中央財(cái)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(dòng)廣西經(jīng)濟(jì)增長做出重要貢獻(xiàn)。自2005年7月中國實(shí)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(dòng)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(jià)浮動(dòng)幅度由1%擴(kuò)大至2%，人民幣匯率雙向浮動(dòng)彈性進(jìn)一步增強(qiáng)。截至2013年12月，人民幣實(shí)際有效匯率為118.79，再創(chuàng)歷史新高，全年累計(jì)升值7.9%，較2012年提高5.7個(gè)百分點(diǎn)。人民幣匯率波動(dòng)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(shí)證方法考察人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)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(dòng)，匯率波動(dòng)與國際貿(mào)易的關(guān)系成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題。大體上當(dāng)前關(guān)于匯率波動(dòng)與國際貿(mào)易的關(guān)系有三種觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為匯率波動(dòng)阻礙了國際貿(mào)易。由于匯率的波動(dòng)性導(dǎo)致貿(mào)易中的風(fēng)險(xiǎn)增加，風(fēng)險(xiǎn)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(dòng)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(dòng)與出口之間存在負(fù)效應(yīng);Bahmani-Oskooee和Satawatananon(2013)，Jiranyakul(2013)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)泰國的進(jìn)口與匯率的波動(dòng)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(dòng)與國際貿(mào)易負(fù)相關(guān)。

另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為匯率波動(dòng)與國際貿(mào)易之間正相關(guān)。Hooper和Kohlhagen(1978)通過對5個(gè)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(dòng)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(shí)，匯率波動(dòng)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(dòng)與國際貿(mào)易之間存在正相關(guān)關(guān)系。

與這兩種觀點(diǎn)不同的第三種觀點(diǎn)認(rèn)為，匯率波動(dòng)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(dòng)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(dòng)與國際貿(mào)易間的不確定性取決于貨幣風(fēng)險(xiǎn)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(jì)方法對我國出口商品需求方程進(jìn)行估計(jì)，研究表明，匯率風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)隨商品不同、國家不同而有所不同，匯率錯(cuò)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(dòng)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(shí)際有效匯率波動(dòng)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(dòng)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(dòng)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(jì)了人民幣匯率的波動(dòng)率，并在此基礎(chǔ)上分析了匯率波動(dòng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響，長期內(nèi)，人民幣匯率波動(dòng)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(yàn)法和Granger因果檢驗(yàn)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(shí)證方法研究人民幣匯率變動(dòng)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(gè)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(shí)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(shí)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(yàn)表明，人民幣實(shí)際有效匯率與山東出口貿(mào)易同向變動(dòng)，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(dòng)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(jì)量模型和研究方法

(一)計(jì)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(dú)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(gè)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(shí)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(shí)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(shí)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(shí)際有效匯率貶值，通過數(shù)量效應(yīng)，本國商品在價(jià)格上的競爭力提高，從而導(dǎo)致出口增加，進(jìn)口減少;同時(shí)通過價(jià)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(jià)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(jià)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(xiàng)。

(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(shí)間序列數(shù)據(jù)。用IMF計(jì)算的實(shí)際有效匯率指數(shù)作為內(nèi)部人民幣實(shí)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(jì)年鑒》(1985～2012)，世界GDP、中國GDP和人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)來源于IMF統(tǒng)計(jì)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(jià)格為基期;實(shí)際有效匯率以2005年價(jià)格為基期，以間接標(biāo)價(jià)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(yàn)。采用ADF來進(jìn)行序列的單位根檢驗(yàn)，分析時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。采用Johanson檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)人民幣實(shí)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(gè)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(gè)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(gè)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(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。

三、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)。

傳統(tǒng)時(shí)間序列分析一般都是假定時(shí)間序列是平穩(wěn)的，但是，很多時(shí)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(yàn)就是針對非平穩(wěn)時(shí)間序列的一種分析方法。協(xié)整檢驗(yàn)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(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)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(yàn)。

根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果，lntb、lnreer、lnwgdp、lnggdp 變量均為一階單整時(shí)間序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。因此，我們采用Johanson檢驗(yàn)方法，對變量進(jìn)行檢驗(yàn)。首先需要對協(xié)整檢驗(yàn)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(gè)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(yàn)法檢驗(yàn)變量的協(xié)整關(guān)系時(shí)，確定滯后期為1。檢驗(yàn)結(jié)果(見表3、表4)表明，在1%的顯著水平下，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都說明 lntb、lnreer、lnwgdp、lnggdp之間至少存在三個(gè)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(shí)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(yàn)結(jié)果

表2 無約束VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表3 跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

表4 最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果

其中估計(jì)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(shí)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(shí)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(shí)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(gè)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(yàn)。

通過協(xié)整檢驗(yàn)可知人民幣實(shí)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(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系還需進(jìn)一步的檢驗(yàn)。本文采用Granger因果檢驗(yàn)來檢驗(yàn)各變量之間是否存在Granger因果關(guān)系。經(jīng)檢驗(yàn)，人民幣實(shí)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(shí)際有效匯率的變動(dòng)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(dòng)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(dòng)與廣西貿(mào)易收支變動(dòng)互為因果關(guān)系。

(四)脈沖響應(yīng)分析。

為了驗(yàn)證人民幣實(shí)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(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)作進(jìn)一步的檢驗(yàn)。首先檢驗(yàn)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(gè)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(jià)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(dòng)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(dòng)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(dòng)的響應(yīng)很小。貿(mào)易對來自國外收入水平的擾動(dòng)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(yàn)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(shí)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(gè)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(gè)變量隨機(jī)沖擊在動(dòng)態(tài)分析中的重要性，以及各個(gè)沖擊在不同時(shí)期對系統(tǒng)影響的重要程度。方差分解的檢驗(yàn)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(gè)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(dòng)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(shí)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(dòng)中，在1～12期國外收入水平的波動(dòng)對進(jìn)出口貿(mào)易的影響大于人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)對廣西進(jìn)出口貿(mào)易的影響，但從13期開始人民幣實(shí)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(dòng)的主要因素;然而從長期來看，人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)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(yàn)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(shí)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(shí)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(shí)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(dòng)呈負(fù)相關(guān)。

2.人民幣實(shí)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(shí)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(dòng)的主要因素;然而從長期來看，人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)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(xiǎn)的能力。近期，人民幣匯率波幅擴(kuò)大，波動(dòng)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(xiǎn)。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(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)意識，更多地使用金融衍生工具來降低進(jìn)出口的風(fēng)險(xiǎn)，不斷提高應(yīng)對匯率風(fēng)險(xiǎn)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(shí)，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(dòng)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(dòng)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(dòng)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(dòng)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(cái)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(xiǎn)，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(cái)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(shí)防范匯率風(fēng)險(xiǎn)，不斷優(yōu)化貿(mào)易環(huán)境。

［1］戴國強(qiáng):《人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)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(dòng)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(shí)際匯率錯(cuò)位、匯率波動(dòng)性及其對制造業(yè)出口貿(mào)易影響的實(shí)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(bào)(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(shí)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(shí)際有效匯率變動(dòng)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(shí)證研究》，載于《國際貿(mào)易問題》2011年第8期。