摘要：格蘭杰因果檢驗的結果表明: LnGDPt不是LnEXt的格蘭杰原因的概率均小于0.05，說明拒絕原假設。因此，LnGDPt是LnEXt的格蘭杰原因，即OECD國家工業生產值是浙江省出口增長的格蘭杰原因; LnRVt不是LnEXt的格蘭杰原因的概率大于0.1，說明接受原假設。因此，LnRVt不是LnEXt的格蘭杰原因。在短期內，匯率波動對出口存在2個月的滯后效應。另一方面，無論在長期還是短期，LnREERt不是LnEXt的格蘭杰原因的概率均大于0.05，說明接受原假設。因此無論在長期還是短期，LnREERt不是LnEXt的格蘭杰原因。
關鍵詞：匯率,外貿,經濟發展
我國是一個出口導向型國家，外貿出口對我國經濟發展起著舉足輕重的作用。隨著我國經濟與世界經濟的日益融合，中國人民銀行在2005年7月21日宣布正式啟動以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。浙江省是中國的貿易大省，歷年對外貿易進出口額都穩居全國前列。2005年匯改至今，浙江省進出口規模仍然延續穩步增長的局面。然而，2009年浙江的出口增幅有所回落，增長步伐放緩。特別是2008年全球金融危機爆發以來，匯率波動異常頻繁。因此，本文試圖研究2005年匯改后人民幣匯率變動對浙江省外貿出口的影響。
1.問題的提出
隨著全球經濟一體化的深入發展，世界各國和地區之間的經濟聯系越來越密切，這使得各國和地區之間的貿易得到了空前的發展。在此基礎上，對外貿易也逐漸成為拉動一國經濟發展的重要力量。而匯率作為影響對外貿易的重要因素之一，已成為許多國家經常用來調整國際貿易出口的重要措施，深刻地影響著一個國家和地區經濟能否均衡、健康、持續、快速的發展。
在全球化不斷推進的今天，匯率在一國的國際競爭市場上扮演著愈來愈重要的角色。浙江省作為我國外貿大省，2013年外貿出口并沒有因為人民幣匯率的上升而減少，仍舊保持著增長的趨勢。本文通過實證研究得出結論：人民幣實際有效匯率和匯率波動不是浙江省出口變動的主要原因，貿易伙伴國(OECD)國民收入對浙江省外貿出口的影響十分顯著;2005年匯改后的匯率波動對出口有一定的抑制作用，但影響不大。
2.人民幣匯率波動對浙江省外貿出口影響的實證分析
2.1數據的選取、變量的說明
本文所得數據選取為2005年7月至2013年12月的月度數據。根據查閱的文獻資料并結合相關結論，選擇了人民幣對美元匯率、貿易伙伴國國民收入、浙江省出口額。數據來源于中經網數據庫、浙江省統計局、國家統計局、IMF網站、中國人民銀行、中國國家外匯管理局、浙江省商務廳網站。
浙江省名義出口額數據來源于浙江省統計局，以美元表示。為了更好地反映浙江省的實際出口額，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價的月度出口額，用Ex表示。
國外收入，即貿易伙伴國的國民收入原則上應采用貿易伙伴國的GDP，但由于GDP季度數據無法獲得，且我國出口商品主要銷往工業發達國。因此，參考現有一些文獻的做法，采用OECD國家的月度工業生產指數來替代，用GDP表示。
國際貨幣基金組織(IMF)、國際清算銀行(BIS)等國際經濟組織都定期公布實際有效匯率指數。其中，國際清算銀行(BIS)的廣義有效匯率指數選取58個經濟體作為樣本，定期測定并公布我國自1994年1月至今的幾何加權平均的月度實際有效匯率，本文選取BIS公布的2005年7月至2013年12月的月度人民幣實際有效匯率，用REER表示。
為了消除異方差，對上述序列進行對數處理，得到相應的時間序列：LnEXt、LnGDPt和 LnREERt。
2.2匯率波動風險的衡量
本文用GARCH模型來測定匯率波動風險。首先用描述性統計對人民幣實際有效匯率進行分析，通過分析結果可以發現偏度是0.341213，說明人民幣實際有效匯率的波動是比較劇烈的。而峰值的結果為2.756170，低于了正態分布的峰值數3，由此可以說明匯率序列不呈正態分布。
使用ARCH-LM方法對實際有效匯率的對數進行檢驗時發現回歸方程
的q值為10，檢驗的結果仍然是顯著的。因此模型存在高階的ARCH(q)效應，建立人民幣實際有效匯率波動風險的GARCH模型，利用Eviews8.0進行估計，結果如式(1)、式(2)所示：
(1)
(0.0154) (0.0000)
(2)
(0.0321) (0.0000) (0.0000)
在估計出的GARCH模型的基礎上，對匯率風險的匯率波動序列進行計算得到條件方差
，條件方差的對數序列可以對方差序列取對數而得。
使用ADFD單位根檢驗對代表條件方差的對數序列LnRV進行檢驗發現，該序列在1%的顯著性水平下不平穩，對該序列進行一階差分得到其平穩序列。
2.3變量平穩性檢驗
本文采用AIC準則進行滯后期的選取，在進行檢驗的時候采用的是 ADF法。通過Eviews8.0 對方程所有變量進行單位根檢驗，ADF 檢驗的結果顯示：序列LnEXt、LnGDPt和 LnREERt均為非平穩系列，經過一階差分，三個序列均平穩。所以，LnEXt、LnGDPt和 LnREERt都具有一階單整性。
2.4協整檢驗
對影響人民幣匯率波動與浙江省外貿出口的序列進行協整檢驗，結果如式(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。殘差序列為平穩序列，也證實LnGDPt、LnREERt 和LnRV與LnEXt之間存在協整關系，OECD國家工業生產值、人民幣實際有效匯率和匯率波動風險與浙江省外貿出口之間存在長期動態均衡關系。這種動態均衡關系表明這一時期人民幣匯率波動和浙江省出口額之間呈現出一定的協調性。
通過對2005年人民幣匯改以來的月度數據進行實證分析，利用協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗，就人民幣匯率波動對浙江省外貿出口的影響做了實證分析，結果發現貿易伙伴國國民收入即OECD國家的工業生產值對浙江省外貿出口的影響十分顯著。而人民幣實際有效匯率和匯率波動風險對浙江省外貿出口的影響則較小。此外，在長期內匯率波動的增強對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
協整關系只反映變量之間的長期均衡關系，為彌補長期靜態模型的不足，可通過短期動態模型反映短期偏離長期均衡的修正機制。建立人民幣匯率波動與浙江省出口之間的誤差修正模型。如表1所示。
表1 ECM估計及相關檢驗結果
變量系數標準差T統計量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調整R20.810443
F統計量53.23401DW值-2.028989
AIC值-0.500991SC值-0.397422
P值0.000000
從表1的結果可得式(4)：
ΔLnEXt=0.6191ΔLnGDPt+0.2031ΔLnREERt+0.2112ΔLnRV-52.9105- 0.3173Ecmt-1 (4)
從式4的因變量系數來看，ΔlnGDP數值大小為0.62，說明OECD國家工業生產值增長率每增長1%，會帶動浙江省出口額增長率增長0.62%。其次，誤差修正系數為-0.3173，表明誤差修正項糾正上一期非均衡狀態的程度為0.3173%，誤差修正系數通過檢驗，且修正系數為負，說明調整方向為正但力度不大，證實了該系數對浙江省出口額的增長起加強作用。
