宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析

1、湖南商學(xué)院課 程 論 文課程名稱宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析題 目匯率變動對廣東省經(jīng)濟的影響系 部數(shù)統(tǒng)學(xué)院專 業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計班級統(tǒng)計1301學(xué) 號131020035學(xué)生姓名張文祥任課教師蔡宏宇職 稱副教授2016年6 月匯率變動對廣東省經(jīng)濟的影響摘要：在開放的經(jīng)濟中，匯率是非常重要的經(jīng)濟變量，匯率對一國的經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響。自改革開放以來，我國經(jīng)濟穩(wěn)步增長，中國與世界經(jīng)濟聯(lián)系越來與緊密。隨著中國經(jīng)濟的對外依賴度的提高，中國經(jīng)濟與世界經(jīng)濟相互影響程度日益增加，在這個大背景下，人民幣匯率作為維系中國與世界經(jīng)濟往來的紐帶和橋梁，越來越成為被關(guān)注的焦點。廣東省作為中國經(jīng)濟對外交流的前沿。匯率變動究竟對廣東省出口貿(mào)易

2、有何影響?廣東省出口貿(mào)易應(yīng)該如何應(yīng)對人民幣匯率變動?這些問題都值得深入研究，通過研究解決這些問題，對于廣東省出口貿(mào)易乃至整個經(jīng)濟社會發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。本文通過建立引力模型研究匯率變動對廣東省進出口的影響，來說明匯率變動對經(jīng)濟的影響。關(guān)鍵字：匯率；廣東；進出口;一文獻綜述（一）國內(nèi)實證研究早期國內(nèi)關(guān)于匯率變動與貿(mào)易收支關(guān)系的研究主要是通過計算進出口需求彈性之和是否大于 1，從而直接驗證ML條件是否成立。厲以寧等(1991)對中國1970-1983 年的數(shù)據(jù)分析得出，中國進出口彈性分別為 0.6871 和 0.0506，由于中國進出口商品的需求價格彈性嚴(yán)重不足，人民幣匯率貶值不但不能改善貿(mào)易

3、收支，反而會導(dǎo)致出口狀況的惡化。陳彪如（1992）認為人民幣貶值能夠改善貿(mào)易收支，但改善的效果不明顯。戴祖祥(1997)運用出口價格指數(shù)、國外收入指數(shù)、出口額指數(shù)、出口量指數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)，對中國1981-1995年的數(shù)據(jù)分析后得出，中國的進出口需求價格彈性之和為1.3，滿足馬ML條件，以此認為人民幣匯率貶值可以改善中國的貿(mào)易收支。近年以來，隨著協(xié)整計量方法的發(fā)展，許多研究開始使用Engle-Granger法、協(xié)整向量自回歸(Cointegrating VAR)法、自回歸分布滯后模型(ARDL)和邊限檢驗等方法探討我國的匯率變動與貿(mào)易收支之間的關(guān)系。盧向前和戴國強(2005)采用協(xié)整向量自回歸

4、的分析方法，利用1994-2003年間的月度數(shù)據(jù)對人民幣實際匯率與我國進出口之間的長期關(guān)系進行了實證檢驗。結(jié)果表明，人民幣實際匯率水平變動對我國進出口存在著顯著的影響，ML條件成立。陳云和何秀紅(2008)以1997-2006年海關(guān)編碼（HS）分類商品出口的月度數(shù)據(jù)為樣本，采用邊限檢驗方法判別長期協(xié)整關(guān)系，并采用自回歸多元滯后分布一誤差修正模型(ARDL-ECM)分析人民幣實際有效匯率波動對不同類別商品出口的長期和短期影響。估計結(jié)果顯示，不同類別商品出口受人民幣匯率水平和波動率變化的影響有較大差異。從長期來看，人民幣匯率升值會抑制出口，但效應(yīng)相差較大。葉凱中（2010）選取2000-2008年

5、數(shù)據(jù)用單方程一階線性回歸模型對三亞市對外貿(mào)易情況作了實證分析，研究結(jié)果顯示三亞市的進、出口總額和凈出口總額與人民幣對美元匯率高度線性相關(guān)。姚慧、杜迎春（2011）通過研究人民幣匯率變動對湖南省的影響發(fā)現(xiàn)湖南對外貿(mào)易收支與人民幣有效匯率存在均衡穩(wěn)定，人民幣匯率升值不利于湖南改善對外貿(mào)易收支。李濤（2010）通過測算人民幣匯率對廣東省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響發(fā)現(xiàn)，人民幣實際有效匯率水平對廣東省的外貿(mào)出口有顯著的負面影響。周艷、馮俊文（2009）分析了 1997 年-2008 年江蘇省與 8 個主要外貿(mào)出口國家和地區(qū)的數(shù)據(jù)得出，人民幣匯率變動與江蘇省出口量的相關(guān)系數(shù)存在顯著關(guān)系。另外印梅（2011）研究了

6、匯率改革前后南通市出口受到了匯率改革的影響，引起出口總量、貿(mào)易方式、出口地理方向以及出口結(jié)構(gòu)的變化。李慧娜（2012）實證分析了人民幣實際有效匯率變動對浙江省出口貿(mào)易會產(chǎn)生顯著負面影響。許貴福（2012）運用貿(mào)易引力模型研究人民幣匯率變動對福建省外貿(mào)出口最大的四個國家和地區(qū)美國、日本、香港和德國 OLS 回歸得出人民幣匯率變動、福建省內(nèi)在經(jīng)濟實力對福建省的出口有著顯著影響，但影響的程度不同。其中，福建省生產(chǎn)供給能力對四個國家和地區(qū)的出口具有正面作用；人民幣對美元、人民幣對港元匯率變動對福建省出口有正面影響，人民幣對日元、人民幣對歐元匯率變動對福建省出口有負面影響。（2） 國外實證研究在匯率水平

7、變動對貿(mào)易影響方面，國外學(xué)者的研究多通過測算進出口商品的需求價格彈性，檢驗 ML 條件是否成立，從而檢驗匯率變動是否會對一國貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。但由于研究的方向、重點不同，實證并沒有達成共識，結(jié)果也是紛呈。如 Kreinin(1967，1973)、Houthakker&Magee(1969),Khan(1974,1975),Goldstein&Khan(1976,1978),Wilson&Takacs(1979,Warner&Kreinin(1983)Haynes&Stone(1983)、Bahmani-Oskooee(1986)、Marquez(1990

8、)、Mah(1993)等。后來，隨著計量經(jīng)濟學(xué)的發(fā)展，研究者發(fā)現(xiàn)由于沒有考慮數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，之前的實證研究可能存在偽回歸問題，其研究結(jié)論并不可靠。為了克服之前研究方法中樣本數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性特征所可能導(dǎo)致的虛假估計和錯誤推斷，隨后的研究文獻開始利用計量經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域最新發(fā)展的協(xié)整理論對一些國家的匯率變動與貿(mào)易額的關(guān)系進行了實證分析，但仍沒有取得一致結(jié)。Bahmani-Oskooee&Niroomand(1998)使用 Johansen 協(xié)整檢驗方法，對 30 個國家進行了研究，發(fā)現(xiàn) ML 條件成立Bahmani-Oskooee&Brooks(1999)采用自回歸分布滯后模型(ARDL)對

9、美國進行了研究，他們發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)實際匯率變動對貿(mào)易收支沒有實質(zhì)性的影響，但在長期實際匯率貶值能夠改善貿(mào)易收支。Boyd.Caporale&Smith(2001)使用美國、日本、英國、德國、加拿大等 8 個 OECD 國家近20 年的季度數(shù)據(jù)運用結(jié)構(gòu)協(xié)整向量回歸分布滯后模型(VARDL)和單方程 ARDL 模型檢驗實際匯率波動同進出口間的動態(tài)關(guān)系，在對法國、德國、日本、荷蘭和美國的實證研究結(jié)果中表明實際匯率對貿(mào)易收支的影響顯著。Krugman&Baldwin(1987)、Heikie&Hooper(1987)以及Moffett(1989)等分別對美國的實際匯率與貿(mào)易收支進

10、行了研究，得出美元貶值有利于改善美國貿(mào)易收支。Ying Qian、Panos Varangis（1994）研究發(fā)現(xiàn)，本幣貶值會對瑞典、英國、荷蘭的出口影響產(chǎn)生正面影響。Eleanor Doyle（2001）采用了 GARCH 模型、協(xié)整檢驗與誤差修正理論，實證分析了匯率變動如何影響愛爾蘭對它的重要貿(mào)易伙伴英國的出口，通過實證結(jié)果表明，名義有效匯率變動會對愛爾蘭出口英國產(chǎn)生積極影響。Peter Wilson&Kua Choon(2001)以新加坡為研究對象，發(fā)現(xiàn) ML 條件不成立。Singh(2002)對印度 1960年-1995 年度數(shù)據(jù)進行分析，認為實際有效匯率對國內(nèi)收入和貿(mào)易收支有

11、顯著的影響，并且實際有效匯率的影響與名義匯率是不同的。Wilson（2000）基于 1970-1996 年度數(shù)據(jù)對韓國、日本和美國之間多邊貿(mào)易進行研究，發(fā)現(xiàn)實際匯率對韓美和韓日之間的貿(mào)易收支沒有顯著影響。Sauer&Bohara（2001）的研究結(jié)果表明，匯率變動對亞洲發(fā)展中國家影響很小。Olugbenga(2003)研究東南亞四國在 1980 年-2001 年期間的情況，發(fā)現(xiàn)四國與美國和日本的貿(mào)易都符合 ML 條件。Bahmani-Oskooee&Kutan(2006)利用邊限檢驗(The Bound Test)方法和誤差修正模型對東歐 11 個新興市場國家的“J”曲線效應(yīng)進

12、行了分析，結(jié)果顯示，只有保加利亞、克羅地亞和俄羅斯存在“J”曲線效應(yīng)。Manuchehr Irandoust&Johanpannler(2006)采用面板協(xié)整檢驗方法，以瑞典與其八個貿(mào)易伙伴國為研究對象，發(fā)現(xiàn)對其中兩個國家的貿(mào)易符合 ML 條件。Wen Shwo Fang，Yi Hao Lai&Henry Thompson(2007)以亞洲八個國家和地區(qū)為研究對象，發(fā)現(xiàn)其中五個國家的貨幣貶值能夠顯著的促進本國出口。二實證分析（一）建立模型 根據(jù)牛頓萬有引力定律可知，自然界中任何兩個物體都是相互吸引的，引力的大小與兩物體的質(zhì)量的乘積成正比，與兩物體間距離的平方成反比。國際經(jīng)濟學(xué)中

13、也有引力模型這個概念。假設(shè)兩個國家情況大致相同，并保持此狀態(tài)沒有大的改變，那么兩國的貿(mào)易規(guī)模和兩國的GDP 成正比，與兩國的距離成反比。在貿(mào)易問題研究上，丁伯根（Jinbergen，1962)建立了貿(mào)易引力模型，即：兩國雙邊貿(mào)易規(guī)模與兩國的經(jīng)濟總量成正比，與兩國之間的距離成反比。就如物理學(xué)中萬有引力定理那樣，兩個物體之間的引力大小與它們的質(zhì)量成正比，與它們之間相隔的距離的平方成反比，貿(mào)易引力模型因此而得名。一般情況下，貿(mào)易引力模型形式可表述為： 其中：為某個時期國對國的出口額；為貿(mào)易伙伴國（地區(qū)）的； 為是出口國的；這樣表示兩國國內(nèi)生產(chǎn)總值的乘積； 為貿(mào)易兩國之間的地理距離，通常用兩國首都之間

14、的直線距離近似的替代；為其它促進或阻礙兩國之間貿(mào)易流動的因素。一般來說，對數(shù)據(jù)取對數(shù)之后不會改變數(shù)據(jù)的性質(zhì)和關(guān)系，并且所得到的數(shù)據(jù)易消除異方差問題；同時，取對數(shù)以后，經(jīng)濟變量具有彈性的含義，所以一般對變量取對數(shù)形式。這樣貿(mào)易引力模型式子可以變成： 其中 為回歸系數(shù)，為隨機擾動項。這個式子就是本文最終要用到的模型。 為隨機變量2007年-2014 年廣東省對主要貿(mào)易國家和地區(qū)出口額（億美元） 年份出口總額 美國日本 香港英國 20072381.71 571.07138.41 837.2260.4620083019.48677.99147.13 1072.4875.2220093692.39739

15、.28 172.66 1999.1293.9420104041.88772.83192.282160.19109.1320113589.56688.65 174.191973.0688.45 20124531.91 38.53 216.391527.86108.6620135317.93 881.44 247.711870.52113.9820145741.42 911268.4 2200.3 143.78 2007年-2014 年和廣東省進行貿(mào)易的國家和地區(qū)GDP（十億美元）年份美國日本香港英國200714,477.65017.3194.3231.2200814,718.65073.6195

16、.6223.4200914,418.74902.9206.4230.4201014,964.44983.4204.2236.8201115,517.94913.1213.2242.6201216,163.24834.7254.3247.3201316,768.14977.9365.3251.2201417,418.94859.3334.62542.9（二）回歸分析匯率變動對廣東省的經(jīng)濟影響主要是影響廣東省的出口，進而影響經(jīng)濟發(fā)展。而廣東省的出口又有好幾個國家。我們分別對其做回歸分析。 匯率變動對廣東省出口美國 OLS 回歸分析VariableCoefficientStd. Errort-Sta

17、tisticProb.  C -43.189714.808143-8.9826180.0000INEV0.4320790.01008742.837180.1182INGDP-4.1868371.827808-2.2906330.0000R-squared0.877538    Mean dependent var5.700392Adjusted R-squared0.862230    S.D. dependent var1.131714S.E. of regression0.420062

18、60;   Akaike info criterion1.247111Sum squared resid37525.22    Schwarz criterion1.396232Log likelihood-8.84750    F-statistic57.32648Durbin-Watson stat1.433095    Prob(F-statistic)0.000000 （4.808143） （42.83718） （-2.290633）R2

19、=0.877538由INEV的t檢驗未通過顯著性檢驗，實證結(jié)果不顯著。 匯率變動對廣東省出口日本 OLS 回歸分析VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C -29.0543912.63996-2.2986140.0353INEV-7.2718911.415165-5.1385480.0001INGDP-0.0379951.166691-0.0325660.9744R-squared0.636889    Mean dependent var4.541293Adjusted R-s

20、quared0.591500    S.D. dependent var0.932889S.E. of regression0.596247    Akaike info criterion1.947615Sum squared resid5.688164    Schwarz criterion2.096732Log likelihood-15.50234    F-statistic14.03182Durbin-Watson sta

21、t0.621430    Prob(F-statistic)0.000302分析廣東省對日本出口的實證結(jié)果表明：對日本 GDP、人民幣實際有效匯率兩個解釋變量均通過單變量顯著性檢驗，線性影響顯著。解釋變量EV 的t 檢驗值 5.138 表明 EV 通過單變量顯著性檢驗，并且線性影響顯著。但可決系數(shù)2R值 0.637 表明該模型的擬合優(yōu)度不高，而且 DW 值偏低，這表明序列存在自相關(guān)，所以這里做一步自相關(guān)檢測，通過上面廣東省對日本出口的回歸分析已經(jīng)得出模型的殘差值，因此用殘差值近似代替模型中隨機擾動項，分析殘差值之間是否存在相關(guān)性。令：u1=u(-1)表示

22、滯后一期的殘差值，做殘差與其滯后一期的自相關(guān)。得到散點圖，從圖可以看出，殘差與其滯后一期值大部分落在一、三象限這表明隨機干擾項之間存在正相關(guān)。因此要對回歸進行修正，這里用杜賓法進行修正。修正結(jié)果如下VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C -9.0067443.918337-2.2986140.0353INEV-7.2718911.415165-5.1385480.0001INGDP-0.0379951.166691-0.0325660.9744R-squared0.932156   &#

23、160;Mean dependent var4.541293Adjusted R-squared0.591500    S.D. dependent var0.932889S.E. of regression0.596247    Akaike info criterion1.947615Sum squared resid5.688164    Schwarz criterion2.096732Log likelihood-15.50234   

24、 F-statistic14.03182Durbin-Watson stat0.621430    Prob(F-statistic)0.000302這樣我們得到回歸方程為： （2.298614） （5.138548） (0.032566)R2=0.932156該模型R2=0.932156，說明模型擬合度高，已消除自相關(guān)。 匯率變動對廣東省出口香港 OLS 回歸分析VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C -16.735024.052614-4.1294380.0008

25、INEV5.0136601.4059363.5660660.0026INGDP6.2239880.8137927.6481340.0000R-squared0.826589    Mean dependent var6.523468Adjusted R-squared0.804912    S.D. dependent var0.834061S.E. of regression0.368394    Akaike info criterion0.984612Sum squar

26、ed resid2.171427    Schwarz criterion1.133734Log likelihood-6.353816    F-statistic38.13313Durbin-Watson stat1.065759    Prob(F-statistic)0.000001 （4.129438） （3.566066） （7.648134）R2=0.826589分析廣東省對香港出口的實證檢驗結(jié)果表明：對香港 GDP、人民幣實際有效匯率兩個解釋變量均通過單變量顯

27、著性檢驗，線性影響顯著。解釋變量 EV 的t 檢驗值 3.566 表明 EV 通過單變量顯著性檢驗，并且線性影響顯著。可決系數(shù)R2值 0.827 表明該模型的擬合優(yōu)度高，對現(xiàn)實現(xiàn)象的解釋力度強。DW 的值也表明解釋變量之間互相獨立，不存在自相關(guān)性。F 檢驗值通過方程總體線性顯著性檢驗。這樣方程的解釋變量總體對被解釋變量的線性影響非常顯著。匯率變動對廣東省出口英國 OLS 回歸分析VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C -47.818403.357907-14.240540.0000INEV-4.367750.8233

28、58-5.3048340.0001INGDP3.1539580.30571710.326390.0000R-squared0.945123    Mean dependent var3.549260Adjusted R-squared0.938264    S.D. dependent var1.210457S.E. of regression0.368394    Akaike info criterion0.578931Sum squared resid1.447306&

29、#160;   Schwarz criterion0.728053Log likelihood-2.499848    F-statistic137.7811Durbin-Watson stat1.849765    Prob(F-statistic)0.000001 （14.24054） （-5.304834） （10.32639）R2=0.93826分析廣東省對英國出口的實證檢驗結(jié)果表明：對英國 GDP、人民幣實際有效匯率兩個解釋變量均通過單變量顯著性檢驗，線性影響顯著。解釋變量 EV 的t 檢驗值 5.304 表明 EV 通過單變量顯著性檢驗，并且線性影響顯著?？蓻Q系數(shù)R2值 0.945 表明該模型的擬合優(yōu)度高，對現(xiàn)實現(xiàn)象的解釋力度強。DW 的值也表明解釋變量之間互相獨立，不存在自相關(guān)性。F 檢驗值通過方程總體線性顯著性檢驗。這樣方程的解釋變量總體對被解釋變量的線性影響非常顯著。三結(jié)論從上面的研究可得出廣東省向日本出口產(chǎn)生很大的影響，方程顯示人民幣實際有效匯率變動對出口日本呈現(xiàn)負相關(guān)，匯率每變動一個單位會由此引起廣東省向