摘要：格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果表明: LnGDPt不是LnEXt的格蘭杰原因的概率均小于0.05，說(shuō)明拒絕原假設(shè)。因此，LnGDPt是LnEXt的格蘭杰原因，即OECD國(guó)家工業(yè)生產(chǎn)值是浙江省出口增長(zhǎng)的格蘭杰原因; LnRVt不是LnEXt的格蘭杰原因的概率大于0.1，說(shuō)明接受原假設(shè)。因此，LnRVt不是LnEXt的格蘭杰原因。在短期內(nèi)，匯率波動(dòng)對(duì)出口存在2個(gè)月的滯后效應(yīng)。另一方面，無(wú)論在長(zhǎng)期還是短期，LnREERt不是LnEXt的格蘭杰原因的概率均大于0.05，說(shuō)明接受原假設(shè)。因此無(wú)論在長(zhǎng)期還是短期，LnREERt不是LnEXt的格蘭杰原因。

　　關(guān)鍵詞：匯率,外貿(mào),經(jīng)濟(jì)發(fā)展

　　我國(guó)是一個(gè)出口導(dǎo)向型國(guó)家，外貿(mào)出口對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著舉足輕重的作用。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)與世界經(jīng)濟(jì)的日益融合，中國(guó)人民銀行在2005年7月21日宣布正式啟動(dòng)以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。浙江省是中國(guó)的貿(mào)易大省，歷年對(duì)外貿(mào)易進(jìn)出口額都穩(wěn)居全國(guó)前列。2005年匯改至今，浙江省進(jìn)出口規(guī)模仍然延續(xù)穩(wěn)步增長(zhǎng)的局面。然而，2009年浙江的出口增幅有所回落，增長(zhǎng)步伐放緩。特別是2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，匯率波動(dòng)異常頻繁。因此，本文試圖研究2005年匯改后人民幣匯率變動(dòng)對(duì)浙江省外貿(mào)出口的影響。

　　1.問(wèn)題的提出

　　隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化的深入發(fā)展，世界各國(guó)和地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系越來(lái)越密切，這使得各國(guó)和地區(qū)之間的貿(mào)易得到了空前的發(fā)展。在此基礎(chǔ)上，對(duì)外貿(mào)易也逐漸成為拉動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。而匯率作為影響對(duì)外貿(mào)易的重要因素之一，已成為許多國(guó)家經(jīng)常用來(lái)調(diào)整國(guó)際貿(mào)易出口的重要措施，深刻地影響著一個(gè)國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)能否均衡、健康、持續(xù)、快速的發(fā)展。

　　在全球化不斷推進(jìn)的今天，匯率在一國(guó)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上扮演著愈來(lái)愈重要的角色。浙江省作為我國(guó)外貿(mào)大省，2013年外貿(mào)出口并沒(méi)有因?yàn)槿嗣駧艆R率的上升而減少，仍舊保持著增長(zhǎng)的趨勢(shì)。本文通過(guò)實(shí)證研究得出結(jié)論：人民幣實(shí)際有效匯率和匯率波動(dòng)不是浙江省出口變動(dòng)的主要原因，貿(mào)易伙伴國(guó)(OECD)國(guó)民收入對(duì)浙江省外貿(mào)出口的影響十分顯著;2005年匯改后的匯率波動(dòng)對(duì)出口有一定的抑制作用，但影響不大。

　　2.人民幣匯率波動(dòng)對(duì)浙江省外貿(mào)出口影響的實(shí)證分析

　　2.1數(shù)據(jù)的選取、變量的說(shuō)明

　　本文所得數(shù)據(jù)選取為2005年7月至2013年12月的月度數(shù)據(jù)。根據(jù)查閱的文獻(xiàn)資料并結(jié)合相關(guān)結(jié)論，選擇了人民幣對(duì)美元匯率、貿(mào)易伙伴國(guó)國(guó)民收入、浙江省出口額。數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)、浙江省統(tǒng)計(jì)局、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、IMF網(wǎng)站、中國(guó)人民銀行、中國(guó)國(guó)家外匯管理局、浙江省商務(wù)廳網(wǎng)站。

　　浙江省名義出口額數(shù)據(jù)來(lái)源于浙江省統(tǒng)計(jì)局，以美元表示。為了更好地反映浙江省的實(shí)際出口額，將以美元表示的浙江省的月度出口額用2005年7月至2013年12月的月平均匯率折算成以人民幣計(jì)價(jià)的月度出口額，用Ex表示。

　　國(guó)外收入，即貿(mào)易伙伴國(guó)的國(guó)民收入原則上應(yīng)采用貿(mào)易伙伴國(guó)的GDP，但由于GDP季度數(shù)據(jù)無(wú)法獲得，且我國(guó)出口商品主要銷往工業(yè)發(fā)達(dá)國(guó)。因此，參考現(xiàn)有一些文獻(xiàn)的做法，采用OECD國(guó)家的月度工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)來(lái)替代，用GDP表示。

　　國(guó)際貨幣基金組織(IMF)、國(guó)際清算銀行(BIS)等國(guó)際經(jīng)濟(jì)組織都定期公布實(shí)際有效匯率指數(shù)。其中，國(guó)際清算銀行(BIS)的廣義有效匯率指數(shù)選取58個(gè)經(jīng)濟(jì)體作為樣本，定期測(cè)定并公布我國(guó)自1994年1月至今的幾何加權(quán)平均的月度實(shí)際有效匯率，本文選取BIS公布的2005年7月至2013年12月的月度人民幣實(shí)際有效匯率，用REER表示。

　　為了消除異方差，對(duì)上述序列進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，得到相應(yīng)的時(shí)間序列：LnEXt、LnGDPt和 LnREERt。

　　2.2匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的衡量

　　本文用GARCH模型來(lái)測(cè)定匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。首先用描述性統(tǒng)計(jì)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率進(jìn)行分析，通過(guò)分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)偏度是0.341213，說(shuō)明人民幣實(shí)際有效匯率的波動(dòng)是比較劇烈的。而峰值的結(jié)果為2.756170，低于了正態(tài)分布的峰值數(shù)3，由此可以說(shuō)明匯率序列不呈正態(tài)分布。

　　使用ARCH-LM方法對(duì)實(shí)際有效匯率的對(duì)數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)回歸方程

　　

 

　　的q值為10，檢驗(yàn)的結(jié)果仍然是顯著的。因此模型存在高階的ARCH(q)效應(yīng)，建立人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的GARCH模型，利用Eviews8.0進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如式(1)、式(2)所示：

　　

 

　　(1)

　　(0.0154) (0.0000)

　　

 

　

 

　　(2)

　　(0.0321) (0.0000) (0.0000)

　　在估計(jì)出的GARCH模型的基礎(chǔ)上，對(duì)匯率風(fēng)險(xiǎn)的匯率波動(dòng)序列進(jìn)行計(jì)算得到條件方差

　　

 

　　，條件方差的對(duì)數(shù)序列可以對(duì)方差序列取對(duì)數(shù)而得。

　　使用ADFD單位根檢驗(yàn)對(duì)代表?xiàng)l件方差的對(duì)數(shù)序列LnRV進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，該序列在1%的顯著性水平下不平穩(wěn)，對(duì)該序列進(jìn)行一階差分得到其平穩(wěn)序列。

　　2.3變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

　　本文采用AIC準(zhǔn)則進(jìn)行滯后期的選取，在進(jìn)行檢驗(yàn)的時(shí)候采用的是 ADF法。通過(guò)Eviews8.0 對(duì)方程所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF 檢驗(yàn)的結(jié)果顯示：序列LnEXt、LnGDPt和 LnREERt均為非平穩(wěn)系列，經(jīng)過(guò)一階差分，三個(gè)序列均平穩(wěn)。所以，LnEXt、LnGDPt和 LnREERt都具有一階單整性。

　　2.4協(xié)整檢驗(yàn)

　　對(duì)影響人民幣匯率波動(dòng)與浙江省外貿(mào)出口的序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)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，表明模型的擬合效果非常好;F檢驗(yàn)的概率為0.0000，反映變量呈高度線性，回歸方程高度顯著。殘差序列為平穩(wěn)序列，也證實(shí)LnGDPt、LnREERt 和LnRV與LnEXt之間存在協(xié)整關(guān)系，OECD國(guó)家工業(yè)生產(chǎn)值、人民幣實(shí)際有效匯率和匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)與浙江省外貿(mào)出口之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。這種動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系表明這一時(shí)期人民幣匯率波動(dòng)和浙江省出口額之間呈現(xiàn)出一定的協(xié)調(diào)性。

　　通過(guò)對(duì)2005年人民幣匯改以來(lái)的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，利用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)，就人民幣匯率波動(dòng)對(duì)浙江省外貿(mào)出口的影響做了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貿(mào)易伙伴國(guó)國(guó)民收入即OECD國(guó)家的工業(yè)生產(chǎn)值對(duì)浙江省外貿(mào)出口的影響十分顯著。而人民幣實(shí)際有效匯率和匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)浙江省外貿(mào)出口的影響則較小。此外，在長(zhǎng)期內(nèi)匯率波動(dòng)的增強(qiáng)對(duì)出口有一定的抑制作用，但影響不是非常顯著。

　　2.5誤差修正模型

　　協(xié)整關(guān)系只反映變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，為彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足，可通過(guò)短期動(dòng)態(tài)模型反映短期偏離長(zhǎng)期均衡的修正機(jī)制。建立人民幣匯率波動(dòng)與浙江省出口之間的誤差修正模型。如表1所示。

　　表1 ECM估計(jì)及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

　　變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差T統(tǒng)計(jì)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調(diào)整R20.810443

　　F統(tǒng)計(jì)量53.23401DW值-2.028989

　　AIC值-0.500991SC值-0.397422

　　P值0.000000

　　從表1的結(jié)果可得式(4)：

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

　　從式4的因變量系數(shù)來(lái)看，ΔlnGDP數(shù)值大小為0.62，說(shuō)明OECD國(guó)家工業(yè)生產(chǎn)值增長(zhǎng)率每增長(zhǎng)1%，會(huì)帶動(dòng)浙江省出口額增長(zhǎng)率增長(zhǎng)0.62%。其次，誤差修正系數(shù)為-0.3173，表明誤差修正項(xiàng)糾正上一期非均衡狀態(tài)的程度為0.3173%，誤差修正系數(shù)通過(guò)檢驗(yàn)，且修正系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明調(diào)整方向?yàn)檎Χ炔淮螅C實(shí)了該系數(shù)對(duì)浙江省出口額的增長(zhǎng)起加強(qiáng)作用。