汇率变化对我国出口贸易的影响.pdf

1 投稿领域：国际经济学 汇率变化对我国出口贸易的影响：基于产业数据的实证研究 马君潞王博杨新铭 （南开大学经济学院金融学系，300071） 摘要摘要摘要摘要当前中国经济外需紧缩、 出口受阻的现实使汇率变动的贸易效应再次成为理论界 和政策界关注的热点问题。基于 1981-2006 年 sitc 标准分类的产业数据，本文运用协整与 误差修正模型对人民币汇率变化影响出口贸易结构的分析结果表明： 人民币汇率变化对出口 额的影响无论是长期还是短期都是显著的，且人民币汇率波动对出口分类影响存在较大差 别。最后提出了进一步加快出口企业产业转型、促进内需，实现我国产业结构优化升级的对 策建议。 关键词关键词关键词关键词汇率波动出口贸易结构产业 a a a abstract:bstract:bstract:bstract: under the condition that chinas external demand has been soft and the export expansion is hold up ,the trade effect of exchange rate volatility has been a theoretical and policy foucus again. based on the industrial data divided by sitc from 1981 to 2006,this paper analyzes the influence of exchange rate volatility on the export trade structure using cointegaration and vecm model. the result shows that exchange rate volatility has both a short and long-term effect on the export ,and the effect on different industry based on stic is different.lastly we put some suggestions that how to realize the industrial transition of export enterprises, improve the internal demand and upgrade the industrial structure in china. keykeykeykeywords:words:words:words: exchange ratevolatilityexport trade structureindustrial data 2 一、引言一、引言 在过去的三十年里，人民币汇率由 1978 年的 1.5771 上升到 2005 年的 8.192 之后进入 下行轨道，至 2008 年底为下降为 1 美元兑 6.8346 元人民币。与此同时，我国外贸出口总额 从 1978 年的 206.4 亿美元增至 2005 年的 14221.2 亿美元，到 2008 年底更是增加到 14285.5 亿美元，比 1978 年增长了 69 倍，成为全球第三大贸易国。 从国际产业标准分类 （sitc） 来看， 改革开放至今， 中国出口结构变化呈现以下趋势(详 见表 1)：食料品(sitc01)和资源密集型产品(sitc234)在总出口中的比重不断下降，而制造 业产品(sitc59)比重不断上升。为区分出口产品特征，进一步将制造业产品细分为资本技术 密集型工业产品(sitc57)和劳动密集型工业产品(sitc68)以观察其变化。结果发现，劳动密 集型工业产品出口一直呈现稳步上升的趋势， 而资本密集型工业产品的出口呈现先上升后下 降的逐步企稳态势，这可能反映了中国比较优势的变化规律和产业结构自身的演进路径。 2005 年 7 月 21 日，中国人民银行宣布我国实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进 行调节、有管理的浮动汇率制度。在此背景下，人民币对美元持续升值，一定程度上加大了 我国出口贸易的汇率风险。由于目前我国出口贸易主要集中于美、日、欧盟等发达国家和地 区，对美国和日本的产品出口占产品出口总额的 30%。人民币升值幅度扩大与人民币币值 长期处于高位有可能通过出口产品价格上升或国内出口企业成本增加而引起我国对主要贸 易伙伴国出口的减少。今年，这一效应尤为明显，受 2007 年美国次债危机引发的全球金融 危机影响，世界主要经济体外需都大幅萎缩，我国外贸出口面临前所未有的挑战。人民币汇 率波动的贸易效应再次引起学术界和决策层的广泛关注和思考， 已经成为国内经济学界不能 回避的重要研究课题。 在此背景下，本文重点研究人民币汇率变化对出口贸易结构的影响，研究结果发现汇 率变动的贸易效应无论在长期还是在短期都是显著的， 并且汇率波动对出口分类影响存在较 大差别。 除第一部分的导言外，本文结构安排如下：第二部分是汇率变动与出口贸易关系的相 关文献综述； 第三部分是基于产业分类的中国汇率变动与出口关系的研究的数据说明、 指标 测算和计量模型设定； 第四部分是具体的实证分析； 最后第五部分是结论和相关的政策建议 。 表 1按标准国际贸易分类（sitc）划分的中国出口额 年份sitc01sitc234sitc57sitc68总出口 （单位： 千美元） 198113.633.039.111.321584042.2 198213.431.636.611.221891677.7 198313.330.036.811.122184542.2 198412.832.739.011.425025862.1 198514.436.029.07.727542055.4 198614.821.534.69.031342678.4 198712.621.037.610.139434727.7 198812.917.739.311.947682759.7 198912.316.341.113.452651988.0 199011.214.340.514.962345291.9 199110.811.743.115.272126312.6 3 资料来源： 中国海关统计相关各期，经作者计算所得 二、相关研究文献综述二、相关研究文献综述 汇率波动率对出口的影响一直是固定汇率制和浮动汇率制度优劣争论的核心内容之一 （cote，1994） 。而定量分析汇率波动率增加对出口是否有影响，影响的方向和强度尤为重 要。 目前理论上对汇率波动与出口量关系的研究尚无定论。第一种观点认为，汇率波动对 出口贸易有负面影响， 汇率波动增加了汇率预测难度从而提高了交易者的成本， 导致风险规 避者减少出口（hooper and kolhhagen，1978） ；第二种观点认为，汇率波动对贸易有正面影 响，企业可以根据汇率变化调整出口，出口行为就像拥有一个卖权期权，出口企业的利润与 期权利润相似，随汇率波动率增加而增加（franke，1991） ；第三种观点认为汇率波动对出 口无影响， 汇率波动率的增加既有替代效应也有收入效应。 替代效应指汇率波动率增加降低 了风险厌恶者从事风险活动的动机，从而减少出口；而收入效应则指风险增加，预期出口收 入降低，从而促进厂商出口更多，以弥补可能的收入下降。但汇率波动率增加对出口的最终 影响依赖于替代效应与收入效应的共同作用。 从实证文献看，汇率波动率与出口关系亦无定论。cote(1994)、mckenzie (1999)回顾了 相应阶段的文献，结论也是混合的，即汇率波动率与出口的关系与国家类型有关。使用发达 国家数据的实证分析得出的结论中， 大部分认为汇率波动率与出口无关； 而使用发展中国家 数据却往往能得到两者间显著负相关的结论。 一个解释是发达国家的企业能够通过有效的汇 率市场对汇率波动进行对冲，降低风险，导致汇率波动率增加对出口影响不显著。而发展中 国家缺乏有效的汇率市场和对冲风险工具， 从而使汇率波动率与出口负相关 （潘红宇， 2007）。 目前分析汇率波动率与中国出口贸易关系的论文并不多，结论也不一致。chou(2000) 使用 19811996 年的季度数据， 研究实际有效汇率波动率对中国总出口及四个部门(以 sitc 为依据)出口的影响，结果发现汇率波动率对总出口、制造业、矿业有不利影响。陈平和熊 欣(2002)分别使用 1991 和 1995 年我国 22 个主要贸易国横截面数据建立贸易引力模型，研 究名义汇率波动程度对出口的影响， 发现汇率波动率增加会导致出口降低， 且影响程度很大 ， 199210.69.459.120.685208356 199310.18.160.121.791830961.5 19949.17.260.623.3120780396 19957.66.958.427.2148694767 19967.76.856.229.3151037983 19976.66.557.429.5182696642 19986.34.955.833.0183757113 19995.84.554.335.5194931434 20005.25.051.738.0249211619 20015.14.849.240.7266154635 20024.84.047.343.7325565012 20034.23.744.547.3438370824 20043.43.443.349.7593368633 20053.13.342.450.9761999138 20062.82.742.651.7969072839 4 能达到 500%。李广众等(2004)使用 1978 1998 年的面板数据，分析汇率波动率、汇率错位 对不同商品出口量的影响，也发现汇率波动率对出口量有着显著影响。潘红宇（2007）通过 协整检验， 误差修正模型和granger非因果检验研究了汇率波动率对中国主要贸易伙伴美国 、 欧盟和日本出口的影响， 发现在长期， 实际汇率波动率与中国对美国和欧盟的实际出口显著 负相关，但与中国对日本出口无关；而在短期，汇率波动只影响中国对美国的出口，对向欧 盟和日本的出口没有影响。 与上述关于中国汇率波动与出口结构的研究相比， 本文具有以下 三个特点： 第一，使用时间序列数据，研究汇率波动率与出口的长短期关系。关于中国的四篇文 献，除 chou(2000)、潘红宇(2007)的论文外，其余两篇使用面板数据，不能反映变量间的时 变关系，而 chou 的研究数据过于陈旧，不能反映近年来中国汇率巨幅波动以及十年来特别 是加入 wto 以来，我国对外贸易政策与对外贸易商品结构发生的重大变化。潘红宇的研究 虽数据较新，但同样没有涵盖 2005 年 7 月汇改后的数据，且仅考虑了汇率波动对中国最主 要的三个贸易伙伴美国、欧盟和日本的影响。由于 2001 年中国正式加入 wto，出口模式发 生了明显变化，出口贸易对汇率变化的反应更加市场化。同时 2005 年中国的人民币汇率制 度改革可能增加人民币汇率波动率的影响。但目前，跨国公司已经成为我国进出口主力，对 它们来讲，不同汇率的波动可能相互抵消，从而降低汇率波动率的影响，因此有必要重新研 究汇率波动率与出口贸易的关系。 第二，使用 19812006 年的年度数据并充分考虑汇率制度结构变化的影响，实际有效 汇率采用的是中国最主要的 16 个贸易伙伴国家的以贸易加权的外部实际汇率指数，该指数 是一个多国加权价格与本国价格相比的指标，度量了一个国家贸易商品的国际竞争力。 第三，利用从 arch 模型中估计出的实际有效汇率的条件方差来代表汇率的波动，并 基于 sitc 标准对产业进行分类，比较人民币汇率波动对各类产品出口的影响差异。 三、数据说明、计量模型设定与指标测算三、数据说明、计量模型设定与指标测算 （一）数据说明 本文使用的出口额数据是基于 sitc rev.3 分类的数据。根据 sitc 标准，我国出口产品 共分为 10 类。本文除了使用总出口额数据（sitc0-9）进行分析考察外，还根据出口产品产 业特征，分别考察了影响以下三类产品出口额的因素：食料品（sitc0-1） 、资源密集型产品 （sitc2-4） 、制造业产品（sitc5-9） 。为区分制造业出口产品要素特征，本文进一步将其细 分为资本技术密集型工业产品（sitc5、sitc7）和劳动密集型工业产品（sitc6、sitc8）。 所有出口数据均来源于中国海关统计相关各期。其它数据除中国 cpi 数据外，均来源 于 imf的国际金融统计 （ifs）19812007 年各期，中国的 cpi 数据来源于中国统计 年鉴 （2007）和新中国 55 年统计资料汇编 。考察的样本区间为 19812006 年。 （二）计量模型设定 根据经济贸易理论，并遵照 chou（2000） 、王相宁、王利（2008）的做法，一国产品出 口与进口国的真实收入和进、 出口国的相对价格以及汇率波动有密切关系。 本文设立决定长 期出口的计量模型如下： （1） 1234 ()( )()() ittittit ln exln yln pln v=+ 5 其中，为常数项，表示我国对主要贸易伙伴出口的第 i 种产品的实际出口额， 1 it ex 表示外国的实际收入，用主要贸易伙伴加权的实际收入表示，表示我国第 i 种出口产 t y it p 品与主要贸易伙伴类似产品的相对价格。和分别表示汇率波动和随机扰动项。(i=2、 t v it i 3、4)为回归参数。由于主要贸易伙伴的实际收入增长对出口国的产品需求也会增加，因此， 模型（1）中的符号为正。而相对价格是以进口国货币表示的我国出口产品价格与主要贸 2 易伙伴国内类似产品价格的比率，其变化代表贸易条件的改变。出口国货币升值时，出口产 品相对价格上升，竞争力下降，对出口产生不利影响，因此的符号为负。关于汇率波动 3 对我国出口是否产生显著影响，文献的实证结果并不一致，因此暂不事先给定的符号。 4 （三）指标测算 采用中国同以贸易比重为权数的主要贸易伙伴国的实际 gdp 的对数相对收入指标作为 外国的实际收入的指标， 而根据 1981 年以来的贸易总量排名，中国主要贸易伙伴包括美国、 日本、中国香港、德国、法国、意大利、加拿大、韩国、澳大利亚、新加坡、英国、泰国、 马来西亚、印度尼西亚、荷兰、西班牙共计 16 个国家和地区。由于中国缺乏详细分类的相 对价格，因此本文采用实际有效汇率指标代替。实际有效汇率是加权的外部实际汇率指数， 是多国加权价格与本国价格的加权平均数指标，计算公式可以表述为： （2） * / 1 () i n w i d i i d p reere p = =i 其中，表示实际有效汇率，其值变大表示贬值，变小表示升值，代表第i个国reer i w 家的贸易权重，为直接标价法下的名义双边汇率，为第i个国家的价格水平， /d i e * i p d p 为本国价格水平。 模型（1）中汇率波动率的测算以出口加权的实际有效汇率指数（eer_r）为基础。 t v 具体的，遵照 chou（2000）的做法，以 arch 模型估算人民币实际有效汇率的时间可变条 件方差 eer_e。arch（1）模型的具体设定如下： （3） 3 0 1 1 2 011 (_)(_), |(0,), , tit it i ttt tt eereeere nv v = =+ =+ 其中，表示随机干扰项，表示 t-1 期的信息矩阵，表示条件方差。通过数据拟 t 1t t v 合，人民币对美元的汇率波动模型的估计结果如下： 6 () 123 _6.9780.169 (_)0.470 (_)0.348 (_) ttt eereeereeereeere = （7.673） （-2.846）（-3.308）（-3.393） （4） 2 1 130.5060.129 tt v = （2.684） （-1627.458） 其中表示的方差，括号中的值代表稳健标准误下的 z 统计量。从上面的估计结果 t v 可以看出，的系数在 1%的显著水平下显著。这表明在以贸易加权的人民币实际有效汇 2 1t 率指数中的确存在一个 arch 效应，而是代表汇率波动的一个合适度量指标。 t v 四、实证分析四、实证分析 （一）平稳性的单位根检验 为了检验模型（1）所表示的长期关系是否存在，需要选择合适的协整检验方法，为此 要对以上数据进行单位根(adf)检验。检验结果表明（详见表 2） ，除了从arch（1）模型 估计出来的汇率的波动性序列外，其它序列都无法在 5%的置信水平下拒绝存在一个单位根 的假设，通过对各序列取一阶差分，各个变量序列都在 1%的置信水平下拒绝存在单位根的 原假设，即各个变量序列均为 i（1）过程。 表 2 各变量的平稳性检验结果 注：*表示在 1%的置信水平下显著，*表示在 5%的置信水平下显著，*表示在 10%的置信水平下显著。 序列检 验 类 型 （c，t，k） adf 统 计 量 1%的 临 界值 5%的 临界值 10%的 临界值 单 整 阶数 sitc01水平值(c,t,0)-1.3925-4.3743-3.6032-3.2381i（1） 一阶差分(c,0,0)-4.5377*-3.7379-2.9919-2.6355 sitc234水平值(c,t,0)-2.5918-4.3743-3.6032-3.2381i（1） 一阶差分(c,0,0)-6.0142*-3.7379-2.9919-2.6355 sitc57水平值(c,t,0)-2.5295-4.3743-3.6032-3.2381i（1） 一阶差分(c,0,0)-5.1219*-3.7379-2.9919-2.6355 sitc68水平值(c,t,0)-1.5008-4.3743-3.6032-3.2381i（1） 一阶差分(c,0,0)-5.1729*-3.7379-2.9919-2.6355 sitc59水平值(c,t,0)-1.6972-4.3743-3.6032-3.2381i（1） 一阶差分(c,0,0)-4.6418*-3.7379-2.9919-2.6355 sitc09水平值(c,t,0)-1.8499-4.3743-3.6032-3.2381i（1） 一阶差分(c,0,0)-4.8674*-3.7379-2.9919-2.6355 var_e水平值(c,0,0)-4.5749*-3.8085-3.0207-2.6504i（0） eer_e水平值(c,t,0)-1.4703-4.3743-3.6032-3.2381i（1） 一阶差分(c,0,0)-4.1285*-3.7379-2.9919-2.6355 gdp_t水平值(c,t,0)-2.3701-4.3743-3.6032-3.2381i（1） 一阶差分(c,0,0)-4.0429*-3.7379-2.9919-2.6355 7 滞后阶数的确定根据 sic 准则确定。所有变量都采用对数形式，sitc01 表示食料品；sitc234 表示资源密 集型产品；sitc59 表示制造业产品（sitc5-9） ；而为了更加仔细区分出口产品的特征，又进一步将制作业 产品细分为资本技术密集型工业产品sitc57和劳动密集型工业产品sitc68；sitc09表示实际的出口总额 ； eer_e 表示以出口加权的实际有效汇率指数； var_e 表示以 eer_e 为基础构建的汇率波动率指标； gdp_t 表示出口贸易加权的实际 gdp 指数（1995=100） 。 （二）协整关系检验 单位根检验结果表明所有出口序列都是i（1）过程，因此，可以通过 johansens 多变量 协整检验来检验各变量之间的长期关系。 通过构建向量误差修正模型以实现检验目的， 模型 如下： （5） 1 101 1 k ttit itt i yyytz = = + + 其中，是一个包含三个变量的向量，表示 t y ,(_),() titt yexln gdptln eer= t 一个随机误差向量，表示截距项，代表趋势项的系数，向量则包含各种决定性变 0 1 t z 量比如虚拟变量和其它位于协整空间之外的变量。表3 给出了检验的结果， 从该表可以看出 不存在协整关系的零假设仅在针对出口序列 sitc01、sitc09 时被拒绝。 表 3协整检验结果 注：*表示在 1%的置信水平下显著，*表示在 5%的置信水平下显著，*表示在 10%的置信水平下显著。 遵循 chou（2000）的做法，在协整检验中加入汇率的波动性，结果发现协整检验的显 著水平大大提高，在所有六种情况中，不存在协整关系的零假设都在 1%或 5%的显著水平 上被拒绝(见表4)。 协整向量的最大似然估计量可以通过对eit的长期需求方程的来进行解释 ， 如表 5 所示，回归结果与预期符号一致，在除针对资本密集型产品的出口方程以外，相对收 入的符号为负，表明随着外国收入的增加，对中国产品的出口需求也会相应的增加，而针对 资本密集型产品的相对收入的符号为正， 但不具有统计上的显著性； 实际有效汇率的符号在 所有的出口方程中都为正， 并且具有统计上的显著性， 表明人民币汇率贬值有利于中国的出 口，而汇率水平是决定出口绩效的重要因素。 表 4加入汇率波动后的协整检验结果 序列滞后期 k 最大特征根统计量 max 迹统计量 trace sitc01116.215734.6575* sitc234115.365821.2404 sitc59214.992926.5093 sitc57217.001529.1805* sitc68213.444129.2561* sitc09218.148930.5705* 序列滞后期 k 最大特征根统计量 max 迹统计量 trace 8 注：*表示在 1%的置信水平下显著，*表示在 5%的置信水平下显著，*表示在 10%的置信水平下显著。 表 5johansen 协整向量估计结果 （三）误差修正模型的估计 前面我们已经估计了模型（1）的长期关系，接下来估计出口需求方程。根据 engel 和 granger（1987）提出的格兰杰显示定理，只要模型（1）的各变量之间是协整的，就可以由 下列误差修正模型生成： （5） 1234,1ititittii tit exxpecm =+ 其中，是误差修正项，反映了经济系统如何向方程（1）所蕴含的长期均衡收 ,1i t ecm 敛的过程，其中误差修正项由上表 5 中的 johansen 协整向量给出。误差修正模型与模型（1） 相比更具吸引力，因为它可以将变量的水平值和差分变量同时纳入对长期均衡行为的考察。 从表 6 误差修正模型的具体结果可以看出，汇率波动 var_e 对各类产品出口额的影响存在 较大差别，即从 var_e 系数的绝对值看，汇率波动对资源型产品的出口影响最小，并且不 具有统计上的显著性， 这同我国目前还是一个资源型产品的净进口的现实相符； 其次是对食 料品出口影响较小， 而对制造业产品出口影响最大， 对制造业细分数据分析发现汇率波动对 劳动密集型产品出口的影响略大于资本技术密集型产品。由于目前资本密集型产业 （sitc5+sitc7）和劳动密集型产业（sitc6+sitc8）的出口在整个出口份额中约占 90%左 右， 这意味着在出口份额较大的情况下， 即使很小的汇率波动也会引起这两类出口额绝对值 的较大变化。ecmi，t-1的系数在除针对制造业全体的误差修正模型以外，在大多数情况下都 不显著， 表明出口在更大程度上由汇率的短期波动决定。 出口企业可以利用人民币升值改善 sitc01128.7294*45.0061* sitc234229.4517*36.3383* sitc59126.8332*43.9172* sitc57221.9022*35.8263* sitc68231.5832*45.7097* sitc09231.5643*45.0095* 序列估计的协整向量 食料品序列 sitc01sitc01=2.5250*eer_e-3.0982*gdp_t+20.8356 （-10.7885）（7.4239）（-20.4343） 资源密集型产品 sitc234sitc234=4.4644*eer_e-6.1858* gdp_t+25.2900 （-6.9281）（5.4619）（-8.7619） 制造业产品 sitc59sitc59=2.6139*eer_e-1.5029* gdp_t+15.4555 （-10.9112）（3.5048）（-15.0766） 资本密集型产品 sitc57sitc57=2.3040*eer_e+0.3332* gdp_t+6.9717 （-4.0156）（-0.3142）（-2.7071） 劳动密集型产品 sitc68sitc68=1.8363*eer_e-0.4339* gdp_t+13.9462 （-10.3542）（1.2173）（-15.6498） 总出口产品序列 sitc09sitc09=4.005*eer_e-4.0763* gdp_t+20.5093 （-8.8627）（4.9470）（-9.5375） 9 贸易条件， 特别是资本技术密集型出口企业， 可以以较低廉的价格引进国外先进技术和国际 资本来降低生产成本，加速企业出口结构的调整速度。 表 6误差修正模型估计结果 注：*表示在 1%的置信水平下显著，*表示在 5%的置信水平下显著，*表示在 10%的置信水平下显著。 五、结论与相关政策建议五、结论与相关政策建议 基于 19812006 年中国 sitc 产业分类数据从检验各时间序列变量的稳定性开始，在协 整检验基础上建立误差修正模型的实证结果表明： （1） 长期均衡确实存在， 出口与国外收入 、 出口价格（人民币实际有效汇率）存在长期均衡关系，国外收入的增加会引致中国出口的增 加。 （2）汇率波动在短期内对某些产业而言有显著的正面影响，但不会影响长期出口关系。 汇率波动对基于 sitc 标准进行分类的产品出口额的影响存在较大，其影响程度按汇率波动 系数的大小依次为制造业的劳动密集型产品、 资本和技术密集型产品、 食料品和资源密集型 产品。 （3）出口价格无论是短期还是长期都是影响出口的重要因素，说明人民币实际有效汇 率的高低在决定出口绩效方面具有非常重要的影响。 汇率变动将会从两个方面对出口产生影 响：一是汇率水平的变化；二是汇率波动率的变化。当人民币汇率贬值时，如果汇率波动率 增加， 那么中国出口由于贬值带来的增加要减去风险加大减少的部分， 反过来由于汇率升值 带来出口的减少要加上由于汇率波动降低带来的出口增加的部分。 如果汇率贬值的同时汇率 波动率降低对出口促进效应将达到最大， 如果汇率升值的同时风险增加对出口的抑制作用也 将达到最大。 总体来看，实证结果与经济理论相一致，反映了我国贸易发展的现状，也有效地解释了 1994 年以后中国对外贸易快速发展的现实。综上所述，为发展我国对外贸易，要避免人民 变量sitc0 1 sitc234sitc59sitc57sitc68sitc09 水平变量 1 () it ecm 0.038 (0.597) -0.049 (-1.355) 0.159 (2.128)* 0.020 (0.270) 0.1874 (1.224) 0.029 (0.808) var_e0.023 (2.201)* 0.007 (0.616) 0.039 (3.633)* 0.044 (3.055)* 0.044 (3.484)* 0.029 (2.595)* 滞后变量 eer_r(-1)-0.228 (-1.186) 0.267 (0.929) 0.155 (0.770) 0.319 (1.249) 0.346 (1.463) 0.049 (0.271) eer_r(-2)-0.005 (-0.025) 0.076 (0.384) 0.120 (0.771) -0.036 (0.179) gdp_t(-1)0.319 (1.341) 0.524 (1.825)* 0.133 (0.604) 0.137 (0.543) 0.187 (0.673) 0.429 (1.973)* gdp_t(-2)-0.227 (-0.639) -0.209 (-0.975) -0.558 (-2.198)* -0.374 (-1.579) r20.2770.4110.4940.5420.5820.523 估计的0.1210.1700.1200.1190.1320.113 极大似然值17.44112.44617.55919.97017.82620.951 f 统计量1.5331.2933.9092.1942.5872.040 10 币币值过度高估，在增加人民币汇率弹性时，应当保持人民币汇率稳定。鉴于汇率波动在短 期会对贸易产生正面影响，我国应调整对外贸易发展战略。第一方面，汇率水平对出口贸易 的影响不但存在，而且很大，因此，在美国经济放缓、内外利差扩大和人民币升值压力较大 的情况下， 货币当局通过市场介入来维持目前人民币汇率调整幅度是必要的， 但应将外汇市 场管理重点放在调整人民币升值预期、 为出口企业提高适应人民币升值和防范汇率风险的能 力创造条件等方面上。另一方面，在我国出口产品结构中，劳动密集型和资本密集型出口产 品占总出