根據2011年8月國際清算銀行(BIS)公布，人民幣名義和實際有效匯率升幅較年初分別達7.65%和7.01%，基于當前的國際國內經濟形勢，人民幣仍有進一步升值的壓力和趨勢。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。在此，本文選取了對外依存度較高的浙江省作為研究對象，具體分析人民幣實際有效匯率及其波動對出口貿易的影響。
一、模型設定
考慮到浙江省進出口商品并不能和國內外商品完全替代，在本文的分析中，將基于不完全替代理論（The Imperfect Substitution Theory ,Goldstein And Khan 1985）來建立浙江省的出口模型進行分析。該模型是一個典型的“兩國”模型，采用微觀經濟理論中的供求分析方法，在模型的出口需求方程等于出口供給方程的情況下，推導得到簡化形式的出口均衡方程。根據微觀經濟理論，一般假定出口需求取決于出口商品的相對價格和國外消費者的真實收入水平，因此得到出口需求方程為：
X=X（Y，P，Pf）（1）
其中X表示出口需求，Y表示國外實際收入，P表示本國出口商品的價格，Pf表示貿易伙伴國或地區出口商品的價格。
若以RV表示本國出口商品對貿易伙伴國的出口產品的相對價格，則方程（1）可表示為：
X=X（Y，RP）（2）
以r表示人民幣對美元的匯率，Px表示國外出口商品以外幣表示的價格，R表示實際匯率，則
因此方程（1）等價于
X=X（Y，R）（4）
此外，根據相關理論可知，匯率波動通過兩個途徑對出口貿易產生影響：第一，匯率水平的升降通過價格機制的作用促進或阻礙出口；第二，匯率波動帶來的匯率風險通過影響出口廠商的生產決策來影響出口。鑒于此，在出口需求方程（4）的基礎上，本文將匯率波動風險這一變量引入到模型中。即：
X=X（Y，R，RV）（5）
其中RV表示匯率波動風險。
此外，考慮到2005年7月21日中國實行人民幣匯率管理制度改革對匯率波動時間序列結構的影響，在模型中引入虛擬變量Dt，滿足：
為了在研究分析中反映人民幣匯率機制改革對匯率波動性的影響效果，將虛擬變量Dt和匯率波動風險RV的交互項形式作為模型的解釋變量，表示為：
RVD=RV×Dt（7）
因此，模型最終可以表示為:
X=X（Y，R，RV，RVD）（8）
對上述變量分別取對數，則有：
LNX=α0+α1LNY+α2LNR+α3LNRV+α4LNRVD（9）
方程（9）即為本文對出口需求設定的模型。在下文的分析中，我們分別用ex、y、reer、v、vd代表LNX，LNY，LNR，LNRV，LNRVD進行分析。
方程（9）反映了商品出口對各經濟變量之間的長期關系。根據彈性定義，可知α1為出口額的收入彈性，一般認為α1>0，即隨著國外消費者實際收入水平的提高，出口將相應增加，但是如果貿易伙伴國收入增加是由其進口替代品的增加而引起的，則α1<0（Kara,2001）；α2為出口額的匯率彈性，在本文的分析中，采用間接標價法的人民幣實際有效匯率，因此當α2>0時表示本幣升值會提高出口額，當α2<0時表示本幣貶值會提高出口額，一般認為匯率貶值對出口是有利的；α3為出口額的匯率波動風險彈性，當α3>0時表示匯率波動風險增強會提高出口額，當α3<0時表示匯率波動風險增強會減少出口額，根據已有的研究文獻，匯率波動風險和出口額之間的關系沒有形成一致的結論；α4表示匯改前后匯率風險波動對出口額的影響，有待在模型中證實。
本節實證分析部分選取2000年1月至2010年6月的月頻數據作為樣本。數據來源于浙江省統計局，浙江省對外貿易經濟合作廳，IMF數據庫，CEIC全球經濟數據庫。
1.數據來源和說明。
（1）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，采用IMF編制的美元實際有效匯率進行折算。通過檢驗發現，該序列存在季節性，因此采用Census X12方法對數據進行季節調整（若模型中其他經濟變量存在季節性，同樣先經過Census12方法進行季節調整，再取對數）。
（2）對于外國收入一般較難測量，理論上應該采用外國實際GDP數據，但是由于GDP的月度數據無法獲得，因此參考現有一些文獻的做法，采用月度工業產值指數（Industrial Production Index）來替代，數據來源于CEIC全球經濟數據庫，以2005年為基期。具體的做法為：將浙江省對外貿易經濟合作廳提供的浙江省主要貿易伙伴國或地區在浙江省出口貿易中所占的比重作為權重，對各自的工業產值進行加總獲得，即：
其中Wi為貿易伙伴國i在浙江省的出口比重，IPIi為貿易伙伴國i的工業產值指數。
本文選擇了8個浙江省的主要出口市場，分別為：歐盟、美國、日本、中國香港、印度、阿聯酋、韓國和俄羅斯。這8個主要貿易市場占浙江省每年出口總額的65%以上，因此用該數據來表示國外收入有較好的代表性。此外，工業產值指數計算的是實際值，在本文中不需再進行物價的調整。
（3）人民幣匯率采用的是人民幣實際有效匯率，數據來源于國際貨幣基金組織（IMF），以2005年為基期。由于匯率風險沒有直接的經濟指標可以表示，我們利用GARCH(m,n)模型（伍海華通過實證研究表明相對于蒙特卡洛模擬法、歷史模擬法、基于t分布的簡單移動平均法來說，基于GRACH（m,n）模型度量的人民幣匯率風險模型是最優的。）通過計算人民幣匯率的條件方差來代替匯率風險這一經濟變量。
2.匯率風險衡量。鑒于人民幣匯率波動具有尖峰厚尾和波動聚集效應的特征，同時人民幣匯率存在著升值趨勢，GARCH模型能較好地刻畫匯率的不確定行為，包含更多信息量，因此本文采用GARCH模型測定匯率風險。
GARCH(m,n)模型的一般形式如下：
均值方程：Yt=α0+α1X1t+……+αk，tXkt+εt（10）
匯率R采用國際貨幣基金組織（IMF）公布的人民幣實際有效匯率指數（IMF從1980年開始公布人民幣有效匯率指數，樣本選取了16個國家或地區，分別為我國香港、日本、美國、德國、我國臺灣、法國、意大利、英國、加拿大、韓國、荷蘭、比利時、新加坡、澳大利亞、瑞士和西班牙等。本文采用的人民幣實際有效匯率以2005年為基期的），首先對經過季節調整后的人民幣實際有效匯率的對數序列，即reer進行描述統計的分析，可以發現匯率序列拒絕了服從正態分布的假設。
其次建立回歸模型reert=αreert-1+εt，進行ARCH-LM檢驗，結果顯示當m為6時，檢驗結果仍然顯著，因此模型存在高階的ARCH(m)效應，故采用GARCH(m,n)模型。
根據方程（11）和（12）建立的人民幣實際有效匯率波動風險的GARCH(m,n)模型，利用Eviews6.0進行估計，結果如下：
reert=4.7319+0.94176reert-3+εt
（161.6037）（46.5174）
σt2=0.000428+0.361433εt-12-0.399587σt-12（13）
（4.2636） （4.5194） （-2.6365）
經檢驗，GARCH（1,1）模型中所有的估計系數在1%的水平上均顯著，模型估計的AIC值為-4.7525，SC值為-4.6381，括號中為z-Statistic的統計量。本文將該模型估計獲得的條件方差（σt2）序列進行開方，然后取其對數，作為匯率波動率（v）進入實證部分。
二、模型估計結果
1.變量平穩性檢驗。由于在經濟分析中大多數時間序列是非平穩的，為了避免造成“偽回歸”，首先通過Eviews6.0對方程（9）的所有變量進行單位根檢驗，ADF檢驗的結果如表1所示。
從表1可以看到，在1%的顯著性水平下，除匯率波動風險（v）是平穩序列外，出口額（ex）、國外收入（y）、人民幣實際有效匯率（reer）、匯率波動交互項（vd）都是非平穩序列。對于非平穩序列，對其進行一階差分后再進行ADF檢驗，結果如表2所示。
表2顯示非平穩變量序列的的一階差分都是平穩序列，即均為一階單整序列I(1)。因此，綜合分析，我們可知：ex、y、reer、vd序列均為I(1)序列，v序列為I(0)序列。由于變量同時包含I(0)和I(1)序列，因此無法運用Granger-Engle因果檢驗和Johansen協整檢驗方法來判斷變量之間是否存在著長期關系。在此，采用Pesaran等（2001）提出的自回歸分布滯后（ARDL）協整方法和邊界檢驗（bounds tests）方法來確定變量間是否存在長期關系。
2.變量協整檢驗。本文基于ARDL模型，采用更加穩健的邊界協整方法來檢驗浙江省出口與人民幣實際有效匯率及其他經濟變量的長期關系，同時利用誤差修正模型（ECM）來分析出口與人民幣匯率的短期動態關系。
首先構建ARDL-ECM模型，將被解釋變量的滯后項和解釋變量的當前項及滯后項都作為被解釋變量進入模型進行構建，得到：
其中β1i、β2i、β3i、β4i、β5i為短期效應系數，γ0、γ1、γ2、γ3、γ4為長期效應系數。
在模型估計中，首先對方程（14）各差分變量進行充分的滯后，依據AIC和SBC統計量的信息準則（AICp=LLP-sp, SBCP=LLP-(sp/2)lnT，其中P為滯后期，LLP為極大似然估計值，sp為自由度，T為樣本容量。其中AIC統計值和SBC統計值越大表明模型越優，見Pesaran et al,Bounds Testing Approaches To The Analysis Of Level Relationships）并結合序列相關LM統計量選擇各差分變量的最佳滯后期。同時考慮到如果滯后期太長，模型容易產生序列相關的問題，并且根據相關文獻研究表明匯率對出口的影響存在著一定的滯后效應，因此在本文中選取最大滯后階數為10階。此外，基于浙江省的現狀和未來發展前景，其出口額處于并將持續處于平穩上升的趨勢，故在模型估計中加入了趨勢項。
利用Microfit4.1軟件，根據一階差分變量的不同滯后期對方程（14）進行估計后得到的AIC統計量、SBC統計量、1階和4階序列相關LM檢驗統計量的結果如表3所示。
根據估計結果，依據AIC和SBC信息準則和LM序列相關統計量的值，發現有趨勢項的模型估計總體上比無趨勢項的模型估計效果好。因此在本文后面部分，我們將重點討論有趨勢項的模型。根據AIC值，最優的選擇應為P=4，而根據SBC值，最優的P應為1，結合LM序列相關統計量，以及遵循謹慎性原則，選取滯后期數P=2,3,4,5進行下一步的篩選。
將所選滯后期數的ADRL模型估計得到的F統計量（F統計量用于檢驗原假設：即所有水平變量的系數為零，即水平變量之間不存在長期關系。在原假設H0：γ0=γ1=γ2=γ3=γ4=0成立時，F統計量服從非標準分布。）分別與Pesaran等（2001）學者計算的臨界值表CI（iii）（不包含趨勢項）和表CI（v）（包含趨勢項）進行比較，結果如表4所示。
根據表4結果顯示，在無趨勢項下，浙江省出口額和各經濟變量之間不存在長期關系。含趨勢項時，當滯后期為2階、3階和4階時存在長期關系。結合表4發現，滯后期為4階的AIC值最大，并且不存在序列相關性。因此，在接下來的模型處理過程中，依據AIC值對ARDL模型中各個水平變量的滯后階數進行選擇（需要進行估計的方程總共有55個，其中底數表示滯后階數，指數表示滯后變量個數。）通過Microfit4.1軟件的運行，結果顯示，該模型的最優估計為ARDL（4，0，3，1，0）。從總體上來看，人民幣實際匯率水平對浙江省出口的影響時滯大約為3個月；在人民幣匯率制度改革之前，匯率波動對出口的影響時滯大約為1個月，匯改后其作用時效增強，時滯降為0，即出口能較快地對匯率波動作出反應；其次貿易伙伴國或地區的收入對浙江省出口的作用時滯為0。
3.模型的估計結果和分析。方程（15）、（16）分別代表浙江省出口與各經濟變量之間的長期關系模型和誤差修正模型。根據ARDL（4，0，3，1，0）模型利用Microfit4.1軟件可以得到上述兩模型的估計結果。
ext=c+α0t+α1yt+α2reert+α3vt+α4vd+ECMt（15）
ex=9.2896+0.0158T+1.1956y-0.3355reer+0.926V-0.0147vd（17）
(4.1982) (7.87) (3.7896) (-5.9427) (2.078) (-1.3688)
方程（17）顯示，從長期來看，國外收入即貿易伙伴國的工業增加值的系數估計為正，并且非常顯著，說明貿易伙伴國工業增加值的增長有利于浙江省的出口。貿易伙伴國工業增加值對出口的彈性約為1.20，表明其對浙江省出口影響十分明顯。人民幣實際有效匯率系數的估計值為負數，表明人民幣匯率升值不利于浙江省的出口，其彈性系數為-1.34。匯率波動系數估計值為正數，表明匯率波動率的增加有利于浙江省出口，但該系數值較小，說明其對出口的影響不大。匯改后匯率波動系數為負，表明匯改后匯率波動率的增加不利于出口，但該系數值較小，說明該變量的影響效果較小。從另一方面可以發現，匯率形成機制改革對浙江省出口的影響，較少來自于匯率波動率的增加，更多的是源于匯率波動幅度放開后人民幣面臨升值的壓力所帶來的對出口的阻力。
表5顯示了浙江省出口和國外收入、匯率及匯率波動的動態關系。誤差修正模型通過了殘差項1階和4階序列相關檢驗，并且調整的R2為0.71，說明總體上模型擬合效果較好，解釋力度較強。依據各統計量可知，實際匯率水平對出口存在滯后3個月的正的短期影響，匯率波動對出口的短期影響并不顯著。此外，模型的誤差修正系數為負數，在1%的水平下顯著，短期調整系數符合常理。ECM的系數為-0.76，表明當經濟受到外部沖擊之后，該模型將以較快的速度向均衡收斂。
此外，通過遞歸殘差累計和與遞歸殘差平方累計和這兩個統計量對估計方程結構的參數穩定性進行檢驗。遞歸殘差累計和的檢驗結果表明模型略不穩定，而遞歸殘差平方累計和的檢驗則表明模型較為穩定，總體來看，所建立的模型基本上是穩定的，因此結果較為可靠。
綜上，從長期來看，匯率水平升值對出口的負向沖擊較為明顯，匯改后匯率波動的增強則對出口有抑制作用，但影響不是很顯著。其次，出口的短期動態調整較為明顯，匯率水平對其的改善作用存在著滯后2個月的效應。匯率波動不管在匯改前還是匯改后對出口的改善效果都不是十分顯著。
三、政策建議
1.加強品牌建設。浙江省的出口產品在很長的時間內都是依靠低價策略在國際市場上獲得一席之地的，因此，對于這些產品的廠商來說，應盡快提高產品的檔次，走差異化的競爭道路，不斷提升產品的品牌內涵和設計能力，創建出產品的品牌優勢，走較為高端的名牌之路。只有這樣，才能建立并鞏固國外的消費者對浙江省品牌產品的忠誠度，從而提高出口產品議價能力，進而可以更好地應對人民幣升值所帶來的負面影響。對于此，浙江省政府可以積極爭取國家的政策和資金支持，通過建立發展基金，用于鼓勵品牌建設和企業的技術改造升級，從而更好地調動企業的積極性，促進浙江省出口貿易的良性發展。
2.浙江省企業實行“走出去”戰略。在全球化不斷深化的背景下，出口企業可以適度地加大“走出去”步伐，充分對資源進行整合，恰當地運用財務杠桿，通過收購兼并等方式，建立全球化生產貿易體系，一方面可以提高對匯率變動風險的抵抗能力，減少個別國際市場波動帶來的影響；另一方面，對于紡織服裝、農產品等產品的出口，貿易伙伴國存在著配額限制，通過將這些企業設立在一些成本較低或者說沒有設限的國家或地區，可以避免這些限制，最大程度地提高企業的效益。針對企業“走出去”戰略，政府也可以相應地制定優惠的政策鼓勵企業積極到海外投資建廠，給予企業動力和支持。
3.充分利用貨幣、資本市場進行風險規避。隨著我國資本市場和貨幣市場的不斷發展成熟，企業擁有越來越多的金融工具來降低其在國際市場上面臨的風險。對此，一方面，出口企業應根據自身的實際情況慎重地選擇合適的產品；另一方面，銀行、保險等金融機構可以提供相關的咨詢服務，以輔助企業作出正確的選擇；最后，政府部門應該開展人民幣匯率的相關研究并及時公布相關信息，助于企業掌握最新最全最準的信息，從而作出正確的決策。
4.加快企業出口市場的多元化。在本文的分析過程中，我們發現各類產品出口市場較為集中，其中美國、歐盟、日本、我國香港、韓國、印度、阿聯酋、俄羅斯等8個貿易伙伴國或地區占到了浙江省年出口額的60%～80%。所以，一旦這些國家發生經濟危機或者匯率出現大的波動，浙江省的出口就會受到非常嚴重的影響。因此，浙江省要在鞏固這些市場的基礎上，不斷開拓發掘新的市場，與潛在的市場國家建立良好的合作關系，實現貿易市場的多元化。
