陳陽

一、引言

匯率問題一直是世界各國經(jīng)濟(jì)來往中關(guān)注的焦點(diǎn)，它對(duì)各國的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展、國際收支和貿(mào)易發(fā)展的 平衡都有著重要的作用。 本文結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易發(fā)展的總體實(shí)際情況，選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、國內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、進(jìn)出口差額、外匯儲(chǔ)備量、貨幣供給量、通貨膨脹率等六個(gè)因素為我國人民幣匯率的影響因素。

國內(nèi)生產(chǎn)總值反映了一國經(jīng)濟(jì)總量水平，一般來說，一國的GDP越高，經(jīng)濟(jì)形勢(shì)越好，匯率也就越堅(jiān)挺。CPI表明了消費(fèi)者的購買能力，也反映經(jīng)濟(jì)的景氣狀況。如果該指數(shù)下跌，反映經(jīng)濟(jì)衰退，必然對(duì)貨幣匯率走勢(shì)不利。進(jìn)出口的貿(mào)易變動(dòng)，影響著人們對(duì)于貨幣需求量的變動(dòng)。而外匯儲(chǔ)備同樣影響著匯率的變動(dòng)，如果一國外匯儲(chǔ)備高，則該國貨幣匯率將升高。當(dāng)一國的貨幣供應(yīng)量增發(fā)時(shí)，會(huì)影響到利率的變動(dòng)，從而影響匯率的變動(dòng)。同樣通貨膨脹率也反映著一國的物價(jià)水平，根據(jù)購買力平價(jià)理論，因此也會(huì)影響匯率的變動(dòng)。

二、實(shí)證研究：

綜合以上分析，以美元-人民幣匯率（Y）為被解釋變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、國內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X2）、進(jìn)出口差額（X3）、外匯儲(chǔ)備量（X4）、貨幣供給量（X5）、通貨膨脹率（X6）等六個(gè)變量為主要解釋變量，同時(shí)引入隨機(jī)誤差ε1項(xiàng)表示其他隨機(jī)因素，由于變量數(shù)值有些偏大，因此采用對(duì)數(shù)形式，建立如下模型lnY=β0+β1 ?lnX1+β2 ?lnX2 +β3 ?lnX3 +β4 lnX4+β5 ?lnX5+β6 ?lnX6+ε1。

（一）單位根檢驗(yàn)

如果一個(gè)時(shí)間序列的均值或自協(xié)方差函數(shù)隨時(shí)間而改變，那么該序列就是非平穩(wěn)時(shí)間序列; 如果時(shí)間序列不平穩(wěn)而進(jìn)行回歸就可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象.因此，在做分析之前，要對(duì)變量進(jìn) 行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)變量序列是否平穩(wěn)的方法，稱之為單位根檢驗(yàn)。本文利用 ADF 檢驗(yàn)對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)分為EG檢驗(yàn)和Johansson 檢驗(yàn)兩種，由于Johansson檢驗(yàn)的穩(wěn)定性和完整性，以及本文模型變量多于兩個(gè)的情況，本文決定采用Johansson協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果如下圖：

檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，殘差項(xiàng)不存在單位根（平穩(wěn)），說明變量組合是協(xié)整的，因此我們可以用變量的原始形式進(jìn)行方程估計(jì)。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步明確一個(gè)變量對(duì)于另一個(gè)變量是否有影響，即它們之間是否存在因果關(guān)系，對(duì)模型進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（四）建立模型：

1.模型估計(jì)：

利用最小二乘法，得到方程：

模型初步估計(jì)的方程為： lnY=10.932+0.2305 lnX1-2.229 lnX2+0.0368lnX3-0.1904 lnX4+0.2258lnX5+1.118 lnX6

2.模型的檢驗(yàn)與修正：

經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)（系數(shù)正負(fù)號(hào)是否符合預(yù)期）：

F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)

F檢驗(yàn)：F=71.7503，其概率P=0.0000<0.05，說明回歸方程顯著，即國內(nèi)生產(chǎn)總值、國內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、進(jìn)出口差額、外匯儲(chǔ)備量這四個(gè)變量聯(lián)合起來對(duì)美元兌人民幣匯率有顯著影響。

t檢驗(yàn)：在顯著性水平α=0.05的條件下，由于X2，X3，X4，X6的t統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率小于0.05，其他各變量對(duì)匯率沒有顯著影響，這顯然與實(shí)際情況不符合。

同時(shí)在經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)中，X1、X2、X4的系數(shù)正負(fù)號(hào)與預(yù)期不符合，與國內(nèi)生產(chǎn)總值、國內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、外匯儲(chǔ)備量對(duì)匯率的影響機(jī)制及結(jié)果相違背，因此模型可能存在較嚴(yán)重的多重共線性。

3.多重共線性的檢驗(yàn)：

診斷多重共線性的方法之一就是考察兩個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)。簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)r，是一種測(cè)量兩個(gè)變量之間線性關(guān)系的大小與方向的方法。

根據(jù)表的結(jié)果可知，解釋變量X1和X2、X3、X4、X5，X2和X3、X4、X5之間的相關(guān)系數(shù)都超過了0.8，這說明模型的多重共線性較為嚴(yán)重。

方差膨脹因子是一種診斷多重共線性嚴(yán)重性的方法，它是通過觀察方程中給定解釋變量被方程中其他所有解釋變量所解釋的程度進(jìn)行判斷的。

由于VIF一般臨界值為10，因此存在較為嚴(yán)重的多重共線性的情況。

根據(jù)簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)，進(jìn)行剔除一個(gè)自變量，模型變?yōu)椋簂nY=1.3466-0.87 lnX1+0.0627lnX3-0.0744 lnX4+0.632lnX5+1.736 lnX6

4.序列自相關(guān)性檢驗(yàn)：

對(duì)其進(jìn)行D-W檢驗(yàn)，得到如下表

根據(jù)查表得dL=0.79

5.異方差問題：

對(duì)其進(jìn)行異方差性檢驗(yàn)，由于樣本容量較小，變量個(gè)數(shù)較多，因此無法采用WHITE檢驗(yàn)，采用BP檢驗(yàn)進(jìn)行異方差性檢驗(yàn)。

輔助回歸方程：e2=α0+α1Xi1+α2Xi2+α3Xi3+α4Xi4+α5Xi5+ui

H0：α1=α2=α3=α4=α5

H1：H0不成立

根據(jù)樣本N=20，N*R^2=10.63566，在5%的顯著水平下，服從自由度（輔助回歸方程中的斜率系數(shù)的個(gè)數(shù)）為6的卡方分布的臨界值為12.59>NR2，不拒絕原假設(shè)，不存在異方差性。

三、結(jié)論

基于1999年到2018年等20年的國內(nèi)生產(chǎn)總值等相關(guān)影響變量數(shù)據(jù)為樣本，建立多元線性回歸方程來研究美元兌人民幣匯率的影響因素，在對(duì)模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，多重共線性，相關(guān)序列檢驗(yàn)，異方差性檢驗(yàn)，并通過對(duì)模型進(jìn)行修正得到匯率影響因素模型為：

lnY=1.35-0.87 lnX1+0.063lnX3-0.0745 lnX4+0.63lnX5+1.736 lnX6

從修正后的模型可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值和外匯儲(chǔ)備量的增加會(huì)造成人民幣的升值，進(jìn)出口差額，國內(nèi)貨幣供給量和通貨膨脹率的增加會(huì)造成人民幣的貶值。而國內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等因素的增長對(duì)外匯儲(chǔ)備的影響并不顯著，模型結(jié)果表明，在其他因素不變的條件下，國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1億元，將會(huì)導(dǎo)致匯率升值0.87元。在其他因素不變的條件下，進(jìn)出口差額余額每增加1億元，將會(huì)導(dǎo)致匯率貶值0.063元。在其他因素不變的條件下，外匯儲(chǔ)備量增加1億元，將會(huì)導(dǎo)致匯率升值0.0745元， 在其他因素不變的條件下，貨幣供應(yīng)量每增加1億元，將會(huì)導(dǎo)致匯率貶值0.65元，在其他因素不變的條件下，通貨膨脹率增加1%。將會(huì)導(dǎo)致匯率貶值1.736元。

（浙江大學(xué)城市學(xué)院 ?浙江 杭州 ?310000）