看当前外贸经济管理的新应用发展模式及意义

　　摘要：格兰杰因果检验的结果表明: LnGDPt不是LnEXt的格兰杰原因的概率均小于0.05，说明拒绝原假设。因此，LnGDPt是LnEXt的格兰杰原因，即OECD国家工业生产值是浙江省出口增长的格兰杰原因; LnRVt不是LnEXt的格兰杰原因的概率大于0.1，说明接受原假设。因此，LnRVt不是LnEXt的格兰杰原因。在短期内，汇率波动对出口存在2个月的滞后效应。另一方面，无论在长期还是短期，LnREERt不是LnEXt的格兰杰原因的概率均大于0.05，说明接受原假设。因此无论在长期还是短期，LnREERt不是LnEXt的格兰杰原因。

　　关键词：汇率,外贸,经济发展

　　我国是一个出口导向型国家，外贸出口对我国经济发展起着举足轻重的作用。随着我国经济与世界经济的日益融合，中国人民银行在2005年7月21日宣布正式启动以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。浙江省是中国的贸易大省，历年对外贸易进出口额都稳居全国前列。2005年汇改至今，浙江省进出口规模仍然延续稳步增长的局面。然而，2009年浙江的出口增幅有所回落，增长步伐放缓。特别是2008年全球金融危机爆发以来，汇率波动异常频繁。因此，本文试图研究2005年汇改后人民币汇率变动对浙江省外贸出口的影响。

　　1.问题的提出

　　随着全球经济一体化的深入发展，世界各国和地区之间的经济联系越来越密切，这使得各国和地区之间的贸易得到了空前的发展。在此基础上，对外贸易也逐渐成为拉动一国经济发展的重要力量。而汇率作为影响对外贸易的重要因素之一，已成为许多国家经常用来调整国际贸易出口的重要措施，深刻地影响着一个国家和地区经济能否均衡、健康、持续、快速的发展。

　　在全球化不断推进的今天，汇率在一国的国际竞争市场上扮演着愈来愈重要的角色。浙江省作为我国外贸大省，2013年外贸出口并没有因为人民币汇率的上升而减少，仍旧保持着增长的趋势。本文通过实证研究得出结论：人民币实际有效汇率和汇率波动不是浙江省出口变动的主要原因，贸易伙伴国(OECD)国民收入对浙江省外贸出口的影响十分显著;2005年汇改后的汇率波动对出口有一定的抑制作用，但影响不大。

　　2.人民币汇率波动对浙江省外贸出口影响的实证分析

　　2.1数据的选取、变量的说明

　　本文所得数据选取为2005年7月至2013年12月的月度数据。根据查阅的文献资料并结合相关结论，选择了人民币对美元汇率、贸易伙伴国国民收入、浙江省出口额。数据来源于中经网数据库、浙江省统计局、国家统计局、IMF网站、中国人民银行、中国国家外汇管理局、浙江省商务厅网站。

　　浙江省名义出口额数据来源于浙江省统计局，以美元表示。为了更好地反映浙江省的实际出口额，将以美元表示的浙江省的月度出口额用2005年7月至2013年12月的月平均汇率折算成以人民币计价的月度出口额，用Ex表示。

　　国外收入，即贸易伙伴国的国民收入原则上应采用贸易伙伴国的GDP，但由于GDP季度数据无法获得，且我国出口商品主要销往工业发达国。因此，参考现有一些文献的做法，采用OECD国家的月度工业生产指数来替代，用GDP表示。

　　国际货币基金组织(IMF)、国际清算银行(BIS)等国际经济组织都定期公布实际有效汇率指数。其中，国际清算银行(BIS)的广义有效汇率指数选取58个经济体作为样本，定期测定并公布我国自1994年1月至今的几何加权平均的月度实际有效汇率，本文选取BIS公布的2005年7月至2013年12月的月度人民币实际有效汇率，用REER表示。

　　为了消除异方差，对上述序列进行对数处理，得到相应的时间序列：LnEXt、LnGDPt和 LnREERt。

　　2.2汇率波动风险的衡量

　　本文用GARCH模型来测定汇率波动风险。首先用描述性统计对人民币实际有效汇率进行分析，通过分析结果可以发现偏度是0.341213，说明人民币实际有效汇率的波动是比较剧烈的。而峰值的结果为2.756170，低于了正态分布的峰值数3，由此可以说明汇率序列不呈正态分布。

　　使用ARCH-LM方法对实际有效汇率的对数进行检验时发现回归方程

　　

 

　　的q值为10，检验的结果仍然是显著的。因此模型存在高阶的ARCH(q)效应，建立人民币实际有效汇率波动风险的GARCH模型，利用Eviews8.0进行估计，结果如式(1)、式(2)所示：

　　

 

　　(1)

　　(0.0154) (0.0000)

　　

 

　

 

　　(2)

　　(0.0321) (0.0000) (0.0000)

　　在估计出的GARCH模型的基础上，对汇率风险的汇率波动序列进行计算得到条件方差

　　

 

　　，条件方差的对数序列可以对方差序列取对数而得。

　　使用ADFD单位根检验对代表条件方差的对数序列LnRV进行检验发现，该序列在1%的显著性水平下不平稳，对该序列进行一阶差分得到其平稳序列。

　　2.3变量平稳性检验

　　本文采用AIC准则进行滞后期的选取，在进行检验的时候采用的是 ADF法。通过Eviews8.0 对方程所有变量进行单位根检验，ADF 检验的结果显示：序列LnEXt、LnGDPt和 LnREERt均为非平稳系列，经过一阶差分，三个序列均平稳。所以，LnEXt、LnGDPt和 LnREERt都具有一阶单整性。

　　2.4协整检验

　　对影响人民币汇率波动与浙江省外贸出口的序列进行协整检验，结果如式(3)所示：

　　

 

　　(3)

　　(-6.1146) (5.8670) (1.1727)(1.6875)

　　R2=0.8913 , =0.8831 DW=1.3677

　　R2，接近1，表明模型的拟合效果非常好;F检验的概率为0.0000，反映变量呈高度线性，回归方程高度显著。残差序列为平稳序列，也证实LnGDPt、LnREERt 和LnRV与LnEXt之间存在协整关系，OECD国家工业生产值、人民币实际有效汇率和汇率波动风险与浙江省外贸出口之间存在长期动态均衡关系。这种动态均衡关系表明这一时期人民币汇率波动和浙江省出口额之间呈现出一定的协调性。

　　通过对2005年人民币汇改以来的月度数据进行实证分析，利用协整检验、误差修正模型、格兰杰因果检验，就人民币汇率波动对浙江省外贸出口的影响做了实证分析，结果发现贸易伙伴国国民收入即OECD国家的工业生产值对浙江省外贸出口的影响十分显著。而人民币实际有效汇率和汇率波动风险对浙江省外贸出口的影响则较小。此外，在长期内汇率波动的增强对出口有一定的抑制作用，但影响不是非常显著。

　　2.5误差修正模型

　　协整关系只反映变量之间的长期均衡关系，为弥补长期静态模型的不足，可通过短期动态模型反映短期偏离长期均衡的修正机制。建立人民币汇率波动与浙江省出口之间的误差修正模型。如表1所示。

　　表1 ECM估计及相关检验结果

　　变量系数标准差T统计量P值

　　C-52.91058.767335-6.0349530.0000

　　ΔlnGDP0.61911.0665655.8047220.0000

　　ΔlnREER0.20310.2345761.0341420.0154

　　ΔlnRV0.21120.2564911.5642910.0531

　　E(-1)-0.31730.0967363.2800230.0014

　　R20.822130调整R20.810443

　　F统计量53.23401DW值-2.028989

　　AIC值-0.500991SC值-0.397422

　　P值0.000000

　　从表1的结果可得式(4)：

　　ΔLnEXt=0.6191ΔLnGDPt+0.2031ΔLnREERt+0.2112ΔLnRV-52.9105- 0.3173Ecmt-1 (4)

　　从式4的因变量系数来看，ΔlnGDP数值大小为0.62，说明OECD国家工业生产值增长率每增长1%，会带动浙江省出口额增长率增长0.62%。其次，误差修正系数为-0.3173，表明误差修正项纠正上一期非均衡状态的程度为0.3173%，误差修正系数通过检验，且修正系数为负，说明调整方向为正但力度不大，证实了该系数对浙江省出口额的增长起加强作用。

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文章名称： 看当前外贸经济管理的新应用发展模式及意义

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