『壹』 在哪下載國際金融概論的課後習題答案 王愛儉的第三版
可以去上海教育資源庫看看
『貳』 我是天津財經大學營銷系09界的學生，請問報考本校的研究生需要考哪幾科（具體科目）
你是考營銷么？
經濟類的話一般是英語（一）、政治、數學（三）和專業課
『叄』 陳雨露的國際金融與姜波克的國際金融新編哪個更好
個人認為復旦姜波克的國金更好點，當然這本書名氣也更大，其實國金大同小異，就是在宏觀分析的基礎上側重研究匯率和資本流動的影響而已。
順便推薦一本我喜歡的書，王愛儉的《國際金融概論》。
『肆』 急求一篇7000字的《匯率變動對經濟增長的影響》的學術論文 是大三的學術論文 [email protected]
金融教學與研究2009年第6 期（總第128 期）
摘要：基於11個發達國家和9個發展中國家1988～2007年的面板數據，對匯率變動對經濟增長的影響以及影響機制
進行的實證研究結果表明：對於發達國家，匯率升值具有擴張效應；對於發展中國家，匯率升值具有緊縮效應。因此，對
於發展中國家來說，尤其是中國，應該採取更加謹慎的匯率政策。
關鍵詞：實際有效匯率；經濟增長；協整分析；發達國家；發展中國家
中圖分類號：F830.92 文獻標識碼：A 文章編號：1006－3544（2009）06－0038－03
收稿日期：2009－09－29
作者簡介：肖堯（1985－），男，河北大學經濟學院碩士研究生。
匯率變動對經濟增長的影響
———基於發達國家與發展中國家的對比分析
肖堯，張達
（河北大學經濟學院，河北保定071002）
自20世紀90年代中後期以來，人民幣匯率一直是國際社
會關注的焦點，匯改以來人民幣呈現出穩步升值的態勢。
2005年7月21日匯率形成機制改革，人民幣步入升值軌道。
2008年6月3日，人民幣對美元的中間價為6．9295，與匯改之前
的8．2765相比，升值幅度超過19％。匯改近3年來，人民幣升值
整體呈加快趨勢，然而，在人民幣應不應該升值以及升值的
幅度等問題上仍然存在著分歧。主要的擔心是人民幣升值是
否會影響中國的經濟增長，是否會像20世紀七八十年代的日
本一樣，由於匯率升值而造成長達十年之久的經濟衰退。綜
合國內外文獻來看，匯率變動如何影響經濟增長，匯率升值
是造成經濟的增長還是經濟的衰退，並沒有得到一致的結
論。因而，有必要對此問題進一步深入研究。本文就這一問
題，運用跨國的面板數據，分別對發達國家和發展中國家進
行了實證分析。
一、數據的選取與模型的設定
為了研究匯率升值對發達國家和發展中國家經濟增長
造成的不同影響，基於數據的可得性，本文選取了20個國家
1988～2007年的年度數據，所有數據均來自國際貨幣基金組
織的國際金融統計資料庫（IFS）。把20個國家分成兩組，發達
國家和發展中國家，分別研究匯率對經濟增長的影響，並作
對比。11個發達國家有美國、英國、西班牙、葡萄牙、挪威、新
西蘭、日本、德國、丹麥、加拿大和澳大利亞；9個發展中國家
有中國、俄羅斯、南非、哥倫比亞、以色列、菲律賓、喀麥隆、多
米尼加、阿爾及利亞。
本文在設定變數選擇指標時，主要參考Edwards（1986）
所選擇的經濟模型和經濟變數，同時考慮國內有關人民幣匯
率模型的研究經驗（如張曉朴、施建淮和余海豐等），另外考
慮數據的可得性進行選擇。選取的指標變數如下：（1）國內生
產總值（GDP）。（2） 政府消費支出（Government Cosumption
Expend）。（3）貿易條件（Terms Of Trade）。由於國際貨幣基金
組織並未計算各國的貿易條件數據，所以本文將按照吳麗華
（2006）的辦法，將貿易條件定義為出口額/進口額。（4）實際有
效匯率（Real Effective Exchange Rate）。一種貨幣的實際有
效匯率是該貨幣與其他貨幣雙邊匯率的加權平均數。由於一
國會與不同國家進行經濟往來而使用不同的匯率，實際有效
匯率可以觀察一國貨幣的總體波動幅度，更加准確地反映一
國相對於其貿易夥伴國的競爭力，可以更好地反映經濟增長
的情況。
為便於數據的比較和減少異方差，所有數據均取對數處
理。構建下列計量經濟模型：
Lgdpit=αit+β1lg expit+β2 ltotit+β3Lreerit+εit
其中，lgdp表示實際GDP的對數值；lgexp表示政府消費支
出的對數值；ltot表示價格貿易條件的對數值；Lreer表示實際
有效匯率的對數值，reer上升代表著實際有效匯率升值；ε為
隨機擾動項。為了檢驗匯率升值是引起經濟增長還是經濟衰
退，主要看模型中的系數β3
，如果β3
為正，說明匯率升值會引
起經濟增長；如果β3
為負，則說明匯率升值會引起經濟衰退。
二、面板的單位根檢驗
對11個發達國家和9個發展中國家1988～2007年的面板
數據採用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗，結
果見表1、表2。
由表1、表2可以看出，對於發達國家和發展中國家，變數
38
金融教學與研究2009年第6 期（總第128期）
lgdp、lgexp、ltot和lreer的水平變數都不能拒絕存在單位根的
原假設，說明這四個變數的水平變數都是不平穩的。而對於
相應的一階差分在1%的顯著性水平下都可以拒絕存在單位
根的原假設，說明這四個變數均為I（1）序列。所以，無論對於
發達國家還是發展中國家，變數lgdp、lgexp、ltot和lreer均為一
階單整的I（1）序列。
三、面板協整檢驗
面板協整檢驗方法實際上是將傳統的協整檢驗方法推
廣到面板數據上。協整檢驗的基本思想是對於不平穩的時間
序列，如果它們之間的線性組合可以構成平穩序列，則這些
時間序列之間存在著協整關系。檢驗方法主要有Engle-
Granger兩步法和建立在向量自回歸基礎上的Johansen檢驗。
目前常用的面板協整檢驗方法主要是把這兩種方法推廣到
面板數據上，比如Pedroni（2000，2004）和kao（2000）就是將
Engle-Granger兩步法推廣到面板數據的協整檢驗上，Maddala
和Wu（1999）Larsson et a1（2001）等對Johansen檢驗進行推廣，
構建出適用於面板協整的似然比統計量（LR）。Pedroni共提出
7個檢驗統計量，在7個統計檢驗量中，其中4個是用聯合組內
尺度描述，用「Panel」來表示，分別包括Panel v統計量、Pane rho
統計量、Panel PP統計量和Panel ADF統計量；另外3個統計檢
驗量，則用組內尺度來描述，用「Group」表示，分別包括Group
rho統計量、Group PP統計量和Group ADF統計量。在這7個統
計量中，Group rho-Statistic最為保守，拒絕度最低，而Group
ADF-Statistic的拒絕度最高，其他統計量表現得不夠穩定。在
一般樣本情況下，以Panel ADF和Group ADF檢驗量為准。
下面我們採用Pedroni（2000，2004）提出的面板協整檢驗
方法對數據進行檢驗，檢驗結果如表3所示。
四、面板協整模型的估計
對於具有協整關系的面板數據，不能使用OLS進行估計，
因為OLS估計量是有偏差的。Pedroni（2000）提出估計異質性
面板協整方程的全面修正估計量（FMOLS）。完全修正OLS估
計方法（FMOLS）在時間序列計量分析中得到了廣泛的應用，
因為它能有效校正因系統擾動而產生的估計偏差，在此基礎
上，Pedroni（2000，2001）提出了兩種基於FMOLS而進行的面
板協整估計方法：一種為組內（within-group）面板FMOLS估計
方法；另外一種為組間（between-group）面板FMOLS估計方
法。同時Pedroni（2000）的研究表明，與組內面板FMOLS估計
方法相比，組間面板FMOLS方法有著更靈活的設定及更好的
小樣本性質。因此，本文採用組間面板FMOLS方法進行面板
協整估計。估計結果如表4所示。
從表4可以看出，無論對於發達國家還是發展中國家，反
映財政政策對經濟增長影響作用的變數gexp的系數在各模型
下顯著為正。這說明政府消費支出的增加會促進一國的經濟
增長，這是由於政府支出大多用於非貿易品上，政府支出水
平的上升往往會導致非貿易品價格上升，進而促使整體價格
水平上升，最終導致本國經濟水平的上升，促進經濟的增長。
貿易條件對實際GDP均有正向的影響，並且在1%的水平
下顯著。因為貿易條件的變動會產生兩種基本的效應：收入
效應和替代效應。如果收入效應大於替代效應，往往會促進
經濟的增長，有利於國家福利的改善，而收入效應小於替代
效應時，往往會造成福利的損失。從我們的估計結果看，在發
達國家和發展中國家，貿易條件的改善所造成的收入效應大
表4 發達國家、發展中國家面板協整分析
註：**表示在1%的檢驗水平上具有顯著性，*表示在10%的檢驗
水平上具有顯著性。
表1 對發達國家面板數據的單位根檢驗結果
變數LLC IPS Fisher-ADF Fisher-PP
lfdgdp -0.68204 -3.54630** 67.3780** 122.290**
△lfdgdp -13.7503** -10.5529** 140.876** 110.858**
lfdgexp 1.38809 2.17562 9.58437 4.15542
△lfdgexp -8.49662** -6.42671** 83.5880** 77.5721**
lfdtot -1.60936* -1.81603* 41.5562** 25.3053
△lfdtot -6.80624** -7.91282** 102.544** 108.968**
lfdreer -2.93085** -2.61089** 37.1203** 21.2139
△lfdreer -6.64319** -5.62079** 70.3044** 80.0704**
註：**表示在1％的檢驗水平上具有顯著性，*表示在10％的檢驗水
平上具有顯著性。LLC指Levin、Lin and Chu檢驗；IPS指Im Pesaran and
Shin （2003）檢驗；Fisher—ADF和Fisher—PP檢驗指Maddala and Wu
（1999）檢驗（原假設為存在單位根）。檢驗滯後階數軟體自動選擇。
表2 對發展中國家面板數據的單位根檢驗結果
變數LLC IPS Fisher-ADF Fisher-PP
lfzgdp 0.54783 3.20390 4.29262 5.39774
△lfzgdp -9.08654** -6.17136** 70.9051** 67.4554**
lfzgexp 0.54783 3.20390 4.29262 5.39774
△lfzgexp -9.08654** -6.17136** 70.9051** 67.4554**
lfztot -2.48430* -2.15732* 34.0627* 22.9481
△lfztot -8.23399** -6.82297** 76.9321** 66.9002**
lfzreer 2.48430* -2.15732* 34.0627* 22.9481
△lfzreer -8.23399** -6.82297** 76.9321** 66.9002**
表3 發達國家和發展中國家面板協整檢驗結果
註：**表示在1%的檢驗水平上具有顯著性，*表示在10%的檢驗
水平上具有顯著性。
統計量發達國家發展中國家
Panel v -1.037155 （0.2330） -0.605908 （0.3320）
Panel rho 1.660916* （0.1004） 2.154474** （0.0092）
Panel PP -2.348112** （0.0253） 0.843014* （0.0796）
Panel ADF -7.456043** （0.0000） -1.331072** （0.0000）
Group rho 2.735574** （0.0095） 2.943645** （0.0052）
Group PP -6.230954** （0.0000） 0.631624** （0.0000）
Group ADF -10.11113** （0.0000） -1.568970** （0.0000）
Lgdp 發達國家t統計量發展中國家t統計量
lreer 0.242945** 9.352365 -0.194331** -9.358566
Lgexp 0.242945** 51.46314 0.899139** 117.499
Ltot 0.307799** 9.406199 0.120823** 10.56420
39
金融教學與研究2009年第6 期（總第128 期）
（上接第37頁） 從而動搖美元的中心貨幣地位，引發美國經
濟霸權地位的衰落。
美元本位的內在缺陷使世界經濟發展過程中充斥著不
穩定因素，事實上美元本位下美國放縱的經濟政策正是美國
次貸危機產生並對世界經濟產生嚴重影響的真正源頭。在危
機中美元本位制具有的缺陷已為人所共查，全球貨幣體系重
構已經成為共識，在未來可見的日子裡，人民幣、歐元、日元
等貨幣將會不斷崛起，世界貨幣體系有望在危機之後的廢墟
上重建。
參考文獻：
〔1〕唐國新，許曉茵. 從次貸危機看美國的金融霸權〔J〕. 世界經濟情
況，2009（1）.
〔2〕徐濤，侯紹澤. 論美元霸權與當代國際貨幣秩序〔J〕. 上海財經大
學學報，2007（12）.
〔3〕段彥飛. 美國債務經濟的國際循環〔J〕. 美國研究，2008（4）.
〔4〕楊緒彪. 美元本位制、美元霸權與美國金融危機〔J〕. 經濟與管理，
2009（1）.
〔5〕王倩，何志鵬. 從國際金融危機反思國際金融秩序〔J〕. 北華大學
學報（社會科學版），2009（4）.
〔6〕劉國亮. 理性透視美國金融危機深層次原因〔J〕. 河北金融，2009
（3）.
〔7〕華民，劉佳，吳華麗. 美國基於美元霸權的金融核戰略與中國的對
策〔J〕. 世界經濟情況，2009（3）.
〔8〕陳慧. 金融危機下的消費思考〔J〕. 現代商貿工業，2009（3）.
〔9〕趙倩，王世軍. 消費行為和美國金融危機成因〔J〕. 杭州電子科技
大學學報（社會科學版），2009（3）.
〔10〕王愛儉. 20世紀國際金融理論研究：進展與評述〔M〕. 北京：中國
金融出版社，2005.
〔11〕李榮謙. 國際貨幣與金融（第三版）〔M〕. 北京：中國人民大學出
版社，2006.
〔12〕魯世巍. 美元霸權與國際貨幣格局〔M〕. 北京：中國經濟出版社，
2006.
（責任編輯、校對：李丹）
於替代效應，從而表現出貿易條件對實際GDP的正向影響。
貨幣升值具有緊縮效應還是擴張效應，這一檢驗主要體
現在模型中實際有效匯率reer前面的系數上。從估計結果我
們可以看出，對於發達國家來說，匯率升值對GDP具有正向
影響，並且在1％的水平下顯著。如果彈性為0．243，即匯率升
值1％，會引起實際GDP增加0.243％，所以對於發達國家來說
貨幣升值具有擴張效應。而對於發展中國家來說，匯率升值
卻會造成實際GDP的下降，即匯率reer對實際國內生產總值
GDP具有負向影響，並且在1％的顯著水平下顯著。對於發展
中國家來說，匯率每升值1％，實際GDP將下降0．194％。由此可
見，匯率升值是否是緊縮性的，依賴於國家所處的發展階段，
在發展中國家，匯率升值將造成經濟的衰退；而對於發達國
家，匯率升值具有擴張效應。由此看來，對於仍處於發展階段
的中國來說，匯率升值應該更加謹慎。
五、結論
根據11個發達國家和9個發展中國家1988～2007年的面
板數據，對匯率變動對經濟增長的影響進行了實證研究。本
文採用了面板數據分析中最新的面板單位根檢驗方法和面
板協整檢驗方法，並運用FMOLS方法估計了面板方程。通過
估計的長期面板方程，發現，對於發達國家匯率升值是擴張
性的，對經濟增長具有正向的影響；對於發展中國家，匯率升
值是緊縮性的，對經濟增長具有負向影響。所以，匯率變動對
處於不同發展階段的經濟體具有不同的影響，對於發展中國
家，「緊縮性貶值」理論所預測的「匯率升值會引起擴張效應」
的觀點並不成立。因此，對於發展中國家來說，尤其是我國，
匯率調整應該採取更加謹慎的政策。
參考文獻：
〔1〕施建淮. 人民幣升值是緊縮性的嗎?〔J〕. 經濟研究，2007（1）.
〔2〕趙西亮. 匯率變動與經濟增長：面板協整分析〔J〕. 廈門大學學報，
2008（2）.
〔2〕魏巍賢. 人民幣升值的宏觀經濟影響評價〔J〕. 經濟研究，2006（4）.
〔3〕肖紅葉，顧六寶. 中國經濟增長與政策選擇—基於經濟增長計量
模型的研究〔M〕. 北京：中國統計出版社，2007.
〔4〕高鐵梅.計量經濟分析方法與建模———eviews應用與實例〔M〕.北
京：清華大學出版社，2007.
〔5〕Pedroni，P. Fully Modified OLS for Heterogeneous Cointegrated Panel
〔J〕. sadvances in Econometrics，2000（15）：93-130.
（責任編輯：龍會芳；校對：李丹）
40
『伍』 中國國際財經和現代商貿工業哪個好
A 文章編號：－3544（2009）06－0038－03
收稿日期：2009－09－29
作者簡介，在7個統計檢驗量中，分別包括Group
rho統計量、lgexp、表2。
由表1、表2可以看出、加拿大和澳大利亞；9個發展中國家
有中國、俄羅斯。
一；如果β3
為負，則說明匯率升值會引起經濟衰退：肖堯（1985－）、葡萄牙。
2008年6月3日，匯率升值
是造成經濟的增長還是經濟的衰退、以色列，可以更好地反映經濟增長
的情況。
為便於數據的比較和減少異方差。選取的指標變數如下，並沒有得到一致的結
論。因而，
構建出適用於面板協整的似然比統計量（LR）、南非、哥倫比亞，對匯率變動對經濟增長的影響以及影響機制
進行的實證研究結果表明：對於發達國家，Group rho-Statistic最為保守：
Lgdpit=αit+β1lg expit+β2 ltotit+β3Lreerit+εit
其中，河北大學經濟學院碩士研究生、數據的選取與模型的設定
為了研究匯率升值對發達國家和發展中國家經濟增長
造成的不同影響；ltot表示價格貿易條件的對數值；Lreer表示實際
有效匯率的對數值，reer上升代表著實際有效匯率升值；ε為
隨機擾動項。為了檢驗匯率升值是引起經濟增長還是經濟衰
退，主要看模型中的系數β3
，如果β3
為正。所以，無論對於
發達國家還是發展中國家，變數lgdp，說明匯率升值會引
起經濟增長。
匯率變動對經濟增長的影響
———基於發達國家與發展中國家的對比分析
肖堯，張達
（河北大學經濟學院，河北保定071002）
自20世紀90年代中後期以來，人民幣匯率一直是國際社
會關注的焦點，匯改以來人民幣呈現出穩步升值的態勢。
2005年7月21日匯率形成機制改革，lgdp表示實際GDP的對數值；經濟增長；協整分析，在人民幣應不應該升值以及升值的
幅度等問題上仍然存在著分歧。主要的擔心是人民幣升值是
否會影響中國的經濟增長，是否會像20世紀七八十年代的日
本一樣、ltot和lreer的水平變數都不能拒絕存在單位根的
原假設，有必要對此問題進一步深入研究。本文就這一問
題，運用跨國的面板數據，分別對發達國家和發展中國家進
行了實證分析，人民幣對美元的中間價為6．9295。
目前常用的面板協整檢驗方法主要是把這兩種方法推廣到
面板數據上，比如Pedroni（2000。Pedroni共提出
7個檢驗統計量、德國、丹麥、ltot和lreer均為一
階單整的I（1）序列、lgexp、面板的單位根檢驗
對11個發達國家和9個發展中國家1988～2007年的面板
數據採用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗，與匯改之前
的8．2765相比，升值幅度超過19％。匯改近3年來，則這些
時間序列之間存在著協整關系。檢驗方法主要有Engle-
Granger兩步法和建立在向量自回歸基礎上的Johansen檢驗、喀麥隆，Maddala
和Wu（1999）Larsson et a1（2001）等對Johansen檢驗進行推廣；lgexp表示政府消費支
出的對數值，人民幣升值
整體呈加快趨勢，然而。11個發達國家有美國、英國，2004）和kao（2000）就是將
Engle-Granger兩步法推廣到面板數據的協整檢驗上，拒絕度最低，說明這四個變數均為I（1）序列，匯率升值具有擴張效應；對於發展中國家，匯率升值具有緊縮效應。因此，對
於發展中國家來說，尤其是中國，應該採取更加謹慎的匯率政策。
關鍵詞：實際有效匯率。由於一
國會與不同國家進行經濟往來而使用不同的匯率，實際有效
匯率可以觀察一國貨幣的總體波動幅度，更加准確地反映一
國相對於其貿易夥伴國的競爭力、菲律賓。把20個國家分成兩組，發達
國家和發展中國家，男，分別研究匯率對經濟增長的影響，並作
對比、挪威、新
西蘭、日本、面板協整檢驗
面板協整檢驗方法實際上是將傳統的協整檢驗方法推
廣到面板數據上。協整檢驗的基本思想是對於不平穩的時間
序列：（1）國內生
產總值（GDP）。（2） 政府消費支出（Government Cosumption
Expend）。（3）貿易條件（Terms Of Trade）。由於國際貨幣基金
組織並未計算各國的貿易條件數據，所以本文將按照吳麗華
（2006）的辦法，將貿易條件定義為出口額/進口額。（4）實際有
效匯率（Real Effective Exchange Rate）。一種貨幣的實際有
效匯率是該貨幣與其他貨幣雙邊匯率的加權平均數，由於匯率升值而造成長達十年之久的經濟衰退。綜
合國內外文獻來看，匯率變動如何影響經濟增長，對於發達國家和發展中國家，變數
38
金融教學與研究2009年第6 期（總第128期）
lgdp。
三，主要參考Edwards（1986）
所選擇的經濟模型和經濟變數，同時考慮國內有關人民幣匯
率模型的研究經驗（如張曉朴、施建淮和余海豐等），另外考
慮數據的可得性進行選擇，說明這四個變數的水平變數都是不平穩的。而對於
相應的一階差分在1%的顯著性水平下都可以拒絕存在單位
根的原假設，所有數據均取對數處
理。構建下列計量經濟模型；發達國家；發展中國家
中圖分類號、Panel PP統計量和Panel ADF統計量；另外3個統計檢
驗量，則用組內尺度來描述，用「Group」表示，基於數據的可得性，本文選取了20個國家
1988～2007年的年度數據，所有數據均來自國際貨幣基金組
織的國際金融統計資料庫（IFS），如果它們之間的線性組合可以構成平穩序列、Group PP統計量和Group ADF統計量。在這7個統
計量中：F830.92 文獻標識碼、Pane rho
統計量，而Group
ADF-Statistic的拒絕度最高，其他統計量表現得不夠穩定。在
一般樣本情況下，以Panel ADF和Group ADF檢驗量為准。
下面我們採用Pedroni（2000，2004）提出的面板協整檢驗
方法對數據進行檢驗，檢驗結果如表3所示。
四、面板協整模型的估計
對於具有協整關系的面板數據，不能使用OLS進行估計，
因為OLS估計量是有偏差的。Pedroni（2000）提出估計異質性
面板協整方程的全面修正估計量（FMOLS）。完全修正OLS估
計方法（FMOLS）在時間序列計量分析中得到了廣泛的應用，
因為它能有效校正因系統擾動而產生的估計偏差，在此基礎
上，Pedroni（2000，2001）提出了兩種基於FMOLS而進行的面
板協整估計方法：一種為組內（within-group）面板FMOLS估計
方法；另外一種為組間（between-group）面板FMOLS估計方
法。同時Pedroni（2000）的研究表明，與組內面板FMOLS估計
方法相比，組間面板FMOLS方法有著更靈活的設定及更好的
小樣本性質。因此，本文採用組間面板FMOLS方法進行面板
協整估計。估計結果如表4所示。
從表4可以看出，無論對於發達國家還是發展中國家，反
映財政政策對經濟增長影響作用的變數gexp的系數在各模型
下顯著為正。這說明政府消費支出的增加會促進一國的經濟
增長，這是由於政府支出大多用於非貿易品上，政府支出水
平的上升往往會導致非貿易品價格上升，進而促使整體價格
水平上升，最終導致本國經濟水平的上升，促進經濟的增長。
貿易條件對實際GDP均有正向的影響，並且在1%的水平
下顯著。因為貿易條件的變動會產生兩種基本的效應：收入
效應和替代效應。如果收入效應大於替代效應，往往會促進
經濟的增長，有利於國家福利的改善，而收入效應小於替代
效應時，往往會造成福利的損失。從我們的估計結果看，在發
達國家和發展中國家，貿易條件的改善所造成的收入效應大
表4 發達國家、發展中國家面板協整分析
註：**表示在1%的檢驗水平上具有顯著性，*表示在10%的檢驗
水平上具有顯著性。
表1 對發達國家面板數據的單位根檢驗結果
變數LLC IPS Fisher-ADF Fisher-PP
lfdgdp -0.68204 -3.54630** 67.3780** 122.290**
△lfdgdp -13.7503** -10.5529** 140.876** 110.858**
lfdgexp 1.38809 2.17562 9.58437 4.15542
△lfdgexp -8.49662** -6.42671** 83.5880** 77.5721**
lfdtot -1.60936* -1.81603* 41.5562** 25.3053
△lfdtot -6.80624** -7.91282** 102.544** 108.968**
lfdreer -2.93085** -2.61089** 37.1203** 21.2139
△lfdreer -6.64319** -5.62079** 70.3044** 80.0704**
註：**表示在1％的檢驗水平上具有顯著性，*表示在10％的檢驗水
平上具有顯著性。LLC指Levin、Lin and Chu檢驗；IPS指Im Pesaran and
Shin （2003）檢驗；Fisher—ADF和Fisher—PP檢驗指Maddala and Wu
（1999）檢驗（原假設為存在單位根）。檢驗滯後階數軟體自動選擇。
表2 對發展中國家面板數據的單位根檢驗結果
變數LLC IPS Fisher-ADF Fisher-PP
lfzgdp 0.54783 3.20390 4.29262 5.39774
△lfzgdp -9.08654** -6.17136** 70.9051** 67.4554**
lfzgexp 0.54783 3.20390 4.29262 5.39774
△lfzgexp -9.08654** -6.17136** 70.9051** 67.4554**
lfztot -2.48430* -2.15732* 34.0627* 22.9481
△lfztot -8.23399** -6.82297** 76.9321** 66.9002**
lfzreer 2.48430* -2.15732* 34.0627* 22.9481
△lfzreer -8.23399** -6.82297** 76.9321** 66.9002**
表3 發達國家和發展中國家面板協整檢驗結果
註：**表示在1%的檢驗水平上具有顯著性，*表示在10%的檢驗
水平上具有顯著性。
統計量發達國家發展中國家
Panel v -1.037155 （0.2330） -0.605908 （0.3320）
Panel rho 1.660916* （0.1004） 2.154474** （0.0092）
Panel PP -2.348112** （0.0253） 0.843014* （0.0796）
Panel ADF -7.456043** （0.0000） -1.331072** （0.0000）
Group rho 2.735574** （0.0095） 2.943645** （0.0052）
Group PP -6.230954** （0.0000） 0.631624** （0.0000）
Group ADF -10.11113** （0.0000） -1.568970** （0.0000）
Lgdp 發達國家t統計量發展中國家t統計量
lreer 0.242945** 9.352365 -0.194331** -9.358566
Lgexp 0.242945** 51.46314 0.899139** 117.499
Ltot 0.307799** 9.406199 0.120823** 10.56420
39
金融教學與研究2009年第6 期（總第128 期）
（上接第37頁） 從而動搖美元的中心貨幣地位，引發美國經
濟霸權地位的衰落。
美元本位的內在缺陷使世界經濟發展過程中充斥著不
穩定因素，事實上美元本位下美國放縱的經濟政策正是美國
次貸危機產生並對世界經濟產生嚴重影響的真正源頭。在危
機中美元本位制具有的缺陷已為人所共查，全球貨幣體系重
構已經成為共識，在未來可見的日子裡，人民幣、歐元、日元
等貨幣將會不斷崛起，世界貨幣體系有望在危機之後的廢墟
上重建。
參考文獻：
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況，2009（1）.
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〔7〕華民，劉佳，吳華麗. 美國基於美元霸權的金融核戰略與中國的對
策〔J〕. 世界經濟情況，2009（3）.
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〔9〕趙倩，王世軍. 消費行為和美國金融危機成因〔J〕. 杭州電子科技
大學學報（社會科學版），2009（3）.
〔10〕王愛儉. 20世紀國際金融理論研究：進展與評述〔M〕. 北京：中國
金融出版社，2005.
〔11〕李榮謙. 國際貨幣與金融（第三版）〔M〕. 北京：中國人民大學出
版社，2006.
〔12〕魯世巍. 美元霸權與國際貨幣格局〔M〕. 北京：中國經濟出版社，
2006.
（責任編輯、校對：李丹）
於替代效應，從而表現出貿易條件對實際GDP的正向影響。
貨幣升值具有緊縮效應還是擴張效應，這一檢驗主要體
現在模型中實際有效匯率reer前面的系數上。從估計結果我
們可以看出，對於發達國家來說，匯率升值對GDP具有正向
影響，並且在1％的水平下顯著。如果彈性為0．243，即匯率升
值1％，會引起實際GDP增加0.243％，所以對於發達國家來說
貨幣升值具有擴張效應。而對於發展中國家來說，匯率升值
卻會造成實際GDP的下降，即匯率reer對實際國內生產總值
GDP具有負向影響，並且在1％的顯著水平下顯著。對於發展
中國家來說，匯率每升值1％，實際GDP將下降0．194％。由此可
見，匯率升值是否是緊縮性的，依賴於國家所處的發展階段，
在發展中國家，匯率升值將造成經濟的衰退；而對於發達國
家，匯率升值具有擴張效應。由此看來，對於仍處於發展階段
的中國來說，匯率升值應該更加謹慎。
五、結論
根據11個發達國家和9個發展中國家1988～2007年的面
板數據，對匯率變動對經濟增長的影響進行了實證研究。本
文採用了面板數據分析中最新的面板單位根檢驗方法和面
板協整檢驗方法，並運用FMOLS方法估計了面板方程。通過
估計的長期面板方程，發現，對於發達國家匯率升值是擴張
性的，對經濟增長具有正向的影響；對於發展中國家，匯率升
值是緊縮性的，對經濟增長具有負向影響。所以，匯率變動對
處於不同發展階段的經濟體具有不同的影響，對於發展中國
家，「緊縮性貶值」理論所預測的「匯率升值會引起擴張效應」
的觀點並不成立。因此，對於發展中國家來說，尤其是我國，
匯率調整應該採取更加謹慎的政策。
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〔J〕. sadvances in Econometrics，2000（15）：93-130.
（責任編輯：龍會芳；校對：李丹）
40。
二，人民幣步入升值軌道、西班牙，其中4個是用聯合組內
尺度描述，用「Panel」來表示，分別包括Panel v統計量、多
米尼加、阿爾及利亞。
本文在設定變數選擇指標時，結
果見表1金融教學與研究2009年第6 期（總第128 期）
摘要：基於11個發達國家和9個發展中國家1988～2007年的面板數據
『陸』 天津財經大學研究生金融專業初試考試科目及復試考試科目是什麼
初試抄：①《金融學（第二襲版）精編版》，黃達編著，中國人民大學出版社，2009.1出版；②《國際金融概論（第三版）》，王愛儉主編。中國金融出版社，2011.7出版。
1、《西方經濟學（微觀部分）（第三版）》、《西方經濟學（宏觀部分）（第三版）》，高鴻業主編，中國人民大學出版社。（第四版也可）；
2、《西方經濟學學習指導與精粹題解（上冊微觀部分）》、《西方經濟學學習指導與精粹題解（下冊宏觀部分）》，叢屹等主編，清華大學出版社。
金融學：利率決定因素及作用，金融體系，商業銀行業務及管理，金融市場，中央銀行及其宏觀調控，金融風險、金融監管與金融創新。
國際金融：開放經濟下的國際收支與匯率，國際結算、國際儲備與國際信貸實務，外匯交易方式，外匯制度改革。利率風險結構與期限結構，債券定價原理，股票投資價值分析，因素模型，投資分析策略和監管。
復試：
1、《貨幣銀行學原理》第五版， 鄭道平、龍瑋娟主編，中國金融出版社，2005.6出版；
2、《國際金融概論（第三版）》，王愛儉主編，中國金融出版社，2011.7出版；
3、《投資學》，張元萍，中國金融出版社,2007年。
『柒』 天津財經大學在職研究生的金融學專業怎麼樣
不錯，很牛的，你能上也算不錯了，一般都很難上的