论文我国外汇储备规模影响因素分析

1、我国外汇储备规模影响因素分析班级：13营升本班 姓名：曲晶晶学号：27摘要2关键词2一、问题的提出3二、理论综述3三、模型的设定4（一）模型数据的选择4（二）影响因素的选择4四、估计模型参数6（-）数据搜集6（二）估计方法的选择与参数估计 7五、模型的检验与优化11（一）多重共线性的检验与优化 11（二）异方差的检验与优化15（三）自相关的检验与优化17（四）模型的结构变化检验 18六、结论和政策建议19（一）调节国际收支走向均衡 19（二）改进人民币汇率形成机制 20（三）对现有超额外汇储备进行充分利用 20参考文献及数据22我国外汇储备规模影响因素分析摘要外汇储备是考察一国对外贸易和经济的

2、重要指标，它是一个国家 经济实力体现，近年来，随着我国经济的不断发展，进岀口贸易规模 不断扩大，伴之而来的是我国的外汇储备屡创新高，目前我国的外汇 储备已经超过3万亿美元。如何正确面对并合理应对高额外汇储备， 以确保我国经济社会的可持续发展，己经成为广泛关注的热点话题。 针对这一严峻的现实问题，本文通过对影响我国外汇储备的因素进行 实证分析，由相关经济理论作为基础，设定回归模型并收集了相关的 数据，利用eviews软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以 修正。最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提 出一些政策建议。外汇储备冋归模型结论和政策建议一. 问题的提出根据国家外汇管

3、理局公布数据显示，截至2014年三季度，我国 对外金融净资产17962亿美元，同时外汇储备达到了 38877亿美元。 中国成立外汇管理机构20年来，外汇储备规模增长了 78倍。当前充足的外汇储备为我国稳定的金融环境提供了保证。我国是 一个发展中的大国，即使按照传统的适度规模指标衡量，也需要保持 一定规模的外汇储备。充足的外汇储备也是一种信心的保证。此次国 际金融危机就充分证明，充足的外汇储备提升了我国有效应对危机的 能力。同时，充足的外汇储备为国家防范游资冲击提供了基础性保障, 兴风作浪的投机资本不敢对储备大国随意造次。充足的外汇储备，还 为我国推行积极的国际发展战略，共同应对金融危机打下基础

4、。本文拟通过时下对影响外汇储备因素的主要理论观点，归纳出影 响一国外汇储备的主要可能因素，并结合中国的宏观及制度背景提出 影响中国外汇储备的各种可能因素。在此基础上，利用中国的有关数 据及一定的计量经济学方法，对各种可能因素产生的影响进行实证分 析。二、理论综述在影响因素中，汇率的决定理论中，最著名的就是购买力平价理 论（ppp理论），任何两种货币之间的汇率会调整到反映这两个国家 的物价水平变动为止，进一步在进出口中影响到外汇储备。ppp理论 只是一价定律在物价水平上的应用，而不是在个别商品上的。一般来 说，一国的物价水平在短期是相对保持不变的，而在长期是绝对变动 的，因此，由购买力平价理论解

5、释在长期的汇率的变动是十分有效的。国际收支平衡的关系式为：储备资产增减额二经常项目差额+资 木与金融项目差额；如果这一等式不相等，则将补齐的平衡数视为净 误差与遗漏。储备资产通常由外汇储备、黄金储备以及特别提款权 （sdr）、在imf的储备头寸，其他债权等3个小项目组成。由于我 国黄金储备的各年变动量不大，特别提款权等3个小项目在储备资 产增减额中所占的比重较小，所以储备资产变动主要表现为外汇储备 的变动。以上关系近似为：外汇储备增减额二经常项目差额+资本项目差额+误差与遗漏。因此，与外汇储备来源紧密相关的主要因素还有进出口贸易顺差额, 外债和外商直接投资。三、模型的设定（一）模型数据的选择改

6、革开放之前，我国实行计划经济，对于外汇几乎没有需求也 没有多少储备，影响外汇模型的因素有质的变化。由于在改革开放以 后，我国逐步加大对外开放力度，对于外汇的需求与使用才逐渐步入 正轨，又由于本文只研究我国外汇储备情况，因此选择从1988-2013年的时间序列数据。（二）影响因素的选择国内生产总值（gdp）：外汇储备与国内生产总值之比反映了一国 经济规模对于外汇储备量的需求。外汇储备粮与国内生产总值应保持 适宜水平。进岀口差额：一国对外经济交易主要通过国际收支平衡表中商品 交易和资木往来项目反映。对外经济交易量越大，表明对外开放程度 越大，受外界干扰也越大。由于储备的基本用途是作为对外支付准备

7、金，弥补国际收支赤字。因此，我国对外贸易经济的活动规模，尤其 我国进出口贸易规模对储备需求的决定是重要的。进出口差额越大， 所需要的国际储备量也越大；相反，就越小。外商直接投资(fdi)：进入二十世纪九十年代，外商直接投资是 我国外汇储备增加的主耍结构性因素，对我国外汇储备增量的贡献度 h益加大，同时外商投资企业的汇出利润也构成了用汇需要的重要内 容。利用外资可视为举借外债之外的另外一个对外融资方式之一，可 大大减轻外汇储备的负担，而且使得经济建设获得跃进式的增长。外债余额：我国是一个发展中国家，资金是最稀缺的资源之一。 近年来，随着经济体制改革的推进，我国也大胆采用在国际资本市场 筹措资金的

8、做法，对外融资有了长足的发展。截至2005年底，我国 外债余额达到了 2810. 45亿美元，外债规模的扩增适应了国内经济 发展的需要，促进了基础设施方面的加速发展。对外融资正越来越成 为国家宏观经济调节的一种重要手段，因此，外债的风险、成本、币 种结构以及累计余额、清偿能力等都与我国的外汇储备息息相关。汇率制度、外汇政策和外汇管制：固定汇率或稳定的外汇政策对 储备的需求比浮动汇率制度大。外汇管制严格的国家其所需的外汇储 备相对较少。此外，国内资本市场的活跃程度、是否储备货币发行国、外债规 模、出口商品供求弹性、各国政策的国际协调等因素也都会对储各需 求量造成影响。根据理论界的研究和官方的政策

9、可知，外汇储备与其相关因素是 线性关系，因此建立汇率(xi)、gdp (x2)、外商直接投资(x3)、国家外债余额（x4）、进岀口差额（x5）和外汇储备规模（y）等因素之间的回归模型：四、估计模型参数（一）数据搜集年份外汇储备（亿美元）汇率gdp （亿元）外商直接 投资（亿美 元）国家外债 余额（亿美 元）进出口差 额（亿元）1988 年33. 72372. 2115, 042. 8231.94400-701.401989 年55.5376. 5116, 992. 3233. 92413-288. 401990 年110. 93478.3218, 667. 8234. 87525.5-243.

10、 801991 年217. 12532. 3321,781.5043. 66605.6233. 001992 年194. 43551.4626, 923. 48110. 08693.2411.501993 年211.99576.235, 333. 92275. 15835.7428. 401994 年516.2619.324& 197. 86337. 67928. 1461.701995 年735. 97631.2560, 793. 73375.211,065. 901019. 001996 年1050. 29645. 8871, 176. 59403. 191, 162.801403

11、. 701997 年139& 9676. 9578, 973. 03407. 151, 309. 601865. 201998 年1449.59683. 184,402.28417. 261,457. 301995. 601999 年1546. 75694. 5189, 677. 05452. 571,460. 402092. 302000 年1655. 74760.499,214. 55454. 631,518. 302423. 402001 年2121.65797. 18109, 655. 17468.782, 026. 302517. 602002 年2864.07819.171

12、20,332. 69527. 432, 033. 002667.502003 年4032.51827. 68135, 822. 76535. 052, 193. 603354.202004 年6099.32827.7159, 878. 34603. 252, 629. 903597. 502005 年8188.72827.7184, 937. 37606. 302, 965. 408374. 402006 年10663. 44827.7216,314. 43630.213, 385. 9010079. 202007 年15282.49827. 83265,810.31747. 683, 892

13、. 2012323. 542008 年19460. 3827. 84314, 045. 43900. 333,901.6013411.322009 年23991. 52827.91340, 902.81923. 954, 286. 5014220.302010 年28473. 38828.98401,512.801,057. 355, 489. 4014558.292011 年31811.46831.42473, 104. 051, 117. 166, 950. 0016093. 982012 年33115.89835. 1519, 470. 101, 160. 117, 369. 90202

14、63. 502013 年38213. 15861.87568, 845.211, 175. 86& 631.702086& 41其中xi代表汇率x2代表gdpx3代表外商直接投资x4代表国家外汇余额x5代表进出口差额y代表外汇储备(二)估计方法的选择与参数估计(1)外汇储备量与其相关因素的趋势图，图1-1所示:图外汇储备量与其相关因素的趋势图根据趋势图我们可以看出，外汇储备量与其相关因素，汇率、gdp、外商直接投资、国家外债余额、进出口差额之间呈线性关系。(2)选取ols回归法，对以上数据eviews分析得如下数据，如图12所示：dependent variable: ymet

15、hod: least squaresdate: 01/08/15 time: 10:35sample: 1988 2013included observations: 26variablecoefficient std. error t-statistic probcx1x2x3x4x53523.4851848.4731.9061600.0711-9.3805004.340486-2.1611640.04300.1289140.0263764.8875220.0001-4.4617074.611042-0.9676140.3448-2.8436821.136982-2.5032800.0211

16、0.0497370.206557-0.2407900.8122r-squaredadjusted r-squared s.e. of regression sum squared resid log likelihood durbin-watson stat8980.57812212.6516.8570217.14735738.42880.0000000.994612 mean dependent var0.993265 s.d. dependent var1002.230 akaike info criterion 20089312 schwarz criterion -213.1412 f

17、-statistic1.489199 prob(f-statistic)| path = c:ewz3 | |db = none |wf = noxing图1-2回归结果a回归方程如下所示：/ = 3523485-9.3805y, +0.1289k2-4.461707v3-2.843683v4-0.049737y55 = (1848473)(4.340480(0.026370(4.611043(1.135983(0.206551t = (l .90616q(-2.161164(4.887523(-0.967614(-2.503280(-0.240790r2 =0.994612疋=0.99326

18、5f = 738.4288 dw = 1.489199b. a，02,a，几，05的置信区间在a =0.05显著水平上，查自由度为-1 = 26 - 5 -1 = 20的/分布表，得临界值rv(n-z:-l) = r0095(20)= 2.086,所以，置信度为95%的伤的/2置信区间为(a -%(斤 - r -1), b += (-9.3805-2.086x4.34048-9.3805+2.086x4.340480= (-18.435054-0.32624同理置信区间为95%的角的置信区间为（adfa），a +r%（h-£-l）$（p2）=（0.128914- 2.086x 0.0

19、2637® .128914b 2.086x 0.026370 =（0.0738908393彳置信区间为95%的禹的置信区间为a-1%$（p3）, a -f%一k一 1） 5（a）j:（-4.461707- 2.086x 4.6110427.46170卉 2.086x 4.61104 = （-14.0803415.15692置信区间为95%的0斗的置信区间为（a - /% （川 一 £ - 1） sg），bq + t%（n - - v） sg ）= （-2.843682-2.086xl.l35982-2.843682b2.086xl.l3598= （-5.213340-0.4

20、74024置信区间为95%的的置信区间为（人£ 一1）$（&），a+/%（£ 1）5几»= （-0.049737-2.086x0.206557-0.0497371-2.086x0.20655= （-0.4806150.38114）模型的经济意义检验：回归系数估计值3.=-9.3805(md ,=0.1289140, 3=-4.461707-<0,直=-2.84368x0 , r =-0.049737y0 , 说明外汇储备量与gdp同方向变动，与汇率、外商直接投资、国家外债余额、进出口差额反方向变动。当其他条件不变的情况下，gdp每增加一个百分点，外汇

21、储备平均增加0.12% ,汇率每增加一个百分点,外汇储备平均减少9.38%,外商直接投资每增加一个白分点，外汇储备平均减少4.46% ,国家外债余额每增加一个百分点，外汇储备平均vi |procs|obj «ctz|print|nam*|addtext|addshade|zoom|remove|template|printsetup|opti onz|减少2.84% ,进出口差额每增加一个百分点，外汇储备平均减少0.05% o-40000-30000-20000-10000-0-1000088 90 92 94 96 98 00 02 04 06 0810 12residual -a

22、ctualfittedpath = c： «wz3 db = non* wf = moxin<图1-3回归残差图(a)拟合优度检验：=0.993265说明，回归方程即上述样本函数的 解释能力几乎100%,即汇率、gdp、外商直接投资、国家外债余额、 进出口差额对外汇储备量变动的99.46%作出解释。冋归方程的拟合优 度相当好。从残差图1-3也可以明显的看岀。回归模型的总体显著性检验：从全部因素的总体影响看，在5%的 显著水平上f = 73x4288a你伙“-1)=九()5(5,20) = 2.71,说明汇率、gdp、 外商直接投资、国家外债余额、进出口差额对外汇储备量的共同影响

23、 是显著的，这从卩值为0.00000可以显著的看出，回归模型是相当显著 的。单个回归系数的显著性检验：从单个因素的影响看，在5%的显 著水平上，|z(,)| = 2.161164>-roo25(20) = 2.086,说明汇率对外汇储备量的 影响是显著的，r(a) = 4.887522r0025(20) = 2.086,说明gdp对外汇储备量的影响是显著的，说）=0.967614仏5（20） = 2.086,说明外商直接投 资对外汇储备量的影响是不显著的，网4）卜2.503280。25（20） = 2.086, 说明国家外债余额对外汇储备量的影响是显著的， 吹）| = 0.24079（k

24、®.o25（20） = 2.086,说明进出口差额对外汇储备量的影响 是不显著的，同时x5系数的伴随概率大于&=5%的显著水平，需要 进一步检验。进出口差值系数为负值，这与经济意义相悖，说明很可 能存在多重共线。五、模型的检验与优化（一）多重共线性的检验与优化a多重共线性检验计算各解释变量的相关系数，利用eviews得到相关系数矩阵,如图1-4所示：vi gw|procsobjects| print| ham© freezg| sample|shee11stts|spec|correlation matrixyx1x2x3x4x5i y1.0000000.62371

25、80.9894240.9204900.9780870.977369厶x10.6237181.00000007123290.85155907125370706210r x20.9894240.7123291.0000000.9571290.9941770.984835|x30.9204900.8515590.9571291.0000000.9444640.939787二 x40.97808707125370.9941770.9444641.0000000.971678x50.9773690.7062100.9848350.9397870.9716781.000000表1-4相关系数矩阵由相关系数

26、矩阵可以看出，各解释变量相互之间的相关系数 较高，证明确实存在严重的多重共线性。b修正多重共线性一逐步回归法首先y分别对xi、x2、x3、x4、x5建立一元回归模型：八一亠亠亠0y = -2695237+50.86738¥1=0.3890247 = (-2.870784(3.909149 dw = 0.076292八一oy = -3546532+0.072738t2 /?/=0.978961t = (6873250(33.41743 dw = 0.263668f = 7905649+31.7438*3 r； =0.8473027 = (-4.52409)(11.54000 dw =0

27、.149223y = -4668508+5.208749c4 r： =0.9566547 = (-5.973837(23.01484 dw =0.368219p = 1285345+1.739647* 财=0.95525ct = (-1.868674(22.6342 dw =0.761978根据理论分析,gdp应该是外汇储备量的最主要的影响因素, 相关系数检验也表明gdp与外汇储备量的相关性最强。所以，以 y = a+tx2+ju作为最基本的模型。加入外汇x”对外汇储备量丫关于x|建立二元回归模型，如 图1-5所示：¥i ow | pr ou二 | obj au七三 | print

28、| namo | froozo | ettimato | fofoudast | statt | roti <1= |dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/11/15 time: 18:06sample 1988 2013included observations. 26variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c4451.5421305 8083.4090320 0024x1-13.423662.125322-6.3160600 0000x20 0813670 0019164

29、2 466330 0000r-squared0 992306mean dependent var8980 578adjusted r-squared0 991637s d dependent var12212 65s.e. of regression1116 851akaike info criterion16.98258sum squared resid28689179schwarz criterion17.12775log likelihood217.7735f statistic1483.150durbin-watson stat0 801818prot>(f-statistic)

30、0 000000图1-5回归结果y = 4451542-13.42366v| + 0.08135gt = (3.409033(-6.316060(42.46633 /?2 =0.99230(护=0.991637 f = 1483.150可以看出加入x后，拟合优度有所提高，参数估计值得符号 也正确，并没有影响x2系数的显著性，所以在模型中保留x" 加入外商直接投资x3,对外汇储备量y关于x, x3建立三元 回归模型，如图1-6所示：v1. | far ocs ubwets | 丁匕ifreeze list x maoxqcsls t | jkesi ds dependent varia

31、ble. ymethod least squaresdate 01/11/15 time: 18.20sample: 1988 2013included observations 26variablecoefficientstd errort-statisticprobc5042.6381808 9842.7875520 0107x1-15 002903 929358-3 8181560 0009x20 0784180 00641112.232450 0000x31 9376094 02587004812890 6351r-squared0.992386mean dependent var89

32、8 0.578adjusted r-squared0 991348s d dependent var12212 65s启.of regression1135.987akaike info criterion17.04903sum squared resid28390256schwarz criterion17.24258log likelihood-217 6374f-statistic955 8124durbin-watson stat0.837053prob(f-statistic)0.000000图1-6回归结果y = 5042638-15.00290v, +0.078418v2+1.9

33、3760%t = (2.787553(-3.8 18150(12.23245(0.481289r1 =0.9923* 护=o.99134ef = 955.8124外汇储备量与外商直接投资理论上应是反方向变动，可以看 出，加入x?后，调整后拟合优度不但没有提高，反而降低，x?参 数估计值的符号不正确。因此，在模型中略去兀保留纸。加入国家外债余额瓦，对外汇储备量y关于x。乙建立回归 模型，如图1-7所示：view|procslobjects|print|name|freeze|estimate | f oi-ecast | stats | re si ds |dependent variable:

34、ymethod: least squaresdate: 01/11/15 time 18:41sample: 1988 2013included observations: 26variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c4845 4151152.9974.2024510 0004x113.12091865864-7.0320850.0000x20 1118520.01095110 213500 0000x42 2361660 7935582 8178980 0100r-squared0.994346mean dependent var8980.

35、578adjusted r-squared0 993576s d. dependent var12212 65s.e. of regression978 8794akaike info criterion1675133sum squared resid21080506schwarz criterion16.94489log likelihood213.7673f-statistic1289 787durbin-watson stat1 415474prob(f-statistic)0 000000图1-7回归结果y = 4845415-13.1209ix,+0.1 1 1852v2 一 2.2

36、36166v4t = (4.20245 )(-7.032085(10.21350(-2.817898r2 = 0.99434( r2 = 0.99357 f = 1289.787可以看出加入x4后，调整后拟合优度有所提高，系数均 显著且符号正确，因此，在模型中略去兀，保留加入进出口差额x"对外汇储备量y关于冷x2> x4、x5建立回归模型，如图1-8所示:vi ew |procs |obj ects |fr i nt|name |freeze|estimate | f01-eca.st |st a.tsj re si ds |dependent variable: ymetho

37、d: least squaresdate: 01/11/15 time: 18:56sample: 1988 2013included observations: 26variablecoefficientstd errort-statisticprob,c4887.7261193.6044.0949310.0005x1-13 1497m911758-6.8783330.0000x20.1090950.0165936.5746900.0000x4-21564330.885219-2.4360440.0238x50.0413250.1835940.2250890.8241r-squared0.9

38、94360mean dependent var8980.578adjusted r-squared0.993286s.d. dependent var12212.65s.巨.of egression1000.709akaike infocriterion16.82585sum squared resid21029769schwarz criterion17.06779log likelihood213.7360f-statistic925 6107durbin-watson stat1.433112prob(f-statistic)0 000000图1-8回归结果r = 4887726-13.

39、14971y,+0.109095v2-2.156433v4+0.041325v5t = (4.09493 )(-6.878333(6.574690(-2.436044(0.225089r2 = 0.99436( r2 = 0.993286 f = 925.6107进出口差额与外汇储备量理论上是反方向变动，可以看出，加入x5后，调整后拟合优度明显下降，x5参数估计值符号不正确，因此在模型中略去x5则此吋的回归结果，如图1-9所示:vi ew | parous | obj eu | fr i it | name i freeze | es f.imalt.e | f| s .ql.s re si

40、ds |dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/11/15 time: 19:07sample: 1988 2013included observations: 26variablecoefficientstd errort-statisticprob.c4845 4151152.9974.2024510.0004x1-13 h2091仁865864-7.0320850.0000x20 1118520 01095110 213500 0000x4-2 2361660 7935582 8178980 0100r-squared0.99

41、4346mean dependent var8980.578adjusted r-squared0 993576sq_ dependent var12212.65s e of regression978 8794akaike infocriterion16 75133sum squared resid21080506schwarz criterion16.94489log likelihood-213.7673f-statistic1289.787durbin-watson stat1 415474prob(f-statistic)0 000000图1-9回归结果y = 4845415-13.

42、1209 lx, + 0.111852v2 - 2.236166v4t = (4.20245 )(-7.032085(10.2135q(-2.817898/?2= 0.994346f =0.993576 = 1289.787 dw =1.415474(-)异方差的检验与优化首先我们以图示法观察冷x" x4分别与reside的关系，如图1-10所示：图1-10散点图根据e2与x的散点图可以大致看出，随机误差项存在递增的杲方差性。进一步white检验:white heteroskedasticity testwhite heteroskedasticity testf-statistic

43、 obsr-squared12 64470 probability20 79277 probability0 000009 f statistic0 001999 onsted14 73622 probability23 20103 probability0 0000040 005760test equationdependent variable resio2 method least squaresdate 01/12/15 time 11 45sample 1988 2013 included observations 26test equationdependent variable

44、resida2 methodsquaresdate 01/12/15 time 11 46sample 1988 2013included observations 26vanablecoefficientstd error"statisticprobc-791388 62901139-0 2727850 7880x1588 01259994 7180 0588320 9537xv21 7773809 2184030 1928080 8492x2-101 428024 96683-4 0625100 0007x2a20 0002484 27e-055 8042300 0000x460

45、80 4811846 7903 2924590 0038x4a2-1 0183260 185164-5 4995950 0000r-squared0 799722mean dependent var810788 7adjusted r-squared0 736476s d dependent var1282068.s e of regression658143 9akaike info enterion29 86704sum squared resid8 23e*12schwarz errtenon30 19576log likelihood 381 1415f>statistic12

46、64470durbin-watson stat2 445704prob(f-statistic)0 000009variablecoefhcientstd errort-statisticprobc357041835176391 0150040 3252x134147 6121828 401 5643660 1373x1*234 6921123 981864465980 1673x1*x20 4393010 314998=3946170 1822x1ex443 8443527 082381 6189260 1250x2232 1451229 64081 0109050 3271x2*2-0 0

47、007000 0003778543900 0822x2-x401429200 0506992 8189710 0123x4-27822 0319806 081 4047220 1792x4*2-6 4178681 7441203 6797180 0020r-squared0 892347mean dependent var810788 7adjusted r-squared0 831793s d dependent var1282068s e of regression525816 0akaike info entenon29 46701sum squared resid4 42e*12sch

48、warz criterion29 95090log likelihood373 0712f-statistic14 73622durbin-watson stat1 640197prob(f-statist»c)0 000004图1-11无交叉项检验图1-12交叉项检验其中f值为辅助回归模型下的f统计量值。取显著水平。=0。5 , 由于亦2 =20.79277力= 7815,所以存在异方差性。实际上，由输 出结果的概率值值）可以看出，只要取值显著水平qa0.001999, 就可以认为存在异方差。（三）自相关的检验与优化 观察残差和滞后一期残差的图示，如图1-13所示:ax0-111-

49、10x-。穿cp oo % ooixx)-30x) -20m -10w010w2o>3e-1)图1-13残差自相关图残差项与与其滞后一期的残差值不存在相关关系，所以初步断定 不存在自相关现象。 进一步检验，在德宾一沃森检验中，ow =1.433112 ,在5%的显著水 平下，血=1.14,=1.65;血ydwy如不能确定是否存在自相关性。 ac和pac对于自相关的识别一一残差序列分析图，如图1-14所示:correlogram of resida丨b|c| d | e | f i g idate: 01/12/15 time: 17:12sample: 1988 2013included

50、 observations: 26ac pac q-stat probautocorrelation partial correlation1 0.277 0.2772 -0.1433 -0.1454 0.0535 -0.1736 -0.1487 -0.1608 -0.093-0.238-0.0340.090-0.2960.023-0.203-0.1069 -0.066 -0.03810 -0.101 -0.25411 -0.086 -0.0552.23702.85393.51793.61004.65205.44786.427467766636327.42597.78200.1350.2400

51、.3180.4610.4600.4880.4910.5610.6410.6850.73312 0.046 -0.066 7.89430793图1-14相关系数与偏相关系数图根据图1-14可以看出，各滞后的！2统计量的p值都大于0.05,说明在5%的显箸水平下，接受原假设，残差序列不存在序列相关。（四）模型的结构变化检验邹氏转折点检验，如图1-15所示:ai b | c | d | echow breakpoint test: 2000f-statistic3.023224probability0.045249log likelihood ratio13.36185probability0.00

52、9637在邹氏断点检验中，以2000年为分界点，将样本分为容来那个相等的两份。f统计量的伴随概率不小，说明模型的结构发生了实质性的变化。模型的结构稳定性检验与预测dependent variable: ymethod: least squaresdate: 01/14/15 time: 16:20sample: 2000 2013in eluded obsen/ations: 14variablecoefficient std. error t-statistic prob.cx1x2x3x4x5-7096.78616967.64-0.4182540.6868-5.01408723.94529-0.2093980.83940.0626910.0668950.9371610.376116.179