论文研究-SDR权重对成员国经济增长影响及人民币入篮的研究.pdf

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论文研究-SDR权重对成员国经济增长影响及人民币入篮的研究.pdf,  本文研究SDR权重对入篮国家及周边经济的影响,发现:SDR权重增加有利于成员国经济增长及其抗风险能力的提高,出口增长,固定资本形成额增长和外汇储备份额增长可促进其经济增长,反之亦然;欧元区,英国和日本的经济波动风险均大于其所在区域的非成员国的对应风险;美国的经济波动风险不仅低于其它SDR成员也低于非成员国,证实了美元霸权
1658 系统工程理论与实践 第38卷 为国际货币具有的特性,并分析了SDR在国际货币体系混乱中是如何发展的.显然,SDR在国际货币体系 中扮演着重要角色, Clark和 Polak3指出,SDR具有很多其它储备资产没有的优点,如SDR的发行成本较 低,通过发行SDR能降低全球金融市场的信用风险和系统性风险. Ekpcnyong认为尽管有美国等国家的 阻止,随着发展中国家的经济发展逐渐赶上发达国家.SDR将有机会成为一个IMF可以接受的储备货币.此 外, Williamson系统介绍了SDR的发展过程,分析了SDR货币体系与以美元中心的货币体系的差别,并 提出了SDR体系改革的三种可能方向,国内学者黄梅波和熊爱宗除了回顾了SDR的历史发展过程,还 提出SDR替代账户可以成为未来国际货币体系改革的方向.Ly认为,长期来看IMF倾向于提高SDR的 国际地位,像美联储加强美元地位一样,给SDR提供强有力的机构支持. 一国货币加入SDR与其货币国际化关系密切,货币国际化是指一国货币突破国别界限,在境外流通,成 为国际上普遍认可的计价、结算及储备货币的过程. Zhang等研究了日元国际化和日本的国际储备问题, 他们认为:日木整体的国际储备规模和其外汇储备占国际储备的比例与日元的国际化程度负相关,其黄金储 备和SDR持有与日元国际化程度正相关.因此,一国货币加入SDR有助于其逐步实现货币的国际化,日元 于1974年被纳入16国货币组成SDR货币篮子,由此逐步实现国际化,这就是一个很好的例证. Kawah简 析了中国提出以SDR为中心的储备货币制度的动机,认为这会加快人民币国际化的步伐,提高亚洲国家的 货币稳定性,加快亚洲经济整合高海红10认为:从现阶段人民币在国际和区域范围内的使用程度来看,其 不具备国际货币功能 Orasteanl.指出:人民币在国际货币体系中的重要性日益增长,但在作为金融交易的 计价货币、跨境存款和证券的投资货币以及储备货币等方面仍存在较大限制.人民币加入SDR将逐步打破 高海红10和 OrasteanL1指的限制.人民币加入SDR不仅有利它的国际化,还有助于推动国际货币体系 改革.然而,有关一国加入SDR对该国经济增长及波动风险影响的实证研究尚未发现 随着人民币加入SDR的正式启动,越来越多的学者开始关注它带来的影响.已有研究表明,人民币加 入SDR有助于减少其对主要货币的短期波动,增加SDR定值的长期稳定性:进一步发挥其在国际货币体系 中的作用(钱文锐和潘英丽2).赵冉13通过模拟和比较在多起条件下人民币加入SDR前后我国外汇 储备资产的表现,指出人民币加入SDR可为我国创造一种有益的外汇储备投资工具,但需循序渐进.」剑平 等14通过模拟检验,指出人民币纳入SDR后不仪可以提高SDR一篮子货币的稳定性,还可通过扩展SDR 对世界主要贸易商品的计价职能,以及扩大主要贸易国货币来提升其指数货币的职能.然而,有关人民币加 入SDR的研究才刚刚起步,由于2016年10月1日人民币才加入SDR,数据和资料的缺乏加大了对相关问 题的研究难度 与现有的相关文献相比,本文的创新主要体现在以下两点:1)本文实证分析了SDR权重变化对成员国 经济増长及波动风险的影响,揭示了SDR成员国货币权重的增加有利于提高该国经济增长,降低其经济波 动风险的微观机理;2)研究发现,除美国外,SDR成员国的经济波动风险均大于其所在区域的非成员国,而 美国的经济波动风险不仅小于其它SDR成员也小于非成员国,实证检验了美元霸权的存在,给出了美国利 用它在世界经济中的主导地位,将经济风险转嫁给其它SDR成员国和非成员国的实证证据 3研究假设 作为SDR成员国,其经济地位和影响力在世界具有举足轻重的地位.SDR成员国的货币权重能反映 一国货币国际化程度,若SDR成员国的货币权重增加,各国持有以该国货币计价的资产迅速增加,从而使该 国货币国际化程度提高.货币国际化短期内刺激本国消费,改善本国贸易条件,长期内使产出增加(王晓燕 等15),因此,SDR成员国的货币权重增加有利于其经济增长.据此,本文提出如下假设 假设1在其它条件不变时,SDR成员国的货币权重越高,越有利于该国经济增长,反之不利于其经济增 长 在世界范围内,美国经济处于主导地位,美元位居全球支付货币之首,美国的金融体系最为完善,市场机 制健全、具有其它各国无可比拟的抗风险能力.除美国外,由于SDR成员国的货币作为国际储备货币的补 充,其它国家对该货币的需求增加,相对非SDR成员国而言,其风险暴露增加,因此,该SDR成员国的经济 波动风险大于其所属区域的非SDR成员国.根据这一分析,本文提出如下假设 第7期 张涤新,等:SDR权重对成员国经济增长影响及人民币入篮的研究 1659 假设2与非SDR成员国相比,SDR成员国的经济增长波动更为剧烈,美国则相反 在2008年国际金融危机爆发后,汇率在危机冲击下波动加剧,SDR权重也会随之剧烈变动.若SDR成 员国的货币权重下降,表明其抗风险能力较弱,受危机冲击较大,经济增长率随之下降;若该国货币权重上升, 表明其抗风险能力增强,经济增长率乜因此回升.由此推断,国际金融危机爆发后,SD权重与GDP增长率 可能正相关与之相比,国际金融危机前,汇率、SDR权重变化较为平稳,对经济增长的影响相对较弱.据此, 本文提出如下假设 假设3国际金融危机爆发后,SDR权重越高(越低,对应成员国的GDP增长率越高(越低),但在危机 前,上述关系可能不存在 对SDR成员国而言,SDR权重增加表明该国国际地位提升,其经济实力和货币得到世界的认可,其抗 风险能力増强,经济波动风险降低.据此,本文提出如下假设: 假设4SDR成员国的货币权重增加,其经济波动风险降低,反之则增加 假设1~4是否成立,只有通过实证检验才能得以证实,因此,本文后续研究将聚焦于对这些假设的真伪 进行实证检验,并提供经验证据 4研究设计 4.1变量选取 通过对现有文献的分析,在此,本文给出模型构建所需的变量 1.被解释变量:国内生产总值的增长率(DGDP) GDP增长率反映了一国的经济增长水平.为了对本文所提假设1进行实证检验,分析SDR权重变化对 SDR成员国经济增长的影响,本文选取GDP增长率为被解释变量,并用DGDP表示 2.核心解释变量:SDR权重( Weight) 为分析SDR权重对SDR成员国经济增长的影响,本文选取SDR权重作为核心解释变量并用 Weight 表示 控制变量 3.出冂增长率(D_ Export) 出口(上 xport)是指一国输出到国外的货物和技术服务等商品的总价值.出口与一国的经济密切相关,是 影响经济增长的重要因素之一(沈利生和是振宇1;林毅夫和李永军山;苏振东),出口增长率的变化会 影响一国经济增长速度.一国出口增长率的提高有助于该国经济增长,反之会抑制其经济增长.因此,本文选 取出口增长率为解释变量,用 D_Export表示 4.直接投资净值(ND Encinas-Ferrer和 Villegas- zermeno19指出:外国直接投资(FDI)是经济增长的重要影响因素.直接 投资净值( Net direct luvestlmen,简称NDD)表示一国的FDI与该国的对外直接投资(OFDI)之差即 NDⅠ=FDⅠ-OFDI,当一国的直接投资净值为正且增加时,货币净流入增加,这可能影响该国经济增长 为分析它对SDR成员国绎济增长的影响,本文选取NDⅠ作为解释变量 5.固定资本形成额增长率(DFCF) 房地产投资和固定资产投资对GDP增长贡献是不言而喻的.固定资本形成总额( Fixed Capital Forma tion)与固定资产投资额的计算方法与口径略有区别,是指常住单位的购置,转入和自产自用的固定资产,扣 除固定资产的销售和转出后的价值的总和,由无形固定资产形成总额和有形固定资产形成总额组成.一国的 固定资本形成额的增长率提高,该国购置,转入和白产白用的固定资产增长加快,有利于提高该国GDP增长 率,反之会抑制其经济增长.根据上述分析,本文选取固定资本形成额增长率作为解释变量,简记为DFCF 6.外汇储备份额增长率( DSHFER) 本文中,一国或地区的外汇储备份额( SHIER)是指在全球官方外汇储备中该国或该地区货币的数量,它 可通过IMF的全球官方外汇储备资产的货币构成( COFER)数据库获得该变量反映了一国或地区的货币在 全球范围内的需求程度,是该国或地区经济发展的影响因素.据此,本文选取它作为解释变量并用D- SHFER 1660 系统工程理论与实践 第38卷 表示 7.消费者价格指数增长率(DCPD) 消費者价格指数(CPI)是反映居民家庭购买的消费商品和服务价格水平变动的宏观经济指标.消费者 价格指数的变化会影响一国的经济增长.因此,本文选取它作为解释变量并用DCPⅠ表示 表1中列出了上述所有变量,其中,增长率均为季度同比增长率 表1变量定义 变量 变量名称 被解释变量 D_GxD尸 GDP增长率 核心解释变量 Weight SDR权重 D_Export 出口增长率 NDI 直接投资净值 控制变量 DFCF固定资本形成额的增长率 D SHFER外汇储备份额增长率 DCPⅠ消费者价格指数增长率 42数据描述 根据对SDR篮子货币权重的调整,2001年开始.SDR成员国由原来的美国,德国,口本,法国,英 国五个国家变成了美国,日本,英国,欧元区四个国家或地区,而中国于2016年10月1日才加入SDR,因此 本文选取样本的观察区间为201年至2015年.考虑到数据的可得性,本文选取2001年第一季度至2015年 第三季度期间,美国,日本,英国和欧元区以及相关非SDR成员国的季度样本数据.数据来源为样本国家或 地区官方网站,IMF官方网站,各国宏观经济指标宝典数据库及EPS数据库.由于本文涉及的增长率均为季 度同比增长率,本文根据每个国家或地区的59个原始样本,得到同比增长率数据,消除季节因素影响后,最 终获得55个季度数据.这样,四个SDR成员国或地区的样本共有220个 由于IF官方网站平均每五年才公布一次SDR权重数据,其季度数据难以直接获取.鉴于SDR成员 国的货币权重随汇率变化而变化,本文按如下步骤计算该指标.假设SDR篮子中有n种货币,用Cs,0表 示在第s期(五年为一期),单位SDR中货币i的初始数量,Eis,t是在第s期t时刻货币兑美元的汇率.故 C1 s,. 0 Eis.t表示在第s期t时刻,货币在单位SDR中的美元价值,且SDR篮子中所有货币在此刻的美元 价值为 ∑ SDR/USD。j0Ejs 其中,汇均为间接标价法标价,对应数据米源于SDR成员国官网,各国宏观经济指标宝典数据库利EPS 数据库,计算美国货币权重时,汇率数值取1 显然,根据在第s期期初IF公布的货币的SDR初始权重,此刻SDR篮子货币的美元价值和汇率 我们可计算货币在第s期货币i在SDR篮子中的初始数量: Weightis OSDR/USD E 因此,货币讠在第s期t时刻的货币权重为 is. t SDR/USD. 根据公式(2)和(3),可计算得到SDR成员国每天的货币权重,从而解决∫SDR权重 weight的计算 和抽样问题 为考察SDR成员国的各变量的波动情况,表2列出了它们的样本标准差 表2SDR成员国各变量的标准差 Weight D_GDP D_Export NDI D_FCF D-SHFER D_CPI 国 0.01010.1086 0.1162 0.36840.1315 0.1728 0.0112 美国0.02010.02270.09420.44680.0633 0.0751 0.0133 日本0.02560.09040.15840.12540.1019 0.1505 0.0114 欧元区0.02380.10770.13830.38620.1209 0.1411 0.0097 第7期 张涤新,等:SDR权重对成员国经济增长影响及人民币入篮的研究 1661 由表2可知、SDR成员国GDP增长率的标准差均大于其货币权重的标准差,而对美囯,二者比较接近 此外,与其他SDR成员国相比,美国的SDR权重,GDP增长率,出口增长率,固定资本形成额增长率和外 汇储备份额增长率旳标准差较小,这可能与其匡际经济地位及“美元霸权”有关,下面的实证将对此进行详 细研究.表3列出了各变量的相关系数矩阵 表3变量的相关系数矩阵 DGDP Weg ght D_Eport NDl D_FCF DSHFER DCPI DGDP Weight 0.1205 刀 E rport0.6948* 0.0588 NDl 0.0048 0.1575** 0.0219 DFCF 0.9239**0.10780.6355**00075 D_SⅠFE0.6590** 0.06280.6179***0.05850.5667*** bcPl 0.1587**0.2429x**0.2520***0.06770.1599**0.1702米* 注:米**,**和*表示在1%,5%和10%的水平上显著 根据表3,SDR成员国的货币权重与其GDP增长率的相关系数显著为正,出口增长率,固定资本形成 额的增长率,外汇储备份额增长率和消费者物价指数增长率与GDP增长率的相关系数均显著为正.图1直 观地描述了上述四个国家或地区SDR权重与GDP增长率之间的变化趋势,其中p为两者的相关系数 2c0902 20C9c2 20130 一。DP长率-- DR权重 (a)英国(=0.57) (b)美国(p=0.00) 0.2502 2009Q2 重 GcP增长率=-SDR权 重 (c)欧元区(p=-0.09) (d)日本(=0.55) 图1英国,美国,欧元区和日本SDR权重与GDP增长率的关系图 图1表明:四个S)R成员国的GDP增长率的波动均比其货币权重的波动大,表2的结果也反映了这 一特征;英国和日本的SDR权重与其GDP增长率的相关系数分别为057和0.55,存在较明显的正相关.上 述结果为本文实证分析提供了直观证据,并有待证实 5实证分析与结果 本节任务是实证研究SDR权重对经济增长及波动风险的影响,实证分析分为四个部分:其-分析SDR 成员国的货币权重变化对其经济增长率的影响;其二,对比分析SDR成员国与非成员国的经济波动风险;其 三,研究国际金融风险发生前后,SDR成员国货币权重变化对其经济增长影响的异质特征;其四,研究SDR 成员国的货币权重变化对其经济波动风险的影响 1662 系统工程理论与实践 第38卷 51SDR成员国货币权重变化对其经济增长的影响 511 Granger因果检验 本文将GDP增长率(DGDP)作为被解释变量,将SDR权重( weight)作为核心解释变量,尝试用 SDR的权重变化解释经济增长的变化.一个不容忽视的问题是,二者之间是否存在 Granger因果关系.如 果这种关系存在,滞后期的SDR权重将会影响当期的GDP增长率并能对后者进行预测.因此,对被解释变 量GDP增长率与SDR权重进行 Granger因果检验显得十分重要3.为此,本文首先对GDP增长率序列和 SDR权重序列进行平稳性枪验,检验结果如下:1)日本的GDP增长率和SDR权重的时间序列均在1%的 置信水平下一阶差分平稳;2)欧元区的GDP增长率和SDR权重的时间序列均在10%的置信水平下平稳; 3)美国的GDP增长率时间序列在1%‰的置信水平下一阶差分平稳,而SDR权重时间序列在10%置信水平 下平稳:4)英国的GDP增长率时间序列在5%的置信水平下平稳,而SDR权重序列在5%的置信水平下 一阶差分平稳在此基础上,本文对SDR成员国进行 Granger因果检验,检验结果见表4 表4SDR成员国的GDP增长率和SDR权重的 Granger因果检验 成员国 零假设 F统计量P值 GDP增长率不是SDR权重的 Granger原因1.191120.2803 SDR权重不是GDP增长率的 Granger原因1.566460.2165 欧元区GDP增长率不是SDR权重的 granger原因1.190410.2804 SDR权重不是GDP增长率的 Granger原因5.616950.0216 美国GDP增长率不是SDR权重的 Granger原因0.06140.8053 SDR权重不是GDP增长率的 Granger原因0.255650.6154 GDP增长率不是SDR权重的 Granger原因0.068190.7951 SD权重不是GDH增长率的 Granger原因8.50730.0053 表4第二和第三行显示,口本的SDR权重和GDP增长率之间无显著的 Granger因果关系由第四行 和第五行可知,在5%的置信水平下,欧元区的SDR权重是其GDP增长率的( ranger原因,但欧元区的 GDP增长率不是其SDR权重的 Granger原因.表4的第六和十行显示,美国的SDR权重和GDP增长 率之间不存在显著的 granger囚果关系.由第八行和第九行可知,英国的GDP增长率不是其SDR权重的 Granger原因,而在1%的置信水平下,英国的SDR权重是其GDP增长率的 Granger原因 综上所述,可得如下结果:欧元区和英国的SDR权重是GDP增长率的 Granger原因,而其GDP增 长率不是SDR权重的 granger原因;日本和美国的SDR权重与GDP增长率无显著的 granger因果关系 因此,在下面的实证研究中,要特别注意欧元区和英国的SDR权重是其GDP增长率的( ranger原因,考察 SDR权重的滞后项对当期GDP增长率的影响 512SDR成员国的面板数据分析 考虑到样本观察期中,SDR货币篮子由四个国家或地区的货币组成,本文采用多元面板数据模型,针对 SDR权重对成员国经济增长的影响进行研究.由5,1.1节中 Granger检验的结果,考虑到欧元区和英国的 SDR权重是其GDP增长率的单向( Granger原因,在模型构建中应考虑解释变量滞后项的作用.利用SDB 成员国的220个数据进行 Hausman检验发现,可用如下固定效应 Panel data时间序列模型进行实证分析4 D-GDPit=60+B1Weightit+ B2NDIit+ B3D-E cportit+ B4D-FCFit+BsD-SHFERit+ 66d-cPlit ∑;eoht-+∑2NDt-)+∑y3,D.Epmt1t-+∑ P4,D-FCF1- +∑ D-SHFErt+∑96DCPl1-1+m1≤i41≤t≤5 其中随机扰动项a在解释变量给定的条件下独立同分布且服从均值为0,方差为a2(>0)的正态分布 3.在此要特别感谢审稿人在他的建议下,本文对被解释变量GDP增长率和核心解释变量SDR权重进行了 Granger因果检 验,使文章写作更具严密性 4.根据审稿人的建议,夲文在模型中考虑了解释变量滞后项对被解释变量的影响,深表感谢. 第7期 张涤新,等:SDR权重对成员国经济增长影响及人民币入篮的研究 1663 根据AIC和S℃信息准则,模型(5)中滞后项的滞后阶数均定为1,但在此情况下,除滞后1期的外汇 储备份额增长率与当期被解释变量呈微弱正相关外,滞后1期的其余解释变量的系数估计均不显著,这表明 包括核心解释变量SDR杈重在内的主要解释变量对GDP増长率无显著预测功能.因此,本文不再考虑滞 后项对被解释变量的影响.根据 Hausman检验结果,可用如下固定效应 Panel data模型进行实证分析 D-GDPit= Bo+B1weightit B2NDIit + 33D-Erportit +ByD-FCFit+ Bsd-shFerit ⑥6 D_SPlit+it,1≤讠≤4,1≤t≤55. 由于SDR成员国的货币权重增加有利于其经济增长,而其经济增长也可能提高它的国际地位,使其SDR 权重增加.然而准是因,谁是果,目前仍然未知.因此,二者之间可能存在因互为因果关系寻致的内生性.为避 免二者之间可能存在的内生性对模型分析的负面影响,本文选取工具变量,构建如下面板数据模型 D-GDPit=61.1Weightit +ai, Qit +ai+Eit Weightit= B2,1D-GDPit +B2,2E x Rateit +a2.1Qit +Ai+uit 其中,α和λ是随个休变化的不可观测因素,随机扰动项{ε}和{uat}在解释变量给定的条件下独立且服 从均值为0,方差为a2(>0)的正态分布,1≤i≤4,1≤t≤5Q为非核心解释变量组成的五维向量,a21 为Q的凹归系数向量 上述模型选取汇率 E r rate作为工具变量,其理由如下:本文分别将SDR权重和GDP增长率作为被 解释变量.并将汇率和表1中其余变量作为解释变量.在 Hausman检验的基础上,选用固定效应面板线性 回归模型进行回归,所得结果见表5. 表5货币权重与GDP增长率对货币汇率的回归结果 变量 Rate NDI D_E port D-FCF D-SHFER D_CPI常数项 Weight0.0891**0.003510.0428x**0.0384*—0.0594**-0.713*本0.174* (0.00939)(0.00302)(0.0122)(0.0133)(0.0101)(0.0974)(0.00956) DGDP0.00438 0.001260.0990**0.6 0.100*本x 0.413**0.00367 (0.0189)(0.00608)(0.0247)(0.0267)(0.0204)(0.196)(0.0193) 注:**,*和*分别表示在1%、5%和10%的置信水平上显著;括号中数据为标准误差,下同;英国、欧元区 以及日本的货币汇率数据均表示为其兑美元的汇率,用间接标价法表示,美元汇率用美元指数来代替,数据来源为 各国宏观经济指标宝典数据厍、各国政府官方网站和EPS数据厍 表5显示:SDR权重对汇率的凹归系数为00891 表6基于模型(5)的回归结果 且在1%‰的置信水平下显著,而GDP增长率对汇率的 被解释变量 解释变量 回归系数不显著.这样,汇率与SDR权重之间存在显 DGDP DGDP DGDP 著的相关性:而与GDP增长率之间的相关性不显著 Weight 0.2304×*0.2299*0.2830*** 由此可知,选取汇率作为工具变量是可行的 (0.1153)(0.1150)(0.1044) D_Ea 0.0909**0.0903***0.0812*** 对联立方程组(6)进行内生性检验, Hausman检 (0.0246)(0.0245)(0.0231) 验的P值为0.9839.因此,不能在10%的置信水平 NDl 0.0016 下拒绝 Weight为外生变量的零假设.由此可知,GDP (0.0060) 增长率和 Weight之间不存在互为因果关系导致的内 DICT 0.6074***0.6075***0.6093** 生性据此,本文采用模型(5)进行回归分析,回归结 0.0270)(0.0269)(0.0269) D_ SHFER0.1109***0.1116**0.1142*来* 果如表6所示.在表6中,第一列为模型(5)的回归 (0.0205)(0.0203)(0.0201) 结果,第二列是在模型(5)的基础上去掉了直接投资 D_CPI 0.2400-0.2313 净值后得到的回归结果,第三列是在模型(5)的基础 (0.2131)(0.2102 上去掉直接投资净值和CPI增长率后的回归结果. 常数项 0.0525*-0.0523*-0.0690*** (0.0305)(0.0305)(0.0264) 由表6第三列可发现:1)SDR权重的回归系数为 样本数 220 正且以1%的置信水平通过T检验,当SDR权重增 R-squared 0.88740.887408868 加0.1时,GDP增长率将增加0.0)283.这表明SDR权 Number of country4 4 4 重与GDP增长率显著正相关;2)出口增长率、固定注:**,*和*表示在1%,5%和10%的水平显著 1664 系统工程理论与实践 第38卷 资本形成额增长率、外汇储备份额增长率均与GDP增长率显著正相关.由此可得如下结论: 结论1在整个样本考察期,当SDR成员国的货币权重增加(下降)时,其经济增长率随之提高(降低). 此外.本文还得到如下附带结果 结论2当SD成员国的出口增长率、固定资本形成额增长率和外汇储备份额增长率分别增加(下降) 时,其经济增长率随之增加(降低) 上述实证分析结果与本文假设1相吻合,此外,SDR成员国的直接投资净值和CPI增长率对其GDP增 长率的影响均不显著. 51.3SDR成员国的异质性分析 在5.12中,本文将四个SDR成员国作为一个整休进行研究,发现了它们的一些共性,这对新加入SDR 的人民币有一定借鉴意义,然而,在研究SDR成员国共同发展规律的同时,不能忽视对每个成员国不同特征 的研究.本节将分别研究每个SDR成员国的货币权重与其经济发展的关系,比较它们的差异,希望此举能为 人民币入篮提供有用的参考和启示.由5.1.1中 Granger检验结果,滞后的SDR权重对当期GDP增长率的 影响不容忽视.根据上述分析,本文针对每个SDR成员国构建具有滞后项的多元线性回归模型如下: D-GDPit=Bio+ Bilweightit Bi2NDlit+ Bi3D-Exportit+ Bi4D-FCFit+6isD-shFerit Pi3 +B6D.CPl:+∑ weighti-++∑92NDlt-1+∑3;D. E portis-(7) pis +∑94 D_FCFit-1+>9 D-SHFERit-1+>6; D_CLit-1+∈t 其中,1≤t≤55,1≤讠≤4,在解释变量给定的条件下随机扰动项εt独立同分布且服从均值为O,方差为 a2(>0)的正态分布 首先,本文分别对日本,美国,欧元区和英国四个SDR成员国的模型(7)定阶,然后进行回归分析.根据 AIC信息准则,对日本而言;其SDR权重的滞后阶为5,其它解释变量的滞后阶为6.据此,可得回归结果 如表7所示 表7日本的线性回归模型的参数估计 变量 eign D-E rport N⊥ D-FCF D-SHFER D_CPI Weight DGDP 0.956 0.159 0.008080.611*** 0.112 0.209 1.954 (0.644) (0.0987) (0.0502)(0.,19) (0.0667) (0.937) (0.938) Weight-s D_E,port-3 D_FCF-5 D_CPI-1 D_CPI-s D_CPI-G 0.182 0.273* 2.614* 2.423** 4333**0.263* (0.649)(0.0847)(0.130)(1.155)(1.009)(1.429)(0.105) 注: weight-y指滞后j期的SDR权重,其余变量类似,**,*和*分别表示在1%,5%和10%的置信水平 下显著.因篇幅所限,不显著的滞后项参数估计均未列出. 由表7,对日本而言,可得如下结论:滞后1期和滞后5期的SDR权重均与当期GDP增长率显著正相 关,而当期的SDR权重均与当期GDP增长率之间无显著的相关性;滞后3期的出口增长率的系数为正且 在10%的置信水平下显著;滞后5期的固定资本形成额增长率的系数为负且在10%的置信水下显著;滞 后1期,5期和6期的CPI增长率的系数均显著为正 现在考虑美国的情况,由AIC信息准则,SDR权重的滞后阶为2,其它解释变量的滞后阶均为6.由此 可得美国回归模型的参数佔计如表8 由表8可知:对美国而言滞后2期的SDR权重对当期GDP增长率具有显著抑制作用,而当期和滞后 1期的SDR权重对当期(GDP增长率无显著影响;当期,滞后3期、滞后4期和滞后5期的直接投资净值 均与当期(DP增长率显著正相关;当期,滞后2期和滞后6期的固定资本形成额增长率的系数均显著为正; 滞后4期的CPI增长率的系数在10%的置信水平下显著为负,而滞后5期的CPI增长率的系数显著为正 5.BC准则的定阶结果一致 第7期 张涤新,等:SDR权重对成员国经济增长影响及人民币入篮的研究 1665 表8美国的线性回归模型的参数估计 变量 Weight D_Export NDl D-FCF D-SHFER D_CPI Weight-2 DGDP 0.136 0.0309 000530**0.203** 0.0535 0.0137 0.408 (0.185)(0.0360)(0.00179)(0.0712)(0.0299)(0.172)(0.214) NDI_3 NDI NDI DFCF2DFCF6DCPI4DCPI-5常数 0.00722**0.00701**0.00623*0.243*冰 0.142* 0.513 0.420* 0.239 (0.00234)(0.00256)(0.00342)(0.0837)(0.0669) (0.233) 0.203) (0.142) 注:同表7. 对欧元区而言根据AIC信息准则°,SDR权重的滞后阶为3,其它解释变量的滞后阶为6.据此可得欧 元区回归模型的参数估计如表9 表9欧元区的线性回归模型的參数佔计 变量 weight D_Export NDI D_ICF D-E.port-1 D-E rport-6 DGDP 0.915** 0.190 0.522*米米 0.2 0.164* (0.398)(0.102) 0.00827) (0.119) (0.103) (0.0759) NDI NDI D_FCF DSHFER D_SHFER-5 D_CPI-2 D_CPⅠ 0.0270*米*0.0331***-0.4 水米 0.159** 1.916* (0.00771)(0.0748)(0.180) (0.0555) (0.0671) (0.880) (0.834) 注:同表 由表9,对欧元区而言,当期SDR权重对其GDP增长率具有显著促进作用;当期,滞后6期的出口增 长率与GDP增长率显著正相关而滞后1期的的出口增长率与GDP增长率显著负相关;当期,滞后1期和 滞后2期的直接投资净值与当期GDP增长率显著正相关,当期固定资本形成额增长率的系数显著为正,而 其滞后5期的系数显著为负;滞后4期和5期的外汇储备份额增长率的系数显著为正,而滞后2期和6期 的CPI增长率的系数显著为负 由AIC信息准则,英国的SDR权重的滯后阶为3,其它解释变量的滞后阶为6,据此,英国的线性回归 模型的参数佔计结果如表10 表10英国的线性回归模型的參数估计 变量 Weight D-Erport NDI DFCF DSHFER D_GDP 0.868 0.311** 0.0565**0.519** -0.0875 (2401) (0.121)(0.0196)0.115)0.0796) D_ D- Export-5NDI-1NDI-2NDI-;常数 1.851 0.354 0.0761**0.0885***0.0563** O.415 2.048 (0.160) (0.0239)(0.0240)(0.0198)0.281) 注:同表7 由表10,对英国而言,1)当期和滞后期的SDR权重对其当期GDP增长率均无显著影响.当期,滞后 5期的出口增长率的系数显著为正:2)当期滞后1期,滞后2期和滞后3期的直接投资净值的系数均显著 为负.当期固定资本形成额增长率的系数为正且在1%的置信水平下显著. 考虑到在本文样本观察期内,英国和欧元区同属欧盟,由此引发的问题是,英国SDR权重增加是否会影 响欧元区的经济增长?为回答这一问题.本文在欧元区的模型(7)中加入英国SDR权重变量.由AIC准则, SDR权重的滞后阶均为1.其余变量为3阶滞后.据此进行回归,所得结果如表11所示 由表11可知:英国滞后1期的SDR权重与欧元区GDP增长率无显著相关性,而其当期SDR权重系 数估计在5%的置信水平下显著,这表明英国SDR权重增加会制约欧元区经济增长;欧元区当期SDR权重 的系数佔计显著为正,当期固定资本形成额增长与其GDP增长率显著正相关,滞后1期,滞后2期和滞 后3期的直接投资净值的系数显著为正,滞后3期的CPI增长率的系数为正且在1%的置信水平下显著 6.BIC则的定阶结果·致 7.根据BC信怠准则,英国SD权重和其他解释变量的滞后阶数均为1,当期和滞后期的SDR权重对其当期GDP增长率 同样无显著影响.

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