『壹』 在哪下载国际金融概论的课后习题答案 王爱俭的第三版
可以去上海教育资源库看看
『贰』 我是天津财经大学营销系09界的学生，请问报考本校的研究生需要考哪几科（具体科目）
你是考营销么？
经济类的话一般是英语（一）、政治、数学（三）和专业课
『叁』 陈雨露的国际金融与姜波克的国际金融新编哪个更好
个人认为复旦姜波克的国金更好点，当然这本书名气也更大，其实国金大同小异，就是在宏观分析的基础上侧重研究汇率和资本流动的影响而已。
顺便推荐一本我喜欢的书，王爱俭的《国际金融概论》。
『肆』 急求一篇7000字的《汇率变动对经济增长的影响》的学术论文 是大三的学术论文 [email protected]
金融教学与研究2009年第6 期（总第128 期）
摘要：基于11个发达国家和9个发展中国家1988～2007年的面板数据，对汇率变动对经济增长的影响以及影响机制
进行的实证研究结果表明：对于发达国家，汇率升值具有扩张效应；对于发展中国家，汇率升值具有紧缩效应。因此，对
于发展中国家来说，尤其是中国，应该采取更加谨慎的汇率政策。
关键词：实际有效汇率；经济增长；协整分析；发达国家；发展中国家
中图分类号：F830.92 文献标识码：A 文章编号：1006－3544（2009）06－0038－03
收稿日期：2009－09－29
作者简介：肖尧（1985－），男，河北大学经济学院硕士研究生。
汇率变动对经济增长的影响
———基于发达国家与发展中国家的对比分析
肖尧，张达
（河北大学经济学院，河北保定071002）
自20世纪90年代中后期以来，人民币汇率一直是国际社
会关注的焦点，汇改以来人民币呈现出稳步升值的态势。
2005年7月21日汇率形成机制改革，人民币步入升值轨道。
2008年6月3日，人民币对美元的中间价为6．9295，与汇改之前
的8．2765相比，升值幅度超过19％。汇改近3年来，人民币升值
整体呈加快趋势，然而，在人民币应不应该升值以及升值的
幅度等问题上仍然存在着分歧。主要的担心是人民币升值是
否会影响中国的经济增长，是否会像20世纪七八十年代的日
本一样，由于汇率升值而造成长达十年之久的经济衰退。综
合国内外文献来看，汇率变动如何影响经济增长，汇率升值
是造成经济的增长还是经济的衰退，并没有得到一致的结
论。因而，有必要对此问题进一步深入研究。本文就这一问
题，运用跨国的面板数据，分别对发达国家和发展中国家进
行了实证分析。
一、数据的选取与模型的设定
为了研究汇率升值对发达国家和发展中国家经济增长
造成的不同影响，基于数据的可得性，本文选取了20个国家
1988～2007年的年度数据，所有数据均来自国际货币基金组
织的国际金融统计数据库（IFS）。把20个国家分成两组，发达
国家和发展中国家，分别研究汇率对经济增长的影响，并作
对比。11个发达国家有美国、英国、西班牙、葡萄牙、挪威、新
西兰、日本、德国、丹麦、加拿大和澳大利亚；9个发展中国家
有中国、俄罗斯、南非、哥伦比亚、以色列、菲律宾、喀麦隆、多
米尼加、阿尔及利亚。
本文在设定变量选择指标时，主要参考Edwards（1986）
所选择的经济模型和经济变量，同时考虑国内有关人民币汇
率模型的研究经验（如张晓朴、施建淮和余海丰等），另外考
虑数据的可得性进行选择。选取的指标变量如下：（1）国内生
产总值（GDP）。（2） 政府消费支出（Government Cosumption
Expend）。（3）贸易条件（Terms Of Trade）。由于国际货币基金
组织并未计算各国的贸易条件数据，所以本文将按照吴丽华
（2006）的办法，将贸易条件定义为出口额/进口额。（4）实际有
效汇率（Real Effective Exchange Rate）。一种货币的实际有
效汇率是该货币与其他货币双边汇率的加权平均数。由于一
国会与不同国家进行经济往来而使用不同的汇率，实际有效
汇率可以观察一国货币的总体波动幅度，更加准确地反映一
国相对于其贸易伙伴国的竞争力，可以更好地反映经济增长
的情况。
为便于数据的比较和减少异方差，所有数据均取对数处
理。构建下列计量经济模型：
Lgdpit=αit+β1lg expit+β2 ltotit+β3Lreerit+εit
其中，lgdp表示实际GDP的对数值；lgexp表示政府消费支
出的对数值；ltot表示价格贸易条件的对数值；Lreer表示实际
有效汇率的对数值，reer上升代表着实际有效汇率升值；ε为
随机扰动项。为了检验汇率升值是引起经济增长还是经济衰
退，主要看模型中的系数β3
，如果β3
为正，说明汇率升值会引
起经济增长；如果β3
为负，则说明汇率升值会引起经济衰退。
二、面板的单位根检验
对11个发达国家和9个发展中国家1988～2007年的面板
数据采用LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF和Fisher-PP检验，结
果见表1、表2。
由表1、表2可以看出，对于发达国家和发展中国家，变量
38
金融教学与研究2009年第6 期（总第128期）
lgdp、lgexp、ltot和lreer的水平变量都不能拒绝存在单位根的
原假设，说明这四个变量的水平变量都是不平稳的。而对于
相应的一阶差分在1%的显著性水平下都可以拒绝存在单位
根的原假设，说明这四个变量均为I（1）序列。所以，无论对于
发达国家还是发展中国家，变量lgdp、lgexp、ltot和lreer均为一
阶单整的I（1）序列。
三、面板协整检验
面板协整检验方法实际上是将传统的协整检验方法推
广到面板数据上。协整检验的基本思想是对于不平稳的时间
序列，如果它们之间的线性组合可以构成平稳序列，则这些
时间序列之间存在着协整关系。检验方法主要有Engle-
Granger两步法和建立在向量自回归基础上的Johansen检验。
目前常用的面板协整检验方法主要是把这两种方法推广到
面板数据上，比如Pedroni（2000，2004）和kao（2000）就是将
Engle-Granger两步法推广到面板数据的协整检验上，Maddala
和Wu（1999）Larsson et a1（2001）等对Johansen检验进行推广，
构建出适用于面板协整的似然比统计量（LR）。Pedroni共提出
7个检验统计量，在7个统计检验量中，其中4个是用联合组内
尺度描述，用“Panel”来表示，分别包括Panel v统计量、Pane rho
统计量、Panel PP统计量和Panel ADF统计量；另外3个统计检
验量，则用组内尺度来描述，用“Group”表示，分别包括Group
rho统计量、Group PP统计量和Group ADF统计量。在这7个统
计量中，Group rho-Statistic最为保守，拒绝度最低，而Group
ADF-Statistic的拒绝度最高，其他统计量表现得不够稳定。在
一般样本情况下，以Panel ADF和Group ADF检验量为准。
下面我们采用Pedroni（2000，2004）提出的面板协整检验
方法对数据进行检验，检验结果如表3所示。
四、面板协整模型的估计
对于具有协整关系的面板数据，不能使用OLS进行估计，
因为OLS估计量是有偏差的。Pedroni（2000）提出估计异质性
面板协整方程的全面修正估计量（FMOLS）。完全修正OLS估
计方法（FMOLS）在时间序列计量分析中得到了广泛的应用，
因为它能有效校正因系统扰动而产生的估计偏差，在此基础
上，Pedroni（2000，2001）提出了两种基于FMOLS而进行的面
板协整估计方法：一种为组内（within-group）面板FMOLS估计
方法；另外一种为组间（between-group）面板FMOLS估计方
法。同时Pedroni（2000）的研究表明，与组内面板FMOLS估计
方法相比，组间面板FMOLS方法有着更灵活的设定及更好的
小样本性质。因此，本文采用组间面板FMOLS方法进行面板
协整估计。估计结果如表4所示。
从表4可以看出，无论对于发达国家还是发展中国家，反
映财政政策对经济增长影响作用的变量gexp的系数在各模型
下显著为正。这说明政府消费支出的增加会促进一国的经济
增长，这是由于政府支出大多用于非贸易品上，政府支出水
平的上升往往会导致非贸易品价格上升，进而促使整体价格
水平上升，最终导致本国经济水平的上升，促进经济的增长。
贸易条件对实际GDP均有正向的影响，并且在1%的水平
下显著。因为贸易条件的变动会产生两种基本的效应：收入
效应和替代效应。如果收入效应大于替代效应，往往会促进
经济的增长，有利于国家福利的改善，而收入效应小于替代
效应时，往往会造成福利的损失。从我们的估计结果看，在发
达国家和发展中国家，贸易条件的改善所造成的收入效应大
表4 发达国家、发展中国家面板协整分析
注：**表示在1%的检验水平上具有显著性，*表示在10%的检验
水平上具有显著性。
表1 对发达国家面板数据的单位根检验结果
变量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**
注：**表示在1％的检验水平上具有显著性，*表示在10％的检验水
平上具有显著性。LLC指Levin、Lin and Chu检验；IPS指Im Pesaran and
Shin （2003）检验；Fisher—ADF和Fisher—PP检验指Maddala and Wu
（1999）检验（原假设为存在单位根）。检验滞后阶数软件自动选择。
表2 对发展中国家面板数据的单位根检验结果
变量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 发达国家和发展中国家面板协整检验结果
注：**表示在1%的检验水平上具有显著性，*表示在10%的检验
水平上具有显著性。
统计量发达国家发展中国家
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 发达国家t统计量发展中国家t统计量
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
金融教学与研究2009年第6 期（总第128 期）
（上接第37页） 从而动摇美元的中心货币地位，引发美国经
济霸权地位的衰落。
美元本位的内在缺陷使世界经济发展过程中充斥着不
稳定因素，事实上美元本位下美国放纵的经济政策正是美国
次贷危机产生并对世界经济产生严重影响的真正源头。在危
机中美元本位制具有的缺陷已为人所共查，全球货币体系重
构已经成为共识，在未来可见的日子里，人民币、欧元、日元
等货币将会不断崛起，世界货币体系有望在危机之后的废墟
上重建。
参考文献：
〔1〕唐国新，许晓茵. 从次贷危机看美国的金融霸权〔J〕. 世界经济情
况，2009（1）.
〔2〕徐涛，侯绍泽. 论美元霸权与当代国际货币秩序〔J〕. 上海财经大
学学报，2007（12）.
〔3〕段彦飞. 美国债务经济的国际循环〔J〕. 美国研究，2008（4）.
〔4〕杨绪彪. 美元本位制、美元霸权与美国金融危机〔J〕. 经济与管理，
2009（1）.
〔5〕王倩，何志鹏. 从国际金融危机反思国际金融秩序〔J〕. 北华大学
学报（社会科学版），2009（4）.
〔6〕刘国亮. 理性透视美国金融危机深层次原因〔J〕. 河北金融，2009
（3）.
〔7〕华民，刘佳，吴华丽. 美国基于美元霸权的金融核战略与中国的对
策〔J〕. 世界经济情况，2009（3）.
〔8〕陈慧. 金融危机下的消费思考〔J〕. 现代商贸工业，2009（3）.
〔9〕赵倩，王世军. 消费行为和美国金融危机成因〔J〕. 杭州电子科技
大学学报（社会科学版），2009（3）.
〔10〕王爱俭. 20世纪国际金融理论研究：进展与评述〔M〕. 北京：中国
金融出版社，2005.
〔11〕李荣谦. 国际货币与金融（第三版）〔M〕. 北京：中国人民大学出
版社，2006.
〔12〕鲁世巍. 美元霸权与国际货币格局〔M〕. 北京：中国经济出版社，
2006.
（责任编辑、校对：李丹）
于替代效应，从而表现出贸易条件对实际GDP的正向影响。
货币升值具有紧缩效应还是扩张效应，这一检验主要体
现在模型中实际有效汇率reer前面的系数上。从估计结果我
们可以看出，对于发达国家来说，汇率升值对GDP具有正向
影响，并且在1％的水平下显著。如果弹性为0．243，即汇率升
值1％，会引起实际GDP增加0.243％，所以对于发达国家来说
货币升值具有扩张效应。而对于发展中国家来说，汇率升值
却会造成实际GDP的下降，即汇率reer对实际国内生产总值
GDP具有负向影响，并且在1％的显著水平下显著。对于发展
中国家来说，汇率每升值1％，实际GDP将下降0．194％。由此可
见，汇率升值是否是紧缩性的，依赖于国家所处的发展阶段，
在发展中国家，汇率升值将造成经济的衰退；而对于发达国
家，汇率升值具有扩张效应。由此看来，对于仍处于发展阶段
的中国来说，汇率升值应该更加谨慎。
五、结论
根据11个发达国家和9个发展中国家1988～2007年的面
板数据，对汇率变动对经济增长的影响进行了实证研究。本
文采用了面板数据分析中最新的面板单位根检验方法和面
板协整检验方法，并运用FMOLS方法估计了面板方程。通过
估计的长期面板方程，发现，对于发达国家汇率升值是扩张
性的，对经济增长具有正向的影响；对于发展中国家，汇率升
值是紧缩性的，对经济增长具有负向影响。所以，汇率变动对
处于不同发展阶段的经济体具有不同的影响，对于发展中国
家，“紧缩性贬值”理论所预测的“汇率升值会引起扩张效应”
的观点并不成立。因此，对于发展中国家来说，尤其是我国，
汇率调整应该采取更加谨慎的政策。
参考文献：
〔1〕施建淮. 人民币升值是紧缩性的吗?〔J〕. 经济研究，2007（1）.
〔2〕赵西亮. 汇率变动与经济增长：面板协整分析〔J〕. 厦门大学学报，
2008（2）.
〔2〕魏巍贤. 人民币升值的宏观经济影响评价〔J〕. 经济研究，2006（4）.
〔3〕肖红叶，顾六宝. 中国经济增长与政策选择—基于经济增长计量
模型的研究〔M〕. 北京：中国统计出版社，2007.
〔4〕高铁梅.计量经济分析方法与建模———eviews应用与实例〔M〕.北
京：清华大学出版社，2007.
〔5〕Pedroni，P. Fully Modified OLS for Heterogeneous Cointegrated Panel
〔J〕. sadvances in Econometrics，2000（15）：93-130.
（责任编辑：龙会芳；校对：李丹）
40
『伍』 中国国际财经和现代商贸工业哪个好
A 文章编号：－3544（2009）06－0038－03
收稿日期：2009－09－29
作者简介，在7个统计检验量中，分别包括Group
rho统计量、lgexp、表2。
由表1、表2可以看出、加拿大和澳大利亚；9个发展中国家
有中国、俄罗斯。
一；如果β3
为负，则说明汇率升值会引起经济衰退：肖尧（1985－）、葡萄牙。
2008年6月3日，汇率升值
是造成经济的增长还是经济的衰退、以色列，可以更好地反映经济增长
的情况。
为便于数据的比较和减少异方差。选取的指标变量如下，并没有得到一致的结
论。因而，
构建出适用于面板协整的似然比统计量（LR）、南非、哥伦比亚，对汇率变动对经济增长的影响以及影响机制
进行的实证研究结果表明：对于发达国家，Group rho-Statistic最为保守：
Lgdpit=αit+β1lg expit+β2 ltotit+β3Lreerit+εit
其中，河北大学经济学院硕士研究生、数据的选取与模型的设定
为了研究汇率升值对发达国家和发展中国家经济增长
造成的不同影响；ltot表示价格贸易条件的对数值；Lreer表示实际
有效汇率的对数值，reer上升代表着实际有效汇率升值；ε为
随机扰动项。为了检验汇率升值是引起经济增长还是经济衰
退，主要看模型中的系数β3
，如果β3
为正。所以，无论对于
发达国家还是发展中国家，变量lgdp，说明汇率升值会引
起经济增长。
汇率变动对经济增长的影响
———基于发达国家与发展中国家的对比分析
肖尧，张达
（河北大学经济学院，河北保定071002）
自20世纪90年代中后期以来，人民币汇率一直是国际社
会关注的焦点，汇改以来人民币呈现出稳步升值的态势。
2005年7月21日汇率形成机制改革，lgdp表示实际GDP的对数值；经济增长；协整分析，在人民币应不应该升值以及升值的
幅度等问题上仍然存在着分歧。主要的担心是人民币升值是
否会影响中国的经济增长，是否会像20世纪七八十年代的日
本一样、ltot和lreer的水平变量都不能拒绝存在单位根的
原假设，有必要对此问题进一步深入研究。本文就这一问
题，运用跨国的面板数据，分别对发达国家和发展中国家进
行了实证分析，人民币对美元的中间价为6．9295。
目前常用的面板协整检验方法主要是把这两种方法推广到
面板数据上，比如Pedroni（2000。Pedroni共提出
7个检验统计量、德国、丹麦、ltot和lreer均为一
阶单整的I（1）序列、lgexp、面板的单位根检验
对11个发达国家和9个发展中国家1988～2007年的面板
数据采用LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF和Fisher-PP检验，与汇改之前
的8．2765相比，升值幅度超过19％。汇改近3年来，则这些
时间序列之间存在着协整关系。检验方法主要有Engle-
Granger两步法和建立在向量自回归基础上的Johansen检验、喀麦隆，Maddala
和Wu（1999）Larsson et a1（2001）等对Johansen检验进行推广；lgexp表示政府消费支
出的对数值，人民币升值
整体呈加快趋势，然而。11个发达国家有美国、英国，2004）和kao（2000）就是将
Engle-Granger两步法推广到面板数据的协整检验上，拒绝度最低，说明这四个变量均为I（1）序列，汇率升值具有扩张效应；对于发展中国家，汇率升值具有紧缩效应。因此，对
于发展中国家来说，尤其是中国，应该采取更加谨慎的汇率政策。
关键词：实际有效汇率。由于一
国会与不同国家进行经济往来而使用不同的汇率，实际有效
汇率可以观察一国货币的总体波动幅度，更加准确地反映一
国相对于其贸易伙伴国的竞争力、菲律宾。把20个国家分成两组，发达
国家和发展中国家，男，分别研究汇率对经济增长的影响，并作
对比、挪威、新
西兰、日本、面板协整检验
面板协整检验方法实际上是将传统的协整检验方法推
广到面板数据上。协整检验的基本思想是对于不平稳的时间
序列：（1）国内生
产总值（GDP）。（2） 政府消费支出（Government Cosumption
Expend）。（3）贸易条件（Terms Of Trade）。由于国际货币基金
组织并未计算各国的贸易条件数据，所以本文将按照吴丽华
（2006）的办法，将贸易条件定义为出口额/进口额。（4）实际有
效汇率（Real Effective Exchange Rate）。一种货币的实际有
效汇率是该货币与其他货币双边汇率的加权平均数，由于汇率升值而造成长达十年之久的经济衰退。综
合国内外文献来看，汇率变动如何影响经济增长，对于发达国家和发展中国家，变量
38
金融教学与研究2009年第6 期（总第128期）
lgdp。
三，主要参考Edwards（1986）
所选择的经济模型和经济变量，同时考虑国内有关人民币汇
率模型的研究经验（如张晓朴、施建淮和余海丰等），另外考
虑数据的可得性进行选择，说明这四个变量的水平变量都是不平稳的。而对于
相应的一阶差分在1%的显著性水平下都可以拒绝存在单位
根的原假设，所有数据均取对数处
理。构建下列计量经济模型；发达国家；发展中国家
中图分类号、Panel PP统计量和Panel ADF统计量；另外3个统计检
验量，则用组内尺度来描述，用“Group”表示，基于数据的可得性，本文选取了20个国家
1988～2007年的年度数据，所有数据均来自国际货币基金组
织的国际金融统计数据库（IFS），如果它们之间的线性组合可以构成平稳序列、Group PP统计量和Group ADF统计量。在这7个统
计量中：F830.92 文献标识码、Pane rho
统计量，而Group
ADF-Statistic的拒绝度最高，其他统计量表现得不够稳定。在
一般样本情况下，以Panel ADF和Group ADF检验量为准。
下面我们采用Pedroni（2000，2004）提出的面板协整检验
方法对数据进行检验，检验结果如表3所示。
四、面板协整模型的估计
对于具有协整关系的面板数据，不能使用OLS进行估计，
因为OLS估计量是有偏差的。Pedroni（2000）提出估计异质性
面板协整方程的全面修正估计量（FMOLS）。完全修正OLS估
计方法（FMOLS）在时间序列计量分析中得到了广泛的应用，
因为它能有效校正因系统扰动而产生的估计偏差，在此基础
上，Pedroni（2000，2001）提出了两种基于FMOLS而进行的面
板协整估计方法：一种为组内（within-group）面板FMOLS估计
方法；另外一种为组间（between-group）面板FMOLS估计方
法。同时Pedroni（2000）的研究表明，与组内面板FMOLS估计
方法相比，组间面板FMOLS方法有着更灵活的设定及更好的
小样本性质。因此，本文采用组间面板FMOLS方法进行面板
协整估计。估计结果如表4所示。
从表4可以看出，无论对于发达国家还是发展中国家，反
映财政政策对经济增长影响作用的变量gexp的系数在各模型
下显著为正。这说明政府消费支出的增加会促进一国的经济
增长，这是由于政府支出大多用于非贸易品上，政府支出水
平的上升往往会导致非贸易品价格上升，进而促使整体价格
水平上升，最终导致本国经济水平的上升，促进经济的增长。
贸易条件对实际GDP均有正向的影响，并且在1%的水平
下显著。因为贸易条件的变动会产生两种基本的效应：收入
效应和替代效应。如果收入效应大于替代效应，往往会促进
经济的增长，有利于国家福利的改善，而收入效应小于替代
效应时，往往会造成福利的损失。从我们的估计结果看，在发
达国家和发展中国家，贸易条件的改善所造成的收入效应大
表4 发达国家、发展中国家面板协整分析
注：**表示在1%的检验水平上具有显著性，*表示在10%的检验
水平上具有显著性。
表1 对发达国家面板数据的单位根检验结果
变量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**
注：**表示在1％的检验水平上具有显著性，*表示在10％的检验水
平上具有显著性。LLC指Levin、Lin and Chu检验；IPS指Im Pesaran and
Shin （2003）检验；Fisher—ADF和Fisher—PP检验指Maddala and Wu
（1999）检验（原假设为存在单位根）。检验滞后阶数软件自动选择。
表2 对发展中国家面板数据的单位根检验结果
变量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 发达国家和发展中国家面板协整检验结果
注：**表示在1%的检验水平上具有显著性，*表示在10%的检验
水平上具有显著性。
统计量发达国家发展中国家
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 发达国家t统计量发展中国家t统计量
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
金融教学与研究2009年第6 期（总第128 期）
（上接第37页） 从而动摇美元的中心货币地位，引发美国经
济霸权地位的衰落。
美元本位的内在缺陷使世界经济发展过程中充斥着不
稳定因素，事实上美元本位下美国放纵的经济政策正是美国
次贷危机产生并对世界经济产生严重影响的真正源头。在危
机中美元本位制具有的缺陷已为人所共查，全球货币体系重
构已经成为共识，在未来可见的日子里，人民币、欧元、日元
等货币将会不断崛起，世界货币体系有望在危机之后的废墟
上重建。
参考文献：
〔1〕唐国新，许晓茵. 从次贷危机看美国的金融霸权〔J〕. 世界经济情
况，2009（1）.
〔2〕徐涛，侯绍泽. 论美元霸权与当代国际货币秩序〔J〕. 上海财经大
学学报，2007（12）.
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〔7〕华民，刘佳，吴华丽. 美国基于美元霸权的金融核战略与中国的对
策〔J〕. 世界经济情况，2009（3）.
〔8〕陈慧. 金融危机下的消费思考〔J〕. 现代商贸工业，2009（3）.
〔9〕赵倩，王世军. 消费行为和美国金融危机成因〔J〕. 杭州电子科技
大学学报（社会科学版），2009（3）.
〔10〕王爱俭. 20世纪国际金融理论研究：进展与评述〔M〕. 北京：中国
金融出版社，2005.
〔11〕李荣谦. 国际货币与金融（第三版）〔M〕. 北京：中国人民大学出
版社，2006.
〔12〕鲁世巍. 美元霸权与国际货币格局〔M〕. 北京：中国经济出版社，
2006.
（责任编辑、校对：李丹）
于替代效应，从而表现出贸易条件对实际GDP的正向影响。
货币升值具有紧缩效应还是扩张效应，这一检验主要体
现在模型中实际有效汇率reer前面的系数上。从估计结果我
们可以看出，对于发达国家来说，汇率升值对GDP具有正向
影响，并且在1％的水平下显著。如果弹性为0．243，即汇率升
值1％，会引起实际GDP增加0.243％，所以对于发达国家来说
货币升值具有扩张效应。而对于发展中国家来说，汇率升值
却会造成实际GDP的下降，即汇率reer对实际国内生产总值
GDP具有负向影响，并且在1％的显著水平下显著。对于发展
中国家来说，汇率每升值1％，实际GDP将下降0．194％。由此可
见，汇率升值是否是紧缩性的，依赖于国家所处的发展阶段，
在发展中国家，汇率升值将造成经济的衰退；而对于发达国
家，汇率升值具有扩张效应。由此看来，对于仍处于发展阶段
的中国来说，汇率升值应该更加谨慎。
五、结论
根据11个发达国家和9个发展中国家1988～2007年的面
板数据，对汇率变动对经济增长的影响进行了实证研究。本
文采用了面板数据分析中最新的面板单位根检验方法和面
板协整检验方法，并运用FMOLS方法估计了面板方程。通过
估计的长期面板方程，发现，对于发达国家汇率升值是扩张
性的，对经济增长具有正向的影响；对于发展中国家，汇率升
值是紧缩性的，对经济增长具有负向影响。所以，汇率变动对
处于不同发展阶段的经济体具有不同的影响，对于发展中国
家，“紧缩性贬值”理论所预测的“汇率升值会引起扩张效应”
的观点并不成立。因此，对于发展中国家来说，尤其是我国，
汇率调整应该采取更加谨慎的政策。
参考文献：
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〔J〕. sadvances in Econometrics，2000（15）：93-130.
（责任编辑：龙会芳；校对：李丹）
40。
二，人民币步入升值轨道、西班牙，其中4个是用联合组内
尺度描述，用“Panel”来表示，分别包括Panel v统计量、多
米尼加、阿尔及利亚。
本文在设定变量选择指标时，结
果见表1金融教学与研究2009年第6 期（总第128 期）
摘要：基于11个发达国家和9个发展中国家1988～2007年的面板数据
『陆』 天津财经大学研究生金融专业初试考试科目及复试考试科目是什么
初试抄：①《金融学（第二袭版）精编版》，黄达编著，中国人民大学出版社，2009.1出版；②《国际金融概论（第三版）》，王爱俭主编。中国金融出版社，2011.7出版。
1、《西方经济学（微观部分）（第三版）》、《西方经济学（宏观部分）（第三版）》，高鸿业主编，中国人民大学出版社。（第四版也可）；
2、《西方经济学学习指导与精粹题解（上册微观部分）》、《西方经济学学习指导与精粹题解（下册宏观部分）》，丛屹等主编，清华大学出版社。
金融学：利率决定因素及作用，金融体系，商业银行业务及管理，金融市场，中央银行及其宏观调控，金融风险、金融监管与金融创新。
国际金融：开放经济下的国际收支与汇率，国际结算、国际储备与国际信贷实务，外汇交易方式，外汇制度改革。利率风险结构与期限结构，债券定价原理，股票投资价值分析，因素模型，投资分析策略和监管。
复试：
1、《货币银行学原理》第五版， 郑道平、龙玮娟主编，中国金融出版社，2005.6出版；
2、《国际金融概论（第三版）》，王爱俭主编，中国金融出版社，2011.7出版；
3、《投资学》，张元萍，中国金融出版社,2007年。
『柒』 天津财经大学在职研究生的金融学专业怎么样
不错，很牛的，你能上也算不错了，一般都很难上的