中央財經(jīng)大學(xué) 劉嬋嬋

2013年廣西進(jìn)出口總額294.74億美元，占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重達(dá)14.2%，為拉動廣西經(jīng)濟(jì)增長做出重要貢獻(xiàn)。自2005年7月中國實施人民幣匯率形成機(jī)制改革以來，人民幣雙邊和多邊匯率總體保持了穩(wěn)中趨升的走勢。2010年6月，人民銀行重啟人民幣匯率形成機(jī)制改革，人民幣匯率彈性增強(qiáng);2012年4月16日，銀行間外匯市場匯率浮動區(qū)間由5‰進(jìn)一步擴(kuò)大至1%;2014年3月17日，銀行間即期外匯市場人民幣兌美元交易價浮動幅度由1%擴(kuò)大至2%，人民幣匯率雙向浮動彈性進(jìn)一步增強(qiáng)。截至2013年12月，人民幣實際有效匯率為118.79，再創(chuàng)歷史新高，全年累計升值7.9%，較2012年提高5.7個百分點。人民幣匯率波動對廣西進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生較大挑戰(zhàn)，從而對廣西經(jīng)濟(jì)的影響越來越重要。本文擬通過實證方法考察人民幣實際有效匯率變動對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)70年代布雷頓森林體系解體后，大多數(shù)國家匯率都出現(xiàn)了大幅波動，匯率波動與國際貿(mào)易的關(guān)系成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點問題。大體上當(dāng)前關(guān)于匯率波動與國際貿(mào)易的關(guān)系有三種觀點。一種觀點認(rèn)為匯率波動阻礙了國際貿(mào)易。由于匯率的波動性導(dǎo)致貿(mào)易中的風(fēng)險增加，風(fēng)險厭惡的廠商會選擇減少進(jìn)出口貿(mào)易量。Ethier(1973)，Cushman(1983，1986)，Kenen和Rodrik(1986)，Thursday和 Thursday(1987)，Peree和Steinherr(1989)，Caporale和 Doroodian(1994)，Arize(1998)，Coric和Pugh(2010)等認(rèn)為匯率波動的加劇對國際貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)的影響。在近期的研究中，Serenis(2013)在對南美國家的研究中發(fā)現(xiàn)匯率波動與出口之間存在負(fù)效應(yīng);Bahmani-Oskooee和Satawatananon(2013)，Jiranyakul(2013)通過實證研究發(fā)現(xiàn)泰國的進(jìn)口與匯率的波動之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;Verheyen(2012)也發(fā)現(xiàn)在美國和歐盟地區(qū)匯率波動與國際貿(mào)易負(fù)相關(guān)。

另一種觀點則認(rèn)為匯率波動與國際貿(mào)易之間正相關(guān)。Hooper和Kohlhagen(1978)通過對5個工業(yè)化國家的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，以名義匯率的標(biāo)準(zhǔn)差衡量的匯率波動對進(jìn)口產(chǎn)生正向的影響。De Grauwe(1988)發(fā)現(xiàn)當(dāng)收入存在替代效應(yīng)時，匯率波動與國際貿(mào)易間存在正相關(guān)關(guān)系。Klein(1990)，F(xiàn)ranke(1991)，Sercu和 Vanhulle(1992)，Kroner和 Lastrapes(1993)，Baum 等(2004)，Baum 和 Caglayan(2010)等人也證明了匯率波動與國際貿(mào)易之間存在正相關(guān)關(guān)系。

與這兩種觀點不同的第三種觀點認(rèn)為，匯率波動性同貿(mào)易量之間存在不確定的關(guān)系。Cote(1994)認(rèn)為:大量的研究并不能證明匯率波動性與國際貿(mào)易之間存在明確的關(guān)系。Caglayan(2002)認(rèn)為匯率波動與國際貿(mào)易間的不確定性取決于貨幣風(fēng)險的敞口以及影響企業(yè)的沖擊類型。

近年來，我國學(xué)者關(guān)于人民幣匯率與進(jìn)出口貿(mào)易收支關(guān)系的研究也較多，但由于研究方法、使用參數(shù)的不同，以及選取樣本區(qū)間的差別，不同的研究成果得出的研究結(jié)論也不相同。李廣眾等(2004)利用制造業(yè)SITC3位數(shù)代碼商品對不同國家出口的平行數(shù)據(jù)，采用似不相關(guān)估計方法對我國出口商品需求方程進(jìn)行估計，研究表明，匯率風(fēng)險的回歸系數(shù)隨商品不同、國家不同而有所不同，匯率錯位在大多數(shù)分析中表現(xiàn)為對出口具有不利影響。張曙光(2005)通過對人民幣升值的成本收益分析，測度了人民幣匯率波動對外商投資和對外貿(mào)易的影響，估算了中國外商直接投資和進(jìn)出口的匯率彈性和不同幅度下匯率升值的成本。盧向前、戴國強(qiáng)(2005)通過協(xié)整和VAR模型表明，人民幣實際有效匯率波動對我國進(jìn)出口有顯著影響，并存在J曲線效應(yīng)。葉永剛等(2006)采用季度數(shù)據(jù)和多元協(xié)整模型表明，無論長期還是短期內(nèi)人民幣有效匯率與中美貿(mào)易收支之間都不存在因果關(guān)系，但人民幣有效匯率與中日貿(mào)易收支之間互為因果。潘紅宇(2007)通過協(xié)整和誤差修正模型表明，長期看，匯率波動率與中國向美國和歐盟的出口存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而與中國向日本的出口無關(guān);短期看，匯率波動率影響中國對美國的出口，但對中國向歐盟和日本的出口沒有影響。谷宇、高鐵梅(2007)通過GARCH模型及誤差修正模型估計了人民幣匯率的波動率，并在此基礎(chǔ)上分析了匯率波動對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，長期內(nèi)，人民幣匯率波動與進(jìn)口為正向相關(guān)關(guān)系，與出口為負(fù)向相關(guān)關(guān)系;短期內(nèi)，與進(jìn)口和出口都表現(xiàn)為負(fù)向相關(guān)關(guān)系，但對進(jìn)口的沖擊效應(yīng)稍大于出口。趙文軍(2010)從制造業(yè)行業(yè)視角，采用有界協(xié)整檢驗法和Granger因果檢驗法對人民幣匯率、FDI與中國貿(mào)易收支關(guān)系進(jìn)行了深入分析。劉林(2011)將貿(mào)易收支分為一般貿(mào)易和加工貿(mào)易，通過MSIH(2)-VARX(1)模型研究了在人民幣匯率存在升值和貶值兩種壓力下，人民幣匯率對我國一般貿(mào)易收支和加工貿(mào)易收支的影響。

我國部分學(xué)者也從區(qū)域的角度，采用不同的實證方法研究人民幣匯率變動與區(qū)域進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系也取得了一些進(jìn)展，但由于每個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對外貿(mào)易依存度上存在較大差異，因此得出的研究結(jié)論也不盡相同。戴世宏(2006)通過對人民幣實際匯率、上海市GDP、外商直接投資、貿(mào)易自由化與上海市進(jìn)出口的實證研究表明，人民幣匯率貶值對上海市減少貿(mào)易收支逆差有促進(jìn)作用。王春平(2007)通過協(xié)整檢驗表明，人民幣實際有效匯率與山東出口貿(mào)易同向變動，技術(shù)進(jìn)步、投資規(guī)模和貿(mào)易伙伴國收入也是影響山東出口的重要因素。

總的來看，當(dāng)前關(guān)于人民幣匯率波動對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的研究還較少，本文擬從廣西的角度出發(fā)，探討兩者之間的關(guān)系。

二、計量模型和研究方法

(一)計量模型。

不完全替代理論(Goldstein and Khan，1985)以研究對象的國家(地區(qū))進(jìn)出口商品和國內(nèi)生產(chǎn)的商品不具有較高替代性作為假設(shè)前提。從廣西來看，廣西進(jìn)口的部分商品是國內(nèi)尚無能力生產(chǎn)，不可以完全替代的產(chǎn)品，而出口國外的商品也具有一定的獨特性，因此，不完全替代理論適用于廣西貿(mào)易收支情況。本文根據(jù)不完全替代模型建立廣西進(jìn)出口商品的需求函數(shù):

一般以出口和進(jìn)口之差來表示進(jìn)出口貿(mào)易的盈余，本文使用出口貿(mào)易額和進(jìn)口貿(mào)易額的比值來表示貿(mào)易盈余，令tb為出口貿(mào)易額和進(jìn)口貿(mào)易額的比值。則:

由(1)、(2)、(3)式建立貿(mào)易收支函數(shù):tb=f(reer，wgdp，ggdp)

為消除變量的單位對模型分析的影響，使各個序列趨勢線性化，消除異方差性，對變量 tb，reer，wgdp，ggdp 取對數(shù)，得到回歸方程:

其中，ex表示廣西出口額，im表示廣西進(jìn)口額，reer表示人民幣實際有效匯率，ggdp表示廣西收入水平;wgdp表示國外收入水平。

按照傳統(tǒng)國際收支理論，本國實際收入的增加，購買力得到提升，進(jìn)而使進(jìn)口增加，本國的貿(mào)易收支惡化，因此預(yù)期為β3＜0;外國實際收入的增加，本國的出口將增加，貿(mào)易收支得到改善，因此預(yù)期β2＞0;人民幣實際有效匯率貶值，通過數(shù)量效應(yīng)，本國商品在價格上的競爭力提高，從而導(dǎo)致出口增加，進(jìn)口減少;同時通過價格效應(yīng)，人民幣貶值也會提高每單位進(jìn)口商品的本幣成本，這又將會減少貿(mào)易收支順差或增大貿(mào)易收支逆差，但一般而言，短期內(nèi)價格效應(yīng)大于數(shù)量效應(yīng)，而長期內(nèi)，數(shù)量效應(yīng)大于價格效應(yīng)，若滿足馬歇爾—勒納條件，則本國匯率的上升會導(dǎo)致貿(mào)易收支的惡化，因此β1＜0;μ為隨機(jī)誤差項。

(二)數(shù)據(jù)說明。

本文的數(shù)據(jù)樣本期為1980～2012年的年度時間序列數(shù)據(jù)。用IMF計算的實際有效匯率指數(shù)作為內(nèi)部人民幣實際匯率reer的代理變量，用歷年世界GDP減去歷年中國GDP近似為國外收入水平wgdp，用廣西地區(qū)生產(chǎn)總值近似為廣西收入水平ggdp，廣西地區(qū)生產(chǎn)總值和進(jìn)出口總額均來自于《廣西統(tǒng)計年鑒》(1985～2012)，世界GDP、中國GDP和人民幣實際有效匯率指數(shù)來源于IMF統(tǒng)計網(wǎng)站。其中，廣西進(jìn)出口、國外收入和廣西收入水平均調(diào)整為以2005年價格為基期;實際有效匯率以2005年價格為基期，以間接標(biāo)價法表示，即指數(shù)上升表示本幣升值，指數(shù)下降表示本幣貶值。

(三)研究方法。

1.單位根檢驗。采用ADF來進(jìn)行序列的單位根檢驗，分析時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。

2.協(xié)整檢驗。采用Johanson檢驗方法檢驗人民幣實際有效匯率與廣西進(jìn)出口貿(mào)易收支、國內(nèi)外收入水平四個變量之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

3.脈沖響應(yīng)。利用脈沖響應(yīng)函數(shù)反映內(nèi)生變量對誤差變化大小的反應(yīng)，即在人民幣有效匯率、國內(nèi)外收入水平變量上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的當(dāng)期和未來值所帶來的影響。

4.方差分解。通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(這種變化用方差來衡量)的貢獻(xiàn)程度，進(jìn)而評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。

三、實證分析

(一)單位根檢驗。

傳統(tǒng)時間序列分析一般都是假定時間序列是平穩(wěn)的，但是，很多時間序列都是非平穩(wěn)的變量，使用傳統(tǒng)的回歸方程會產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。協(xié)整檢驗就是針對非平穩(wěn)時間序列的一種分析方法。協(xié)整檢驗首先需要判斷各變量的平穩(wěn)性，對多變量模型來說一般可以采用ADF或PP檢驗。本文采用ADF檢驗lntb、lnreer、lnwgdp、lnggdp的平穩(wěn)性(見表 1)。通過表 1 可知，在給定 1% 的顯著性水平下，lntb、lnreer、lnwgdp、lnggdp變量都是非平穩(wěn)序列，通過一階差分后，各變量的都是平穩(wěn)序列。

(二)協(xié)整檢驗。

根據(jù)單位根檢驗結(jié)果，lntb、lnreer、lnwgdp、lnggdp 變量均為一階單整時間序列，符合協(xié)整檢驗的前提條件。因此，我們采用Johanson檢驗方法，對變量進(jìn)行檢驗。首先需要對協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)進(jìn)行選擇，依據(jù)VAR模型最優(yōu)滯后期的選擇(見表2)。從表2可知，依據(jù)FPE、AIC、SC、HQ四個判斷準(zhǔn)則確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，因此用Johanson協(xié)整檢驗法檢驗變量的協(xié)整關(guān)系時，確定滯后期為1。檢驗結(jié)果(見表3、表4)表明，在1%的顯著水平下，跡檢驗和最大特征值檢驗都說明 lntb、lnreer、lnwgdp、lnggdp之間至少存在三個長期協(xié)整關(guān)系，即廣西進(jìn)出口貿(mào)易收支與人民幣實際有效匯率、國外收入和廣西收入水平之間存在長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。

表1 ADF檢驗結(jié)果

表2 無約束VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

表3 跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果

表4 最大特征值檢驗結(jié)果

其中估計出的經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化后的基本的長期協(xié)整關(guān)系式為:

(4)式表示的是廣西貿(mào)易收支和各影響變量之間的長期均衡關(guān)系。從(4)式可以看出各系數(shù)的符號與預(yù)期的基本一致:人民幣實際有效匯率的系數(shù)為-0.974660，說明馬歇爾—勒納條件得到滿足，人民幣實際有效匯率與廣西貿(mào)易收支呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，人民幣實際有效匯率升值1%，導(dǎo)致貿(mào)易順差下降0.974660%;廣西GDP的系數(shù)為-0.791277，說明廣西經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對貿(mào)易收支具有負(fù)的作用，廣西收入水平上升1%，則廣西貿(mào)易順差會下降0.791277%;世界GDP的系數(shù)為0.816318，說明世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對廣西貿(mào)易收支具有正的作用，國外收入水平上升1%，則廣西貿(mào)易順差上升0.816318%。在對廣西貿(mào)易收支的三個解釋變量中，匯率對廣西貿(mào)易收支影響較大，而廣西收入水平對貿(mào)易收支影響最小。

(三)格蘭杰因果檢驗。

通過協(xié)整檢驗可知人民幣實際有效匯率與廣西貿(mào)易收支之間存在長期均衡關(guān)系，但各個變量之間是否存在因果關(guān)系還需進(jìn)一步的檢驗。本文采用Granger因果檢驗來檢驗各變量之間是否存在Granger因果關(guān)系。經(jīng)檢驗，人民幣實際有效匯率與廣西貿(mào)易收支之間不存在因果關(guān)系，即短期內(nèi)人民幣實際有效匯率的變動對廣西貿(mào)易收支沒有影響。另一方面，短期內(nèi)國外收入水平是廣西貿(mào)易收支變動的格蘭杰原因，表明國外收入水平的提高可以促進(jìn)廣西出口的增加;而廣西收入水平的變動與廣西貿(mào)易收支變動互為因果關(guān)系。

(四)脈沖響應(yīng)分析。

為了驗證人民幣實際有效匯率與廣西進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系中的J曲線效應(yīng)，本文運用脈沖響應(yīng)函數(shù)作進(jìn)一步的檢驗。首先檢驗VAR模型的穩(wěn)定性，如圖1所示，全部根的倒數(shù)值都在單位圓之內(nèi)，因此VAR(1)模型是穩(wěn)定的，可以做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

如圖2所示，ltb廣西進(jìn)出口貿(mào)易對其自身一個標(biāo)準(zhǔn)差信息立即做出了響應(yīng)，在第一期，ltb的這種響應(yīng)大約為0.3左右，之后這種沖擊對價格的影響緩慢減小。貿(mào)易對來自人民幣有效匯率lreer的擾動并沒有立即作出響應(yīng)，貿(mào)易在第一期的響應(yīng)等于0，在第二期達(dá)到最大(0.002)且為正向的，之后，貿(mào)易對人民幣有效匯率擾動的響應(yīng)緩慢增加，且為負(fù)向的，之后，這種響應(yīng)又有所減少。貿(mào)易對來自廣西GDP的擾動的響應(yīng)很小。貿(mào)易對來自國外收入水平的擾動也沒有立即做出響應(yīng)，其在第一期的響應(yīng)等于0，在第五期響應(yīng)達(dá)到最大，約為0.023，之后響應(yīng)逐步減少，直至趨于0。

圖1 檢驗VAR模型的穩(wěn)定性

圖2 貿(mào)易對其自身標(biāo)準(zhǔn)差的響應(yīng)

(五)方差分解。

為了分析人民幣實際有效匯率和國內(nèi)外收入水平對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的影響程度和貢獻(xiàn)度，本文引入方差分解分析方法。方差分解就是通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，從而了解各個變量隨機(jī)沖擊在動態(tài)分析中的重要性，以及各個沖擊在不同時期對系統(tǒng)影響的重要程度。方差分解的檢驗結(jié)果見圖3。圖3中橫軸表示滯后期間數(shù)(單位:年度)，縱軸表示各個結(jié)構(gòu)沖擊對ltb增長的貢獻(xiàn)度。

通過對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的方差分解可以得出，在第一期預(yù)測中，廣西進(jìn)出口貿(mào)易方差全部由自身擾動所引起的，之后廣西進(jìn)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率逐步下降，并穩(wěn)定在83.5%。人民幣實際有效匯率對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率，從第2期開始迅速上升，此后逐步上升，最后基本穩(wěn)定在13.5%左右。廣西收入水平對進(jìn)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率較小，基本穩(wěn)定在0.23%。國外收入水平對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率也在第2期開始迅速上升，在第21期達(dá)到最大，之后有所下降，并穩(wěn)定在2.71%。綜合來看，在進(jìn)出口貿(mào)易的波動中，在1～12期國外收入水平的波動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響大于人民幣實際匯率波動對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的影響，但從13期開始人民幣實際匯率對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的影響超過國外收入水平對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，對進(jìn)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)處于主導(dǎo)地位。說明從短期來看，國內(nèi)外收入水平是影響廣西進(jìn)出口貿(mào)易變動的主要因素;然而從長期來看，人民幣實際有效匯率變動是影響廣西進(jìn)出口貿(mào)易的主要因素。

圖3 方差分解檢驗結(jié)果

四、結(jié)論及政策建議

(一)結(jié)論。

1.通過建立人民幣實際有效匯率影響廣西進(jìn)出口貿(mào)易收支的VAR模型，長期來看，廣西進(jìn)出口貿(mào)易收支分別與人民幣實際有效匯率、廣西收入水平和國外收入水平之間存在長期協(xié)整關(guān)系。經(jīng)測算，廣西進(jìn)出口貿(mào)易的匯率彈性為0.97，人民幣實際有效匯率的升值抑制出口、刺激進(jìn)口，與廣西貿(mào)易收支變動呈負(fù)相關(guān)。

2.人民幣實際有效匯率和廣西進(jìn)出口貿(mào)易收支之間不存在Granger因果關(guān)系，即短期內(nèi)人民幣實際有效匯率對廣西進(jìn)出口貿(mào)易收支沒有影響，但從脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解的結(jié)果表明，從短期來看，國內(nèi)外收入水平是影響廣西進(jìn)出口貿(mào)易變動的主要因素;然而從長期來看，人民幣實際有效匯率變動是影響廣西進(jìn)出口貿(mào)易的主要因素。

(二)政策建議。

1.提高企業(yè)應(yīng)對匯率風(fēng)險的能力。近期，人民幣匯率波幅擴(kuò)大，波動的不確定性增強(qiáng)，從而使得企業(yè)進(jìn)出口面臨更大的匯率風(fēng)險。所以涉外企業(yè)應(yīng)密切關(guān)注和跟蹤人民幣匯率的走勢與變化，增強(qiáng)匯率變動的風(fēng)險意識，更多地使用金融衍生工具來降低進(jìn)出口的風(fēng)險，不斷提高應(yīng)對匯率風(fēng)險的能力和水平。而金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該加大對金融衍生產(chǎn)品的開發(fā)，以滿足企業(yè)的需要;與此同時，金融監(jiān)管部門也要進(jìn)一步加強(qiáng)對金融衍生市場的監(jiān)管，推動金融衍生品市場的健康可持續(xù)發(fā)展。

2.優(yōu)化廣西出口貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)，不斷提高高附加值商品的出口份額。在廣西出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)中，勞動密集型和資本密集型出口產(chǎn)品占總出口產(chǎn)品的90%以上，這意味著即使較小的匯率波動也會引起出口貿(mào)易額的較大變化。因此，廣西應(yīng)該加快推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，在繼續(xù)保持相關(guān)勞動密集型和資本密集型產(chǎn)品出口優(yōu)勢的基礎(chǔ)上，逐步提高對電子、機(jī)械等高附加值的資本、技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口份額，增強(qiáng)其國際競爭力，從而促進(jìn)全區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級。

3.進(jìn)一步加大財政、金融對外貿(mào)企業(yè)支持力度，著力培育優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。政府部門應(yīng)高度關(guān)注外貿(mào)企業(yè)面臨的匯率風(fēng)險，盡快出臺相關(guān)政策措施，在外貿(mào)企業(yè)扶持、市場開拓、技術(shù)改造、促進(jìn)貿(mào)易便利化等各方面加大財政、金融支持力度，根據(jù)本地的資源、技術(shù)等優(yōu)勢著力培育優(yōu)勢和特色產(chǎn)業(yè)。大力推進(jìn)跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算，切實防范匯率風(fēng)險，不斷優(yōu)化貿(mào)易環(huán)境。

［1］戴國強(qiáng):《人民幣實際匯率波動對我國進(jìn)出口的影響》，載于《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第5期。

［2］張曙光:《人民幣匯率問題:升值及其成本收益分析》，載于《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第5期。

［3］潘紅宇:《匯率波動率與中國對主要貿(mào)易伙伴的出口》，載于《數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2007年第2期。

［4］李廣眾、Lan P.Voon:《實際匯率錯位、匯率波動性及其對制造業(yè)出口貿(mào)易影響的實證分析:1978～1998年平行數(shù)據(jù)研究》，載于《管理世界》2004年第11期。

［5］梁振、鐘昌標(biāo):《匯率與退稅政策對出口貿(mào)易的影響分析——基于協(xié)整和SVAR模型的應(yīng)用》，載于《寧波大學(xué)學(xué)報(人文科學(xué)版)》2001年第1期。

［6］趙文軍:《人民幣匯率、FDI與中國貿(mào)易收支——基于中國制造業(yè)行業(yè)視角的實證分析》，載于《世界經(jīng)濟(jì)研究》2010年第1期。

［7］王春平、劉傳哲:《人民幣實際有效匯率變動對山東出口貿(mào)易的影響》，載于《山東社會科學(xué)》2007年第2期。

［8］劉林:《人民幣匯率、國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)狀況與我國貿(mào)易收支——基于Markov區(qū)制轉(zhuǎn)換VAR模型的實證研究》，載于《國際貿(mào)易問題》2011年第8期。