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        我國外匯占款對(duì)CPI影響的實(shí)證分析

        2017-03-09 19:34:35李悅楊永華
        時(shí)代金融 2017年3期
        關(guān)鍵詞:實(shí)證分析

        李悅+楊永華

        【摘要】本文主要針對(duì)外匯占款的變化所引起的CPI指數(shù)的變化進(jìn)行研究。通過研究外匯占款變化引起的商品市場(chǎng)上交易貨幣量變化,貨幣市場(chǎng)上利率的變化,資本市場(chǎng)上證券價(jià)格的變化,對(duì)CPI指數(shù)的影響。另外通過分析外匯占款變化引起的廣義貨幣量的變化對(duì)CPI影響進(jìn)行分析。并分析影響CPI上漲的因素,建立模型進(jìn)行量化分析,并對(duì)應(yīng)該如何解決這一問題提出建議。

        【關(guān)鍵詞】外匯占款 CPI 實(shí)證分析

        一、我國外匯占款與CPI指數(shù)的現(xiàn)狀分析

        從1994年匯改以來,隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展,外匯貯備不斷增加,為了維持現(xiàn)有的匯率制度,中央銀行不得不不斷買進(jìn)外匯。因此外匯占款不斷增加。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì),2009年我國的外匯儲(chǔ)備達(dá)到23991.52億美元,2014年達(dá)到38430億美元。然而,2015年上半年,外匯儲(chǔ)備降至36513億美元。同樣的,我國CPI指數(shù)從2006年開始上升。除2008年后至2009年因全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)下降。然而進(jìn)入2015年后,我國CPI指數(shù)上漲態(tài)勢(shì)減慢并趨于平穩(wěn)。由此來看,我國外匯占款與CPI指數(shù)之間很大程度上存在一定關(guān)系。與此同時(shí),我國CPI指數(shù)與外匯占款變化有高度相關(guān)關(guān)系。

        二、我國外匯占款影響CPI的機(jī)理分析

        (一)外匯占款影響商品、貨幣、資本市場(chǎng)的變化

        外匯占款對(duì)商品市場(chǎng)的影響直接體現(xiàn)在物價(jià)上;外匯占款對(duì)貨幣市場(chǎng)的影響,可以通過蒙代爾-弗萊明模型得以體現(xiàn);外匯占款對(duì)資本市場(chǎng)的影響,主要通過本幣的升值貶值實(shí)現(xiàn)。

        (二)外匯占款對(duì)M2的影響

        外匯占款對(duì)M2的影響主要通過1994年后的匯率改革實(shí)現(xiàn),在前文已分析過。而2005年起,我國的匯率制度進(jìn)行了新的改革,即人民幣匯率形成機(jī)制由過去的單一對(duì)美元掛鉤轉(zhuǎn)變?yōu)閰⒖加㈡^、歐元、日元等“一攬子貨幣”貨幣匯率的新機(jī)制。這一改變,大大加大了人民幣的浮動(dòng)區(qū)間。

        三、我國外匯占款影響CPI的實(shí)證分析

        (一)模型說明和數(shù)據(jù)選取

        1.模型說明。利用時(shí)間序列模型以及ADF檢驗(yàn),協(xié)整檢驗(yàn),分析我國外匯占款和CPI指數(shù)之間的關(guān)系。

        假設(shè)X為外匯占款,為自變量,Y為CPI指數(shù),為因變量,其二者之間的關(guān)系為:

        Y=α+βX+εt

        2.數(shù)據(jù)選取。為了更準(zhǔn)確的檢驗(yàn)我國外匯占款與CPI指數(shù)之間的關(guān)系,在此,選取了國家統(tǒng)計(jì)局和中國人民銀行發(fā)布的從2002年到2013年外匯占款與CPI指數(shù)的月度數(shù)據(jù)。其中,CPI指數(shù)數(shù)據(jù)是以2002年的CPI指數(shù)作為定基。為了模型準(zhǔn)確性,把外匯占款數(shù)值取對(duì)數(shù)之后,進(jìn)行模型檢驗(yàn)。

        (二)模型處理

        1.ADF檢驗(yàn)。使用EVIEWS8.0進(jìn)行對(duì)數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn),結(jié)果如下所示:

        此處X為外匯占款的對(duì)數(shù),由EVIEWS檢驗(yàn)結(jié)果可得單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.47714,-2.881978,-2.577747。而t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值0.626599大于相應(yīng)臨界值,從而不能拒絕原假設(shè)H0,因此可以證明外匯占款對(duì)數(shù)(X)序列是非平穩(wěn)序列。因此,要對(duì)序列進(jìn)行差分處理,處理后再次進(jìn)行檢測(cè),檢驗(yàn)結(jié)果如下:

        t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-3.607531,小于相應(yīng)臨界值,從而拒絕H0,表明外匯占款對(duì)數(shù)(X)的差分序列不存在單位根,是平穩(wěn)序列,即X序列是一階單整的,X~I(xiàn)(1)。

        同理CPI指數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn),結(jié)果如下所示:

        此處Y為CPI指數(shù),由EVIEWS檢驗(yàn)結(jié)果可得單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.47714,-2.881978,-2.577747。而t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值0.380413大于相應(yīng)臨界值,從而不能拒絕原假設(shè)H0,因此可以證明表明CPI指數(shù)數(shù)據(jù)(Y)序列是非平穩(wěn)序列。即要進(jìn)一步進(jìn)行檢驗(yàn)。

        為了得到CPI指數(shù)(Y)序列的單整階數(shù),對(duì)其一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果如下所示:

        從檢驗(yàn)結(jié)果上來看,在99%,95%,90%三個(gè)置信區(qū)間下,單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.47714,-2.881978,-2.577747。ADF檢驗(yàn)得出的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-6.429476小于相應(yīng)臨界值,從而可以拒絕H0,表明CPI指數(shù)(Y)的一階差分序列是平穩(wěn)序列,所以Y序列是一階單整的,Y~I(xiàn)(1)。

        2.協(xié)整檢驗(yàn)。利用協(xié)整檢驗(yàn)檢驗(yàn)外匯占款與CPI指數(shù)之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。估計(jì)的回歸模型為:

        Y=-31.66334+12.68772X+εt

        (4.438280) (0.384230)

        t=(-7.134146)(33.04723)

        R2=0.884938 F=1092.119 n=144

        為了檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性,對(duì)et進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果如下所示:

        由EVIEWS檢驗(yàn)結(jié)果可得,在95%的置信區(qū)間條件下,t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-11.13045,小于臨界值,從而可以拒絕H。,表明殘差不存在單位根,是平穩(wěn)序列,說明外匯占款對(duì)數(shù)(X)與CPI指數(shù)(Y)之間存在協(xié)整關(guān)系。

        外匯占款對(duì)數(shù)(X)與CPI指數(shù)(Y)之間存在協(xié)整,這一結(jié)果可以表明外匯占款與CPI指數(shù)之間有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。這一實(shí)證結(jié)果,符合前文中對(duì)外匯占款與CPI指數(shù)之間關(guān)系的分析。

        (三)選入M2數(shù)據(jù)后的模型

        在得出外匯占款對(duì)數(shù)與CPI指數(shù)之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系后,得出假設(shè)方程為:

        Y=β1+β2X2+β3X3+ε

        運(yùn)用EVIEWS軟件建立OLS模型。得到以下結(jié)果:

        Y=-177.9121+25.69408X2-3.52464X3+ε

        (8.024397) (1.347721) (0.874983)

        t=(-22.17139) (19.06483) (-4.028237)

        R2=0.967840 F=2121.661 DW=0.140181

        由于DW=0.140181,該模型中存在自相關(guān),運(yùn)用廣義差分法補(bǔ)救,得到:

        et=0.926892et-1

        即得ρ=0.926892。對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分回歸得出以下結(jié)論:

        Y※=-9.871456+13.76760X2※+6.130130X3※

        (1.784675)(3.812051)(1.723998)

        t=(-5.531240)(3.611600)(3.5558)

        R2=0.592749 F=101.8841 DW=1.741834

        由差分方程得到β1=-9.871456/(1-0.926892)=-135.0257

        最終得到模型為:

        Y=-135.0257+13.76760X2+6.130130X3

        (四)實(shí)證分析結(jié)果說明

        通過時(shí)間序列模型,可以得知外匯占款與CPI指數(shù)之間是具有長(zhǎng)期均衡的關(guān)系的,外匯占款作為解釋變量是對(duì)CPI指數(shù)有影響的。由模型也可實(shí)證分析出外匯占款和M2的投放量與CPI之間存在正相關(guān)關(guān)系。外匯占款和M2投放量的增加會(huì)致使CPI指數(shù)的增加。且由協(xié)整檢驗(yàn)可得,外匯占款與CPI指數(shù)之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。

        四、沖銷我國外匯占款穩(wěn)定CPI的對(duì)策

        (一)加大進(jìn)口需求

        從外匯占款問題生產(chǎn)的原因來看,其中之一是由于對(duì)外貿(mào)易的常年順差,因此加大刺激進(jìn)口需求可以根據(jù)國際收支的變化,及時(shí)調(diào)節(jié)外匯供求。因此,我國可以適當(dāng)降低進(jìn)口關(guān)稅,適當(dāng)刺激進(jìn)口需求,增加國內(nèi)供給短缺的商品,減少中央銀行維持匯率制度的壓力,以減少由外匯占款形成的貨幣投放,以穩(wěn)定我國CPI指數(shù)。

        (二)調(diào)整利率結(jié)構(gòu)使其趨于合理

        由于通貨膨脹的壓力,我國的實(shí)際存款利率是趨向于負(fù)利率的。因此在經(jīng)濟(jì)過熱的情況下,可以適度提高存貸款利率,一來可以吸收更多的居民儲(chǔ)蓄,二來可以抑制銀行放貸,可以抑制通貨膨脹的進(jìn)一步加劇。

        參考文獻(xiàn)

        [1]王迎曉.我國外匯占款對(duì)貨幣政策的影響[J].價(jià)格月刊,2011(9):88-91.

        [2]馬曉軍.開放經(jīng)濟(jì)下外匯占款管理的探討[J].南開經(jīng)濟(jì)研究,2000(6):60-64.

        [3]葛奇.關(guān)于新興市場(chǎng)國家外匯儲(chǔ)備管理的若干問題[J].國際金融研究,2015(4):12-21.

        基金項(xiàng)目:本文受云南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究基地課題:云南企業(yè)“走出去”的融資約束問題研究(JD2015YB23)的資助。

        作者簡(jiǎn)介:李悅(1994-),女,漢族,安徽阜陽人,University of Strathclyde 2016級(jí)Investment & Finance研究生,研究方向:金融學(xué)。楊永華(1979-),女,納西族,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后,云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授,金融系主任。研究方向:國際經(jīng)濟(jì)理論與政策。為本文通訊作者。

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