一國(guó)持有的外匯儲(chǔ)備狀況是資信調(diào)查、評(píng)價(jià)國(guó)家風(fēng)險(xiǎn)的重要指標(biāo)之一，因此必

7、須持有足夠的外匯儲(chǔ)備，以防范債務(wù)和信用危機(jī)。（3）、充足的外匯儲(chǔ)備使我國(guó)能夠有效干預(yù)外匯市場(chǎng)，維持本幣匯率穩(wěn)定。一國(guó)所擁有的外匯儲(chǔ)備的多少表明了其干預(yù)外匯市場(chǎng)和維持本幣匯率的能力。我國(guó)目前實(shí)行的是以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)的有管理的浮動(dòng)匯率制度，充足的外匯儲(chǔ)備對(duì)于我國(guó)有效防范金融危機(jī)、維持人民幣幣值穩(wěn)定和投資者信心具有重要作用。2.消極影響（1）、高額的外匯儲(chǔ)備造成持有成本過(guò)高，導(dǎo)致資源和資金的閑置。持有外匯儲(chǔ)備表示暫時(shí)放棄一定量實(shí)際資源的使用，從而也就喪失了這些資源投入所引起的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入水平的提高。因此，在借入儲(chǔ)備比例過(guò)高時(shí)，過(guò)多的持有外匯儲(chǔ)備既不經(jīng)濟(jì)，也將影響國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。（2）、外匯儲(chǔ)備的迅

8、速增長(zhǎng)加劇了人民幣升值的壓力，進(jìn)而影響我國(guó)出口商品的競(jìng)爭(zhēng)力。在我國(guó)外貿(mào)出口當(dāng)中，企業(yè)多以低價(jià)格優(yōu)勢(shì)占領(lǐng)國(guó)際市場(chǎng)，而在人民幣匯率持續(xù)上升的形勢(shì)下，很多中小外貿(mào)企業(yè)由于價(jià)格上失去優(yōu)勢(shì)而紛紛破產(chǎn)倒閉。因此，人民幣匯率的上升對(duì)我國(guó)出口增長(zhǎng)顯然是不利的。（4）、高額的外匯儲(chǔ)備，增加了儲(chǔ)備資產(chǎn)管理的難度和風(fēng)險(xiǎn)。在金融全球化的今天，由于國(guó)際資本迅速大規(guī)模的流動(dòng)，金融市場(chǎng)的利率與匯率波動(dòng)十分激烈。中國(guó)的外匯儲(chǔ)備主要是投資美國(guó)的國(guó)債，這樣帶來(lái)了兩個(gè)相關(guān)的問(wèn)題：一是美元近幾年呈現(xiàn)出弱勢(shì)的發(fā)展趨勢(shì)，匯率下跌，美元持續(xù)貶值，那么中國(guó)的外匯儲(chǔ)備的美元資產(chǎn)就會(huì)隨之“縮水”，造成巨額損失。二是中國(guó)的外匯儲(chǔ)備一半以上購(gòu)買了美

9、國(guó)的國(guó)債，客觀上容易受制于人。（5）、超額外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)使我國(guó)的貨幣政策近乎失效。由于最近兩年我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)熱，各種固定資產(chǎn)投資過(guò)快，消費(fèi)品物價(jià)不斷上漲，中央銀行為了控制這一勢(shì)頭，采取了一些從緊的貨幣政策，不斷提高利率和金融機(jī)構(gòu)存款準(zhǔn)備金率，旨在控制流動(dòng)性過(guò)剩問(wèn)題。但是外匯儲(chǔ)備不斷增加，從而也要相應(yīng)的投放基礎(chǔ)貨幣，這樣就會(huì)大大削弱貨幣政策的效果，即一方面，從緊的貨幣政策要吸收過(guò)多的貨幣，另一方面，巨額外匯儲(chǔ)備的增多又會(huì)投放大量的基礎(chǔ)貨幣。綜上所述，外匯儲(chǔ)備既不能過(guò)少，也不宜過(guò)多，外匯儲(chǔ)備規(guī)模必須合理適度。因此，有必要了解外匯儲(chǔ)備的發(fā)展規(guī)律，從而調(diào)整外匯儲(chǔ)備的政策取向，徹底摒棄外匯儲(chǔ)備越多越好的

10、陳舊觀念，采取有效的措施，適度控制外匯儲(chǔ)備的增長(zhǎng)速度。對(duì)于外匯儲(chǔ)備的變化規(guī)律，可以通過(guò)對(duì)外匯儲(chǔ)備進(jìn)行回歸分析，建立數(shù)量模型來(lái)觀測(cè)。二、模型設(shè)定（一）前提假設(shè) 本文將使用多元回歸與相關(guān)分析的計(jì)量方法建立我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的函數(shù)，對(duì)我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模進(jìn)行分析?；貧w法對(duì)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的分析是根據(jù)以往的一些數(shù)據(jù)得出當(dāng)時(shí)儲(chǔ)備的變動(dòng)模式，所以可假定過(guò)去時(shí)期內(nèi)儲(chǔ)備是適度的，而且儲(chǔ)備的適度性在過(guò)去的變動(dòng)趨勢(shì)也適用于將來(lái)的情況。（二）模型變量的設(shè)定 1. 凈進(jìn)口水平（NM）。凈進(jìn)口額=進(jìn)口總額-出口總額，凈進(jìn)口水平的提高，將導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備持有額的下降，凈進(jìn)口水平與外匯儲(chǔ)備呈反相關(guān)。 2. 外商直接投資（FDI）。在外商

11、直接投資額中，有一部分并未實(shí)際利用起來(lái)，為了模型能夠更科學(xué)合理，這里FDI選用的數(shù)據(jù)為實(shí)際使用的外資。我國(guó)資本項(xiàng)目的順差大于經(jīng)常項(xiàng)目順差，所以僅從國(guó)際收支平衡表分析，F(xiàn)DI應(yīng)是我國(guó)外匯儲(chǔ)備的最主要來(lái)源。3.貨幣供應(yīng)量（M2）。 這里的貨幣采用廣義貨幣M2,由于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒里公布的M, 數(shù)值是以人民幣記的，所以必須按相應(yīng)各年人民幣兌美元匯率將其換算成以億美元為單位的數(shù)據(jù)。即已將匯率對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響考慮進(jìn)來(lái)了。匯率決定了本幣與外幣交換的價(jià)格，所以它必然是影響外匯儲(chǔ)備的一個(gè)內(nèi)生變量。我國(guó)匯率經(jīng)歷了幾次大的調(diào)整，也構(gòu)成了我國(guó)外匯儲(chǔ)備幾次大的劇烈變動(dòng)的重要原因。M2的統(tǒng)計(jì)單位為人民幣，將其折算成美元，必

12、須將M2除以匯率e,所以在下面的分析中，M2均指經(jīng)過(guò)匯率調(diào)整后一美元表示的貨幣供給量。我國(guó)貨幣供應(yīng)量與外匯儲(chǔ)備的相關(guān)度極高，用E-views計(jì)算的兩者的相關(guān)系數(shù)為0.99 correlation matrixREM2RE1.0000000.992880M20.9928801.000000 4， 對(duì)外借款（DEB）.對(duì)外借款一方面構(gòu)成外匯儲(chǔ)備形成債務(wù)性外匯儲(chǔ)備的一部分，同時(shí)它面臨還本付息，也會(huì)影響外匯儲(chǔ)備的規(guī)模。在本模型中，影響外匯儲(chǔ)備的主要因素是凈進(jìn)口水平，外商直接投資水平和貨幣的供應(yīng)量，對(duì)外借款和匯率水平，整合后選取以下四個(gè)變量：凈進(jìn)口水平（NM）、外商直接投資（FDI）、貨幣供應(yīng)量（M2）

13、和對(duì)外借款（DEB）。（三） 確定模型的關(guān)系形式和參數(shù)的范圍 經(jīng)過(guò)散點(diǎn)圖觀察可知，外匯儲(chǔ)備(RE) 與凈進(jìn)口水平（NM）大致呈線性關(guān)系,RENM外匯儲(chǔ)備(RE)與外商直接投資（FDI）成線性關(guān)系，REFDI:外匯儲(chǔ)備(RE)與貨幣供給量（M2）成線性關(guān)系，RE M2:外匯儲(chǔ)備(RE)與對(duì)外借款（DEB）的關(guān)系也大致呈線性。REDEB:首先我假定我國(guó)外匯儲(chǔ)備規(guī)模的函數(shù)模型為：REt=c+a1NMt+a2FDIt+a3M2t+a4DEBt+t, t=1991,1992,2010 (1)其中NM為凈進(jìn)口額，F(xiàn)DI為外商直接投資，貨幣供給量M2=廣義貨幣供給量/匯率，DEB 為我國(guó)的對(duì)外借款，即外債的

14、數(shù)量。三、 收集數(shù)據(jù)（一）數(shù)據(jù)的選取：本模型樣本數(shù)據(jù)為1991-2010年項(xiàng)目的數(shù)據(jù)外匯儲(chǔ)備(RE)：摘自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011；凈進(jìn)口水平（NM）：取自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011中的進(jìn)口總額和出口總額，NM為前者減后者所得差額；外商直接投資（FDI）：此處所選取的是外商直接投資的存量，即上年末的存量加上該年的FDI增量得到的該年的存量，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011。相對(duì)于FDI的增量而言，作為存量的FDI能夠更好的解釋RE, 因?yàn)楸旧硪彩莻€(gè)存量；貨幣供給量（M2）: 摘自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011;匯率e: 摘自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011，調(diào)整為每一美元可兌換人民幣的數(shù)量；對(duì)外借款（DEB）：摘自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒

15、2011；該項(xiàng)數(shù)據(jù)也是選取了存量，因?yàn)橄鄬?duì)于外匯儲(chǔ)備這個(gè)存量而言，表現(xiàn)為存量的對(duì)外借款與之有更好的相關(guān)性。這一點(diǎn)也可以從散點(diǎn)圖看出。以上數(shù)據(jù)除了匯率外均調(diào)整為以億美元為單位，他們?cè)跀?shù)據(jù)來(lái)源處均以美元或者億美元為單位，故只需調(diào)整數(shù)字的位數(shù)，不涉及到相關(guān)指數(shù)問(wèn)題。由于解釋變量與被解釋變量都用億美元來(lái)表示，故數(shù)據(jù)的一致性比較好，得到的模型參數(shù)有較高的可信度。（二）樣本數(shù)據(jù)：年份RE外匯儲(chǔ)備（億美元）NM凈進(jìn)口(億美元)FDI外商直接投資（億美元）存量M2貨幣供給量(億美元)DEB對(duì)外借款（億美元）存量1993211.99113.20635.86098.4835.71994516.2-1094.499

16、73.475444.4928.11995753.97-167.001348.687274.91065.919961050.29-122.201765.959122.81162.819971398.9-404.202201.4110976.81309.619981449.6-434.702656.0312621.91460.319991546.75-292.303059.2214483.41518.220001655.74-241.103466.3716260.41457.220012121.65-225.503935.1519125.51701.120022864.07-304.304462.

17、622351.91713.620034032.51-254.684997.626727.41936.3420046099.32-321.005621.0530592.52629.920058188.72-1020.006224.2936470.52965.5200610663.4-1775.206918.9743353.33385.9200715282.49-2643.447602.1953056.63892.2200819460.3-2981.238526.1368417.53901.6200923991.52-1956.879426.4688746.24286.5201028473.38-

18、1815.1010483.86107212.45489.4201131811-2691160.11201233116-3071117.16四、參數(shù)估計(jì)運(yùn)用OLS 進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，E-VIEWS 結(jié)果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/22/11 Time: 13:54Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-1867.668313.8458-5.9509110.0000NM-1.3643

19、840.193121-7.0649310.0000FDI-0.8399430.152458-5.5093510.0001M20.2970750.01445920.546190.0000DEB0.9892100.5092151.9426190.0711R-squared0.998085 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.997574 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression424.2283 Akaike info criterion15.15074Sum squared resid26995

20、45. Schwarz criterion15.39967Log likelihood-146.5074 F-statistic1954.264Durbin-Watson stat1.890433 Prob(F-statistic)0.000000五、模型檢驗(yàn)（一）多重共線性檢驗(yàn)1.先看各個(gè)變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣：RENMFDIM2DEBRE 1.000000-0.836213 0.925884 0.992880 0.966114NM-0.836213 1.000000-0.795097-0.790799-0.831100FDI 0.925884-0.795097 1.000000 0.9479

21、73 0.978351M2 0.992880-0.790799 0.947973 1.000000 0.972550DEB 0.966114-0.831100 0.978351 0.972550 1.000000從中可以看到：變量間的相關(guān)系數(shù)絕大部分都大于 0.8。又結(jié)合 OLS 的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，這四個(gè)解釋變量間存在著嚴(yán)重的多重共線性。2.多重共線性的修正（1）變量改進(jìn)凈進(jìn)口水平和 FDI. 凈進(jìn)口水平的提高，將導(dǎo)致儲(chǔ)備持有額的下降，凈進(jìn)口水平與外匯儲(chǔ)備呈反相關(guān)。由于我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中的進(jìn)口數(shù)據(jù)是海關(guān)統(tǒng)計(jì)值，其中包括大量以外商直接投資形式進(jìn)入中國(guó)的實(shí)物和機(jī)器設(shè)備等，而這部分海關(guān)統(tǒng)計(jì)的所謂“進(jìn)口”并

22、不需要我國(guó)支付外匯，所以在測(cè)度動(dòng)用外匯的進(jìn)口數(shù)值對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響時(shí)，理應(yīng)扣除這部分虛假進(jìn)口。而關(guān)于“虛假進(jìn)口”的數(shù)據(jù)很難獲得，在這里假設(shè)FDI的90%是以實(shí)物形式進(jìn)入中國(guó)，則真實(shí)影響外匯儲(chǔ)備的凈進(jìn)I=NM-0.9FDI。由于FDI中我們假設(shè)有 90%的部分是以實(shí)物形式進(jìn)入中國(guó)，并不直接構(gòu)成外匯儲(chǔ)備，則資本項(xiàng)目對(duì)外匯儲(chǔ)備的貢獻(xiàn)只在于其的10%。而且隨著外商直接投資存量的不斷擴(kuò)大，所需的外匯也將不斷增加。綜上，我們將 NM 和 FDI 合并在一起，用真實(shí)凈進(jìn)口 I 取代 NM 和 FDI (I=NM-0.9FDI)新得到的數(shù)據(jù)見(jiàn)下表： 年份RE外匯儲(chǔ)備（億美元）I=NM-0.9FDI (億美元)M

23、2貨幣供給量(億美元)DEB對(duì)外借款（億美元）存量1991217.12-306.723918.3605.61992194.43-368.094992.6693.21993211.99-459.026098.4835.71994516.2-1970.615444.4928.11995753.97-1380.817274.91065.919961050.29-1711.569122.81162.819971398.9-2385.4710976.81309.619981449.6-2825.1312621.91460.319991546.75-3045.6014483.41518.220001655

24、.74-3360.8316260.41457.220012121.65-3767.1419125.51701.120022864.07-4320.6422351.91713.620034032.51-4752.5226727.41936.3420046099.32-5379.9530592.52629.920058188.72-6621.8636470.52965.5200610663.4-8002.2743353.33385.9200715282.49-9485.4153056.63892.2200819460.3-10654.7568417.53901.6200923991.52-1044

25、0.6888746.24286.5201028473.38-11250.58107212.45489.4(2)重新對(duì)該模型進(jìn)行OLS估計(jì)，E-VIEWS結(jié)果如下：下面采用逐步回歸法對(duì)變量進(jìn)行回歸只放入I, 結(jié)果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/22/11 Time: 14:07Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-3878.0281113.155-3.4838180.0027I-

26、2.2460130.191645-11.719670.0000R-squared0.884133 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.877696 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression3012.180 Akaike info criterion18.95336Sum squared resid1.63E+08 Schwarz criterion19.05293Log likelihood-187.5336 F-statistic137.3507Durbin-Watson stat0.32

27、5053 Prob(F-statistic)0.000000只放入M2, 結(jié)果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/22/11 Time: 14:10Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2052.335337.8788-6.0741750.0000M20.2915620.00824535.363260.0000R-squared0.985811 Mean dependent var

28、6508.618Adjusted R-squared0.985022 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression1054.101 Akaike info criterion16.85340Sum squared resid20000303 Schwarz criterion16.95298Log likelihood-166.5340 F-statistic1250.560Durbin-Watson stat0.433564 Prob(F-statistic)0.000000由結(jié)果可知，M2也可以很好的解釋被解釋變量。只放入 DEB,結(jié)果如下：De

29、pendent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/22/11 Time: 14:08Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-6360.050957.8850-6.6396800.0000DEB5.9939800.37745215.880100.0000R-squared0.933377 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.929676 S.D. dep

30、endent var8613.125S.E. of regression2284.089 Akaike info criterion18.39996Sum squared resid93907109 Schwarz criterion18.49953Log likelihood-181.9996 F-statistic252.1775Durbin-Watson stat0.431450 Prob(F-statistic)0.000000由結(jié)果可知，DEB也可以很好的解釋被解釋變量。由于I已經(jīng)綜合了變量 NM 和 FDI,所以就不對(duì) NM 和 FDI 分別進(jìn)行回歸了。 下面在一元線性回歸 I 模

31、型的基礎(chǔ)上首先放入M2, 結(jié)果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/22/11 Time: 14:12Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2083.117432.3853-4.8177330.0002I-0.0254380.212597-0.1196550.9062M20.2886040.02613611.042430.0000R-squared0.985823 Mean depe

32、ndent var6508.618Adjusted R-squared0.984155 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression1084.204 Akaike info criterion16.95256Sum squared resid19983473 Schwarz criterion17.10192Log likelihood-166.5256 F-statistic591.0468Durbin-Watson stat0.416515 Prob(F-statistic)0.000000可見(jiàn)，放入兩個(gè)變量后，R-square 由 0.88 變

33、為 0.98, 這說(shuō)明這兩個(gè)變量都是應(yīng)該保留的。下面加入第三個(gè)變量DEB，結(jié)果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/22/11 Time: 14:13Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2058.085825.1648-2.4941500.0240I-0.0358380.362299-0.0989180.9224M20.2895720.0380357.6132890.0000DEB

34、-0.0472971.312147-0.0360450.9717R-squared0.985824 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.983166 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression1117.527 Akaike info criterion17.05248Sum squared resid19981851 Schwarz criterion17.25163Log likelihood-166.5248 F-statistic370.8834Durbin-Watson stat0.4

35、15846 Prob(F-statistic)0.000000可見(jiàn)，加入第三個(gè)變量后，R-square 變?yōu)?0.986,調(diào)整后為 0.983，能夠通過(guò)整體的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明該模型整體的解釋性變好。綜上，從回歸結(jié)果分析:a) 方程的擬合優(yōu)質(zhì)度 R-Square 為 0986, 調(diào)整后為 0.983 能夠通過(guò)檢驗(yàn)；b) 對(duì)R-square 進(jìn)行F 檢驗(yàn)，K=3, n=20, n-K-1=16; 所以F0.05 (3, 16)= 8.69, F統(tǒng)計(jì)為F-statistic=370.8834>8.69, 所以可以通過(guò)F檢驗(yàn)在5%的顯著性水平上拒絕R2=0的假設(shè)；c) 對(duì)解釋變量的回歸系數(shù)作 T

36、 檢驗(yàn)，I , M2, DEB 的檢驗(yàn)值都能夠通過(guò) T 檢驗(yàn)?？梢?jiàn)該模型并不存在多重共線性了。并且系數(shù)均符合解釋變量與被解釋變量的經(jīng)濟(jì)意義。逐步回歸的結(jié)果：原來(lái)的函數(shù)模型改進(jìn)為： REt=c+a1It+ a2M2t+a3DEBt+t, t=1991,1992,2010 (2)（二）異方差檢驗(yàn)運(yùn)用E-views進(jìn)行White檢驗(yàn)，結(jié)果分析如下：White Heteroskedasticity Test:F-statistic4.064216 Probability0.019673Obs*R-squared15.70612 Probability0.073278Test Equation:Depe

37、ndent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/22/11 Time: 14:15Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C3741927.3627943.1.0314180.3266I799.83412390.2040.3346300.7448I2-2.0137311.220685-1.6496730.1300I*M2-0.1222150.152615-0.8008070.4419I*DEB-7.326

38、0235.085177-1.4406620.1802M2-41.35244286.9451-0.1441130.8883M22-0.0344400.017193-2.0031530.0730M2*DEB0.8756720.5142661.7027620.1194DEB1855.70711705.470.1585330.8772DEB2-15.4143511.32895-1.3606150.2035R-squared0.785306 Mean dependent var999092.5Adjusted R-squared0.592082 S.D. dependent var1064427.S.E

39、. of regression679833.6 Akaike info criterion30.00394Sum squared resid4.62E+12 Schwarz criterion30.50180Log likelihood-290.0394 F-statistic4.064216Durbin-Watson stat2.162542 Prob(F-statistic)0.019673從表中可以看出，nR2=15.70612,由White檢驗(yàn)知，在=0.05下，自由度p=9，查2分布表，得臨界值16.9190，則nR2<20.05（9），所以接受原假設(shè)，即認(rèn)為模型不存在異方差。

40、（三）序列自相關(guān)檢驗(yàn)運(yùn)用E-Views進(jìn)行OLS估計(jì)，結(jié)果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/22/11 Time: 14:22Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2058.085825.1648-2.4941500.0240I-0.0358380.362299-0.0989180.9224M20.2895720.0380357.6132890.0000DEB-0.0472971

41、.312147-0.0360450.9717R-squared0.985824 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.983166 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression1117.527 Akaike info criterion17.05248Sum squared resid19981851 Schwarz criterion17.25163Log likelihood-166.5248 F-statistic370.8834Durbin-Watson stat2.003380 Prob

42、(F-statistic)0.000000DW=0.415846,n=20,k=3,Dl=0.998，Du=1.676，則Du<DW<4-Du,誤差項(xiàng)之間不存在自相關(guān)。（四）因果關(guān)系檢驗(yàn)Pairwise Granger Causality TestsDate: 12/22/11 Time: 16:55Sample: 1991 2010Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability I does not Granger Cause RE181.417600.27738 RE does not Granger Cause I2.590

43、800.11299 M2 does not Granger Cause RE188.171570.00503 RE does not Granger Cause M22.493370.12118 DEB does not Granger Cause RE184.710610.02893 RE does not Granger Cause DEB2.981950.08592M2與RE：0.05的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)M2與RE之間不存在因果關(guān)系，即認(rèn)為存在因果關(guān)系，檢驗(yàn)通過(guò)（五）相關(guān)性檢驗(yàn)從回歸分析結(jié)果上看， 模型擬合較好，可決系數(shù)R2= 0.998085，表明模型在整體上擬合較好。（六）顯著性檢驗(yàn)(1)在顯著性水平0.05，T分布表在自由度N-4=16下臨界值t0.025(16)=2.120對(duì)于a2，t統(tǒng)計(jì)量7.613289，對(duì)比t> t0.025(16),所以拒絕原假設(shè)，說(shuō)明M2對(duì)RE有顯著性影響；(2)對(duì)于F=370.8834>F(3,16)=8.69(顯著性水平為0.05），表明模型從整體上看RE與個(gè)解釋變量之間線性關(guān)系顯著。六、模型的修正經(jīng)過(guò)上述多重共線性修正后，新建立的模型能夠使解釋變量更合理科學(xué)準(zhǔn)確的解釋被解釋變量，修正后的模型為：RE=-2058.085-0.035838I+ 0