加元匯率建模

1、本文旨在重新思考加拿大銀行經(jīng)濟(jì)學(xué)家所提出加元匯率標(biāo) 準(zhǔn)模型，在此基礎(chǔ)上納入歐元對(duì)美元匯率變量以替代利差，結(jié)果 發(fā)現(xiàn)新的模型解釋能力較強(qiáng)。文章先回顧了匯率建模的宏觀經(jīng)濟(jì) 思想，評(píng)析加拿大銀行的標(biāo)準(zhǔn)匯率模型及修正模型，并運(yùn)用協(xié)整 和誤差修正方法重新建立模型，最后對(duì)照實(shí)際值進(jìn)行比較分析。 在國(guó)際外匯市場(chǎng)上，加拿大元同澳大利亞元和新西蘭元被通稱為資源性貨幣，其原因在于這些貨幣的匯率變化受國(guó) 際商品價(jià)格影響很大。加拿大地大物博，人口稀少，有著豐富的 石油、礦產(chǎn)、木材及海洋資源。由加拿大出口貿(mào)易構(gòu)成可知， 農(nóng)、林和能源產(chǎn)品占有非常高的比例，這些商品的價(jià)格變化均 影響加元的價(jià)值。但不管是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)總量、

2、貨幣政策還 是財(cái)政政策，加拿大、澳大利亞和新西蘭這三個(gè)國(guó)家之間存在 較大的區(qū)別。加拿大屬于西方七國(guó)集團(tuán)，又位于北美自由貿(mào)易 區(qū)，而且其貨幣的成交量穩(wěn)步上升，在國(guó)際外匯市場(chǎng)占有重要 的地位，加元的匯率特點(diǎn)因而此外，我國(guó)與加拿大經(jīng)貿(mào)關(guān)系日益 密切。最近十年，加拿大對(duì)華貿(mào)易增長(zhǎng)迅速。2003年，中國(guó)成為 加拿大第二大貿(mào)易伙伴。就出口而言，2009年中國(guó)取代日本成 為加拿大第三大出口市場(chǎng)。我國(guó)對(duì)加拿大原材料的需求也日益旺 盛，我國(guó)企業(yè)頻繁出手收購(gòu)加拿大資源開(kāi)發(fā)企業(yè)或其海外分公 司，加元匯率必然是中心問(wèn)題，因?yàn)閰R率變動(dòng)直接影響到收購(gòu)成 本和經(jīng)濟(jì)效益。2008年，中信泰富意在收購(gòu)澳大利亞一家礦業(yè) 公司，但

3、因?qū)Π脑邉?shì)判斷失誤，外匯頭寸過(guò)大，投機(jī)損失一度 高達(dá)150億港元。可見(jiàn)，匯率趨勢(shì)把握和交易時(shí)機(jī)選擇是跨國(guó)經(jīng) 貿(mào)活動(dòng)的非常重要的環(huán)節(jié)。國(guó)內(nèi)對(duì)加元匯率研究的成果稀少，更 缺乏系統(tǒng)性研究，本文探討加元對(duì)美元匯率的建模方法，并與實(shí) 際結(jié)果進(jìn)行比較，以期發(fā)現(xiàn)加拿大匯率的變化原因和特點(diǎn)，供政 府和企業(yè)決策參考。文章第一部分對(duì)匯率建模作一般性回顧；第 二部分主要評(píng)析加拿大銀行的標(biāo)準(zhǔn)匯率模型；第三部分則試圖在 該模型的基礎(chǔ)上納入加入新的變量，并作協(xié)整和誤差修正運(yùn)算； 第四部分對(duì)結(jié)果進(jìn)行比較和分析；最后為結(jié)束語(yǔ)。一、匯率的宏觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)建模方法回顧傳統(tǒng)的匯率研究文獻(xiàn)基于兩國(guó)模型，雙邊匯率被視為兩國(guó) 貨幣的相對(duì)價(jià)

4、格。稍后的匯率模型將匯率變動(dòng)描述為多個(gè)宏觀 經(jīng)濟(jì)變量集的函數(shù)。這些變量包括物價(jià)、貨幣、利率、生產(chǎn)率 差異、政府負(fù)債、貿(mào)易條件和凈出口，匯率表示為這些變量的 差異。為了討論方便，本文不妨分貨幣方法、投資組合法、動(dòng) 態(tài)均衡模型、生產(chǎn)效率法加以評(píng)析。最早出現(xiàn)的模型為貨幣方法，始于上世紀(jì)七十年代，當(dāng) 時(shí)許多工業(yè)化國(guó)家開(kāi)始實(shí)行浮動(dòng)匯率政策。該學(xué)派把匯率定義 為兩國(guó)貨幣的相對(duì)價(jià)格，力圖用貨幣的供應(yīng)和需求建立匯率 模型，即所謂的利率平價(jià)理論。該模型基于以下重要假設(shè)：價(jià) 格具有完全彈性；國(guó)內(nèi)和外國(guó)資產(chǎn)是完全可替代品；購(gòu)買(mǎi)力平 價(jià)在任何時(shí)候均成立；無(wú)套補(bǔ)的利率平價(jià)條件在任何時(shí)候均成 立。后來(lái)的研究（Dornbu

5、sch ）放寬了購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)的嚴(yán)格假設(shè) 條件，代之以粘性價(jià)格模型。從長(zhǎng)期來(lái)看，購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)成立， 但因階躍變量（如利率和匯率）需抵消價(jià)格的粘性特點(diǎn)，購(gòu)買(mǎi) 力平價(jià)在短期內(nèi)不成立，匯率會(huì)偏離其長(zhǎng)期均衡水平。 投資組合方法的視野更加開(kāi)闊一些，認(rèn)為所有的國(guó)外資產(chǎn)及國(guó)內(nèi) 資產(chǎn)的供需關(guān)系決定匯率水平。投資組合方法修改了貨幣模型的 主要假設(shè)，即國(guó)內(nèi)和外國(guó)資產(chǎn)是完全可替代品，其會(huì)計(jì)等式W=M+B+SF（ M為國(guó)內(nèi)貨幣，B為國(guó)內(nèi)債券， SF為國(guó)外債券）表示一國(guó)的財(cái)富，而匯率確立投資組合的均衡 水平。債券需求取決于兩個(gè)因素：國(guó)內(nèi)債券需求跟國(guó)內(nèi)利率水平 呈正相關(guān)；國(guó)內(nèi)對(duì)國(guó)外債券的需求跟國(guó)外利率水平及匯率預(yù)期變化 E（s

6、 ）呈正相關(guān)。那么，投資組合中國(guó)內(nèi)債券和國(guó)外債券的對(duì)比 取決于國(guó)外債券的預(yù)期超額收益率。動(dòng)態(tài)一般均衡模型始于上世紀(jì)八十年代，并在新的開(kāi)放經(jīng) 濟(jì)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)思潮中發(fā)展至今。先期模型充分考慮到市場(chǎng)的微 觀結(jié)構(gòu)（研究在明確的交易規(guī)則下資產(chǎn)交換的過(guò)程與結(jié)果，涉 及市場(chǎng)信息傳遞、投資者行為、指令流重要性、市場(chǎng)代理人的 預(yù)期差異及其對(duì)成交量和匯率波動(dòng)率的影響X名義價(jià)格粘性 和不完全競(jìng)爭(zhēng)，該模型實(shí)際上是單因素貨幣模型的擴(kuò)展。較新 的模型由Obsfield和Rogoff（ 1995）提出，對(duì)微觀基礎(chǔ)作了嚴(yán) 謹(jǐn)?shù)姆治?，但是模型?duì)于微觀基礎(chǔ)的具體定義非常敏感，而業(yè)界尚未就此形成共識(shí)。最近一種建模方法賦予生產(chǎn)效率以中

7、心地位，認(rèn)為生 產(chǎn)效率差異能夠解釋真實(shí)匯率的變化。該模型基于Balassa（1964）和Samuelson（ 1964）的研究成果，并放松了購(gòu)買(mǎi)力 平價(jià)的假設(shè)條件，使得真實(shí)匯率變化取決于非貿(mào)易產(chǎn)品的相對(duì) 價(jià)格，認(rèn)為非貿(mào)易產(chǎn)品部門(mén)體現(xiàn)了兩國(guó)生產(chǎn)率差異。實(shí)證研究 也表明生產(chǎn)效率和真實(shí)匯率之間存在長(zhǎng)期關(guān)系。然而，不管 哪個(gè)模型，其解釋和預(yù)測(cè)匯率變動(dòng)能力比較弱。如果說(shuō)這些模 型能夠比較滿意地解釋匯率長(zhǎng)期趨勢(shì)，那么它們完全無(wú)法預(yù)測(cè) 短期變化，或者事后解釋匯率變動(dòng)。自然而然，以后的匯率研 究轉(zhuǎn)向在更為現(xiàn)實(shí)的假設(shè)條件下的外匯市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。正如美國(guó)聯(lián) 邦儲(chǔ)備銀行主席艾倫.格林斯潘在2002年7月16日在美國(guó)國(guó)會(huì)

8、聽(tīng)證會(huì)上所講地那樣：預(yù)測(cè)匯率者多，但成功者少，主要原因是 征；另外，限于獲取數(shù)據(jù)的原因，本論文選擇的是小規(guī)模樣 本，對(duì)于大規(guī)模樣本尚未涉及?！皡R率是個(gè)非常復(fù)雜的價(jià)格盡管常用真實(shí)利率差、生產(chǎn) 率水平差及長(zhǎng)期對(duì)外逆差等指標(biāo)來(lái)預(yù)測(cè)匯率行為，沒(méi)有哪一種指 標(biāo)能夠連續(xù)用來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)相當(dāng)一段時(shí)期的匯率水平，哪怕是一 年或者兩年疽二、AvN模型的優(yōu)點(diǎn)與調(diào)整加拿大銀行的標(biāo)準(zhǔn)匯率模型似乎是個(gè)例外。加拿大央行努 力認(rèn)清加元匯率變動(dòng)的原因，在建模過(guò)程中吸收了國(guó)際通行的 匯率建模思想，但在應(yīng)用中結(jié)合加拿大具體國(guó)情選擇適當(dāng)?shù)慕?jīng) 濟(jì)變量，取得了較為理想的結(jié)果。加拿大銀行兩位經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿 馬諾和范諾頓（Amano及van No

9、rden，1993）提出的加元匯率 方程（即AvN模型）能夠很好跟蹤和解釋1973-1990期間美元 對(duì)加元匯率的大部分變化，更重要的是對(duì)于之后十三年的變化也 有出人意料的解釋和預(yù)測(cè)能力。其實(shí)，該模型基于簡(jiǎn)單的誤差 修正模型，可以寫(xiě)成：Ak）grer = A,（log住*-ct - Ji, 1。甘0國(guó)_ +int+e式中，因變量為美元對(duì)加元的實(shí)際匯率RFX，即加拿大銀 行每日中午12時(shí)（東部時(shí)間）所采集的日即期匯率的季度平均 值乘以美國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值縮減指數(shù)與加拿大國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值縮減 指數(shù)的比率。方程包括三個(gè)自變量：COM為剔除能源后的實(shí)際 商品價(jià)格指數(shù)，即由加拿大銀行計(jì)算出的每日非能源類商品價(jià)

10、格指數(shù)的季度平均值（令1982年9月=100）除以美國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn) 總值縮減指數(shù)；ENER為由加拿大銀行計(jì)算出的每日能源類商品 價(jià)格指數(shù)的季度平均值（令1982年9月=100）除以美國(guó)國(guó)內(nèi)生 產(chǎn)總值縮減指數(shù)；INTDIFF為美-加名義利率差，即加拿大銀行 所收集的每日加拿大3月期優(yōu)質(zhì)公司票據(jù)利率的季度平均值與 美聯(lián)儲(chǔ)理事會(huì)數(shù)據(jù)庫(kù)中的美國(guó)90天AA級(jí)非金融商業(yè)票據(jù)收盤(pán) 利 率的季度均值之利差。COM和ENER項(xiàng)用來(lái)生成匯率的長(zhǎng)期均 衡值，而INTDIFF用來(lái)捕捉匯率的短期變化。由于加拿大為商品 出口大國(guó)，跟鄰國(guó)美國(guó)經(jīng)貿(mào)往來(lái)十分密切，該模型抓住了實(shí)體 經(jīng)濟(jì)的本質(zhì)，故能夠成功解釋加元匯率變化的基本原因。

11、模型的成立基于多種假設(shè)條件，一旦現(xiàn)實(shí)改變了，模型也必 須加以修正。在2003-2005期間，加元對(duì)美元大幅度升值，由1 加元等于65美分升至85美分，但是AvN模型未能很好解釋加 元最近的表現(xiàn)。于是，加拿大銀行研究人員提出了不同的修改意 見(jiàn)，在原有的模型基礎(chǔ)上加入了更多的變量，以改進(jìn)模型的預(yù)測(cè) 能力。其中一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家（Issa，Lafrance，and Murray，2005） 認(rèn)為，加拿大能源出口占總量的比例越來(lái)越高，具有重要的地位, 能源價(jià)格上漲，出口收入提高，投資增加，產(chǎn)生更大的財(cái)富效 應(yīng)，因此能源與美元對(duì)加元匯率的關(guān)系也相應(yīng)發(fā)生改變。他們認(rèn) 為，1993年第三季度后，兩者之間的關(guān)系發(fā)生

12、了實(shí)質(zhì)性變化。 修正后的模型引入了啞變量，可寫(xiě)為：岫=cc （質(zhì)I 一口 一黑碼 T - fl, / （f Tf r t ） +intJ_l+Ed,式中，I （）為指示函數(shù)，若時(shí)間大于1993年第三季度就取 1，否則為零。還有一些研究人員（Bailliu，Dib，and Schembri， 2005）觀察到美國(guó)的巨額貿(mào)易是美元對(duì)大多數(shù)貨幣貶值的主 要原因，因此在模型中加入了美國(guó)經(jīng)常性項(xiàng)目赤字的變化趨 勢(shì)。還有一些研究人員(Helliwell , Issa , Lafrance , and Zhang , 2005)完全拋棄AvN模型，而是利用美加兩國(guó)的生產(chǎn)率 增長(zhǎng)速度差異來(lái)解釋美元對(duì)加元匯率的

13、變化。他們研究對(duì)象為 美國(guó)和加拿大的制造業(yè)的相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率，因?yàn)樵摬块T(mén)對(duì)外經(jīng) 濟(jì)聯(lián)系比較多，可比性均較強(qiáng)。盡管這些修正方法較最初的 AvN模型能較好地解釋最近美元兌加元的大幅度貶值，但跟實(shí) 際的匯率水平相比仍存在較大的缺口。三、模型變量調(diào)整與結(jié)果在全球經(jīng)濟(jì)一體化日益加深的條件下，正確預(yù)測(cè)匯率走 勢(shì)是件困難的事情。近幾年來(lái)所發(fā)生的經(jīng)濟(jì)事件無(wú)不證明了匯 率變化的復(fù)雜多變性，次債危機(jī)、迪拜債務(wù)重組風(fēng)波、希臘債 務(wù)危機(jī)就是最好的腳注。加拿大銀行將匯率變動(dòng)簡(jiǎn)單分為兩大 基本類型：第一類變化和第二類變化。前者指加元匯率變化直 接反映了國(guó)外市場(chǎng)對(duì)加拿大商品和服務(wù)的需求變化，后一類變 化的原因很多，包括全球投

14、資組合資產(chǎn)調(diào)整、國(guó)際金融危機(jī)情 形下尋求“安全場(chǎng)所”行為、全球儲(chǔ)蓄和投資失衡等因素。然 而，上述的初始模型及之后的修正模型更多地考慮到第一類變 化、以及利差因素，而根本沒(méi)有考慮到第二類變化。事實(shí)上，除 了商品價(jià)格是影響加元匯率的主要因素外，利率已成為次要 因素，因?yàn)樽罱畮啄陙?lái)，全球利率水平呈現(xiàn)同步變化趨勢(shì)。 近十幾年來(lái)，匯率變化的國(guó)際性特點(diǎn)也越來(lái)越突出。主要 非美貨幣對(duì)美元匯率幾乎同時(shí)達(dá)到幾年的最大值或最小值。隨著 計(jì)算機(jī)信息技術(shù)的廣泛使用，信息傳播速度快，外匯交易量不斷 創(chuàng)新高，在以投機(jī)交易為主的外匯市場(chǎng)，加元匯率的第二類變化 在許多情況下可能成為主要因素。既然加拿大央行研究的重點(diǎn)是 加元

15、匯率變化的根本原因，而且誠(chéng)如前述，加元屬于自由浮動(dòng)貨 幣，其價(jià)值完全由市場(chǎng)的供需因素所決定，那么國(guó)際外匯市場(chǎng)變 化就成為必須考慮的重要因素。根據(jù)國(guó)際清算銀行的2007年調(diào) 查報(bào)告，美元對(duì)歐元、美元對(duì)日元、美元對(duì)英鎊的成交量分別占 全球日成交量的27%、13%、12%。因此，本文用美元對(duì)歐元 的匯率近似代表國(guó)際匯市變化，并取代原模型中的利差因素。本文使用的數(shù)據(jù)樣本時(shí)間跨度為2000年第一季度至2010 年第一季度，共420個(gè)季度數(shù)據(jù)。其中，加元匯率數(shù)據(jù)為每個(gè) 交易日正午的買(mǎi)入價(jià)，取自加拿大銀行網(wǎng)站；歐元匯率為每個(gè) 交易日正午的買(mǎi)入價(jià)，取自美國(guó)聯(lián)邦儲(chǔ)備銀行圣路易斯分行網(wǎng) 站。加拿大的商品指數(shù)和能源

16、指數(shù)序列數(shù)據(jù)則直接向加拿大統(tǒng) 計(jì)局購(gòu)買(mǎi)。加拿大加拿大3個(gè)月期優(yōu)質(zhì)公司票據(jù)利率取自加拿 大銀行網(wǎng)站；美國(guó)90天AA級(jí)非金融商業(yè)票據(jù)收盤(pán)利率取自美 國(guó)聯(lián)邦儲(chǔ)備銀行圣路易斯分行網(wǎng)站。本文利用這些數(shù)據(jù)先建立回歸方程，經(jīng)估計(jì)得到下列個(gè)回 歸結(jié)果log rex = 0.0016 - 0.0008 * 。邸村+0,1* log m用+ O.Slogewr+E:=匚一匚第二步，對(duì)回歸值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，并確立整關(guān)系。跟所有的金融時(shí)間序列一樣，加元對(duì)美元匯率、商品指數(shù)、能源指 數(shù)、歐元對(duì)美元時(shí)間序列的原序列存在單位根，即為非平穩(wěn)序 列。如表1所示，這四個(gè)時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均分別大 于1%、5%、10%的臨

17、界值，但其一階差分為平穩(wěn)序列。因而，加 元對(duì)美元匯率、商品指數(shù)、能源指數(shù)、歐元對(duì)美元時(shí)間序列均 為一階單整序列，都服從I（ 1）b奏一變結(jié)的單位根椎嵌，原序列卞變量趨鶉無(wú)苴野加元-3.01926-1. 4237商品指數(shù)-2. 9286-0. 7926能源推數(shù)-3. 4-135-0. 8133歐元-1. 9125-0. 4087表二 變量的單位根椅驗(yàn)一階差分皿：趨勢(shì)無(wú)趨勢(shì)詢無(wú)-1 4597-1. 3-155商品排數(shù)-4. 3744-1. 4427能源指數(shù)-4. 8461-1. 91-18歐元-4. 2955-3. 7893第三步，本文對(duì)四個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，并在此基礎(chǔ) 上建立誤差修正模型。如

18、表3所示，本文分別用采取無(wú)趨勢(shì)和有 趨勢(shì)兩種方法作協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明，加元對(duì)美元匯率、商品指 數(shù)、能源指數(shù)、歐元對(duì)美元時(shí)間序列之間具有協(xié)整關(guān)系，即它們 之間有著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。以檢驗(yàn)水平0.05和0.01判斷，似 然比統(tǒng)計(jì)量為74.36，大于5%臨界值47.21、1%臨界值54.46， 因此檢驗(yàn)值拒絕原假設(shè)，接受這一結(jié)論：加元對(duì)美元匯率、商品指 數(shù)、能源指數(shù)、歐元對(duì)美元時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系。最后，在檢驗(yàn)了時(shí)間序列的協(xié)整關(guān)系之后，為了考察加元對(duì) 美元匯率與商品指數(shù)、能源指數(shù)、歐元對(duì)美元時(shí)間序列間的短期 動(dòng)態(tài)關(guān)系，現(xiàn)通過(guò)誤差修正模型（VECM）作進(jìn)一步分析。1 炊u =0.崩54一0,3640

19、-01七畔_1 一A=-1.1087 *vccm + 0.527Alogrexr . +0一59Alog州5 一。L-HO舛 *心也薩“叫_2 0.08 0.02S+ 0.169 加四論邸0,4我*.0C01加元對(duì)美元匯率、商品指數(shù)、能源指數(shù)、歐元對(duì)美元時(shí)間 序列誤差修正項(xiàng)的系數(shù)大小反映了針對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力 度。從系數(shù)估計(jì)值來(lái)看，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，市場(chǎng)力 量以-1.1087調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)表三序列協(xié)整檢監(jiān)皓果協(xié)整方程數(shù)（無(wú)趨仍）特征監(jiān)敏然比臨界值1蜀臨界位0個(gè)協(xié)量* *0. 63863374. 3567717. 2151. 16至少1個(gè)協(xié)整向屋心0, 50173

20、238. 7311429. 6835.65至少2個(gè)協(xié)整向呈0. 22626614. 3495515. 1120. 04至少3個(gè)協(xié)整向去0.142265土 3710883. 765. 65協(xié)整力.程數(shù)（有趨科1。個(gè)協(xié)整:nJ 11+0. 636B5590.2379862. 9970. 05至少1個(gè)協(xié)整向坦*0. 15577551. 7-1575似4418.45至少2個(gè)協(xié)整向量*0. 366-II228. 6268325. 32皿拒至少3個(gè)協(xié)整向星0. 2569071I.2S35012. 251&. 26四、對(duì)結(jié)果的討論與比較如前所述，標(biāo)準(zhǔn)實(shí)際匯率模型是加拿大銀行的經(jīng)濟(jì)學(xué)家十 多年來(lái)的研究結(jié)晶，然

21、而在全球經(jīng)濟(jì)一體化日益加深的今天， 該模型從2003年以后就越來(lái)越偏離實(shí)踐。雖然經(jīng)濟(jì)學(xué)家在不斷 修正該模型，并嘗試添加新的變量，如生產(chǎn)率、啞變量、貿(mào)易 逆差等，但其效果并不十分明顯，模型預(yù)測(cè)值與實(shí)際匯率值的 差距依然較大。本文也嘗試在標(biāo)準(zhǔn)匯率模型的基礎(chǔ)上引入歐元 對(duì)美元的實(shí)際匯率變量以替代模型中的利差，其效果分兩部分 表述：依然采用標(biāo)準(zhǔn)模型，比較不同研究成果的計(jì)量參數(shù)；直 接比較剔除利差納入歐元后的計(jì)量結(jié)果。在眾多的研究中， John Murray等人研究比有代表性。他們先后連續(xù)研究了標(biāo)準(zhǔn) 匯率模型在不同時(shí)期的表現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)2003年以后模型的解釋能力 較弱。本文選取他們對(duì)1973第一季度-199

22、2第一季度、1973第 一季度-1999第四季度、1973第一季度至2005第四季度的加元 對(duì)美元實(shí)際匯率的研究結(jié)果，對(duì)比本文對(duì)2000第一季度-2010 第一季度的加元匯率的研究結(jié)果（見(jiàn)表四）。本研究的樣本時(shí) 間跨度為十年，低于Murray的研究樣本，差異是難免的。本研 究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型的調(diào)整速度明顯高于Murray的結(jié)果，誤差、 能源指數(shù)、利率的系數(shù)均小于Murray的結(jié)果，但商品指數(shù)項(xiàng) 的系數(shù)基本一致。此外，本研究的模型檢驗(yàn)值R2和D.W.均大于 Murray的結(jié)果。研究的最大區(qū)別是能源指數(shù)的系數(shù)為負(fù)數(shù)，而 Murray的幾次研究結(jié)果都為負(fù)數(shù)亶四實(shí)底匯率標(biāo)準(zhǔn)方程怙計(jì)值Murray的研究結(jié)

23、果本研究結(jié)果參數(shù)1973-19鴕1973-13991973-20052000-2010?000-201Q*Q-0. 1650.151-0. 086-0. 746-1. 1090.3560. 442QL 363-0. 006-0. 007.-0.298-Q. 417-0. 307-0. 382-0. 3640. 1410. 09Q. 001-0. 065-0. 525-0. 639-0. 340. 0030. 001統(tǒng)計(jì)縊0,2680. 2280. 026。.淘0. 193D.W.1.1361.232L 159L511.43*用歐元替代利差的結(jié)果從預(yù)測(cè)效果來(lái)看，用歐元替代利差的效果比較明顯（見(jiàn)圖 一誠(chéng)然，預(yù)測(cè)值和實(shí)際值的差距依然存在，但是較之含利 差的模型，新的模型彌補(bǔ)了預(yù)測(cè)值和實(shí)際值的一部分缺口。含 利差的模型預(yù)測(cè)值在圖上表現(xiàn)比較平穩(wěn)，雖然在某一段時(shí)候跟 新模型的預(yù)測(cè)值曲線重疊，但預(yù)測(cè)值未能對(duì)最近幾年的實(shí)際匯 率的變化趨勢(shì)作出有意義的回應(yīng)。相比之下，含歐元項(xiàng)的新模 型預(yù)測(cè)效果較好，能夠跟蹤實(shí)際匯率的變化，特別是在次債危 機(jī)期間實(shí)際值和預(yù)測(cè)值非常接近。就回歸模型的殘差而言，新