論文我國外匯儲備規(guī)模影響因素分析

1、我國外匯儲備規(guī)模影響因素分析班級：13營升本班 姓名：曲晶晶學(xué)號：27摘要2關(guān)鍵詞2一、問題的提出3二、理論綜述3三、模型的設(shè)定4（一）模型數(shù)據(jù)的選擇4（二）影響因素的選擇4四、估計模型參數(shù)6（-）數(shù)據(jù)搜集6（二）估計方法的選擇與參數(shù)估計 7五、模型的檢驗與優(yōu)化11（一）多重共線性的檢驗與優(yōu)化 11（二）異方差的檢驗與優(yōu)化15（三）自相關(guān)的檢驗與優(yōu)化17（四）模型的結(jié)構(gòu)變化檢驗 18六、結(jié)論和政策建議19（一）調(diào)節(jié)國際收支走向均衡 19（二）改進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制 20（三）對現(xiàn)有超額外匯儲備進(jìn)行充分利用 20參考文獻(xiàn)及數(shù)據(jù)22我國外匯儲備規(guī)模影響因素分析摘要外匯儲備是考察一國對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)的

2、重要指標(biāo)，它是一個國家 經(jīng)濟(jì)實力體現(xiàn)，近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，進(jìn)岀口貿(mào)易規(guī)模 不斷擴(kuò)大，伴之而來的是我國的外匯儲備屢創(chuàng)新高，目前我國的外匯 儲備已經(jīng)超過3萬億美元。如何正確面對并合理應(yīng)對高額外匯儲備， 以確保我國經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展，己經(jīng)成為廣泛關(guān)注的熱點話題。 針對這一嚴(yán)峻的現(xiàn)實問題，本文通過對影響我國外匯儲備的因素進(jìn)行 實證分析，由相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論作為基礎(chǔ)，設(shè)定回歸模型并收集了相關(guān)的 數(shù)據(jù)，利用eviews軟件對計量模型進(jìn)行了參數(shù)估計和檢驗，并加以 修正。最后，我們對所得的分析結(jié)果作了經(jīng)濟(jì)意義的分析，并相應(yīng)提 出一些政策建議。外匯儲備冋歸模型結(jié)論和政策建議一. 問題的提出根據(jù)國家外匯管

3、理局公布數(shù)據(jù)顯示，截至2014年三季度，我國 對外金融凈資產(chǎn)17962億美元，同時外匯儲備達(dá)到了 38877億美元。 中國成立外匯管理機(jī)構(gòu)20年來，外匯儲備規(guī)模增長了 78倍。當(dāng)前充足的外匯儲備為我國穩(wěn)定的金融環(huán)境提供了保證。我國是 一個發(fā)展中的大國，即使按照傳統(tǒng)的適度規(guī)模指標(biāo)衡量，也需要保持 一定規(guī)模的外匯儲備。充足的外匯儲備也是一種信心的保證。此次國 際金融危機(jī)就充分證明，充足的外匯儲備提升了我國有效應(yīng)對危機(jī)的 能力。同時，充足的外匯儲備為國家防范游資沖擊提供了基礎(chǔ)性保障, 興風(fēng)作浪的投機(jī)資本不敢對儲備大國隨意造次。充足的外匯儲備，還 為我國推行積極的國際發(fā)展戰(zhàn)略，共同應(yīng)對金融危機(jī)打下基礎(chǔ)

4、。本文擬通過時下對影響外匯儲備因素的主要理論觀點，歸納出影 響一國外匯儲備的主要可能因素，并結(jié)合中國的宏觀及制度背景提出 影響中國外匯儲備的各種可能因素。在此基礎(chǔ)上，利用中國的有關(guān)數(shù) 據(jù)及一定的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，對各種可能因素產(chǎn)生的影響進(jìn)行實證分 析。二、理論綜述在影響因素中，匯率的決定理論中，最著名的就是購買力平價理 論（ppp理論），任何兩種貨幣之間的匯率會調(diào)整到反映這兩個國家 的物價水平變動為止，進(jìn)一步在進(jìn)出口中影響到外匯儲備。ppp理論 只是一價定律在物價水平上的應(yīng)用，而不是在個別商品上的。一般來 說，一國的物價水平在短期是相對保持不變的，而在長期是絕對變動 的，因此，由購買力平價理論解

5、釋在長期的匯率的變動是十分有效的。國際收支平衡的關(guān)系式為：儲備資產(chǎn)增減額二經(jīng)常項目差額+資 木與金融項目差額；如果這一等式不相等，則將補(bǔ)齊的平衡數(shù)視為凈 誤差與遺漏。儲備資產(chǎn)通常由外匯儲備、黃金儲備以及特別提款權(quán) （sdr）、在imf的儲備頭寸，其他債權(quán)等3個小項目組成。由于我 國黃金儲備的各年變動量不大，特別提款權(quán)等3個小項目在儲備資 產(chǎn)增減額中所占的比重較小，所以儲備資產(chǎn)變動主要表現(xiàn)為外匯儲備 的變動。以上關(guān)系近似為：外匯儲備增減額二經(jīng)常項目差額+資本項目差額+誤差與遺漏。因此，與外匯儲備來源緊密相關(guān)的主要因素還有進(jìn)出口貿(mào)易順差額, 外債和外商直接投資。三、模型的設(shè)定（一）模型數(shù)據(jù)的選擇改

6、革開放之前，我國實行計劃經(jīng)濟(jì)，對于外匯幾乎沒有需求也 沒有多少儲備，影響外匯模型的因素有質(zhì)的變化。由于在改革開放以 后，我國逐步加大對外開放力度，對于外匯的需求與使用才逐漸步入 正軌，又由于本文只研究我國外匯儲備情況，因此選擇從1988-2013年的時間序列數(shù)據(jù)。（二）影響因素的選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）：外匯儲備與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比反映了一國 經(jīng)濟(jì)規(guī)模對于外匯儲備量的需求。外匯儲備糧與國內(nèi)生產(chǎn)總值應(yīng)保持 適宜水平。進(jìn)岀口差額：一國對外經(jīng)濟(jì)交易主要通過國際收支平衡表中商品 交易和資木往來項目反映。對外經(jīng)濟(jì)交易量越大，表明對外開放程度 越大，受外界干擾也越大。由于儲備的基本用途是作為對外支付準(zhǔn)備

7、金，彌補(bǔ)國際收支赤字。因此，我國對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)的活動規(guī)模，尤其 我國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模對儲備需求的決定是重要的。進(jìn)出口差額越大， 所需要的國際儲備量也越大；相反，就越小。外商直接投資(fdi)：進(jìn)入二十世紀(jì)九十年代，外商直接投資是 我國外匯儲備增加的主耍結(jié)構(gòu)性因素，對我國外匯儲備增量的貢獻(xiàn)度 h益加大，同時外商投資企業(yè)的匯出利潤也構(gòu)成了用匯需要的重要內(nèi) 容。利用外資可視為舉借外債之外的另外一個對外融資方式之一，可 大大減輕外匯儲備的負(fù)擔(dān)，而且使得經(jīng)濟(jì)建設(shè)獲得躍進(jìn)式的增長。外債余額：我國是一個發(fā)展中國家，資金是最稀缺的資源之一。 近年來，隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的推進(jìn)，我國也大膽采用在國際資本市場 籌措資金的

8、做法，對外融資有了長足的發(fā)展。截至2005年底，我國 外債余額達(dá)到了 2810. 45億美元，外債規(guī)模的擴(kuò)增適應(yīng)了國內(nèi)經(jīng)濟(jì) 發(fā)展的需要，促進(jìn)了基礎(chǔ)設(shè)施方面的加速發(fā)展。對外融資正越來越成 為國家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)的一種重要手段，因此，外債的風(fēng)險、成本、幣 種結(jié)構(gòu)以及累計余額、清償能力等都與我國的外匯儲備息息相關(guān)。匯率制度、外匯政策和外匯管制：固定匯率或穩(wěn)定的外匯政策對 儲備的需求比浮動匯率制度大。外匯管制嚴(yán)格的國家其所需的外匯儲 備相對較少。此外，國內(nèi)資本市場的活躍程度、是否儲備貨幣發(fā)行國、外債規(guī) 模、出口商品供求彈性、各國政策的國際協(xié)調(diào)等因素也都會對儲各需 求量造成影響。根據(jù)理論界的研究和官方的政策

9、可知，外匯儲備與其相關(guān)因素是 線性關(guān)系，因此建立匯率(xi)、gdp (x2)、外商直接投資(x3)、國家外債余額（x4）、進(jìn)岀口差額（x5）和外匯儲備規(guī)模（y）等因素之間的回歸模型：四、估計模型參數(shù)（一）數(shù)據(jù)搜集年份外匯儲備（億美元）匯率gdp （億元）外商直接 投資（億美 元）國家外債 余額（億美 元）進(jìn)出口差 額（億元）1988 年33. 72372. 2115, 042. 8231.94400-701.401989 年55.5376. 5116, 992. 3233. 92413-288. 401990 年110. 93478.3218, 667. 8234. 87525.5-243.

10、 801991 年217. 12532. 3321,781.5043. 66605.6233. 001992 年194. 43551.4626, 923. 48110. 08693.2411.501993 年211.99576.235, 333. 92275. 15835.7428. 401994 年516.2619.324& 197. 86337. 67928. 1461.701995 年735. 97631.2560, 793. 73375.211,065. 901019. 001996 年1050. 29645. 8871, 176. 59403. 191, 162.801403

11、. 701997 年139& 9676. 9578, 973. 03407. 151, 309. 601865. 201998 年1449.59683. 184,402.28417. 261,457. 301995. 601999 年1546. 75694. 5189, 677. 05452. 571,460. 402092. 302000 年1655. 74760.499,214. 55454. 631,518. 302423. 402001 年2121.65797. 18109, 655. 17468.782, 026. 302517. 602002 年2864.07819.171

12、20,332. 69527. 432, 033. 002667.502003 年4032.51827. 68135, 822. 76535. 052, 193. 603354.202004 年6099.32827.7159, 878. 34603. 252, 629. 903597. 502005 年8188.72827.7184, 937. 37606. 302, 965. 408374. 402006 年10663. 44827.7216,314. 43630.213, 385. 9010079. 202007 年15282.49827. 83265,810.31747. 683, 892

13、. 2012323. 542008 年19460. 3827. 84314, 045. 43900. 333,901.6013411.322009 年23991. 52827.91340, 902.81923. 954, 286. 5014220.302010 年28473. 38828.98401,512.801,057. 355, 489. 4014558.292011 年31811.46831.42473, 104. 051, 117. 166, 950. 0016093. 982012 年33115.89835. 1519, 470. 101, 160. 117, 369. 90202

14、63. 502013 年38213. 15861.87568, 845.211, 175. 86& 631.702086& 41其中xi代表匯率x2代表gdpx3代表外商直接投資x4代表國家外匯余額x5代表進(jìn)出口差額y代表外匯儲備(二)估計方法的選擇與參數(shù)估計(1)外匯儲備量與其相關(guān)因素的趨勢圖，圖1-1所示:圖外匯儲備量與其相關(guān)因素的趨勢圖根據(jù)趨勢圖我們可以看出，外匯儲備量與其相關(guān)因素，匯率、gdp、外商直接投資、國家外債余額、進(jìn)出口差額之間呈線性關(guān)系。(2)選取ols回歸法，對以上數(shù)據(jù)eviews分析得如下數(shù)據(jù)，如圖12所示：dependent variable: ymet

15、hod: least squaresdate: 01/08/15 time: 10:35sample: 1988 2013included observations: 26variablecoefficient std. error t-statistic probcx1x2x3x4x53523.4851848.4731.9061600.0711-9.3805004.340486-2.1611640.04300.1289140.0263764.8875220.0001-4.4617074.611042-0.9676140.3448-2.8436821.136982-2.5032800.0211

16、0.0497370.206557-0.2407900.8122r-squaredadjusted r-squared s.e. of regression sum squared resid log likelihood durbin-watson stat8980.57812212.6516.8570217.14735738.42880.0000000.994612 mean dependent var0.993265 s.d. dependent var1002.230 akaike info criterion 20089312 schwarz criterion -213.1412 f

17、-statistic1.489199 prob(f-statistic)| path = c:ewz3 | |db = none |wf = noxing圖1-2回歸結(jié)果a回歸方程如下所示：/ = 3523485-9.3805y, +0.1289k2-4.461707v3-2.843683v4-0.049737y55 = (1848473)(4.340480(0.026370(4.611043(1.135983(0.206551t = (l .90616q(-2.161164(4.887523(-0.967614(-2.503280(-0.240790r2 =0.994612疋=0.99326

18、5f = 738.4288 dw = 1.489199b. a，02,a，幾，05的置信區(qū)間在a =0.05顯著水平上，查自由度為-1 = 26 - 5 -1 = 20的/分布表，得臨界值rv(n-z:-l) = r0095(20)= 2.086,所以，置信度為95%的傷的/2置信區(qū)間為(a -%(斤 - r -1), b += (-9.3805-2.086x4.34048-9.3805+2.086x4.340480= (-18.435054-0.32624同理置信區(qū)間為95%的角的置信區(qū)間為（adfa），a +r%（h-£-l）$（p2）=（0.128914- 2.086x 0.0

19、2637® .128914b 2.086x 0.026370 =（0.0738908393彳置信區(qū)間為95%的禹的置信區(qū)間為a-1%$（p3）, a -f%一k一 1） 5（a）j:（-4.461707- 2.086x 4.6110427.46170卉 2.086x 4.61104 = （-14.0803415.15692置信區(qū)間為95%的0斗的置信區(qū)間為（a - /% （川 一 £ - 1） sg），bq + t%（n - - v） sg ）= （-2.843682-2.086xl.l35982-2.843682b2.086xl.l3598= （-5.213340-0.4

20、74024置信區(qū)間為95%的的置信區(qū)間為（人£ 一1）$（&），a+/%（£ 1）5幾»= （-0.049737-2.086x0.206557-0.0497371-2.086x0.20655= （-0.4806150.38114）模型的經(jīng)濟(jì)意義檢驗：回歸系數(shù)估計值3.=-9.3805(md ,=0.1289140, 3=-4.461707-<0,直=-2.84368x0 , r =-0.049737y0 , 說明外匯儲備量與gdp同方向變動，與匯率、外商直接投資、國家外債余額、進(jìn)出口差額反方向變動。當(dāng)其他條件不變的情況下，gdp每增加一個百分點，外匯

21、儲備平均增加0.12% ,匯率每增加一個百分點,外匯儲備平均減少9.38%,外商直接投資每增加一個白分點，外匯儲備平均減少4.46% ,國家外債余額每增加一個百分點，外匯儲備平均vi |procs|obj «ctz|print|nam*|addtext|addshade|zoom|remove|template|printsetup|opti onz|減少2.84% ,進(jìn)出口差額每增加一個百分點，外匯儲備平均減少0.05% o-40000-30000-20000-10000-0-1000088 90 92 94 96 98 00 02 04 06 0810 12residual -a

22、ctualfittedpath = c： «wz3 db = non* wf = moxin<圖1-3回歸殘差圖(a)擬合優(yōu)度檢驗：=0.993265說明，回歸方程即上述樣本函數(shù)的 解釋能力幾乎100%,即匯率、gdp、外商直接投資、國家外債余額、 進(jìn)出口差額對外匯儲備量變動的99.46%作出解釋。冋歸方程的擬合優(yōu) 度相當(dāng)好。從殘差圖1-3也可以明顯的看岀?；貧w模型的總體顯著性檢驗：從全部因素的總體影響看，在5%的 顯著水平上f = 73x4288a你伙“-1)=九()5(5,20) = 2.71,說明匯率、gdp、 外商直接投資、國家外債余額、進(jìn)出口差額對外匯儲備量的共同影響

23、 是顯著的，這從卩值為0.00000可以顯著的看出，回歸模型是相當(dāng)顯著 的。單個回歸系數(shù)的顯著性檢驗：從單個因素的影響看，在5%的顯 著水平上，|z(,)| = 2.161164>-roo25(20) = 2.086,說明匯率對外匯儲備量的 影響是顯著的，r(a) = 4.887522r0025(20) = 2.086,說明gdp對外匯儲備量的影響是顯著的，說）=0.967614仏5（20） = 2.086,說明外商直接投 資對外匯儲備量的影響是不顯著的，網(wǎng)4）卜2.503280。25（20） = 2.086, 說明國家外債余額對外匯儲備量的影響是顯著的， 吹）| = 0.24079（k

24、®.o25（20） = 2.086,說明進(jìn)出口差額對外匯儲備量的影響 是不顯著的，同時x5系數(shù)的伴隨概率大于&=5%的顯著水平，需要 進(jìn)一步檢驗。進(jìn)出口差值系數(shù)為負(fù)值，這與經(jīng)濟(jì)意義相悖，說明很可 能存在多重共線。五、模型的檢驗與優(yōu)化（一）多重共線性的檢驗與優(yōu)化a多重共線性檢驗計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，利用eviews得到相關(guān)系數(shù)矩陣,如圖1-4所示：vi gw|procsobjects| print| ham© freezg| sample|shee11stts|spec|correlation matrixyx1x2x3x4x5i y1.0000000.62371

25、80.9894240.9204900.9780870.977369厶x10.6237181.00000007123290.85155907125370706210r x20.9894240.7123291.0000000.9571290.9941770.984835|x30.9204900.8515590.9571291.0000000.9444640.939787二 x40.97808707125370.9941770.9444641.0000000.971678x50.9773690.7062100.9848350.9397870.9716781.000000表1-4相關(guān)系數(shù)矩陣由相關(guān)系數(shù)

26、矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù) 較高，證明確實存在嚴(yán)重的多重共線性。b修正多重共線性一逐步回歸法首先y分別對xi、x2、x3、x4、x5建立一元回歸模型：八一亠亠亠0y = -2695237+50.86738¥1=0.3890247 = (-2.870784(3.909149 dw = 0.076292八一oy = -3546532+0.072738t2 /?/=0.978961t = (6873250(33.41743 dw = 0.263668f = 7905649+31.7438*3 r； =0.8473027 = (-4.52409)(11.54000 dw =0

27、.149223y = -4668508+5.208749c4 r： =0.9566547 = (-5.973837(23.01484 dw =0.368219p = 1285345+1.739647* 財=0.95525ct = (-1.868674(22.6342 dw =0.761978根據(jù)理論分析,gdp應(yīng)該是外匯儲備量的最主要的影響因素, 相關(guān)系數(shù)檢驗也表明gdp與外匯儲備量的相關(guān)性最強(qiáng)。所以，以 y = a+tx2+ju作為最基本的模型。加入外匯x”對外匯儲備量丫關(guān)于x|建立二元回歸模型，如 圖1-5所示：¥i ow | pr ou二 | obj au七三 | print

28、| namo | froozo | ettimato | fofoudast | statt | roti <1= |dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/11/15 time: 18:06sample 1988 2013included observations. 26variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c4451.5421305 8083.4090320 0024x1-13.423662.125322-6.3160600 0000x20 0813670 0019164

29、2 466330 0000r-squared0 992306mean dependent var8980 578adjusted r-squared0 991637s d dependent var12212 65s.e. of regression1116 851akaike info criterion16.98258sum squared resid28689179schwarz criterion17.12775log likelihood217.7735f statistic1483.150durbin-watson stat0 801818prot>(f-statistic)

30、0 000000圖1-5回歸結(jié)果y = 4451542-13.42366v| + 0.08135gt = (3.409033(-6.316060(42.46633 /?2 =0.99230(護(hù)=0.991637 f = 1483.150可以看出加入x后，擬合優(yōu)度有所提高，參數(shù)估計值得符號 也正確，并沒有影響x2系數(shù)的顯著性，所以在模型中保留x" 加入外商直接投資x3,對外匯儲備量y關(guān)于x, x3建立三元 回歸模型，如圖1-6所示：v1. | far ocs ubwets | 丁匕ifreeze list x maoxqcsls t | jkesi ds dependent varia

31、ble. ymethod least squaresdate 01/11/15 time: 18.20sample: 1988 2013included observations 26variablecoefficientstd errort-statisticprobc5042.6381808 9842.7875520 0107x1-15 002903 929358-3 8181560 0009x20 0784180 00641112.232450 0000x31 9376094 02587004812890 6351r-squared0.992386mean dependent var89

32、8 0.578adjusted r-squared0 991348s d dependent var12212 65s啟.of regression1135.987akaike info criterion17.04903sum squared resid28390256schwarz criterion17.24258log likelihood-217 6374f-statistic955 8124durbin-watson stat0.837053prob(f-statistic)0.000000圖1-6回歸結(jié)果y = 5042638-15.00290v, +0.078418v2+1.9

33、3760%t = (2.787553(-3.8 18150(12.23245(0.481289r1 =0.9923* 護(hù)=o.99134ef = 955.8124外匯儲備量與外商直接投資理論上應(yīng)是反方向變動，可以看 出，加入x?后，調(diào)整后擬合優(yōu)度不但沒有提高，反而降低，x?參 數(shù)估計值的符號不正確。因此，在模型中略去兀保留紙。加入國家外債余額瓦，對外匯儲備量y關(guān)于x。乙建立回歸 模型，如圖1-7所示：view|procslobjects|print|name|freeze|estimate | f oi-ecast | stats | re si ds |dependent variable:

34、ymethod: least squaresdate: 01/11/15 time 18:41sample: 1988 2013included observations: 26variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c4845 4151152.9974.2024510 0004x113.12091865864-7.0320850.0000x20 1118520.01095110 213500 0000x42 2361660 7935582 8178980 0100r-squared0.994346mean dependent var8980.

35、578adjusted r-squared0 993576s d. dependent var12212 65s.e. of regression978 8794akaike info criterion1675133sum squared resid21080506schwarz criterion16.94489log likelihood213.7673f-statistic1289 787durbin-watson stat1 415474prob(f-statistic)0 000000圖1-7回歸結(jié)果y = 4845415-13.1209ix,+0.1 1 1852v2 一 2.2

36、36166v4t = (4.20245 )(-7.032085(10.21350(-2.817898r2 = 0.99434( r2 = 0.99357 f = 1289.787可以看出加入x4后，調(diào)整后擬合優(yōu)度有所提高，系數(shù)均 顯著且符號正確，因此，在模型中略去兀，保留加入進(jìn)出口差額x"對外匯儲備量y關(guān)于冷x2> x4、x5建立回歸模型，如圖1-8所示:vi ew |procs |obj ects |fr i nt|name |freeze|estimate | f01-eca.st |st a.tsj re si ds |dependent variable: ymetho

37、d: least squaresdate: 01/11/15 time: 18:56sample: 1988 2013included observations: 26variablecoefficientstd errort-statisticprob,c4887.7261193.6044.0949310.0005x1-13 1497m911758-6.8783330.0000x20.1090950.0165936.5746900.0000x4-21564330.885219-2.4360440.0238x50.0413250.1835940.2250890.8241r-squared0.9

38、94360mean dependent var8980.578adjusted r-squared0.993286s.d. dependent var12212.65s.巨.of egression1000.709akaike infocriterion16.82585sum squared resid21029769schwarz criterion17.06779log likelihood213.7360f-statistic925 6107durbin-watson stat1.433112prob(f-statistic)0 000000圖1-8回歸結(jié)果r = 4887726-13.

39、14971y,+0.109095v2-2.156433v4+0.041325v5t = (4.09493 )(-6.878333(6.574690(-2.436044(0.225089r2 = 0.99436( r2 = 0.993286 f = 925.6107進(jìn)出口差額與外匯儲備量理論上是反方向變動，可以看出，加入x5后，調(diào)整后擬合優(yōu)度明顯下降，x5參數(shù)估計值符號不正確，因此在模型中略去x5則此吋的回歸結(jié)果，如圖1-9所示:vi ew | parous | obj eu | fr i it | name i freeze | es f.imalt.e | f| s .ql.s re si

40、ds |dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/11/15 time: 19:07sample: 1988 2013included observations: 26variablecoefficientstd errort-statisticprob.c4845 4151152.9974.2024510.0004x1-13 h2091仁865864-7.0320850.0000x20 1118520 01095110 213500 0000x4-2 2361660 7935582 8178980 0100r-squared0.99

41、4346mean dependent var8980.578adjusted r-squared0 993576sq_ dependent var12212.65s e of regression978 8794akaike infocriterion16 75133sum squared resid21080506schwarz criterion16.94489log likelihood-213.7673f-statistic1289.787durbin-watson stat1 415474prob(f-statistic)0 000000圖1-9回歸結(jié)果y = 4845415-13.

42、1209 lx, + 0.111852v2 - 2.236166v4t = (4.20245 )(-7.032085(10.2135q(-2.817898/?2= 0.994346f =0.993576 = 1289.787 dw =1.415474(-)異方差的檢驗與優(yōu)化首先我們以圖示法觀察冷x" x4分別與reside的關(guān)系，如圖1-10所示：圖1-10散點圖根據(jù)e2與x的散點圖可以大致看出，隨機(jī)誤差項存在遞增的杲方差性。進(jìn)一步white檢驗:white heteroskedasticity testwhite heteroskedasticity testf-statistic

43、 obsr-squared12 64470 probability20 79277 probability0 000009 f statistic0 001999 onsted14 73622 probability23 20103 probability0 0000040 005760test equationdependent variable resio2 method least squaresdate 01/12/15 time 11 45sample 1988 2013 included observations 26test equationdependent variable

44、resida2 methodsquaresdate 01/12/15 time 11 46sample 1988 2013included observations 26vanablecoefficientstd error"statisticprobc-791388 62901139-0 2727850 7880x1588 01259994 7180 0588320 9537xv21 7773809 2184030 1928080 8492x2-101 428024 96683-4 0625100 0007x2a20 0002484 27e-055 8042300 0000x460

45、80 4811846 7903 2924590 0038x4a2-1 0183260 185164-5 4995950 0000r-squared0 799722mean dependent var810788 7adjusted r-squared0 736476s d dependent var1282068.s e of regression658143 9akaike info enterion29 86704sum squared resid8 23e*12schwarz errtenon30 19576log likelihood 381 1415f>statistic12

46、64470durbin-watson stat2 445704prob(f-statistic)0 000009variablecoefhcientstd errort-statisticprobc357041835176391 0150040 3252x134147 6121828 401 5643660 1373x1*234 6921123 981864465980 1673x1*x20 4393010 314998=3946170 1822x1ex443 8443527 082381 6189260 1250x2232 1451229 64081 0109050 3271x2*2-0 0

47、007000 0003778543900 0822x2-x401429200 0506992 8189710 0123x4-27822 0319806 081 4047220 1792x4*2-6 4178681 7441203 6797180 0020r-squared0 892347mean dependent var810788 7adjusted r-squared0 831793s d dependent var1282068s e of regression525816 0akaike info entenon29 46701sum squared resid4 42e*12sch

48、warz criterion29 95090log likelihood373 0712f-statistic14 73622durbin-watson stat1 640197prob(f-statist»c)0 000004圖1-11無交叉項檢驗圖1-12交叉項檢驗其中f值為輔助回歸模型下的f統(tǒng)計量值。取顯著水平。=0。5 , 由于亦2 =20.79277力= 7815,所以存在異方差性。實際上，由輸 出結(jié)果的概率值值）可以看出，只要取值顯著水平qa0.001999, 就可以認(rèn)為存在異方差。（三）自相關(guān)的檢驗與優(yōu)化 觀察殘差和滯后一期殘差的圖示，如圖1-13所示:ax0-111-

49、10x-。穿cp oo % ooixx)-30x) -20m -10w010w2o>3e-1)圖1-13殘差自相關(guān)圖殘差項與與其滯后一期的殘差值不存在相關(guān)關(guān)系，所以初步斷定 不存在自相關(guān)現(xiàn)象。 進(jìn)一步檢驗，在德賓一沃森檢驗中，ow =1.433112 ,在5%的顯著水 平下，血=1.14,=1.65;血ydwy如不能確定是否存在自相關(guān)性。 ac和pac對于自相關(guān)的識別一一殘差序列分析圖，如圖1-14所示:correlogram of resida丨b|c| d | e | f i g idate: 01/12/15 time: 17:12sample: 1988 2013included

50、 observations: 26ac pac q-stat probautocorrelation partial correlation1 0.277 0.2772 -0.1433 -0.1454 0.0535 -0.1736 -0.1487 -0.1608 -0.093-0.238-0.0340.090-0.2960.023-0.203-0.1069 -0.066 -0.03810 -0.101 -0.25411 -0.086 -0.0552.23702.85393.51793.61004.65205.44786.427467766636327.42597.78200.1350.2400

51、.3180.4610.4600.4880.4910.5610.6410.6850.73312 0.046 -0.066 7.89430793圖1-14相關(guān)系數(shù)與偏相關(guān)系數(shù)圖根據(jù)圖1-14可以看出，各滯后的！2統(tǒng)計量的p值都大于0.05,說明在5%的顯箸水平下，接受原假設(shè)，殘差序列不存在序列相關(guān)。（四）模型的結(jié)構(gòu)變化檢驗鄒氏轉(zhuǎn)折點檢驗，如圖1-15所示:ai b | c | d | echow breakpoint test: 2000f-statistic3.023224probability0.045249log likelihood ratio13.36185probability0.00

52、9637在鄒氏斷點檢驗中，以2000年為分界點，將樣本分為容來那個相等的兩份。f統(tǒng)計量的伴隨概率不小，說明模型的結(jié)構(gòu)發(fā)生了實質(zhì)性的變化。模型的結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗與預(yù)測dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/14/15 time: 16:20sample: 2000 2013in eluded obsen/ations: 14variablecoefficient std. error t-statistic prob.cx1x2x3x4x5-7096.78616967.64-0.4182540.6868-5.01408723.94529-0.2093980.83940.0626910.0668950.9371610.376116.179