李慧娜

摘 要:在全球化不斷推進(jìn)的今天，匯率在一國(guó)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上扮演著愈來(lái)愈重要的角色。文章選取了對(duì)外依存度較高的浙江省作為研究對(duì)象，具體分析人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)對(duì)出口貿(mào)易的影響。

關(guān)鍵詞：浙江省 人民幣匯率變動(dòng) 出口影響 實(shí)證分析

中圖分類(lèi)號(hào):F207 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

文章編號(hào):1004-4914（2012）03-226-04

根據(jù)2011年8月國(guó)際清算銀行(BIS)公布，人民幣名義和實(shí)際有效匯率升幅較年初分別達(dá)7.65%和7.01%，基于當(dāng)前的國(guó)際國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，人民幣仍有進(jìn)一步升值的壓力和趨勢(shì)。在全球化不斷推進(jìn)的今天，匯率在一國(guó)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上扮演著愈來(lái)愈重要的角色。在此，本文選取了對(duì)外依存度較高的浙江省作為研究對(duì)象，具體分析人民幣實(shí)際有效匯率及其波動(dòng)對(duì)出口貿(mào)易的影響。

一、模型設(shè)定

考慮到浙江省進(jìn)出口商品并不能和國(guó)內(nèi)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(lái)建立浙江省的出口模型進(jìn)行分析。該模型是一個(gè)典型的“兩國(guó)”模型，采用微觀經(jīng)濟(jì)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(dǎo)得到簡(jiǎn)化形式的出口均衡方程。根據(jù)微觀經(jīng)濟(jì)理論，一般假定出口需求取決于出口商品的相對(duì)價(jià)格和國(guó)外消費(fèi)者的真實(shí)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(guó)外實(shí)際收入，P表示本國(guó)出口商品的價(jià)格，Pf表示貿(mào)易伙伴國(guó)或地區(qū)出口商品的價(jià)格。

若以RV表示本國(guó)出口商品對(duì)貿(mào)易伙伴國(guó)的出口產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格，則方程（1）可表示為：

X=X（Y，RP）（2）

以r表示人民幣對(duì)美元的匯率，Px表示國(guó)外出口商品以外幣表示的價(jià)格，R表示實(shí)際匯率，則

因此方程（1）等價(jià)于

X=X（Y，R）（4）

此外，根據(jù)相關(guān)理論可知，匯率波動(dòng)通過(guò)兩個(gè)途徑對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響：第一，匯率水平的升降通過(guò)價(jià)格機(jī)制的作用促進(jìn)或阻礙出口；第二，匯率波動(dòng)帶來(lái)的匯率風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)影響出口廠商的生產(chǎn)決策來(lái)影響出口。鑒于此，在出口需求方程（4）的基礎(chǔ)上，本文將匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)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(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。

此外，考慮到2005年7月21日中國(guó)實(shí)行人民幣匯率管理制度改革對(duì)匯率波動(dòng)時(shí)間序列結(jié)構(gòu)的影響，在模型中引入虛擬變量Dt，滿(mǎn)足：

為了在研究分析中反映人民幣匯率機(jī)制改革對(duì)匯率波動(dòng)性的影響效果，將虛擬變量Dt和匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)RV的交互項(xiàng)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(duì)上述變量分別取對(duì)數(shù)，則有：

LNX=α0+α1LNY+α2LNR+α3LNRV+α4LNRVD（9）

方程（9）即為本文對(duì)出口需求設(shè)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(jìn)行分析。

方程（9）反映了商品出口對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系。根據(jù)彈性定義，可知α1為出口額的收入彈性，一般認(rèn)為α1>0，即隨著國(guó)外消費(fèi)者實(shí)際收入水平的提高，出口將相應(yīng)增加，但是如果貿(mào)易伙伴國(guó)收入增加是由其進(jìn)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(biāo)價(jià)法的人民幣實(shí)際有效匯率，因此當(dāng)α2>0時(shí)表示本幣升值會(huì)提高出口額，當(dāng)α2<0時(shí)表示本幣貶值會(huì)提高出口額，一般認(rèn)為匯率貶值對(duì)出口是有利的；α3為出口額的匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)彈性，當(dāng)α3>0時(shí)表示匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)增強(qiáng)會(huì)提高出口額，當(dāng)α3<0時(shí)表示匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)增強(qiáng)會(huì)減少出口額，根據(jù)已有的研究文獻(xiàn)，匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)和出口額之間的關(guān)系沒(méi)有形成一致的結(jié)論；α4表示匯改前后匯率風(fēng)險(xiǎn)波動(dòng)對(duì)出口額的影響，有待在模型中證實(shí)。

本節(jié)實(shí)證分析部分選取2000年1月至2010年6月的月頻數(shù)據(jù)作為樣本。數(shù)據(jù)來(lái)源于浙江省統(tǒng)計(jì)局，浙江省對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)合作廳，IMF數(shù)據(jù)庫(kù)，CEIC全球經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

1.數(shù)據(jù)來(lái)源和說(shuō)明。

（1）浙江省名義出口額數(shù)據(jù)來(lái)源于浙江省統(tǒng)計(jì)局，以美元表示。為了更好地反映浙江省的實(shí)際出口額，采用IMF編制的美元實(shí)際有效匯率進(jìn)行折算。通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，該序列存在季節(jié)性，因此采用Census X12方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整（若模型中其他經(jīng)濟(jì)變量存在季節(jié)性，同樣先經(jīng)過(guò)Census12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，再取對(duì)數(shù)）。

（2）對(duì)于外國(guó)收入一般較難測(cè)量，理論上應(yīng)該采用外國(guó)實(shí)際GDP數(shù)據(jù)，但是由于GDP的月度數(shù)據(jù)無(wú)法獲得，因此參考現(xiàn)有一些文獻(xiàn)的做法，采用月度工業(yè)產(chǎn)值指數(shù)（Industrial Production Index）來(lái)替代，數(shù)據(jù)來(lái)源于CEIC全球經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，以2005年為基期。具體的做法為：將浙江省對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)合作廳提供的浙江省主要貿(mào)易伙伴國(guó)或地區(qū)在浙江省出口貿(mào)易中所占的比重作為權(quán)重，對(duì)各自的工業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行加總獲得，即：

其中Wi為貿(mào)易伙伴國(guó)i在浙江省的出口比重，IPIi為貿(mào)易伙伴國(guó)i的工業(yè)產(chǎn)值指數(shù)。

本文選擇了8個(gè)浙江省的主要出口市場(chǎng)，分別為：歐盟、美國(guó)、日本、中國(guó)香港、印度、阿聯(lián)酋、韓國(guó)和俄羅斯。這8個(gè)主要貿(mào)易市場(chǎng)占浙江省每年出口總額的65%以上，因此用該數(shù)據(jù)來(lái)表示國(guó)外收入有較好的代表性。此外，工業(yè)產(chǎn)值指數(shù)計(jì)算的是實(shí)際值，在本文中不需再進(jìn)行物價(jià)的調(diào)整。

（3）人民幣匯率采用的是人民幣實(shí)際有效匯率，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際貨幣基金組織（IMF），以2005年為基期。由于匯率風(fēng)險(xiǎn)沒(méi)有直接的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)可以表示，我們利用GARCH(m,n)模型（伍海華通過(guò)實(shí)證研究表明相對(duì)于蒙特卡洛模擬法、歷史模擬法、基于t分布的簡(jiǎn)單移動(dòng)平均法來(lái)說(shuō)，基于GRACH（m,n）模型度量的人民幣匯率風(fēng)險(xiǎn)模型是最優(yōu)的。）通過(guò)計(jì)算人民幣匯率的條件方差來(lái)代替匯率風(fēng)險(xiǎn)這一經(jīng)濟(jì)變量。

2.匯率風(fēng)險(xiǎn)衡量。鑒于人民幣匯率波動(dòng)具有尖峰厚尾和波動(dòng)聚集效應(yīng)的特征，同時(shí)人民幣匯率存在著升值趨勢(shì)，GARCH模型能較好地刻畫(huà)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(cè)定匯率風(fēng)險(xiǎn)。

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(guó)際貨幣基金組織（IMF）公布的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（IMF從1980年開(kāi)始公布人民幣有效匯率指數(shù)，樣本選取了16個(gè)國(guó)家或地區(qū)，分別為我國(guó)香港、日本、美國(guó)、德國(guó)、我國(guó)臺(tái)灣、法國(guó)、意大利、英國(guó)、加拿大、韓國(guó)、荷蘭、比利時(shí)、新加坡、澳大利亞、瑞士和西班牙等。本文采用的人民幣實(shí)際有效匯率以2005年為基期的），首先對(duì)經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整后的人民幣實(shí)際有效匯率的對(duì)數(shù)序列，即reer進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)的分析，可以發(fā)現(xiàn)匯率序列拒絕了服從正態(tài)分布的假設(shè)。

其次建立回歸模型reert=αreert-1+εt，進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，結(jié)果顯示當(dāng)m為6時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果仍然顯著，因此模型存在高階的ARCH(m)效應(yīng)，故采用GARCH(m,n)模型。

根據(jù)方程（11）和（12）建立的人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的GARCH(m,n)模型，利用Eviews6.0進(jìn)行估計(jì)，結(jié)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(jīng)檢驗(yàn)，GARCH（1,1）模型中所有的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上均顯著，模型估計(jì)的AIC值為-4.7525，SC值為-4.6381，括號(hào)中為z-Statistic的統(tǒng)計(jì)量。本文將該模型估計(jì)獲得的條件方差（σt2）序列進(jìn)行開(kāi)方，然后取其對(duì)數(shù)，作為匯率波動(dòng)率（v）進(jìn)入實(shí)證部分。

二、模型估計(jì)結(jié)果

1.變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于在經(jīng)濟(jì)分析中大多數(shù)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，為了避免造成“偽回歸”，首先通過(guò)Eviews6.0對(duì)方程（9）的所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)的結(jié)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(dòng)風(fēng)險(xiǎn)（v）是平穩(wěn)序列外，出口額（ex）、國(guó)外收入（y）、人民幣實(shí)際有效匯率（reer）、匯率波動(dòng)交互項(xiàng)（vd）都是非平穩(wěn)序列。對(duì)于非平穩(wěn)序列，對(duì)其進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2顯示非平穩(wěn)變量序列的的一階差分都是平穩(wěn)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(shí)包含I(0)和I(1)序列，因此無(wú)法運(yùn)用Granger-Engle因果檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)判斷變量之間是否存在著長(zhǎng)期關(guān)系。在此，采用Pesaran等（2001）提出的自回歸分布滯后（ARDL）協(xié)整方法和邊界檢驗(yàn)（bounds tests）方法來(lái)確定變量間是否存在長(zhǎng)期關(guān)系。

2.變量協(xié)整檢驗(yàn)。本文基于ARDL模型，采用更加穩(wěn)健的邊界協(xié)整方法來(lái)檢驗(yàn)浙江省出口與人民幣實(shí)際有效匯率及其他經(jīng)濟(jì)變量的長(zhǎng)期關(guān)系，同時(shí)利用誤差修正模型（ECM）來(lái)分析出口與人民幣匯率的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

首先構(gòu)建ARDL-ECM模型，將被解釋變量的滯后項(xiàng)和解釋變量的當(dāng)前項(xiàng)及滯后項(xiàng)都作為被解釋變量進(jìn)入模型進(jìn)行構(gòu)建，得到：

其中β1i、β2i、β3i、β4i、β5i為短期效應(yīng)系數(shù)，γ0、γ1、γ2、γ3、γ4為長(zhǎng)期效應(yīng)系數(shù)。

在模型估計(jì)中，首先對(duì)方程（14）各差分變量進(jìn)行充分的滯后，依據(jù)AIC和SBC統(tǒng)計(jì)量的信息準(zhǔn)則（AICp=LLP-sp, SBCP=LLP-(sp/2)lnT，其中P為滯后期，LLP為極大似然估計(jì)值，sp為自由度，T為樣本容量。其中AIC統(tǒng)計(jì)值和SBC統(tǒng)計(jì)值越大表明模型越優(yōu)，見(jiàn)Pesaran et al,Bounds Testing Approaches To The Analysis OfLevel Relationships）并結(jié)合序列相關(guān)LM統(tǒng)計(jì)量選擇各差分變量的最佳滯后期。同時(shí)考慮到如果滯后期太長(zhǎng)，模型容易產(chǎn)生序列相關(guān)的問(wèn)題，并且根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)研究表明匯率對(duì)出口的影響存在著一定的滯后效應(yīng)，因此在本文中選取最大滯后階數(shù)為10階。此外，基于浙江省的現(xiàn)狀和未來(lái)發(fā)展前景，其出口額處于并將持續(xù)處于平穩(wěn)上升的趨勢(shì)，故在模型估計(jì)中加入了趨勢(shì)項(xiàng)。

利用Microfit4.1軟件，根據(jù)一階差分變量的不同滯后期對(duì)方程（14）進(jìn)行估計(jì)后得到的AIC統(tǒng)計(jì)量、SBC統(tǒng)計(jì)量、1階和4階序列相關(guān)LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果如表3所示。

根據(jù)估計(jì)結(jié)果，依據(jù)AIC和SBC信息準(zhǔn)則和LM序列相關(guān)統(tǒng)計(jì)量的值，發(fā)現(xiàn)有趨勢(shì)項(xiàng)的模型估計(jì)總體上比無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)的模型估計(jì)效果好。因此在本文后面部分，我們將重點(diǎn)討論有趨勢(shì)項(xiàng)的模型。根據(jù)AIC值，最優(yōu)的選擇應(yīng)為P=4，而根據(jù)SBC值，最優(yōu)的P應(yīng)為1，結(jié)合LM序列相關(guān)統(tǒng)計(jì)量，以及遵循謹(jǐn)慎性原則，選取滯后期數(shù)P=2,3,4,5進(jìn)行下一步的篩選。

將所選滯后期數(shù)的ADRL模型估計(jì)得到的F統(tǒng)計(jì)量（F統(tǒng)計(jì)量用于檢驗(yàn)原假設(shè)：即所有水平變量的系數(shù)為零，即水平變量之間不存在長(zhǎng)期關(guān)系。在原假設(shè)H0：γ0=γ1=γ2=γ3=γ4=0成立時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量服從非標(biāo)準(zhǔn)分布。）分別與Pesaran等（2001）學(xué)者計(jì)算的臨界值表CI（iii）（不包含趨勢(shì)項(xiàng)）和表CI（v）（包含趨勢(shì)項(xiàng)）進(jìn)行比較，結(jié)果如表4所示。

根據(jù)表4結(jié)果顯示，在無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)下，浙江省出口額和各經(jīng)濟(jì)變量之間不存在長(zhǎng)期關(guān)系。含趨勢(shì)項(xiàng)時(shí)，當(dāng)滯后期為2階、3階和4階時(shí)存在長(zhǎng)期關(guān)系。結(jié)合表4發(fā)現(xiàn)，滯后期為4階的AIC值最大，并且不存在序列相關(guān)性。因此，在接下來(lái)的模型處理過(guò)程中，依據(jù)AIC值對(duì)ARDL模型中各個(gè)水平變量的滯后階數(shù)進(jìn)行選擇（需要進(jìn)行估計(jì)的方程總共有55個(gè)，其中底數(shù)表示滯后階數(shù)，指數(shù)表示滯后變量個(gè)數(shù)。）通過(guò)Microfit4.1軟件的運(yùn)行，結(jié)果顯示，該模型的最優(yōu)估計(jì)為ARDL（4，0，3，1，0）。從總體上來(lái)看，人民幣實(shí)際匯率水平對(duì)浙江省出口的影響時(shí)滯大約為3個(gè)月；在人民幣匯率制度改革之前，匯率波動(dòng)對(duì)出口的影響時(shí)滯大約為1個(gè)月，匯改后其作用時(shí)效增強(qiáng)，時(shí)滯降為0，即出口能較快地對(duì)匯率波動(dòng)作出反應(yīng)；其次貿(mào)易伙伴國(guó)或地區(qū)的收入對(duì)浙江省出口的作用時(shí)滯為0。

3.模型的估計(jì)結(jié)果和分析。方程（15）、（16）分別代表浙江省出口與各經(jīng)濟(jì)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系模型和誤差修正模型。根據(jù)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(jì)結(jié)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(zhǎng)期來(lái)看，國(guó)外收入即貿(mào)易伙伴國(guó)的工業(yè)增加值的系數(shù)估計(jì)為正，并且非常顯著，說(shuō)明貿(mào)易伙伴國(guó)工業(yè)增加值的增長(zhǎng)有利于浙江省的出口。貿(mào)易伙伴國(guó)工業(yè)增加值對(duì)出口的彈性約為1.20，表明其對(duì)浙江省出口影響十分明顯。人民幣實(shí)際有效匯率系數(shù)的估計(jì)值為負(fù)數(shù)，表明人民幣匯率升值不利于浙江省的出口，其彈性系數(shù)為-1.34。匯率波動(dòng)系數(shù)估計(jì)值為正數(shù)，表明匯率波動(dòng)率的增加有利于浙江省出口，但該系數(shù)值較小，說(shuō)明其對(duì)出口的影響不大。匯改后匯率波動(dòng)系數(shù)為負(fù)，表明匯改后匯率波動(dòng)率的增加不利于出口，但該系數(shù)值較小，說(shuō)明該變量的影響效果較小。從另一方面可以發(fā)現(xiàn)，匯率形成機(jī)制改革對(duì)浙江省出口的影響，較少來(lái)自于匯率波動(dòng)率的增加，更多的是源于匯率波動(dòng)幅度放開(kāi)后人民幣面臨升值的壓力所帶來(lái)的對(duì)出口的阻力。

表5顯示了浙江省出口和國(guó)外收入、匯率及匯率波動(dòng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。誤差修正模型通過(guò)了殘差項(xiàng)1階和4階序列相關(guān)檢驗(yàn)，并且調(diào)整的R2為0.71，說(shuō)明總體上模型擬合效果較好，解釋力度較強(qiáng)。依據(jù)各統(tǒng)計(jì)量可知，實(shí)際匯率水平對(duì)出口存在滯后3個(gè)月的正的短期影響，匯率波動(dòng)對(duì)出口的短期影響并不顯著。此外，模型的誤差修正系數(shù)為負(fù)數(shù)，在1%的水平下顯著，短期調(diào)整系數(shù)符合常理。ECM的系數(shù)為-0.76，表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)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(guò)遞歸殘差累計(jì)和與遞歸殘差平方累計(jì)和這兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量對(duì)估計(jì)方程結(jié)構(gòu)的參數(shù)穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。遞歸殘差累計(jì)和的檢驗(yàn)結(jié)果表明模型略不穩(wěn)定，而遞歸殘差平方累計(jì)和的檢驗(yàn)則表明模型較為穩(wěn)定，總體來(lái)看，所建立的模型基本上是穩(wěn)定的，因此結(jié)果較為可靠。

綜上，從長(zhǎng)期來(lái)看，匯率水平升值對(duì)出口的負(fù)向沖擊較為明顯，匯改后匯率波動(dòng)的增強(qiáng)則對(duì)出口有抑制作用，但影響不是很顯著。其次，出口的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整較為明顯，匯率水平對(duì)其的改善作用存在著滯后2個(gè)月的效應(yīng)。匯率波動(dòng)不管在匯改前還是匯改后對(duì)出口的改善效果都不是十分顯著。

三、政策建議

1.加強(qiáng)品牌建設(shè)。浙江省的出口產(chǎn)品在很長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)都是依靠低價(jià)策略在國(guó)際市場(chǎng)上獲得一席之地的，因此，對(duì)于這些產(chǎn)品的廠商來(lái)說(shuō)，應(yīng)盡快提高產(chǎn)品的檔次，走差異化的競(jìng)爭(zhēng)道路，不斷提升產(chǎn)品的品牌內(nèi)涵和設(shè)計(jì)能力，創(chuàng)建出產(chǎn)品的品牌優(yōu)勢(shì)，走較為高端的名牌之路。只有這樣，才能建立并鞏固國(guó)外的消費(fèi)者對(duì)浙江省品牌產(chǎn)品的忠誠(chéng)度，從而提高出口產(chǎn)品議價(jià)能力，進(jìn)而可以更好地應(yīng)對(duì)人民幣升值所帶來(lái)的負(fù)面影響。對(duì)于此，浙江省政府可以積極爭(zhēng)取國(guó)家的政策和資金支持，通過(guò)建立發(fā)展基金，用于鼓勵(lì)品牌建設(shè)和企業(yè)的技術(shù)改造升級(jí)，從而更好地調(diào)動(dòng)企業(yè)的積極性，促進(jìn)浙江省出口貿(mào)易的良性發(fā)展。

2.浙江省企業(yè)實(shí)行“走出去”戰(zhàn)略。在全球化不斷深化的背景下，出口企業(yè)可以適度地加大“走出去”步伐，充分對(duì)資源進(jìn)行整合，恰當(dāng)?shù)剡\(yùn)用財(cái)務(wù)杠桿，通過(guò)收購(gòu)兼并等方式，建立全球化生產(chǎn)貿(mào)易體系，一方面可以提高對(duì)匯率變動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的抵抗能力，減少個(gè)別國(guó)際市場(chǎng)波動(dòng)帶來(lái)的影響；另一方面，對(duì)于紡織服裝、農(nóng)產(chǎn)品等產(chǎn)品的出口，貿(mào)易伙伴國(guó)存在著配額限制，通過(guò)將這些企業(yè)設(shè)立在一些成本較低或者說(shuō)沒(méi)有設(shè)限的國(guó)家或地區(qū)，可以避免這些限制，最大程度地提高企業(yè)的效益。針對(duì)企業(yè)“走出去”戰(zhàn)略，政府也可以相應(yīng)地制定優(yōu)惠的政策鼓勵(lì)企業(yè)積極到海外投資建廠，給予企業(yè)動(dòng)力和支持。

3.充分利用貨幣、資本市場(chǎng)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避。隨著我國(guó)資本市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)的不斷發(fā)展成熟，企業(yè)擁有越來(lái)越多的金融工具來(lái)降低其在國(guó)際市場(chǎng)上面臨的風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)此，一方面，出口企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身的實(shí)際情況慎重地選擇合適的產(chǎn)品；另一方面，銀行、保險(xiǎn)等金融機(jī)構(gòu)可以提供相關(guān)的咨詢(xún)服務(wù)，以輔助企業(yè)作出正確的選擇；最后，政府部門(mén)應(yīng)該開(kāi)展人民幣匯率的相關(guān)研究并及時(shí)公布相關(guān)信息，助于企業(yè)掌握最新最全最準(zhǔn)的信息，從而作出正確的決策。

4.加快企業(yè)出口市場(chǎng)的多元化。在本文的分析過(guò)程中，我們發(fā)現(xiàn)各類(lèi)產(chǎn)品出口市場(chǎng)較為集中，其中美國(guó)、歐盟、日本、我國(guó)香港、韓國(guó)、印度、阿聯(lián)酋、俄羅斯等8個(gè)貿(mào)易伙伴國(guó)或地區(qū)占到了浙江省年出口額的60%～80%。所以，一旦這些國(guó)家發(fā)生經(jīng)濟(jì)危機(jī)或者匯率出現(xiàn)大的波動(dòng)，浙江省的出口就會(huì)受到非常嚴(yán)重的影響。因此，浙江省要在鞏固這些市場(chǎng)的基礎(chǔ)上，不斷開(kāi)拓發(fā)掘新的市場(chǎng)，與潛在的市場(chǎng)國(guó)家建立良好的合作關(guān)系，實(shí)現(xiàn)貿(mào)易市場(chǎng)的多元化。

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（作者單位：中國(guó)人民銀行杭州中心支行 浙江杭州 310000）

（責(zé)編:賈偉）