人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)

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1、人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng) 　　摘 要：本文考察了我國與11個(gè)主要國際貿(mào)易伙伴的進(jìn)出口貿(mào)易情況，使用GARCH模型測(cè)算人民幣匯率波動(dòng)，應(yīng)用ARDL協(xié)整方法研究在現(xiàn)行匯率制度下人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)，得出如下結(jié)論：一是總體上，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易具有負(fù)面的傳導(dǎo)效應(yīng)，國際貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易會(huì)受到人民幣匯率波動(dòng)的影響；二是貿(mào)易伙伴經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)我國國際貿(mào)易有促進(jìn)作用；三是我國國際貿(mào)易不易受到進(jìn)出口產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格變動(dòng)的沖擊。 下載論文網(wǎng) 　　關(guān)鍵詞：人民幣匯率；國際貿(mào)易；出口貿(mào)易；GARCH模型 　　中圖分類號(hào)：F733 文

2、獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-176X（2015）02-0123-07 　　隨著人民幣匯率改革的逐步深化，國際化進(jìn)程加快，人民幣未來將成為能被廣為接受的國際結(jié)算貨幣，參考美元、歐元的經(jīng)驗(yàn)，人民幣匯率波動(dòng)將會(huì)加劇。作為一個(gè)貿(mào)易大國，國際貿(mào)易是我國經(jīng)濟(jì)的重要增長點(diǎn)，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易會(huì)帶來怎樣的傳導(dǎo)效應(yīng)，是一個(gè)值得研究的問題。本文從實(shí)證的角度對(duì)此問題進(jìn)行分析，旨在厘清人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)，得出具有現(xiàn)實(shí)意義的結(jié)論，給出合理的建議。 　　一、研究背景 　　尼克松的新經(jīng)濟(jì)政策導(dǎo)致了1973年3月布雷頓森林體系的瓦解，從那時(shí)起，越來越多的西方國家開始實(shí)施浮動(dòng)匯率制度。

3、1997-98年的亞洲金融危機(jī)給我們的教訓(xùn)是固定匯率制度如果操作不當(dāng)，可能導(dǎo)致巨大的損失，危機(jī)之后，亞洲國家開始放棄固定匯率制度，轉(zhuǎn)向靈活的匯率制度來減少實(shí)際經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)。然而，靈活的匯率制度也存在一些弊端，比如Crosby[1]認(rèn)為在浮動(dòng)匯率制度下，名義和實(shí)際匯率的波動(dòng)遠(yuǎn)大于基礎(chǔ)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)，這種波動(dòng)可能會(huì)對(duì)國際貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響，從而影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展；Krugman[2]認(rèn)為靈活的匯率制度會(huì)增強(qiáng)匯率的變化性，可能導(dǎo)致外匯市場風(fēng)險(xiǎn)，基于風(fēng)險(xiǎn)厭惡假設(shè)，外匯市場風(fēng)險(xiǎn)將抑制國際貿(mào)易。 　　人民幣匯率制度歷經(jīng)了一系列的變革，1979年以前，我國采用的是單一的固定匯率制度；1979年至1993年底是匯率雙軌制

4、時(shí)期；1994年1月，我國施行了以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度；2005年7月，我國對(duì)匯率形成機(jī)制進(jìn)行了進(jìn)一步的改革，結(jié)束了延續(xù)十多年的與美元掛鉤的匯率制度，實(shí)行以市場供求為基礎(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，并在近年來逐漸擴(kuò)大允許人民幣匯率浮動(dòng)的空間，從圖1中可以看出人民幣兌美元匯率波動(dòng)在2005年7月之后明顯加強(qiáng)。 　　隨著人民幣匯率改革的逐步深化、國際化進(jìn)程的加快，人民幣未來將成為能被廣為接受的國際結(jié)算貨幣，參考美元、歐元的經(jīng)驗(yàn)，人民幣匯率波動(dòng)將會(huì)加劇。作為一個(gè)貿(mào)易大國，國際貿(mào)易是我國經(jīng)濟(jì)的重要增長點(diǎn)，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易會(huì)帶來怎樣的傳導(dǎo)效應(yīng)，

5、是一個(gè)值得研究的問題。本文從實(shí)證的角度對(duì)此問題進(jìn)行分析，旨在厘清人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)，得出具有現(xiàn)實(shí)意義的結(jié)論，給出合理的建議。 　　一、文獻(xiàn)綜述 　　關(guān)于匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)研究，西方起步較早，從70年代西方發(fā)達(dá)國家廣泛開始施行浮動(dòng)匯率制度以來，就有學(xué)者不斷地對(duì)該問題進(jìn)行理論和實(shí)踐層面上的探索。國內(nèi)對(duì)此方面的研究起步相對(duì)較晚，90年代后才逐漸有學(xué)者開展這一領(lǐng)域的實(shí)證研究。 　　從理論研究的角度看，匯率波動(dòng)對(duì)于國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)屬于一個(gè)有爭論的話題。一派學(xué)者，如Friedman[1]，認(rèn)為靈活的匯率可以促進(jìn)貿(mào)易和整體宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，而短期的匯率波動(dòng)不會(huì)對(duì)貿(mào)易帶來

6、顯著的影響，因此浮動(dòng)匯率政策對(duì)一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)是有益的；另一派學(xué)者，如Mundell[2]，認(rèn)為靈活的匯率政策會(huì)加劇匯率的波動(dòng)，導(dǎo)致外匯市場風(fēng)險(xiǎn)，因此，匯率的波動(dòng)會(huì)對(duì)國際貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響；還有一派學(xué)者，如McKenzie [3]，認(rèn)為無論是從理論還是實(shí)踐上來講，匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易會(huì)產(chǎn)生何種影響是不明確的，在不同的環(huán)境下，匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易可能產(chǎn)生正面、負(fù)面或者是無法確定的影響，需要針對(duì)具體問題來進(jìn)行具體分析。 　　縱觀國外相關(guān)實(shí)證研究，一些學(xué)者指出匯率波動(dòng)與國際貿(mào)易之間存在著負(fù)相關(guān)性，匯率風(fēng)險(xiǎn)的提高會(huì)降低國際貿(mào)易水平[4]-[6]。一些研究結(jié)論支持相反的觀點(diǎn)，即匯率波動(dòng)會(huì)促進(jìn)國際貿(mào)易[7]-[

7、9]。也有一些研究發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易不會(huì)受到匯率波動(dòng)的影響[10]-[12]。雖然已有的實(shí)證研究沒能得出統(tǒng)一的結(jié)論，但卻證實(shí)了匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)在一定條件下是存在的，而實(shí)證研究結(jié)論很大程度上取決于研究數(shù)據(jù)的屬性、模型假設(shè)、匯率波動(dòng)的度量方法以及匯率波動(dòng)與國際貿(mào)易之間關(guān)系的檢驗(yàn)技術(shù)，不同國家、不同匯率制度、不同行業(yè)、不同模型設(shè)定和研究方法，可能得出不同的結(jié)論。 　　對(duì)于我國的問題，國內(nèi)已有學(xué)者進(jìn)行了部分研究，總體來看，前期研究發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易呈現(xiàn)不同程度的負(fù)面影響。陳平和熊欣[13]對(duì)1991年和1995年我國與主要出口國家和地區(qū)的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，認(rèn)為匯率波動(dòng)不利于出

8、口；盧向前和戴國強(qiáng)[14]基于1994―2003年的進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，得出人民幣匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易有反方向的影響；余珊萍和韓劍[15]對(duì)我國與主要出口貿(mào)易伙伴2000―2003年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為名義匯率波動(dòng)對(duì)我國的出口貿(mào)易有較微弱的影響；沈國兵[16]基于1994―2002年的年度數(shù)據(jù)以及1998―2003年的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，認(rèn)為人民幣匯率波動(dòng)不會(huì)對(duì)美中貿(mào)易帶來顯著影響；陳龍江[17]分析了人民幣兌日元匯率波動(dòng)與我國農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日出口的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)對(duì)出口貿(mào)易有著負(fù)面的影響；陳六傅等[18]基于1995―2005年的數(shù)據(jù)，得出人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)我國六大類企業(yè)出口有著

9、顯著的負(fù)面影響。 　　然而，前期對(duì)于我國問題的分析存在一定的局限性：一是集中于分析我國與美、日的貿(mào)易數(shù)據(jù)或者出口貿(mào)易總量數(shù)據(jù)，缺少不同貿(mào)易伙伴之間的比較分析；二是對(duì)于出口貿(mào)易的關(guān)注比較多，對(duì)于進(jìn)口貿(mào)易的研究甚少；三是近年來人民幣匯率浮動(dòng)范圍逐漸擴(kuò)寬，匯率波動(dòng)加劇，但缺少與時(shí)俱進(jìn)的分析。本文將從以上幾方面加以改進(jìn)，力圖給出更具有現(xiàn)實(shí)意義的參考。 　　二、研究設(shè)計(jì) 　　1.模型構(gòu)建 　　基于基本貿(mào)易理論，并受前期相關(guān)研究的啟發(fā)，本文中，出口和進(jìn)口貿(mào)易模型設(shè)計(jì)為方程（1）和（2）的形式。 　　其中，Pwt=Pxt/P*t，Pvt=Pmt/P*t，在上述方程中，Xt表示出口額，Mt表示進(jìn)口

10、額，Pxt表示出口單位價(jià)值指數(shù)，Pmt表示進(jìn)口單位價(jià)值指數(shù)，P*t是用本國貨幣表示的國外替代產(chǎn)品指數(shù)，即國外替代產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)乘以匯率，對(duì)于國外產(chǎn)品價(jià)格，使用貿(mào)易伙伴的生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)。Pwt表示用本國貨幣表示的相對(duì)出口價(jià)格，Pvt表示用本國貨幣表示的相對(duì)進(jìn)口價(jià)格。Yt表示外國收入，反映貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)狀況，由于GDP數(shù)據(jù)的最小頻度為季度，筆者選擇工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)月度數(shù)據(jù)作為GDP的替代變量。Vt表示匯率波動(dòng)，εt和μt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。LXt、LMt、LPwt、LPvt和LYt分別表示 Xt、Mt、Pwt、Pvt和Yt的對(duì)數(shù)形式。 　　根據(jù)貿(mào)易理論，筆者預(yù)期相對(duì)出口價(jià)格的系數(shù)α1為負(fù)值，產(chǎn)品價(jià)格上漲，將

11、導(dǎo)致國際上對(duì)此類產(chǎn)品需求的減少，因此出口會(huì)減少，同理，筆者預(yù)期相對(duì)進(jìn)口價(jià)格系數(shù)β1為正值。筆者預(yù)期外國收入的系數(shù)α2和β2為正值，因?yàn)閺睦碚撋蟻碇v，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展將拉動(dòng)貿(mào)易。從過去研究經(jīng)驗(yàn)來看，匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)有多種情況，因此匯率波動(dòng)的系數(shù)α3、β3可能為正數(shù)，也可能為負(fù)數(shù)。 　　2.匯率波動(dòng)的測(cè)算 　　本文選擇GARCH（p，q）模型測(cè)算匯率波動(dòng)，因?yàn)樵撃Ｐ瓦m用于對(duì)時(shí)間序列波動(dòng)性的分析和預(yù)測(cè)，可以成功地捕捉隨時(shí)間變化的條件方差形成一個(gè)時(shí)間序列，在測(cè)算匯率波動(dòng)時(shí)具有一定的優(yōu)勢(shì)，計(jì)算公式如方程（3）和（4）所示： 　　在GARCH（p，q）模型中，et表示匯率，Δ表示一階差分，匯率波動(dòng)

12、Vt是方程（3）殘差的平方，并遵循ARMA（p，q）過程。當(dāng)p=0時(shí)，GARCH（p，q）模型變?yōu)锳RCH（q）模型，對(duì)于不同的匯率時(shí)間序列數(shù)據(jù)，可能采用不同的p和q設(shè)定。筆者使用最大似然法對(duì)方程（3）和（4）進(jìn)行測(cè)算，p和q值的選擇取決于最顯著的滯后期期數(shù)。方程（3）中n值的設(shè)定需保證所得出的殘差項(xiàng)不存在序列相關(guān)性。假設(shè)MA和AR部分的系數(shù)是介于0和1之間的正數(shù)，因此，筆者預(yù)期所測(cè)得匯率波動(dòng)時(shí)間序列是水平平穩(wěn)的，即I（0）。 　　3.匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易傳導(dǎo)效應(yīng)的測(cè)度 　　通過單位根檢驗(yàn)，筆者發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)時(shí)間序列是水平平穩(wěn)的，即I（0），其他變量是一階差分后平穩(wěn)的，即I（1），模型中同時(shí)包

13、含了I（0）、I（1）兩類變量。對(duì)于此種情況，Pesaran等[19]提出的ARDL協(xié)整方法是最為合理的選擇，該方法的優(yōu)勢(shì)在于當(dāng)同時(shí)存在I（0）、I（1）類型變量時(shí)，也可以準(zhǔn)確地進(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析。因此，本文采用此方法檢驗(yàn)和測(cè)度匯率波動(dòng)與國際貿(mào)易的長期協(xié)整關(guān)系；如果不存在長期協(xié)整關(guān)系，則通過誤差修正模型（ECM）來對(duì)短期影響進(jìn)行度量。根據(jù)貿(mào)易模型，ARDL-ECM模型設(shè)置為如下形式： 　　出口： 　　在方程（5）和（6）中，a0和c0為常數(shù)項(xiàng)，α1t和c1t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，τt和ξt為白噪聲誤差。為了確保殘差項(xiàng)不存在序列相關(guān)性，本文模型采用一階差分的形式，Δ表示一階差分變量。基于ARDL-EC

14、M模型設(shè)定，需要通過假設(shè)檢驗(yàn)來驗(yàn)證模型中是否存在長期協(xié)整關(guān)系，零假設(shè)為“不存在長期協(xié)整關(guān)系”。計(jì)算模型中顯著滯后期變量的F統(tǒng)計(jì)值，并與臨界值進(jìn)行比較，如果大于臨界值，則拒絕零假設(shè)。 　　對(duì)于出口方程（5）的零假設(shè)為： 　　H0：b1=b2=b3=b4=0 　　對(duì)于進(jìn)口方程（6）的零假設(shè)為 ： 　　H0：d1=d2=d3=d4=0 　　為了計(jì)算匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)的長期趨勢(shì)系數(shù)，需要為對(duì)數(shù)形式的出口和進(jìn)口額構(gòu)建有條件的長期關(guān)系模型，對(duì)于出口和進(jìn)口模型的條件分別為ΔLX=ΔLPw=ΔLY=ΔV=0和ΔLM=ΔLPv=ΔLY=ΔV=0，長期關(guān)系模型可以用方程（7）、（8）來表示：

15、 　　LXt=Γ1+Γ2t+Γ3LPwt+Γ4LYt+Γ5Vt+ωt（7） 　　LMt=Ψ1+Ψ2t+Ψ3LPvt+Ψ4LYt+Ψ5Vt+ζt（8） 　　其中：Γ1=a0/b1， Γ2=a1/b1， Γ3=b2/b1， Γ4=b3/b1， Γ5=b4/b1；Ψ1=c0/d1， Ψ2=c1/d1， Ψ3=d2/d1， Ψ4=d3/d1， Ψ5=d4/d1； ωt 、 ζt 為iid（0，δ2）誤差。 　　筆者使用ARDL協(xié)整方法測(cè)度上述模型的長期協(xié)整關(guān)系系數(shù)，首先對(duì)方程（7）和（8）進(jìn)行OLS計(jì)算，然后根據(jù)AIC（赤池）、SBC（施瓦茨）指標(biāo)去選擇最優(yōu)的滯后期數(shù)。只有在拒絕了ARDL-EC

16、M模型零假設(shè)的情況下，才能計(jì)算長期協(xié)整關(guān)系；如接受了零假設(shè)，則去計(jì)算變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，測(cè)算方程如（9）和（10）所示。 　　ΔLXt=a0+∑mi=1αiΔLXt-i+∑nj=0βiΔLPwt-j+∑pr=0δrΔLYt-r+∑qs=0φsΔVt-s+εt（9） 　　ΔLMt=c0+∑mi=1γiΔLMt-i+∑nj=0ηiΔLPvt-j+∑pr=0μrΔLYt-r+∑qs=0sΔVt-s+υt （10） 　　其中，εt、υt 為iid（0，δ2）誤差。 　　三、數(shù)據(jù)描述 　　考慮到貿(mào)易伙伴的代表性以及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文從我國主要進(jìn)出口貿(mào)易伙伴中選取了11個(gè)國家或地區(qū)來進(jìn)行研

17、究。在時(shí)間跨度方面，考察2005年7月以后我國采用靈活性更強(qiáng)的匯率制度的時(shí)期。為了說明我國與貿(mào)易伙伴的貿(mào)易緊密程度，本文引入了進(jìn)口/出口緊密指數(shù) i國的出口緊密指數(shù) Ix 定義為： Ixij = （Xij/Xi）/{Mj/（Mw - Mi）}，其中 Xij/Xi 表示j國在i國總出口額中的占比，Mj/（Mw - Mi）表示世界除i國外各國的進(jìn)口總額中j國的占比。同理，i國的進(jìn)口緊密指數(shù)Im 可以表示為 Imij = （Mij/Mi）/{Xj/（Xw - Xi）}。如果進(jìn)口/出口緊密指數(shù)大于1，說明兩國貿(mào)易關(guān)系緊密，否則不緊密。（Import/Export Intensity Index），該指

18、數(shù)表示我國在各貿(mào)易伙伴的進(jìn)出口貿(mào)易中的重要程度。表1展示了我國與主要進(jìn)出口貿(mào)易伙伴的貿(mào)易情況。 　　本文中，時(shí)間序列數(shù)據(jù)為2005年8月至2013年12月的月度數(shù)據(jù)，雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)、生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)、進(jìn)口/出口價(jià)格指數(shù)和匯率數(shù)據(jù)來源于IMF（International Financial Statistics）數(shù)據(jù)庫。所使用的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，可真實(shí)反映經(jīng)濟(jì)波動(dòng)情況。匯率數(shù)據(jù)采用的是名義匯率月度平均值，因?yàn)槎唐诘某杀竞蛢r(jià)格變動(dòng)相對(duì)而言更為迅速，采用名義匯率可以更好地反映市場參與者面對(duì)的由匯率波動(dòng)所帶來的不確定性。 　　四、實(shí)驗(yàn)結(jié)果及解釋說明 　　為了分

19、析匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)，筆者首先采用GARCH（p，q）模型測(cè)算匯率波動(dòng)時(shí)間序列，p、q的值取決于顯著的最高階數(shù)，不同的匯率序列可能具有不同的p、q值，表2展示了不同匯率序列采用的GARCH模型的具體形式。 　　在檢驗(yàn)匯率波動(dòng)對(duì)于國際貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)之前，需要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，確認(rèn)各變量是水平平穩(wěn)還是一階差分后平穩(wěn)，同時(shí)也要確保研究模型中不存在只有在兩次差分以上才是平穩(wěn)的數(shù)據(jù)。筆者采用ADF單位根檢驗(yàn)進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，除匯率波動(dòng)序列為I（0）外，其他序列均為I（1），這與我們的預(yù)期一致。由于篇幅限制，未列出具體結(jié)果，如有需要請(qǐng)與作者聯(lián)系。 　　完成平穩(wěn)性

20、檢驗(yàn)后，進(jìn)行ARDL-ECM模型的邊界測(cè)試，將所測(cè)得的F統(tǒng)計(jì)值與臨界值進(jìn)行比較，根據(jù)模型設(shè)計(jì)，選取包含3個(gè)回歸元、不限制常數(shù)、不包含趨勢(shì)情況下的臨界值。 　　在表4中，我們可以看出，由于美國、韓國、荷蘭、俄羅斯、印度、新加坡和中國臺(tái)灣等7個(gè)進(jìn)口貿(mào)易伙伴和日本、韓國、印度、新加坡等4個(gè)出口貿(mào)易伙伴的F統(tǒng)計(jì)值大于臨界值上限，可以拒絕零假設(shè)，并進(jìn)行長期協(xié)整關(guān)系的測(cè)算（結(jié)果如表3和表4所示）。對(duì)于4個(gè)出口貿(mào)易伙伴（日本、德國、英國和馬來西亞），7個(gè)進(jìn)口貿(mào)易伙伴（美國、德國、荷蘭、英國、俄羅斯、馬來西亞和中國臺(tái)灣）的數(shù)據(jù)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值小于臨界值上限，說明不存在長期協(xié)整關(guān)系，因此，筆者對(duì)其進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)關(guān)系測(cè)

21、算（結(jié)果如表5和表6所示）。與此同時(shí)，筆者也進(jìn)行了序列相關(guān)性、異方差性、函數(shù)形式設(shè)定錯(cuò)誤和非正常誤差項(xiàng)等檢驗(yàn)，結(jié)果顯示模型通過了各項(xiàng)檢驗(yàn)，擬合效果良好。 　　從表3和表4出口貿(mào)易長期協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，就出口貿(mào)易而言，相對(duì)出口價(jià)格的大部分系數(shù)為負(fù)，但只有韓國和新加坡的統(tǒng)計(jì)結(jié)果是顯著的，說明相對(duì)價(jià)格對(duì)我國的出口額雖然呈現(xiàn)了反方向的作用，但不顯著，這也反映出我國出口產(chǎn)品的價(jià)格優(yōu)勢(shì)比較明顯，價(jià)格需求彈性較弱。外國收入對(duì)我國的出口有顯著的拉動(dòng)作用，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展促進(jìn)貿(mào)易的增長。對(duì)于匯率波動(dòng)對(duì)出口的影響，7個(gè)貿(mào)易伙伴中，除了俄羅斯和中國臺(tái)灣外，均呈現(xiàn)負(fù)作用，且其中5個(gè)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，因此，我

22、們認(rèn)為總體上匯率波動(dòng)會(huì)對(duì)我國的出口貿(mào)易帶來負(fù)面?zhèn)鲗?dǎo)效應(yīng)。 　　就進(jìn)口貿(mào)易而言，相對(duì)進(jìn)口價(jià)格對(duì)進(jìn)口貿(mào)易有正向的作用，但不顯著；外國收入對(duì)進(jìn)口的影響是正向的，且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。與出口貿(mào)易情況相似，匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易呈現(xiàn)負(fù)向的影響作用，但僅有印度和新加坡的統(tǒng)計(jì)結(jié)果是顯著的，因此，我們認(rèn)為匯率波動(dòng)會(huì)對(duì)我國的進(jìn)口貿(mào)易帶來較弱的負(fù)面?zhèn)鲗?dǎo)效應(yīng)。 　　表5和表6是對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果，短期影響的作用方向與長期影響一致，外國收入對(duì)于貿(mào)易有著顯著的正向作用；匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易有反向影響，但僅有英國、美國、德國、荷蘭和中國臺(tái)灣等5個(gè)貿(mào)易伙伴的統(tǒng)計(jì)結(jié)果是顯著的；相對(duì)價(jià)格對(duì)于貿(mào)易的影響是不顯著的。 　　通過上述

23、的分析，可以發(fā)現(xiàn)研究結(jié)果反映了以下幾種現(xiàn)象： 　　第一，匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易的影響系數(shù)是負(fù)的，但僅有一半的統(tǒng)計(jì)結(jié)果是顯著的，因此，對(duì)于我國的國際貿(mào)易而言，匯率的波動(dòng)對(duì)其產(chǎn)生偏弱的抑制作用。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因有三個(gè)方面：一是與市場的本質(zhì)有關(guān)，如果市場參與者都是風(fēng)險(xiǎn)中立的，那么匯率波動(dòng)便不會(huì)對(duì)國際貿(mào)易造成較大的影響，如果市場參與者是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的，匯率波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致他們減少貿(mào)易量從而降低風(fēng)險(xiǎn)暴露；二是與我國高速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)有關(guān)，我國進(jìn)出口貿(mào)易額逐年快速增長，出口產(chǎn)品具有一定的價(jià)格優(yōu)勢(shì)，匯率的波動(dòng)不會(huì)對(duì)其帶來明顯的影響，我國的制造業(yè)對(duì)于進(jìn)口能源、原材料的依賴較重，因此，匯率波動(dòng)對(duì)于進(jìn)口的影響也是有限的；三

24、是我國作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)大國，應(yīng)對(duì)匯率波動(dòng)的能力較強(qiáng)。 　　第二，外國收入，即貿(mào)易伙伴經(jīng)濟(jì)情況，對(duì)我國國際貿(mào)易有正向的作用。貿(mào)易伙伴經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，收入的增加，會(huì)促進(jìn)其與我國之間的貿(mào)易，這與基本的國際貿(mào)易理論及以往相關(guān)研究結(jié)論相吻合，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)促進(jìn)貿(mào)易往來的頻繁、貿(mào)易額的增長。 　　第三，相對(duì)價(jià)格的變動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易的影響不明顯。對(duì)于這種現(xiàn)象較為合理的解釋有：一是我國作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，與主要貿(mào)易伙伴之間的經(jīng)貿(mào)關(guān)系比較穩(wěn)定，各國對(duì)我國出口產(chǎn)品的依賴性較強(qiáng)，不易受到價(jià)格波動(dòng)的影響；二是我國的出口產(chǎn)品價(jià)格優(yōu)勢(shì)明顯，相對(duì)價(jià)格的輕度波動(dòng)，不足以影響這種優(yōu)勢(shì)；三是我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于進(jìn)口的依賴性較強(qiáng)，相對(duì)價(jià)

25、格的變動(dòng)不會(huì)對(duì)我國的進(jìn)口需求帶來明顯的影響；四是相對(duì)較小的經(jīng)濟(jì)體，如中國臺(tái)灣、新加坡和馬來西亞等，在國際貿(mào)易中往往是價(jià)格接受者，而非制定者，因此，價(jià)格波動(dòng)對(duì)于此類國家與我國的貿(mào)易不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響。 　　第四，匯率波動(dòng)對(duì)出口貿(mào)易的傳導(dǎo)效應(yīng)主要展現(xiàn)的是長期協(xié)整關(guān)系，從長期來看，匯率波動(dòng)不利于出口，匯率波動(dòng)對(duì)出口的傳導(dǎo)效應(yīng)存在一定的滯后性。進(jìn)口貿(mào)易主要展現(xiàn)的是短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系，這說明我國對(duì)于進(jìn)口的需求是比較穩(wěn)定的，有充足的外匯儲(chǔ)備作為支撐，匯率波動(dòng)不會(huì)影響進(jìn)口貿(mào)易的長期趨勢(shì)。 　　五、結(jié) 論 　　本文基于我國與11個(gè)主要貿(mào)易伙伴2005年8月至2013年12月的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用ARDL協(xié)

26、整方法分析了人民幣匯率波動(dòng)、相對(duì)價(jià)格以及外國收入對(duì)我國國際貿(mào)易的影響。本文的價(jià)值在于：一是同時(shí)考慮了出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易，以往的研究集中于討論出口貿(mào)易的情況；二是11個(gè)主要貿(mào)易伙伴的橫向比較分析有助于得出更加準(zhǔn)確、更具普遍性的結(jié)論；三是我國在2005年匯率制度改革后，又實(shí)施了諸如簽署多個(gè)外匯互換協(xié)定、建立若干跨境貿(mào)易人民幣自由結(jié)算試點(diǎn)、調(diào)整人民幣對(duì)美元的即期交易價(jià)浮動(dòng)幅度等多項(xiàng)影響人民幣匯率形成機(jī)制的舉措，本文與時(shí)俱進(jìn)更具現(xiàn)實(shí)意義。 　　基于研究結(jié)果，本文得出以下結(jié)論：第一，外國收入，即貿(mào)易伙伴經(jīng)濟(jì)情況對(duì)我國的國際貿(mào)易有促進(jìn)作用；第二，我國進(jìn)出口產(chǎn)品需求價(jià)格彈性較弱，不易受到相對(duì)價(jià)格變動(dòng)的沖

27、擊，我國出口導(dǎo)向性經(jīng)濟(jì)對(duì)出口貿(mào)易的依賴性較大，同時(shí)對(duì)進(jìn)口也有剛性需求；第三，總體上，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國國際貿(mào)易呈現(xiàn)負(fù)面的傳導(dǎo)效應(yīng)，國際貿(mào)易，尤其是出口貿(mào)易，會(huì)受到匯率波動(dòng)的影響。隨著人民幣國際化程度的不斷提高，匯率浮動(dòng)范圍將進(jìn)一步放寬，匯率波動(dòng)將會(huì)加劇，匯率波動(dòng)對(duì)國際貿(mào)易的影響作用會(huì)逐漸增強(qiáng)，這對(duì)我國的外匯管理提出了更高的要求。 　　基于上述結(jié)論，本文建議：一方面，人民幣國際化不宜操之過急，應(yīng)穩(wěn)步推進(jìn)；另一方面，人民幣匯率浮動(dòng)范圍應(yīng)在可控的前提下逐漸放開，以降低對(duì)國際貿(mào)易的影響。 　　參考文獻(xiàn)： 　　[1] Crosby， M. Exchange Rate Volatility and

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