實(shí)驗(yàn)報(bào)告1319020112周錚超

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告 題目：我國外匯儲備影響因素的實(shí)證分析 學(xué)生姓名 周錚超 學(xué)號 1319020112 2016年 6月18日我國外匯儲備影響因素的實(shí)證分析摘要：近年來,我國的外匯儲備持續(xù)快速增加。巨額的外匯儲備，固然是綜合國力的體現(xiàn)，不過持續(xù)過快增長，也給經(jīng)濟(jì)帶來了眾多負(fù)面影響，特別是世界金融危機(jī)給我國外匯儲備帶了巨額損失。隨著外匯儲備的快速增長，擔(dān)心和爭論也紛至而來。人們或有懷疑外匯儲備規(guī)模的合理性，或指責(zé)外匯儲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越大的升值壓力，如此等等。本文基于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀，并用E-views統(tǒng)計(jì)軟件對1991-2010年中國外匯儲備規(guī)模影響因素

2、的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，從實(shí)證角度揭示了中國外匯儲備規(guī)模的決定機(jī)制，并對優(yōu)化外匯儲備規(guī)模提出了相應(yīng)的政策建議。關(guān)鍵詞 外匯儲備 影響因素 實(shí)證分析一、 文獻(xiàn)綜述（一）外匯儲備的定義外匯儲備，又稱為外匯存底，指一國政府所持有的國際儲備資產(chǎn)中的外匯部分，即一國政府保有的以外幣表示的債權(quán) ，是一個國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兌換外國貨幣的資產(chǎn)總額。狹義而言，外匯儲備是一個國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要組成部分，是一國用于平衡國際收支，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計(jì)價的資產(chǎn)，包括現(xiàn)鈔、國外銀行存款、國外有價證券等。外匯儲備是一個國家貨幣當(dāng)局所持有的用于彌補(bǔ)

3、國際收支赤字，以維持本國貨幣匯率穩(wěn)定的國際間普遍接受的外國貨幣，外匯儲備是國際儲備的一部分。國際儲備包括外匯儲備、黃金儲備、國際貨幣基金組織(IMF)中的普通提款權(quán)和特別提款權(quán)。外匯儲備在儲備資產(chǎn)中最為重要。外匯儲備是一個國家國際清償力的重要組成部分，同時對于平衡國際收支、穩(wěn)定匯率有重要的影響。外匯儲備是我國國際儲備的主要形式。我國外匯儲備規(guī)模在1980年以后有了很大的增長，促進(jìn)了宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定和發(fā)展。（二）我國外匯儲備的現(xiàn)狀1.外匯儲備迅速增長我國外匯儲備余額早在2006年9月末就突破萬億美元，截至2011年9月，中國外匯儲備余額達(dá)到32017億美元。歷年外匯儲備表顯示，在1979年之前，我

4、國外匯儲備從來沒有超過l0億美元，甚至在幾個年頭還是負(fù)值。但隨著我國改革開放，經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長，貿(mào)易高速發(fā)展，以及我國長年內(nèi)需不足，導(dǎo)致外匯儲備一直保持增長態(tài)勢，且增長的速度快，強(qiáng)度大。 2001年以后我國的外儲備增速加大，2003年突破千億美元，進(jìn)入2006年，在我國實(shí)行新的人民幣匯率形成機(jī)制之后，外匯儲備增長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13本，居世界首位。美國紐約時報(bào)的社論曾用“中國的里程碑”來評論中國萬億外匯儲備。2.外匯儲備的幣種結(jié)構(gòu)目前， 全世界主要的儲備貨幣有美元、歐元、日元、英鎊、瑞士法郎等。我國的外匯儲備幣種也主要包括美元、歐元、日元、英鎊這四種貨

5、幣，而且美元的比重較大，歐元的比重正在逐步上升。目前，我國外匯儲備幣種結(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，我國外匯儲備構(gòu)成中目前仍以美元作為主要儲備貨幣。（三）我國外匯儲備的影響中國坐擁萬億美元的高額外匯儲備，這是綜合國力的具體表現(xiàn)，也為保障國民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展提供上佳的安全系數(shù)。超過3萬億美元巨額的外匯儲備，意味著我國有著充裕的國際支付能力，在一定程度上也彰顯了我國足以影響世界的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。但是，如果外匯儲備構(gòu)成不合理或者增長超過適度區(qū)間，就不可避免地降低資源使用效率，甚

6、至給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來不小的挑戰(zhàn)。1.積極影響（1）、充足的外匯儲備使我國國際支付能力顯著增強(qiáng)，提高了我國的綜合國力。外匯儲備是體現(xiàn)一國綜合國力的重要指標(biāo)。因此，維持充足的外匯儲備，不僅使我國的綜合國力得到提高，而且為我國在國際貿(mào)易中保持國際支付能力、調(diào)節(jié)國際收支提供了有效保障。（2）、充足的外匯儲備使我國的償債能力增強(qiáng)，提高了我國的國際信譽(yù)。國際金融機(jī)構(gòu)和銀行在對外貸款時，往往要事先調(diào)查借債國償還債務(wù)的能力。一國持有的外匯儲備狀況是資信調(diào)查、評價國家風(fēng)險(xiǎn)的重要指標(biāo)之一，因此必須持有足夠的外匯儲備，以防范債務(wù)和信用危機(jī)。（3）、充足的外匯儲備使我國能夠有效干預(yù)外匯市場，維持本幣匯率穩(wěn)定。一國所擁有的

7、外匯儲備的多少表明了其干預(yù)外匯市場和維持本幣匯率的能力。我國目前實(shí)行的是以市場供求為基礎(chǔ)的有管理的浮動匯率制度，充足的外匯儲備對于我國有效防范金融危機(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）、高額的外匯儲備造成持有成本過高，導(dǎo)致資源和資金的閑置。持有外匯儲備表示暫時放棄一定量實(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)增長和收入水平的提高。因此，在借入儲備比例過高時，過多的持有外匯儲備既不經(jīng)濟(jì)，也將影響國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的增長。（2）、外匯儲備的迅速增長加劇了人民幣升值的壓力，進(jìn)而影響我國出口商品的競爭力。在我國外貿(mào)出口當(dāng)中，企業(yè)多以低價格優(yōu)勢占領(lǐng)國際市場，而在人民幣匯

8、率持續(xù)上升的形勢下，很多中小外貿(mào)企業(yè)由于價格上失去優(yōu)勢而紛紛破產(chǎn)倒閉。因此，人民幣匯率的上升對我國出口增長顯然是不利的。（4）、高額的外匯儲備，增加了儲備資產(chǎn)管理的難度和風(fēng)險(xiǎn)。在金融全球化的今天，由于國際資本迅速大規(guī)模的流動，金融市場的利率與匯率波動十分激烈。中國的外匯儲備主要是投資美國的國債，這樣帶來了兩個相關(guān)的問題：一是美元近幾年呈現(xiàn)出弱勢的發(fā)展趨勢，匯率下跌，美元持續(xù)貶值，那么中國的外匯儲備的美元資產(chǎn)就會隨之“縮水”，造成巨額損失。二是中國的外匯儲備一半以上購買了美國的國債，客觀上容易受制于人。（5）、超額外匯儲備的增長使我國的貨幣政策近乎失效。由于最近兩年我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過熱，各種固定資產(chǎn)

9、投資過快，消費(fèi)品物價不斷上漲，中央銀行為了控制這一勢頭，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，旨在控制流動性過剩問題。但是外匯儲備不斷增加，從而也要相應(yīng)的投放基礎(chǔ)貨幣，這樣就會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多的貨幣，另一方面，巨額外匯儲備的增多又會投放大量的基礎(chǔ)貨幣。綜上所述，外匯儲備既不能過少，也不宜過多，外匯儲備規(guī)模必須合理適度。因此，有必要了解外匯儲備的發(fā)展規(guī)律，從而調(diào)整外匯儲備的政策取向，徹底摒棄外匯儲備越多越好的陳舊觀念，采取有效的措施，適度控制外匯儲備的增長速度。對于外匯儲備的變化規(guī)律，可以通過對外匯儲備進(jìn)行回歸分析，建立數(shù)量模型來

10、觀測。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)量方法建立我國外匯儲備規(guī)模的函數(shù)，對我國外匯儲備規(guī)模進(jìn)行分析?；貧w法對外匯儲備規(guī)模的分析是根據(jù)以往的一些數(shù)據(jù)得出當(dāng)時儲備的變動模式，所以可假定過去時期內(nèi)儲備是適度的，而且儲備的適度性在過去的變動趨勢也適用于將來的情況。（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)致外匯儲備持有額的下降，凈進(jìn)口水平與外匯儲備呈反相關(guān)。 2. 外商直接投資（FDI）。在外商直接投資額中，有一部分并未實(shí)際利用起來，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。我國資本項(xiàng)目的順差大于

11、經(jīng)常項(xiàng)目順差，所以僅從國際收支平衡表分析，F(xiàn)DI應(yīng)是我國外匯儲備的最主要來源。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)。即已將匯率對外匯儲備的影響考慮進(jìn)來了。匯率決定了本幣與外幣交換的價格，所以它必然是影響外匯儲備的一個內(nèi)生變量。我國匯率經(jīng)歷了幾次大的調(diào)整，也構(gòu)成了我國外匯儲備幾次大的劇烈變動的重要原因。M2的統(tǒng)計(jì)單位為人民幣，將其折算成美元，必須將M2除以匯率e,所以在下面的分析中，M2均指經(jīng)過匯率調(diào)整后一美元表示的貨幣供給量。我國貨幣供應(yīng)量與外匯儲備的相關(guān)度極高，

12、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， 對外借款（DEB）.對外借款一方面構(gòu)成外匯儲備形成債務(wù)性外匯儲備的一部分，同時它面臨還本付息，也會影響外匯儲備的規(guī)模。在本模型中，影響外匯儲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，對外借款和匯率水平，整合后選取以下四個變量：凈進(jìn)口水平（NM）、外商直接投資（FDI）、貨幣供應(yīng)量（M2）和對外借款（DEB）。（三） 確定模型的關(guān)系形式和參數(shù)的范圍 經(jīng)過散點(diǎn)圖觀察可知，外匯儲備(RE) 與凈進(jìn)口水平（NM）大致

13、呈線性關(guān)系,RENM外匯儲備(RE)與外商直接投資（FDI）成線性關(guān)系，REFDI:外匯儲備(RE)與貨幣供給量（M2）成線性關(guān)系，RE M2:外匯儲備(RE)與對外借款（DEB）的關(guān)系也大致呈線性。REDEB:首先我假定我國外匯儲備規(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 為我國的對外借款，即外債的數(shù)量。三、 收集數(shù)據(jù)（一）數(shù)據(jù)的選?。罕灸Ｐ蜆颖緮?shù)據(jù)為1991-2010年項(xiàng)目的數(shù)據(jù)外匯儲備(RE)：摘自中國統(tǒng)計(jì)年鑒201

14、1；凈進(jìn)口水平（NM）：取自中國統(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)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011。相對于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€存量；貨幣供給量（M2）: 摘自中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011;匯率e: 摘自中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011，調(diào)整為每一美元可兌換人民幣的數(shù)量；對外借款（DEB）：摘自中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011；該項(xiàng)數(shù)據(jù)也是選取了存量，因?yàn)橄鄬τ谕鈪R儲備這個存量而言，表現(xiàn)為存量的對外借款與之有更好的相關(guān)性。這一點(diǎn)也可以從散點(diǎn)

15、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，他們在數(shù)據(jù)來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)問題。由于解釋變量與被解釋變量都用億美元來表示，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對外借款（億美元）存量1993211.99113.20635.86098.4835.71994516.2-1094.49973.475444.4928.11995753.97-167.001348.687274.91065.919961050.2

16、9-122.201765.959122.81162.819971398.9-404.202201.4110976.81309.619981449.6-434.702656.0312621.91460.319991546.75-292.303059.2214483.41518.220001655.74-241.103466.3716260.41457.220012121.65-225.503935.1519125.51701.120022864.07-304.304462.622351.91713.620034032.51-254.684997.626727.41936.3420046099.3

17、2-321.005621.0530592.52629.920058188.72-1020.006224.2936470.52965.5200610663.4-1775.206918.9743353.33385.9200715282.49-2643.447602.1953056.63892.2200819460.3-2981.238526.1368417.53901.6200923991.52-1956.879426.4688746.24286.5201028473.38-1815.1010483.86107212.45489.4201131811-2691160.11201233116-307

18、1117.16四、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-1.3643840.193121-7.0649310.0000FDI-0.8399430.152458-5.5093510.0001M2

19、0.2970750.01445920.546190.0000DEB0.9892100.5092151.9426190.0711R-squared0.998085 Mean dependent var6508.618Adjusted R-squared0.997574 S.D. dependent var8613.125S.E. of regression424.2283 Akaike info criterion15.15074Sum squared resid2699545. Schwarz criterion15.39967Log likelihood-146.5074 F-statist

20、ic1954.264Durbin-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 0.947973 0.978351M2 0.992880-0.790799 0.947973 1.000000 0.972550DEB

21、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)致儲備持有額的下降，凈進(jìn)口水平與外匯儲備呈反相關(guān)。由于我國統(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”并不需要我國支付外匯，所以在測度動用外匯的進(jìn)口數(shù)值對外匯儲備的影響時，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

22、，在這里假設(shè)FDI的90%是以實(shí)物形式進(jìn)入中國，則真實(shí)影響外匯儲備的凈進(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，并不直接構(gòu)成外匯儲備，則資本項(xiàng)目對外匯儲備的貢獻(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)見下表： 年份RE外匯儲備（億美元）I=NM-0.9FDI (億美元)M2貨幣供給量(億美元)DEB對外借款（億美元）存量1991217.12-306.723918.3605.61992194.4

23、3-368.094992.6693.21993211.99-459.026098.4835.71994516.2-1970.615444.4928.11995753.97-1380.817274.91065.919961050.29-1711.569122.81162.819971398.9-2385.4710976.81309.619981449.6-2825.1312621.91460.319991546.75-3045.6014483.41518.220001655.74-3360.8316260.41457.220012121.65-3767.1419125.51701.1200228

24、64.07-4320.6422351.91713.620034032.51-4752.5226727.41936.3420046099.32-5379.9530592.52629.920058188.72-6621.8636470.52965.5200610663.4-8002.2743353.33385.9200715282.49-9485.4153056.63892.2200819460.3-10654.7568417.53901.6200923991.52-10440.6888746.24286.5201028473.38-11250.58107212.45489.4(2)重新對該模型進(jìn)

25、行OLS估計(jì)，E-VIEWS結(jié)果如下：下面采用逐步回歸法對變量進(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-2.2460130.191645-11.719670.0000R-squared0.884133 Mean dependen

26、t 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 stat0.325053 Prob(F-statistic)0.000000只放入M2, 結(jié)果如下：Dependent Variable:

27、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 var6508.618Adjusted R-squared0.985022 S.D. dependent var8613.125S

28、.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：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresDate: 12/22/11 Time:

29、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. dependent var8613.125S.E. of regression2284.089 Akaike info crite

30、rion18.39996Sum 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 NM 和 FDI 分別進(jìn)行回歸了。 下面在一元線性回歸 I 模型的基礎(chǔ)上首先放入M2, 結(jié)果如下：Dependent Variable: REMethod: Least SquaresD

31、ate: 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 dependent var6508.618Adjusted R-squared0.984155 S.D. dependent var

32、8613.125S.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，放入兩個變量后，R-square 由 0.88 變?yōu)?0.98, 這說明這兩個變量都是應(yīng)該保留的。下面加入第三個變量DEB，結(jié)果如下：Dependent Variable:

33、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-0.0472971.312147-0.0360450.9717R-squared0.985824 Mean depende

34、nt 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 stat0.415846 Prob(F-statistic)0.000000可見，加入第三個變量后，R-square 變?yōu)?0.986,調(diào)

35、整后為 0.983，能夠通過整體的顯著性檢驗(yàn)，說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 能夠通過檢驗(yàn)；b) 對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=370.88348.69, 所以可以通過F檢驗(yàn)在5%的顯著性水平上拒絕R2=0的假設(shè)；c) 對解釋變量的回歸系數(shù)作 T 檢驗(yàn)，I , M2, DEB 的檢驗(yàn)值都能夠通過 T 檢驗(yàn)?？梢娫撃Ｐ筒⒉淮嬖诙嘀毓簿€性了。并且系數(shù)均符合解釋變量與被解釋變量的經(jīng)

36、濟(jì)意義。逐步回歸的結(jié)果：原來的函數(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:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/22/11 Time: 14

37、: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-7.3260235.085177-1.4406620.1802M2-41.35244286.9451-0.1441130.8883M22-0.

38、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. of regression679833.6 Akaike info criterion30.00394Sum squared r

39、esid4.62E+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nR220.05（9），所以接受原假設(shè)，即認(rèn)為模型不存在異方差。（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 Sq

40、uaresDate: 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-0.0472971.312147-0.0360450.9717R-squared0.985824 Mean dependent var6508.618Adju

41、sted 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(F-statistic)0.000000DW=0.415846,n=20,k=3,Dl=0.998，Du=1.676，則DuDW t0.025(16),所以拒絕原假設(shè)，說明M2對RE有顯著性影響；(2)對于F=370.8834F(3,16)=8.69(顯著性水平為0.05），表明模型從整體上看RE與個解釋變量之間線性關(guān)系顯著。六、模型的修正經(jīng)過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+ 0.2895