人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易的傳導效應

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1、人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易的傳導效應 　　摘 要：本文考察了我國與11個主要國際貿(mào)易伙伴的進出口貿(mào)易情況，使用GARCH模型測算人民幣匯率波動，應用ARDL協(xié)整方法研究在現(xiàn)行匯率制度下人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易的傳導效應，得出如下結論：一是總體上，人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易具有負面的傳導效應，國際貿(mào)易尤其是出口貿(mào)易會受到人民幣匯率波動的影響；二是貿(mào)易伙伴經(jīng)濟發(fā)展對我國國際貿(mào)易有促進作用；三是我國國際貿(mào)易不易受到進出口產(chǎn)品相對價格變動的沖擊。 下載論文網(wǎng) 　　關鍵詞：人民幣匯率；國際貿(mào)易；出口貿(mào)易；GARCH模型 　　中圖分類號：F733 文

2、獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2015）02-0123-07 　　隨著人民幣匯率改革的逐步深化，國際化進程加快，人民幣未來將成為能被廣為接受的國際結算貨幣，參考美元、歐元的經(jīng)驗，人民幣匯率波動將會加劇。作為一個貿(mào)易大國，國際貿(mào)易是我國經(jīng)濟的重要增長點，人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易會帶來怎樣的傳導效應，是一個值得研究的問題。本文從實證的角度對此問題進行分析，旨在厘清人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易的傳導效應，得出具有現(xiàn)實意義的結論，給出合理的建議。 　　一、研究背景 　　尼克松的新經(jīng)濟政策導致了1973年3月布雷頓森林體系的瓦解，從那時起，越來越多的西方國家開始實施浮動匯率制度。

3、1997-98年的亞洲金融危機給我們的教訓是固定匯率制度如果操作不當，可能導致巨大的損失，危機之后，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際經(jīng)濟的波動。然而，靈活的匯率制度也存在一些弊端，比如Crosby[1]認為在浮動匯率制度下，名義和實際匯率的波動遠大于基礎經(jīng)濟的波動，這種波動可能會對國際貿(mào)易產(chǎn)生負面影響，從而影響經(jīng)濟發(fā)展；Krugman[2]認為靈活的匯率制度會增強匯率的變化性，可能導致外匯市場風險，基于風險厭惡假設，外匯市場風險將抑制國際貿(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、時期；1994年1月，我國施行了以市場供求為基礎的、單一的、有管理的浮動匯率制度；2005年7月，我國對匯率形成機制進行了進一步的改革，結束了延續(xù)十多年的與美元掛鉤的匯率制度，實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，并在近年來逐漸擴大允許人民幣匯率浮動的空間，從圖1中可以看出人民幣兌美元匯率波動在2005年7月之后明顯加強。 　　隨著人民幣匯率改革的逐步深化、國際化進程的加快，人民幣未來將成為能被廣為接受的國際結算貨幣，參考美元、歐元的經(jīng)驗，人民幣匯率波動將會加劇。作為一個貿(mào)易大國，國際貿(mào)易是我國經(jīng)濟的重要增長點，人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易會帶來怎樣的傳導效應，

5、是一個值得研究的問題。本文從實證的角度對此問題進行分析，旨在厘清人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易的傳導效應，得出具有現(xiàn)實意義的結論，給出合理的建議。 　　一、文獻綜述 　　關于匯率波動對國際貿(mào)易的傳導效應研究，西方起步較早，從70年代西方發(fā)達國家廣泛開始施行浮動匯率制度以來，就有學者不斷地對該問題進行理論和實踐層面上的探索。國內(nèi)對此方面的研究起步相對較晚，90年代后才逐漸有學者開展這一領域的實證研究。 　　從理論研究的角度看，匯率波動對于國際貿(mào)易的傳導效應屬于一個有爭論的話題。一派學者，如Friedman[1]，認為靈活的匯率可以促進貿(mào)易和整體宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性，而短期的匯率波動不會對貿(mào)易帶來

6、顯著的影響，因此浮動匯率政策對一個國家的經(jīng)濟是有益的；另一派學者，如Mundell[2]，認為靈活的匯率政策會加劇匯率的波動，導致外匯市場風險，因此，匯率的波動會對國際貿(mào)易產(chǎn)生負面影響；還有一派學者，如McKenzie [3]，認為無論是從理論還是實踐上來講，匯率波動對國際貿(mào)易會產(chǎn)生何種影響是不明確的，在不同的環(huán)境下，匯率波動對國際貿(mào)易可能產(chǎn)生正面、負面或者是無法確定的影響，需要針對具體問題來進行具體分析。 　　縱觀國外相關實證研究，一些學者指出匯率波動與國際貿(mào)易之間存在著負相關性，匯率風險的提高會降低國際貿(mào)易水平[4]-[6]。一些研究結論支持相反的觀點，即匯率波動會促進國際貿(mào)易[7]-[

7、9]。也有一些研究發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易不會受到匯率波動的影響[10]-[12]。雖然已有的實證研究沒能得出統(tǒng)一的結論，但卻證實了匯率波動對國際貿(mào)易的傳導效應在一定條件下是存在的，而實證研究結論很大程度上取決于研究數(shù)據(jù)的屬性、模型假設、匯率波動的度量方法以及匯率波動與國際貿(mào)易之間關系的檢驗技術，不同國家、不同匯率制度、不同行業(yè)、不同模型設定和研究方法，可能得出不同的結論。 　　對于我國的問題，國內(nèi)已有學者進行了部分研究，總體來看，前期研究發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易呈現(xiàn)不同程度的負面影響。陳平和熊欣[13]對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)進行回歸分析，認為匯率波動不利于出

8、口；盧向前和戴國強[14]基于1994―2003年的進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析，得出人民幣匯率波動對進出口貿(mào)易有反方向的影響；余珊萍和韓劍[15]對我國與主要出口貿(mào)易伙伴2000―2003年的截面數(shù)據(jù)進行分析，認為名義匯率波動對我國的出口貿(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)進行協(xié)整分析，認為人民幣匯率波動不會對美中貿(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與我國農(nóng)產(chǎn)品對日出口的關系，發(fā)現(xiàn)匯率波動對出口貿(mào)易有著負面的影響；陳六傅等[18]基于1995―2005年的數(shù)據(jù)，得出人民幣實際匯率波動對我國六大類企業(yè)出口有著

9、顯著的負面影響。 　　然而，前期對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；二是對于出口貿(mào)易的關注比較多，對于進口貿(mào)易的研究甚少；三是近年來人民幣匯率浮動范圍逐漸擴寬，匯率波動加劇，但缺少與時俱進的分析。本文將從以上幾方面加以改進，力圖給出更具有現(xiàn)實意義的參考。 　　二、研究設計 　　1.模型構建 　　基于基本貿(mào)易理論，并受前期相關研究的啟發(fā)，本文中，出口和進口貿(mào)易模型設計為方程（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表示進口

10、額，Pxt表示出口單位價值指數(shù)，Pmt表示進口單位價值指數(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)品價格指數(shù)乘以匯率，對于國外產(chǎn)品價格，使用貿(mào)易伙伴的生產(chǎn)者物價指數(shù)。Pwt表示用本國貨幣表示的相對出口價格，Pvt表示用本國貨幣表示的相對進口價格。Yt表示外國收入，反映貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟狀況，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，εt和μt是隨機誤差項。LXt、LMt、LPwt、LPvt和LYt分別表示 Xt、Mt、Pwt、Pvt和Yt的對數(shù)形式。 　　根據(jù)貿(mào)易理論，筆者預期相對出口價格的系數(shù)α1為負值，產(chǎn)品價格上漲，將

11、導致國際上對此類產(chǎn)品需求的減少，因此出口會減少，同理，筆者預期相對進口價格系數(shù)β1為正值。筆者預期外國收入的系數(shù)α2和β2為正值，因為從理論上來講，經(jīng)濟的發(fā)展將拉動貿(mào)易。從過去研究經(jīng)驗來看，匯率波動對貿(mào)易的傳導效應有多種情況，因此匯率波動的系數(shù)α3、β3可能為正數(shù)，也可能為負數(shù)。 　　2.匯率波動的測算 　　本文選擇GARCH（p，q）模型測算匯率波動，因為該模型適用于對時間序列波動性的分析和預測，可以成功地捕捉隨時間變化的條件方差形成一個時間序列，在測算匯率波動時具有一定的優(yōu)勢，計算公式如方程（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

12、Vt是方程（3）殘差的平方，并遵循ARMA（p，q）過程。當p=0時，GARCH（p，q）模型變?yōu)锳RCH（q）模型，對于不同的匯率時間序列數(shù)據(jù)，可能采用不同的p和q設定。筆者使用最大似然法對方程（3）和（4）進行測算，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值的設定需保證所得出的殘差項不存在序列相關性。假設MA和AR部分的系數(shù)是介于0和1之間的正數(shù)，因此，筆者預期所測得匯率波動時間序列是水平平穩(wěn)的，即I（0）。 　　3.匯率波動對國際貿(mào)易傳導效應的測度 　　通過單位根檢驗，筆者發(fā)現(xiàn)匯率波動時間序列是水平平穩(wěn)的，即I（0），其他變量是一階差分后平穩(wěn)的，即I（1），模型中同時包

13、含了I（0）、I（1）兩類變量。對于此種情況，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)勢在于當同時存在I（0）、I（1）類型變量時，也可以準確地進行協(xié)整關系分析。因此，本文采用此方法檢驗和測度匯率波動與國際貿(mào)易的長期協(xié)整關系；如果不存在長期協(xié)整關系，則通過誤差修正模型（ECM）來對短期影響進行度量。根據(jù)貿(mào)易模型，ARDL-ECM模型設置為如下形式： 　　出口： 　　在方程（5）和（6）中，a0和c0為常數(shù)項，α1t和c1t為時間趨勢項，τt和ξt為白噪聲誤差。為了確保殘差項不存在序列相關性，本文模型采用一階差分的形式，Δ表示一階差分變量?；贏RDL-EC

14、M模型設定，需要通過假設檢驗來驗證模型中是否存在長期協(xié)整關系，零假設為“不存在長期協(xié)整關系”。計算模型中顯著滯后期變量的F統(tǒng)計值，并與臨界值進行比較，如果大于臨界值，則拒絕零假設。 　　對于出口方程（5）的零假設為： 　　H0：b1=b2=b3=b4=0 　　對于進口方程（6）的零假設為 ： 　　H0：d1=d2=d3=d4=0 　　為了計算匯率波動對國際貿(mào)易的傳導效應的長期趨勢系數(shù)，需要為對數(shù)形式的出口和進口額構建有條件的長期關系模型，對于出口和進口模型的條件分別為ΔLX=ΔLPw=ΔLY=ΔV=0和ΔLM=ΔLPv=ΔLY=ΔV=0，長期關系模型可以用方程（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)整方法測度上述模型的長期協(xié)整關系系數(shù)，首先對方程（7）和（8）進行OLS計算，然后根據(jù)AIC（赤池）、SBC（施瓦茨）指標去選擇最優(yōu)的滯后期數(shù)。只有在拒絕了ARDL-EC

16、M模型零假設的情況下，才能計算長期協(xié)整關系；如接受了零假設，則去計算變量之間的短期動態(tài)關系，測算方程如（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，本文從我國主要進出口貿(mào)易伙伴中選取了11個國家或地區(qū)來進行研

17、究。在時間跨度方面，考察2005年7月以后我國采用靈活性更強的匯率制度的時期。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國外各國的進口總額中j國的占比。同理，i國的進口緊密指數(shù)Im 可以表示為 Imij = （Mij/Mi）/{Xj/（Xw - Xi）}。如果進口/出口緊密指數(shù)大于1，說明兩國貿(mào)易關系緊密，否則不緊密。（Import/Export Intensity Index），該指

18、數(shù)表示我國在各貿(mào)易伙伴的進出口貿(mào)易中的重要程度。表1展示了我國與主要進出口貿(mào)易伙伴的貿(mào)易情況。 　　本文中，時間序列數(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)者物價指數(shù)、進口/出口價格指數(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)計數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，可真實反映經(jīng)濟波動情況。匯率數(shù)據(jù)采用的是名義匯率月度平均值，因為短期的成本和價格變動相對而言更為迅速，采用名義匯率可以更好地反映市場參與者面對的由匯率波動所帶來的不確定性。 　　四、實驗結果及解釋說明 　　為了分

19、析匯率波動對國際貿(mào)易的傳導效應，筆者首先采用GARCH（p，q）模型測算匯率波動時間序列，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。 　　在檢驗匯率波動對于國際貿(mào)易的傳導效應之前，需要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，確認各變量是水平平穩(wěn)還是一階差分后平穩(wěn)，同時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單位根檢驗進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，從檢驗結果可以看出，除匯率波動序列為I（0）外，其他序列均為I（1），這與我們的預期一致。由于篇幅限制，未列出具體結果，如有需要請與作者聯(lián)系。 　　完成平穩(wěn)性

20、檢驗后，進行ARDL-ECM模型的邊界測試，將所測得的F統(tǒng)計值與臨界值進行比較，根據(jù)模型設計，選取包含3個回歸元、不限制常數(shù)、不包含趨勢情況下的臨界值。 　　在表4中，我們可以看出，由于美國、韓國、荷蘭、俄羅斯、印度、新加坡和中國臺灣等7個進口貿(mào)易伙伴和日本、韓國、印度、新加坡等4個出口貿(mào)易伙伴的F統(tǒng)計值大于臨界值上限，可以拒絕零假設，并進行長期協(xié)整關系的測算（結果如表3和表4所示）。對于4個出口貿(mào)易伙伴（日本、德國、英國和馬來西亞），7個進口貿(mào)易伙伴（美國、德國、荷蘭、英國、俄羅斯、馬來西亞和中國臺灣）的數(shù)據(jù)，F(xiàn)統(tǒng)計值小于臨界值上限，說明不存在長期協(xié)整關系，因此，筆者對其進行短期動態(tài)關系測

21、算（結果如表5和表6所示）。與此同時，筆者也進行了序列相關性、異方差性、函數(shù)形式設定錯誤和非正常誤差項等檢驗，結果顯示模型通過了各項檢驗，擬合效果良好。 　　從表3和表4出口貿(mào)易長期協(xié)整關系檢驗結果中可以看出，就出口貿(mào)易而言，相對出口價格的大部分系數(shù)為負，但只有韓國和新加坡的統(tǒng)計結果是顯著的，說明相對價格對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)品的價格優(yōu)勢比較明顯，價格需求彈性較弱。外國收入對我國的出口有顯著的拉動作用，經(jīng)濟的發(fā)展促進貿(mào)易的增長。對于匯率波動對出口的影響，7個貿(mào)易伙伴中，除了俄羅斯和中國臺灣外，均呈現(xiàn)負作用，且其中5個結果在統(tǒng)計上是顯著的，因此，我

22、們認為總體上匯率波動會對我國的出口貿(mào)易帶來負面?zhèn)鲗? 　　就進口貿(mào)易而言，相對進口價格對進口貿(mào)易有正向的作用，但不顯著；外國收入對進口的影響是正向的，且在統(tǒng)計上是顯著的。與出口貿(mào)易情況相似，匯率波動對進口貿(mào)易呈現(xiàn)負向的影響作用，但僅有印度和新加坡的統(tǒng)計結果是顯著的，因此，我們認為匯率波動會對我國的進口貿(mào)易帶來較弱的負面?zhèn)鲗? 　　表5和表6是對短期動態(tài)關系的檢驗結果，短期影響的作用方向與長期影響一致，外國收入對于貿(mào)易有著顯著的正向作用；匯率波動對貿(mào)易有反向影響，但僅有英國、美國、德國、荷蘭和中國臺灣等5個貿(mào)易伙伴的統(tǒng)計結果是顯著的；相對價格對于貿(mào)易的影響是不顯著的。 　　通過上述

23、的分析，可以發(fā)現(xiàn)研究結果反映了以下幾種現(xiàn)象： 　　第一，匯率波動對國際貿(mào)易的影響系數(shù)是負的，但僅有一半的統(tǒng)計結果是顯著的，因此，對于我國的國際貿(mào)易而言，匯率的波動對其產(chǎn)生偏弱的抑制作用。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因有三個方面：一是與市場的本質(zhì)有關，如果市場參與者都是風險中立的，那么匯率波動便不會對國際貿(mào)易造成較大的影響，如果市場參與者是風險厭惡的，匯率波動會導致他們減少貿(mào)易量從而降低風險暴露；二是與我國高速發(fā)展的經(jīng)濟形勢有關，我國進出口貿(mào)易額逐年快速增長，出口產(chǎn)品具有一定的價格優(yōu)勢，匯率的波動不會對其帶來明顯的影響，我國的制造業(yè)對于進口能源、原材料的依賴較重，因此，匯率波動對于進口的影響也是有限的；三

24、是我國作為一個經(jīng)濟大國，應對匯率波動的能力較強。 　　第二，外國收入，即貿(mào)易伙伴經(jīng)濟情況，對我國國際貿(mào)易有正向的作用。貿(mào)易伙伴經(jīng)濟的發(fā)展，收入的增加，會促進其與我國之間的貿(mào)易，這與基本的國際貿(mào)易理論及以往相關研究結論相吻合，經(jīng)濟的發(fā)展會促進貿(mào)易往來的頻繁、貿(mào)易額的增長。 　　第三，相對價格的變動對我國國際貿(mào)易的影響不明顯。對于這種現(xiàn)象較為合理的解釋有：一是我國作為世界第二大經(jīng)濟體，與主要貿(mào)易伙伴之間的經(jīng)貿(mào)關系比較穩(wěn)定，各國對我國出口產(chǎn)品的依賴性較強，不易受到價格波動的影響；二是我國的出口產(chǎn)品價格優(yōu)勢明顯，相對價格的輕度波動，不足以影響這種優(yōu)勢；三是我國的經(jīng)濟發(fā)展對于進口的依賴性較強，相對價

25、格的變動不會對我國的進口需求帶來明顯的影響；四是相對較小的經(jīng)濟體，如中國臺灣、新加坡和馬來西亞等，在國際貿(mào)易中往往是價格接受者，而非制定者，因此，價格波動對于此類國家與我國的貿(mào)易不會產(chǎn)生顯著的影響。 　　第四，匯率波動對出口貿(mào)易的傳導效應主要展現(xiàn)的是長期協(xié)整關系，從長期來看，匯率波動不利于出口，匯率波動對出口的傳導效應存在一定的滯后性。進口貿(mào)易主要展現(xiàn)的是短期的動態(tài)關系，這說明我國對于進口的需求是比較穩(wěn)定的，有充足的外匯儲備作為支撐，匯率波動不會影響進口貿(mào)易的長期趨勢。 　　五、結 論 　　本文基于我國與11個主要貿(mào)易伙伴2005年8月至2013年12月的月度時間序列數(shù)據(jù)，采用ARDL協(xié)

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

27、擊，我國出口導向性經(jīng)濟對出口貿(mào)易的依賴性較大，同時對進口也有剛性需求；第三，總體上，人民幣匯率波動對我國國際貿(mào)易呈現(xiàn)負面的傳導效應，國際貿(mào)易，尤其是出口貿(mào)易，會受到匯率波動的影響。隨著人民幣國際化程度的不斷提高，匯率浮動范圍將進一步放寬，匯率波動將會加劇，匯率波動對國際貿(mào)易的影響作用會逐漸增強，這對我國的外匯管理提出了更高的要求。 　　基于上述結論，本文建議：一方面，人民幣國際化不宜操之過急，應穩(wěn)步推進；另一方面，人民幣匯率浮動范圍應在可控的前提下逐漸放開，以降低對國際貿(mào)易的影響。 　　參考文獻： 　　[1] Crosby， M. Exchange Rate Volatility and

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