李慧娜

摘 要:在全球化不斷推進(jìn)的今天，匯率在一國的國際競爭市場上扮演著愈來愈重要的角色。文章選取了對外依存度較高的浙江省作為研究對象，具體分析人民幣實際有效匯率及其波動對出口貿(mào)易的影響。

關(guān)鍵詞：浙江省 人民幣匯率變動 出口影響 實證分析

中圖分類號:F207 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A

文章編號:1004-4914（2012）03-226-04

根據(jù)2011年8月國際清算銀行(BIS)公布，人民幣名義和實際有效匯率升幅較年初分別達(dá)7.65%和7.01%，基于當(dāng)前的國際國內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢，人民幣仍有進(jìn)一步升值的壓力和趨勢。在全球化不斷推進(jìn)的今天，匯率在一國的國際競爭市場上扮演著愈來愈重要的角色。在此，本文選取了對外依存度較高的浙江省作為研究對象，具體分析人民幣實際有效匯率及其波動對出口貿(mào)易的影響。

一、模型設(shè)定

考慮到浙江省進(jìn)出口商品并不能和國內(nèi)外商品完全替代，在本文的分析中，將基于不完全替代理論（The Imperfect Substitution Theory ,Goldstein And Khan 1985）來建立浙江省的出口模型進(jìn)行分析。該模型是一個典型的“兩國”模型，采用微觀經(jīng)濟(jì)理論中的供求分析方法，在模型的出口需求方程等于出口供給方程的情況下，推導(dǎo)得到簡化形式的出口均衡方程。根據(jù)微觀經(jīng)濟(jì)理論，一般假定出口需求取決于出口商品的相對價格和國外消費者的真實收入水平，因此得到出口需求方程為：

X=X（Y，P，Pf）（1）

其中X表示出口需求，Y表示國外實際收入，P表示本國出口商品的價格，Pf表示貿(mào)易伙伴國或地區(qū)出口商品的價格。

若以RV表示本國出口商品對貿(mào)易伙伴國的出口產(chǎn)品的相對價格，則方程（1）可表示為：

X=X（Y，RP）（2）

以r表示人民幣對美元的匯率，Px表示國外出口商品以外幣表示的價格，R表示實際匯率，則

因此方程（1）等價于

X=X（Y，R）（4）

此外，根據(jù)相關(guān)理論可知，匯率波動通過兩個途徑對出口貿(mào)易產(chǎn)生影響：第一，匯率水平的升降通過價格機(jī)制的作用促進(jìn)或阻礙出口；第二，匯率波動帶來的匯率風(fēng)險通過影響出口廠商的生產(chǎn)決策來影響出口。鑒于此，在出口需求方程（4）的基礎(chǔ)上，本文將匯率波動風(fēng)險這一變量引入到模型中。即：

X=X（Y，R，RV）（5）

其中RV表示匯率波動風(fēng)險。

此外，考慮到2005年7月21日中國實行人民幣匯率管理制度改革對匯率波動時間序列結(jié)構(gòu)的影響，在模型中引入虛擬變量Dt，滿足：

為了在研究分析中反映人民幣匯率機(jī)制改革對匯率波動性的影響效果，將虛擬變量Dt和匯率波動風(fēng)險RV的交互項形式作為模型的解釋變量，表示為：

RVD=RV×Dt（7）

因此，模型最終可以表示為:

X=X（Y，R，RV，RVD）（8）

對上述變量分別取對數(shù)，則有：

LNX=α0+α1LNY+α2LNR+α3LNRV+α4LNRVD（9）

方程（9）即為本文對出口需求設(shè)定的模型。在下文的分析中，我們分別用ex、y、reer、v、vd代表LNX，LNY，LNR，LNRV，LNRVD進(jìn)行分析。

方程（9）反映了商品出口對各經(jīng)濟(jì)變量之間的長期關(guān)系。根據(jù)彈性定義，可知α1為出口額的收入彈性，一般認(rèn)為α1>0，即隨著國外消費者實際收入水平的提高，出口將相應(yīng)增加，但是如果貿(mào)易伙伴國收入增加是由其進(jìn)口替代品的增加而引起的，則α1<0（Kara,2001）；α2為出口額的匯率彈性，在本文的分析中，采用間接標(biāo)價法的人民幣實際有效匯率，因此當(dāng)α2>0時表示本幣升值會提高出口額，當(dāng)α2<0時表示本幣貶值會提高出口額，一般認(rèn)為匯率貶值對出口是有利的；α3為出口額的匯率波動風(fēng)險彈性，當(dāng)α3>0時表示匯率波動風(fēng)險增強(qiáng)會提高出口額，當(dāng)α3<0時表示匯率波動風(fēng)險增強(qiáng)會減少出口額，根據(jù)已有的研究文獻(xiàn)，匯率波動風(fēng)險和出口額之間的關(guān)系沒有形成一致的結(jié)論；α4表示匯改前后匯率風(fēng)險波動對出口額的影響，有待在模型中證實。

本節(jié)實證分析部分選取2000年1月至2010年6月的月頻數(shù)據(jù)作為樣本。數(shù)據(jù)來源于浙江省統(tǒng)計局，浙江省對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)合作廳，IMF數(shù)據(jù)庫，CEIC全球經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。

1.數(shù)據(jù)來源和說明。

（1）浙江省名義出口額數(shù)據(jù)來源于浙江省統(tǒng)計局，以美元表示。為了更好地反映浙江省的實際出口額，采用IMF編制的美元實際有效匯率進(jìn)行折算。通過檢驗發(fā)現(xiàn)，該序列存在季節(jié)性，因此采用Census X12方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整（若模型中其他經(jīng)濟(jì)變量存在季節(jié)性，同樣先經(jīng)過Census12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，再取對數(shù)）。

（2）對于外國收入一般較難測量，理論上應(yīng)該采用外國實際GDP數(shù)據(jù)，但是由于GDP的月度數(shù)據(jù)無法獲得，因此參考現(xiàn)有一些文獻(xiàn)的做法，采用月度工業(yè)產(chǎn)值指數(shù)（Industrial Production Index）來替代，數(shù)據(jù)來源于CEIC全球經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，以2005年為基期。具體的做法為：將浙江省對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)合作廳提供的浙江省主要貿(mào)易伙伴國或地區(qū)在浙江省出口貿(mào)易中所占的比重作為權(quán)重，對各自的工業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行加總獲得，即：

其中Wi為貿(mào)易伙伴國i在浙江省的出口比重，IPIi為貿(mào)易伙伴國i的工業(yè)產(chǎn)值指數(shù)。

本文選擇了8個浙江省的主要出口市場，分別為：歐盟、美國、日本、中國香港、印度、阿聯(lián)酋、韓國和俄羅斯。這8個主要貿(mào)易市場占浙江省每年出口總額的65%以上，因此用該數(shù)據(jù)來表示國外收入有較好的代表性。此外，工業(yè)產(chǎn)值指數(shù)計算的是實際值，在本文中不需再進(jìn)行物價的調(diào)整。

（3）人民幣匯率采用的是人民幣實際有效匯率，數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織（IMF），以2005年為基期。由于匯率風(fēng)險沒有直接的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)可以表示，我們利用GARCH(m,n)模型（伍海華通過實證研究表明相對于蒙特卡洛模擬法、歷史模擬法、基于t分布的簡單移動平均法來說，基于GRACH（m,n）模型度量的人民幣匯率風(fēng)險模型是最優(yōu)的。）通過計算人民幣匯率的條件方差來代替匯率風(fēng)險這一經(jīng)濟(jì)變量。

2.匯率風(fēng)險衡量。鑒于人民幣匯率波動具有尖峰厚尾和波動聚集效應(yīng)的特征，同時人民幣匯率存在著升值趨勢，GARCH模型能較好地刻畫匯率的不確定行為，包含更多信息量，因此本文采用GARCH模型測定匯率風(fēng)險。

GARCH(m,n)模型的一般形式如下：

均值方程：Yt=α0+α1X1t+……+αk，tXkt+εt（10）

匯率R采用國際貨幣基金組織（IMF）公布的人民幣實際有效匯率指數(shù)（IMF從1980年開始公布人民幣有效匯率指數(shù)，樣本選取了16個國家或地區(qū)，分別為我國香港、日本、美國、德國、我國臺灣、法國、意大利、英國、加拿大、韓國、荷蘭、比利時、新加坡、澳大利亞、瑞士和西班牙等。本文采用的人民幣實際有效匯率以2005年為基期的），首先對經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的人民幣實際有效匯率的對數(shù)序列，即reer進(jìn)行描述統(tǒng)計的分析，可以發(fā)現(xiàn)匯率序列拒絕了服從正態(tài)分布的假設(shè)。

其次建立回歸模型reert=αreert-1+εt，進(jìn)行ARCH-LM檢驗，結(jié)果顯示當(dāng)m為6時，檢驗結(jié)果仍然顯著，因此模型存在高階的ARCH(m)效應(yīng)，故采用GARCH(m,n)模型。

根據(jù)方程（11）和（12）建立的人民幣實際有效匯率波動風(fēng)險的GARCH(m,n)模型，利用Eviews6.0進(jìn)行估計，結(jié)果如下：

reert=4.7319+0.94176reert-3+εt

（161.6037）（46.5174）

σt2=0.000428+0.361433εt-12-0.399587σt-12（13）

（4.2636） （4.5194）（-2.6365）

經(jīng)檢驗，GARCH（1,1）模型中所有的估計系數(shù)在1%的水平上均顯著，模型估計的AIC值為-4.7525，SC值為-4.6381，括號中為z-Statistic的統(tǒng)計量。本文將該模型估計獲得的條件方差（σt2）序列進(jìn)行開方，然后取其對數(shù)，作為匯率波動率（v）進(jìn)入實證部分。

二、模型估計結(jié)果

1.變量平穩(wěn)性檢驗。由于在經(jīng)濟(jì)分析中大多數(shù)時間序列是非平穩(wěn)的，為了避免造成“偽回歸”，首先通過Eviews6.0對方程（9）的所有變量進(jìn)行單位根檢驗，ADF檢驗的結(jié)果如表1所示。

從表1可以看到，在1%的顯著性水平下，除匯率波動風(fēng)險（v）是平穩(wěn)序列外，出口額（ex）、國外收入（y）、人民幣實際有效匯率（reer）、匯率波動交互項（vd）都是非平穩(wěn)序列。對于非平穩(wěn)序列，對其進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2顯示非平穩(wěn)變量序列的的一階差分都是平穩(wěn)序列，即均為一階單整序列I(1)。因此，綜合分析，我們可知：ex、y、reer、vd序列均為I(1)序列，v序列為I(0)序列。由于變量同時包含I(0)和I(1)序列，因此無法運用Granger-Engle因果檢驗和Johansen協(xié)整檢驗方法來判斷變量之間是否存在著長期關(guān)系。在此，采用Pesaran等（2001）提出的自回歸分布滯后（ARDL）協(xié)整方法和邊界檢驗（bounds tests）方法來確定變量間是否存在長期關(guān)系。

2.變量協(xié)整檢驗。本文基于ARDL模型，采用更加穩(wěn)健的邊界協(xié)整方法來檢驗浙江省出口與人民幣實際有效匯率及其他經(jīng)濟(jì)變量的長期關(guān)系，同時利用誤差修正模型（ECM）來分析出口與人民幣匯率的短期動態(tài)關(guān)系。

首先構(gòu)建ARDL-ECM模型，將被解釋變量的滯后項和解釋變量的當(dāng)前項及滯后項都作為被解釋變量進(jìn)入模型進(jìn)行構(gòu)建，得到：

其中β1i、β2i、β3i、β4i、β5i為短期效應(yīng)系數(shù)，γ0、γ1、γ2、γ3、γ4為長期效應(yīng)系數(shù)。

在模型估計中，首先對方程（14）各差分變量進(jìn)行充分的滯后，依據(jù)AIC和SBC統(tǒng)計量的信息準(zhǔn)則（AICp=LLP-sp, SBCP=LLP-(sp/2)lnT，其中P為滯后期，LLP為極大似然估計值，sp為自由度，T為樣本容量。其中AIC統(tǒng)計值和SBC統(tǒng)計值越大表明模型越優(yōu)，見Pesaran et al,Bounds Testing Approaches To The Analysis OfLevel Relationships）并結(jié)合序列相關(guān)LM統(tǒng)計量選擇各差分變量的最佳滯后期。同時考慮到如果滯后期太長，模型容易產(chǎn)生序列相關(guān)的問題，并且根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)研究表明匯率對出口的影響存在著一定的滯后效應(yīng)，因此在本文中選取最大滯后階數(shù)為10階。此外，基于浙江省的現(xiàn)狀和未來發(fā)展前景，其出口額處于并將持續(xù)處于平穩(wěn)上升的趨勢，故在模型估計中加入了趨勢項。

利用Microfit4.1軟件，根據(jù)一階差分變量的不同滯后期對方程（14）進(jìn)行估計后得到的AIC統(tǒng)計量、SBC統(tǒng)計量、1階和4階序列相關(guān)LM檢驗統(tǒng)計量的結(jié)果如表3所示。

根據(jù)估計結(jié)果，依據(jù)AIC和SBC信息準(zhǔn)則和LM序列相關(guān)統(tǒng)計量的值，發(fā)現(xiàn)有趨勢項的模型估計總體上比無趨勢項的模型估計效果好。因此在本文后面部分，我們將重點討論有趨勢項的模型。根據(jù)AIC值，最優(yōu)的選擇應(yīng)為P=4，而根據(jù)SBC值，最優(yōu)的P應(yīng)為1，結(jié)合LM序列相關(guān)統(tǒng)計量，以及遵循謹(jǐn)慎性原則，選取滯后期數(shù)P=2,3,4,5進(jìn)行下一步的篩選。

將所選滯后期數(shù)的ADRL模型估計得到的F統(tǒng)計量（F統(tǒng)計量用于檢驗原假設(shè)：即所有水平變量的系數(shù)為零，即水平變量之間不存在長期關(guān)系。在原假設(shè)H0：γ0=γ1=γ2=γ3=γ4=0成立時，F(xiàn)統(tǒng)計量服從非標(biāo)準(zhǔn)分布。）分別與Pesaran等（2001）學(xué)者計算的臨界值表CI（iii）（不包含趨勢項）和表CI（v）（包含趨勢項）進(jìn)行比較，結(jié)果如表4所示。

根據(jù)表4結(jié)果顯示，在無趨勢項下，浙江省出口額和各經(jīng)濟(jì)變量之間不存在長期關(guān)系。含趨勢項時，當(dāng)滯后期為2階、3階和4階時存在長期關(guān)系。結(jié)合表4發(fā)現(xiàn)，滯后期為4階的AIC值最大，并且不存在序列相關(guān)性。因此，在接下來的模型處理過程中，依據(jù)AIC值對ARDL模型中各個水平變量的滯后階數(shù)進(jìn)行選擇（需要進(jìn)行估計的方程總共有55個，其中底數(shù)表示滯后階數(shù)，指數(shù)表示滯后變量個數(shù)。）通過Microfit4.1軟件的運行，結(jié)果顯示，該模型的最優(yōu)估計為ARDL（4，0，3，1，0）。從總體上來看，人民幣實際匯率水平對浙江省出口的影響時滯大約為3個月；在人民幣匯率制度改革之前，匯率波動對出口的影響時滯大約為1個月，匯改后其作用時效增強(qiáng)，時滯降為0，即出口能較快地對匯率波動作出反應(yīng)；其次貿(mào)易伙伴國或地區(qū)的收入對浙江省出口的作用時滯為0。

3.模型的估計結(jié)果和分析。方程（15）、（16）分別代表浙江省出口與各經(jīng)濟(jì)變量之間的長期關(guān)系模型和誤差修正模型。根據(jù)ARDL（4，0，3，1，0）模型利用Microfit4.1軟件可以得到上述兩模型的估計結(jié)果。

ext=c+α0t+α1yt+α2reert+α3vt+α4vd+ECMt（15）

ex=9.2896+0.0158T+1.1956y-0.3355reer+0.926V-0.0147vd（17）

(4.1982) (7.87) (3.7896) (-5.9427) (2.078) (-1.3688)

方程（17）顯示，從長期來看，國外收入即貿(mào)易伙伴國的工業(yè)增加值的系數(shù)估計為正，并且非常顯著，說明貿(mào)易伙伴國工業(yè)增加值的增長有利于浙江省的出口。貿(mào)易伙伴國工業(yè)增加值對出口的彈性約為1.20，表明其對浙江省出口影響十分明顯。人民幣實際有效匯率系數(shù)的估計值為負(fù)數(shù)，表明人民幣匯率升值不利于浙江省的出口，其彈性系數(shù)為-1.34。匯率波動系數(shù)估計值為正數(shù)，表明匯率波動率的增加有利于浙江省出口，但該系數(shù)值較小，說明其對出口的影響不大。匯改后匯率波動系數(shù)為負(fù)，表明匯改后匯率波動率的增加不利于出口，但該系數(shù)值較小，說明該變量的影響效果較小。從另一方面可以發(fā)現(xiàn)，匯率形成機(jī)制改革對浙江省出口的影響，較少來自于匯率波動率的增加，更多的是源于匯率波動幅度放開后人民幣面臨升值的壓力所帶來的對出口的阻力。

表5顯示了浙江省出口和國外收入、匯率及匯率波動的動態(tài)關(guān)系。誤差修正模型通過了殘差項1階和4階序列相關(guān)檢驗，并且調(diào)整的R2為0.71，說明總體上模型擬合效果較好，解釋力度較強(qiáng)。依據(jù)各統(tǒng)計量可知，實際匯率水平對出口存在滯后3個月的正的短期影響，匯率波動對出口的短期影響并不顯著。此外，模型的誤差修正系數(shù)為負(fù)數(shù)，在1%的水平下顯著，短期調(diào)整系數(shù)符合常理。ECM的系數(shù)為-0.76，表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)受到外部沖擊之后，該模型將以較快的速度向均衡收斂。

此外，通過遞歸殘差累計和與遞歸殘差平方累計和這兩個統(tǒng)計量對估計方程結(jié)構(gòu)的參數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗。遞歸殘差累計和的檢驗結(jié)果表明模型略不穩(wěn)定，而遞歸殘差平方累計和的檢驗則表明模型較為穩(wěn)定，總體來看，所建立的模型基本上是穩(wěn)定的，因此結(jié)果較為可靠。

綜上，從長期來看，匯率水平升值對出口的負(fù)向沖擊較為明顯，匯改后匯率波動的增強(qiáng)則對出口有抑制作用，但影響不是很顯著。其次，出口的短期動態(tài)調(diào)整較為明顯，匯率水平對其的改善作用存在著滯后2個月的效應(yīng)。匯率波動不管在匯改前還是匯改后對出口的改善效果都不是十分顯著。

三、政策建議

1.加強(qiáng)品牌建設(shè)。浙江省的出口產(chǎn)品在很長的時間內(nèi)都是依靠低價策略在國際市場上獲得一席之地的，因此，對于這些產(chǎn)品的廠商來說，應(yīng)盡快提高產(chǎn)品的檔次，走差異化的競爭道路，不斷提升產(chǎn)品的品牌內(nèi)涵和設(shè)計能力，創(chuàng)建出產(chǎn)品的品牌優(yōu)勢，走較為高端的名牌之路。只有這樣，才能建立并鞏固國外的消費者對浙江省品牌產(chǎn)品的忠誠度，從而提高出口產(chǎn)品議價能力，進(jìn)而可以更好地應(yīng)對人民幣升值所帶來的負(fù)面影響。對于此，浙江省政府可以積極爭取國家的政策和資金支持，通過建立發(fā)展基金，用于鼓勵品牌建設(shè)和企業(yè)的技術(shù)改造升級，從而更好地調(diào)動企業(yè)的積極性，促進(jìn)浙江省出口貿(mào)易的良性發(fā)展。

2.浙江省企業(yè)實行“走出去”戰(zhàn)略。在全球化不斷深化的背景下，出口企業(yè)可以適度地加大“走出去”步伐，充分對資源進(jìn)行整合，恰當(dāng)?shù)剡\用財務(wù)杠桿，通過收購兼并等方式，建立全球化生產(chǎn)貿(mào)易體系，一方面可以提高對匯率變動風(fēng)險的抵抗能力，減少個別國際市場波動帶來的影響；另一方面，對于紡織服裝、農(nóng)產(chǎn)品等產(chǎn)品的出口，貿(mào)易伙伴國存在著配額限制，通過將這些企業(yè)設(shè)立在一些成本較低或者說沒有設(shè)限的國家或地區(qū)，可以避免這些限制，最大程度地提高企業(yè)的效益。針對企業(yè)“走出去”戰(zhàn)略，政府也可以相應(yīng)地制定優(yōu)惠的政策鼓勵企業(yè)積極到海外投資建廠，給予企業(yè)動力和支持。

3.充分利用貨幣、資本市場進(jìn)行風(fēng)險規(guī)避。隨著我國資本市場和貨幣市場的不斷發(fā)展成熟，企業(yè)擁有越來越多的金融工具來降低其在國際市場上面臨的風(fēng)險。對此，一方面，出口企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身的實際情況慎重地選擇合適的產(chǎn)品；另一方面，銀行、保險等金融機(jī)構(gòu)可以提供相關(guān)的咨詢服務(wù)，以輔助企業(yè)作出正確的選擇；最后，政府部門應(yīng)該開展人民幣匯率的相關(guān)研究并及時公布相關(guān)信息，助于企業(yè)掌握最新最全最準(zhǔn)的信息，從而作出正確的決策。

4.加快企業(yè)出口市場的多元化。在本文的分析過程中，我們發(fā)現(xiàn)各類產(chǎn)品出口市場較為集中，其中美國、歐盟、日本、我國香港、韓國、印度、阿聯(lián)酋、俄羅斯等8個貿(mào)易伙伴國或地區(qū)占到了浙江省年出口額的60%～80%。所以，一旦這些國家發(fā)生經(jīng)濟(jì)危機(jī)或者匯率出現(xiàn)大的波動，浙江省的出口就會受到非常嚴(yán)重的影響。因此，浙江省要在鞏固這些市場的基礎(chǔ)上，不斷開拓發(fā)掘新的市場，與潛在的市場國家建立良好的合作關(guān)系，實現(xiàn)貿(mào)易市場的多元化。

參考文獻(xiàn)：

1.巴曙松，王群.人民幣實際有效匯率對我國經(jīng)濟(jì)影響的實證研究[J].財經(jīng)問題研究，2009（6）

2.戴祖祥.我國貿(mào)易收支的彈性分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，1997（7）

3.杜進(jìn)朝.匯率變動與貿(mào)易發(fā)展[M].上海：上海財經(jīng)大學(xué)出版社，2004

4.封思賢.人民幣實際有效匯率的變動對我國進(jìn)出口的影響[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（4）

5.盧向前，戴國強(qiáng).人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口的影響：1994-2003[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005(5)

6.王宇雯.人民幣實際有效匯率及其波動對我國出口結(jié)構(gòu)的影響——基于ARDL-ECM模型的實證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009（6）

7.張魯青，王微微.中國進(jìn)口需求函數(shù)研究——基于邊界協(xié)整的實證分析[J].國際貿(mào)易問題，2010（8）

8．Boyd D. Real Exchange Rate Effects On the Balance of Trade [J]. International Journal of Finance and Economies,2001(3)

9.Chou W L. Exchange Rate Variability and Chinas Exports [J]. Journal of Comparative Economics,2000(28)

10．M. Hashem Pesaran,Yongcheol Shin,Richard J.Smith. Bounds Testing Approaches To The Analysis Of Level Relationships [J]. Journal of Applied Econometrics, 2001(16)

11.Pedroni, Peter. Panal Cointegration:Asymptotic and Finite Sample Proprities of Pooles Time Series Tests ,with an Application to the PPP Hypothesis[J]. Econometric Theory, 2004(20)

（作者單位：中國人民銀行杭州中心支行 浙江杭州 310000）

（責(zé)編:賈偉）