人民币汇率波动对我国外贸的影响分析——对我国贸易前十强省份的实证分析 (2).docx

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1、人民币汇率波动对我国外贸的影响分析对我国贸易前十强省份的实证分析摘要随着我国资本账户的逐步开放、人民币国际化步伐的加快以及人民币定价机制市场化改革的深化，人民币汇率的波动性显著增强。 2014 年伊始，人民币兑美元单边升值态势结束，进入双向波动区间。 2014 年 3 月17 日，中国人民银行将银行间即期外汇市场人民币兑美元交易价浮动幅度由 1% 扩大至 2%； 2014年12月起，人民币兑美元贬值压力加大在岸市场交易价与中间价偏离程度持续接近或高于 1%。在此背景下， 2015 年 8月11日我国进一步完善人民币兑美元汇率中间价报价机制（以下简称“ 8.11 汇改”），当日人民币兑美元中间价

2、贬值 1 136 个基点。自“ 8.11 汇改”以来，截至 2016 年 6 月 30日，人民币兑美元中间价贬值约 8.42%，人民币兑欧元即期汇率贬值约 9.70%，人民币兑日元即期汇率贬值约 30.47%；以一篮子货币为标的的 CFETS（中国外汇交易中心）人民币汇率指数自 2015 年 12 月 11日首次发布，至 2016 年上半年下降 6.48%。“ 8.11汇改” 之后，人民币汇率中间价定价机制改变，人民币汇率的波动性显著增加。随着人民币在岸市场交易价与中间价的偏离程度显著下降，人民币离岸市场交易价和在岸市场交易价之间却出现了显著的偏离，这意味着来自离岸市场的人民币贬值压力提高。人

3、民币汇率的波动对我国外贸的影响也越来越大，因此，在这种背景之下，对人民币汇率的波动进行研究成为了我国外贸发展的关键，因此，本文将以此为切入点，以我国外贸前十强省份为研究对象进行研究分析，希望能够进一步推动我国外贸的发展。我国31个省份中，进出口贸易总额前十名的依次是广东，江苏，上海，北京，浙江，山东，福建，天津，辽宁，重庆。其中，前十省份中九个省份都属于我国东部地区。我国东部11省市的进出口额就占了全国的85%，一直以来都是我国对我贸易的主力军。该论文研究人民币汇率变动对我国贸易前十省份进出口贸易的影响。论文采用2000年-2015年我国贸易前十省份的进出口贸易总额、人民币实际有效汇率、我国对

4、外贸易前十省份GDP、CPI和外商直接投资额等年度数据，通过运用Eviews数据分析系统对各变量进行检验，分析人民币实际有效汇率对我国贸易前十省份进出口贸易的影响。关键词：人民币汇率 外贸前十省份 影响 目录第一章 绪论1一、 研究背景及意义 1（一） 、研究背景 1（二）、研究意义 1 二、国内外研究现状1（一） 、国外研究现状 2（二） 、国内研究现状 21、 人民币汇率波动对我国外贸呈现有利影响32、 人民币汇率波动对我国外贸呈现不利影响33、 人民币汇率波动对我国外贸没有影响3二、 研究思路和研究内容 3（一） 、研究思路 3（二） 、研究内容 3第二章 汇率理论分析及对贸易的影响4一

5、、 汇率的相关概念 4（一） 、汇率 4（二） 、实际汇率和名义汇率 5二、 汇率波动对进出口贸易的影响 5（一）、本币贬值对出口的影响 5（二）、本币贬值对进口的影响5（三）、本币升值对出口的影响6（四）、本币升值对进口的影响6第三章 我国对外贸易前十省份进出口贸易变化7（一） 、广东进出口贸易的变化7（二） 、江苏进出口贸易的变化7（三） 、上海进出口贸易的变化7（四） 、北京进出口贸易的变化7（五） 、浙江进出口贸易的变化7（六） 、山东进出口贸易的变化7（七） 、福建进出口贸易的变化7（八） 、天津进出口贸易的变化7（九） 、辽宁进出口贸易的变化7（十） 、重庆进出口贸易的变化7第四章

6、 人民币汇率波动对我国对外贸易前十省份进出口贸易影响的实证分析 8一、 样本选取及数据说明8（一） 、样本选取8（二） 、数据说明8二、实证分析8（一） 、描述性统计9（二） 、简单方法导论9（三）、假设检验方法9（三） 、似然比检验9（四） 、HAUSMAN检验10（五） 、回归分析10三、 研究结论 11（一）、汇率波动对进、出口贸易的影响存在显著的地区效应11（二）、汇率波动与进、出口规模呈现明显的负向效应11（三）、经济发展水平和外商直接投资对进出口贸易规模有促进作用11第五章 政策建议12一、利用东部沿边优势，发展多种形式的对外贸易12二、加强政策指导，建立健全政府贸易促进服务体制1

7、2三、树立对外开放的意识，加速改革进程12四、加快人力资源发展，提高对外贸易水平 12参考文献 13致谢 14V第一章 绪论一、 研究背景及意义（一） 、研究背景汇率是指两种货币之间的兑换比率，也就是两种货币之间的价格表示。汇率是一国经济发展的重要影响因素。我国的法定币种是人民币，因此人民币汇率对我国的发展起着十分关键的作用。2016年国庆假期后的首个交易日，外汇交易中心公告，美元兑人民币汇率中间价报6.7008贬值230点，创下了2010年以来6年的新低。分析人士指出人民币汇率创新低的原因：首先美联储加息几率的提高；其次是人民币外汇储备也创下了5年新低；最后英镑在国庆假期期间重挫。此外，业内

8、人士认为，人民币双向波动的承诺随着人民币加入SDR货币篮子顺利完成将兑现，央行会让市场的力量决定人民币汇率的走势，人民币汇率波动加大也比较符合市场预期。然而目前仍预期人民币将继续贬值，市场甚至开始担心中国是否会发生货币危机，从而影响中国的进出口贸易。目前为止，我国对外进出口贸易发展的形式较好，但2015年贸易仍有所下降。广东、江苏、上海、北京、浙江、山东、福建、天津、辽宁、重庆作为我国外贸的前十强省份，日益频繁的参与国际经济贸易活动。作为我国外贸领头前十省份，对我国总体贸易起着决定性作用。其中 广东省对外贸易占前10个省份的最高，成为2013年的贸易冠军，进出口总额超过1万亿美元，占总数的26

9、.2。 探究人民币汇率波动对我国外贸前十省份的影响，不论对维持我国经济的稳定，加快我国外贸的进程，还是为进出口企业防范汇率波动，都有非常可观的指导意义，因此研究人民币汇率变动对我国外贸前十省进出口贸易的影响尤为重要。（二） 、研究意义汇率波动对我国外贸的发展影响主要表现在贸易收支、进出口业务额、外资企业、商品价格等方面。因此研究人民币汇率波动对中国外贸的影响是促进我国经济快速发展的必然要求。本文通过研究中国前十强外贸省份的进出口数据，深入分析了人民币汇率波动对我国外贸前十强省份的影响并给出了相关的发展建议，希望能够进一步推动我国外贸的发展。二、 国内外研究现状（一）、国外研究现状国外关于汇率波

10、动以及外贸发展的研究比较多，比较著名的就是经济学家A.马歇尔和A.P.勒纳提出的“马歇尔-勒纳”条件，该条件揭示关于一国货币的贬值与该国贸易收支改善程度的关系。（二）、国内研究现状国内与国外的研究思路大同小异，人民币汇率波动对我国外贸影响总的来说可以分为以下观点：1、人民币汇率波动对我国外贸呈现有利影响卢向前、戴国强（2005）运用cointegrating VAR的分析方法，研究了19942003年人民币汇率波动下的外贸数据。根据分析结果表明人民币汇率波动下外贸发展有着明显的变化，并且存在着函数效应。戴祖祥（1997）运用回归分析的方法对多年的数据进行研究，计算出进出口需求弹性系数分别为1.

11、3331和1.4331，都大于1，结果显示中国满足马歇尔-勒纳条件。由此可知，汇率贬值有利于改善贸易收支条件。2、人民币汇率波动对我国外贸呈现不利影响厉以宁、秦宛顺（1991）以1970年-1983年的宏观经济数据为研究分析对象，计算得出：中国的进口弹性系数等于0.6871，出口弹性系数等于0.0506，两者的和小于1，因此不符合“马歇尔-勒纳”条件。由此得出结论：中国进出口贸易商品的需求弹性过小，人民币汇率和进出口之间的联系并非按照一般贸易理论进行，贸易收支非但没有得到改善，出口状况反而还会进一步恶化。张明（2001）以我国1985年-1998年进出口贸易年度数据作为研究对象，计算进出口弹性

12、系数得出结论：在大部分年份里，我国进出口需求弹性严重不足，不符合“马歇尔-勒纳”条件，因此人民币汇率变动无法有效调整我国国际贸易收支情况。3、人民币汇率波动对我国外贸没有影响陈彪如（1992）截取1980年-1989年十年的面板数据，采用两个经济指标进出口价格指数和贸易指数，回归分析得出以下结论：中国的进口需求弹性系数为0.3007，出口需求弹性系数为0.7241，进出口需求弹性之和为1.0248，与“马歇尔-勒纳”条件的临界值相近，说明人民币汇率的波动对我国贸易收支的影响很小，几乎为零影响。三、 研究思路和研究内容（一） 、研究思路由于我国经济的快速发展，导致越来越多的学者对汇率与外贸发展关

13、系的研究热情高涨，因此在学术界对于这个问题的研究内容也十分广泛，同时也存在着许多片面和不足的地方。并且由于使用数据的来源不同以及分析方法的不同也会导致不同的结果，因此难免会存在误差。所以本文首先选择人民币实际有效汇率作为汇率指标。其次，还将地区经济水平（GDP）、外商直接投资（FDI）、居民消费价格指标（CPI）作为模型的变量因素。最后，考虑到暂时还没有学者对人民币汇率波动对我国进出口贸易前十省份贸易影响的研究，因此本篇论文选择我国外贸前十省份作为研究对象来研究汇率变动对其进出口贸易的影响。（二） 、研究内容第一章是文章的绪论部分，简单的介绍该论文的研究背景和研究意义，举例了国内外学者相关的研

14、究，总结了研究结果。同时描述了论文的研究思路和研究内容，纵观全文。第二章为相关理论解释分析，主要介绍本文所运用的相关知识概念及理论知识。首先介绍了汇率的相关概念，再分析了汇率变动对进出口贸易的长期和短期影响。第三章为我国外贸前十省份进出口贸易变化，从各省2000年至今的数据分析我国外贸前十省各省对外贸易变动情况。第四章是论文的核心部分，采用面板数据，实证分析了人民币汇率变动对我国外贸前十省份进出口贸易影响，本章内容分为四个部分，分别为模型建立、样本数据选取、实证分析以及分析总结。第五章为政策建议部分，通过对第四章实证结果进行分析比较，归纳总结出相应的实证结论，为该章政策建议提供依据。第二章 汇

15、率理论分析及对贸易的影响一、 汇率相关概念（一） 、汇率汇率是两种货币之间的兑换比率。汇率的产生于国际贸易密不可分，由于国际间的商品交换中存在着不同国家货币价值的不同的问题，且商品必然是以本国货币为基础进行标价的，所以汇率的产生就成为了必然，但是汇率的高低会影响到外贸收益。通俗的讲，若本国货币汇率降低，用外币来表示本国商品的价格就要比以前低，那么本国的商品在国际市场上的竞争力也相对的提高了，也就是说与其他同种商品比，本国出口的商品便宜，那么就有利于出口。反之，若本国货币汇率上升，用本国货币来衡量其他国际出口的商品，价格就相对比较低了，进口量就会有所增加。（二） 、名义汇率和实际汇率名义汇率是央

16、行机构或者其他提供资金借贷的机构公布出来的未调整通货膨胀的利率。名义汇率是外汇市场中外汇的买卖价格，会随着外汇市场中资金供给与需求的变动来变动。由于各个国家采用的货币政策及经济政策不同，它可以是由政府制定，也可以是根据市场中供求平衡而定。一般在银行兑换的外币都是按名义汇率换算的。在国际贸易市场中，贸易商不仅关注名义汇率，而且还要看同种商品国内国外的价格，两者之间比较后才能真实的表现出同种商品在贸易市场中的真实竞争力。实际汇率是调整过后的名义汇率。即实际汇率等于名义汇率乘本国商品的价格除外国同商品的价格。二、 汇率变动对进出口贸易的影响（一）、本币贬值对出口的影响假设一国货币贬值，外币兑换该国的

17、商品的价格就会下降，那么出口额就会有所增加。然而一国物价、原材料价格、国家收入水平等都是影响外贸的因素。其中，原材料价格即商品的成本对外贸影响非常重要，而商品的成本也受货币的影响。1、 一个国家货币在国内价值是上升本币衡量出口商品的成本降低，本币价格下降。本币贬值后，外币兑换本国出口的商品价格就会下降，使本国出口的商品在国际市场中竞争力加大，其他国家对本国商品的需求就增加，有利于出口。但是由于本币贬值，他国出口的的商品用本币表示，价格就会比贬值前高，从而减少了进口量，不利于进口。2、一个国家货币在国内价值不变生产出口商品的成本价格维持稳定水平，以本币表示的出口商品价格不变，值需考虑汇率的变动。

18、本币贬值，外币在国际市场中表示本国商品的价格就会降低，提高商品竞争力，有利于出口。3、一个国家的货币在国内的价值是贬值本国货币价格上升，出口商品的生产成本增加，国内价格上升。本币汇率下降，出口商品的外币价格降低。两者变动方向相反，所以出口商品价格的变动还有看本币国内贬值造成的商品本币价格的增加的程度和本币国外贬值造成的出口商品的外币价格的降低的程度的比较。如果增加程度小于降低程度，出口商品的价格在国际市场中会降低，在国际市场上的竞争力会增强，有利于出口。若增加幅度大于降低幅度，出口商品价格增加，出口量下降，不利于出口。（二）、本币贬值对进口的影响分析同上，对于从别国进口到本国的商品来说，本币贬

19、值，以本币表示的进口商品的价格上升，进口商品的进口量相对减少，从而抑制了进口。（三）、本币升值对出口的影响当出口商品使用国内原材料生产时，如果一国货币国内贬值，则本国商品成本上升，出口商品价格上升。本币升值，本国出口的商品的外币价格上升，共同作用下导致出口商品的价格上涨，抑制出口；如果一国货币国内价值不变，则本币对外升值，本国出口商品的价格增加，出口下降。如果一国货币国内升值，本币出口商品的价格下降，同时本币对外升值，出口商品的外币价格上涨。出口商品的本币价格大于外币价格，那么出口商品的价格下降，有利于出口;出口商品的本币价格等于外币价格，货币价格不影响出口;出口商品的本币价格小于外币价格，则

20、出口商品价格上升，不利于出口。（四）、本币升值对进口的影响与本币升值对出口的影响分析大体相同，本币汇率上升，进口商品的价格降低，增加了进口商利润，有利于进口。第三章 我国贸易前十省份进出口额变化一、广东进出口贸易变化2000年以后人民币汇率持续下降，但由于广东经济的猛速发展，使得广东进出口总额仍大幅增加，进口额从2000年781亿美元增至2008年的2793亿美元，出口额从919亿美元增至4041亿美元。2008年以后，人民币持续升值，人民汇率由2007年的7. 38降为2012年的6. 28，降幅达到15%。受人民币汇率变动的影响，广东省的出口增长率有所回降，而进口额与以往相比大幅提高，最高

21、值达到2013年的4554亿美元。二、江苏进出口贸易变化从2005年至2015年江苏省年出口额占全国出口总额的16%左右，进口额占全国出口总额的5%左右，可以看出江苏省的进出口贸易以出口为主，且占全国比重较高。三、上海进出口贸易变化2000年至今，上海市对外贸易进出口额增长。受金融危机影响，进出口在2009年增加速度触底，同比下降13.8%，金融危机后经济复苏，2010年进出口额同比增长32.8%，是2000年至2010年来的最高增速；2012年又出现了负增长，同比下降0.2%；2013年回暖，2014年明显回暖，同比增长5.6%。四、北京进出口贸易变化2008年北京市地区生产总值10488亿

22、元，比上年增长9%，增速比上年下降4.3%。北京市在经济增速有所下降的情况下，进出口贸易却迅速增加，2008年北京进出口总额达2717亿美元，比上年增长40.8个百分点，增幅也比上一年提高18.7了个百分点；其中出口575亿美元，增长17.4%，增速比上年降低11.5个百分点；进口2143.9亿美元，增长48.8%，增幅比上一年提高28.8个百分点。对外贸易己经成为扶持北京市国民经济持续增长的重要因素。五、浙江进出口贸易变化浙江省对外贸易总额从2000年至2008年一直呈现增长趋势，进出口贸易增长较为平缓，对外贸易持续逆差。2009年以后浙江对外贸易额持续增长，其中出口总额由2000年的194

23、亿美元到2015年的2763亿美元。进口贸易总额由2000年的83.9亿美元增长到2015年704.52亿美元。虽然在此期间，人民币汇率持续走低，但浙江省对外贸易对其反映并不是很明显，仍保持其增长，截止到2015年浙江省进出口总额己达到3467亿美元。六、山东进出口贸易变化山东省的进出口贸易状况在2010年有了一个巨大的飞跃，在这一年，山东的进出口总额达到了1888亿美元，同比增长了36.2个百分点。2011年对外进出口贸易总额也是持续上升，达到2360亿美元。2010年和2011年是山东省近年来对外贸易情况最好的两年。七、福建省进出口贸易变化2000年，福建省对外贸易位于全国第六名，进出口贸

24、易额首次破200亿美元，总计212亿美元。2000以后，人民币汇率一直小幅下降，福建进出口增长率仍然保持良好的上升趋势。2007年，迫于世界其它强权国家由于中国贸易顺差过大的压力，福建实际有效汇率出现了小幅的升值，但是出口的增长率却保持两位数增长。至2014年，福建进出口总额已达到1773亿美元,2015年相对2014年稍微降低一点。福建外贸发展由求量转变为求质的状态。得力于福建外贸的增长，福建的地区经济快速增长。八、天津省进出口贸易变化2010年天津市对外进出口贸易总额达到822亿美元，同比增长28.8%，比2000年高650.44亿美元，增长了相近于3.8倍，年平均增长17%。其中进口额达

25、到446.84亿美元，比2000年高了361亿美元，增长了相当于4.2倍，年平均增长18%。外贸出口额达到375亿美元，比2000年高286亿美元，增长相当于3.2倍，年均增长15.6个百分点。2015年天津市进出口总额高达1185亿美元。九、辽宁省进出口贸易变化辽宁省进出口额自2005年汇率改革以后持续在上升，2005年辽宁省出口增长率为23.9%，进口增长率为13.4%。2013年，辽宁省进出口总额为1148亿美元，同比增长9.8%。2013年辽宁省进出口额到达1143亿美元，其中进口额为497亿美元，同比增长7.8%，增速却比上一年下降5.6%；出口额达到646亿美元，同比增长11.4%

26、，增速却比上年下降12.5%。2013年后辽宁进出口额出现增速变缓慢的趋势，2015年进出口总值下降15%。十、重庆省进出口贸易变化2000年重庆进出口额17亿美元，经过2001年和2002年小幅度上升后，2003年稍微有所下降，之后出现持续平稳上升，2009年小幅下降，2010年恢复到2008年以上的水平，2011年有较大幅度的提高，2011年到2014年，增长率猛速增加。截止2014年，进出口额达到954亿美元，比较2000年增长了56倍。第四章 人民币汇率变动对我国贸易前十省份进出口贸易影响的实证分析一、样本选取及数据说明（一）、样本选取论文选取自2000年至2015年年度各省数据作为样

27、本。文中数据的来源有国际清算银行、国家统计局数据库及广东、江苏、上海、北京、浙江、山东、福建、天津、辽宁、重庆各省海关网公布的统计数据等。（二）、数据说明1、 出口额（ex）、进口额（im）：进出口总额为各省份经营单位进出口总额表示，单位是亿美元，数据来源于各省统计年鉴。2、 外商直接投资（FDI）：采用各省份外商投资企业投资总额表示，因为单位是亿美元，所以采用人民币汇率的年平均价进行调整，数据来源于各省统计年鉴3、 地区经济发展水平（GDP）：地区生产总值衡量地区的经济发展水平，数据来源各省统计年鉴。4、 地区居民消费价格指数（CPI）：反映居民家庭购买消费商品及服务的价格水平变动情况。5、

28、 汇率指数（E）：论文的汇率是采用人民币实际有效汇率。二、实证分析（一） 、描述性统计IMEXGDPCPIFDIEMean948.60421080.53718501.96102.082790.84786735.7615Median511.4900562.156312838.57102.132470.80500760.4000Maximum4554.5806460.87072812.60105.7826357.6000827.8400Minimum7.0300009.9522001701.88096.700000.000000614.2800Std. Dev.1055.1191321.33116

29、172.631.98233877.2702786.23130通过描述性统计量表可知：IM的均值为948.6042，最大值为4554.58，最小值为7.03，标准差为1055.119，变量IM的变异系数=1055.119/948.6042=111.23%，存在合理的波动性，因此该变量总体有效；EX的均值为1080.537，最大值为6460.87，最小值为9.9522，标准差为1321.331，变量EX的变异系数=1321.331/1080.537=122.28%，存在合理的波动性，因此该变量总体有效；GDP的均值为18501.96，最大值为72812.6，最小值为1701.88，标准差为1617

30、2.63，变量GDP的变异系数=16172.63/18501.96=87.41%，存在合理的波动性，因此该变量总体有效；CPI的均值为102.0827，最大值为105.7826，最小值为96.7，标准差为1.982338，变量CPI的变异系数=1.982338/102.0827=1.94%，存在合理的波动性，因此该变量总体有效；FDI的均值为90.84786，最大值为357.6，最小值为0，标准差为77.27027，变量FDI的变异系数=77.27027/90.84786=85.05%，存在合理的波动性，因此该变量总体有效；E的均值为735.7615，最大值为827.84，最小值为614.28

31、，标准差为86.2313，变量E的变异系数=86.2313/735.7615=11.72%，存在合理的波动性，因此该变量总体有效；由于经济序列广泛存在着单位不统一、异方差等特性，将各时间序列数据进行对数转化，并没有改变原有数据的协整关系。（二） 、简单方法导论面板数据一般将混合回归模型、个体固定回归模型、固体效应模型这三种模型进行比较，进而选出最优模型，并对该模型进行分析。其中，混合回归模型是不考虑省份个体不同的模型，视为所有省份处于同一经济结构、同一社会环境中，服从同样的分布，除了所选用的变量有所不同外，其余的影响因子均服从随机分布；而个体固定回归模型是考虑到了省份个体之间一些不易变化的因素

32、，比如省份的经济结构、民俗文化、税收优惠、市场优劣性等因素，基本上每个省份都不同，但这些因素很有可能会对被解释变量产生固定影响，因此，需要进行个体固定效应回归模型，将这些省份间明显不同、但是不易变化的因素去除掉，从而得到各解释变量对被解释变量真正有意义的结果；固定效应模型也存在一定的不足，比如固定效应模型模型中包含许多虚拟变量时，减少了模型估计的自由度，在实际应用中，固定效应模型的随机误差项通常也难以满足模型的基本假设，容易导致参数的非有效估计，此外，更重要的是，个体固定效应模型只考虑了不完整的确定性信息对被解释变量的效应，而未包含不可观测的随机信息的效应。因此，当面板数据研究拥有充分多个体的

33、总体经济特征时，若利用总体数据的固定效应模型就会损失巨大的自由度，使得个体截距项的估计不具有有效性，需要进行随机效应的HAUSMAN检验确定随机效应是否存在。（三）、假设检验方法为了辨识混合模型和个体固定效应模型的优劣性，需要进行F检验，在面板数据中又可称为似然比检验。似然比检验的原理为F检验，以用来验证是该建立混合模型或是个体固定效应模型。原假设H0：. 模型中不同个体的截距相同。备择假设H1：模型中不同个体的截距不同。其中，下标为r的代表约束模型，即混合估计模型；下标为u的为非约束模型，即个体固定效应模型。二者相差N-1个估计参数。当：，或者似然比检验F统计量的相伴概率低于一定阈值（通常为

34、5%）时，可以拒绝原假设，认为建立个体固定效应回归模型更为合理。否则，接受混合回归模型的原假设。如果接受了个体固定效应回归模型，还需要进行个体随机效应模型的HAUSMAN检验。HAUSMAN检验原理涉及到GLS广义最小二乘估计方法，得到的是系数的估计值，进而通过比较与OLS最小二乘估计方法下得到的系数估计值是否一致得到模型的优劣判别，由于原理较为复杂，不再赘述，只给出HAUSMAN检验的原假设和备择假设：原假设H0：模型存在个体随机效应。备择假设：模型不存在个体随机效应，为个体固定效应模型。当概率值大于一定阈值（通常为5%）时，接受原假设，否则接受备择假设。（四） 、似然比检验1、进口Effe

35、cts TestStatisticd.f.Prob.Cross-section F299.023997(9,133)0.0000Cross-section Chi-square449.17863190.00002、出口Effects TestStatisticd.f.Prob.Cross-section F64.038949(9,133)0.0000Cross-section Chi-square246.07810290.0000进口和出口方程的似然比检验对应概率值为为0，参考前面研究方法介绍部分可知，需要拒绝混合模型的原假设，即认为应当建立个体模型。但个体模型可能对自由度损失较大，因此还需要

36、检验随机性是否存在，因此，下面进行随机效应的hausman检验。（五）、HAUSMAN检验1、 进口Test SummaryChi-Sq. StatisticChi-Sq. d.f.Prob.Cross-section random11.60020740.02062、出口Test SummaryChi-Sq. StatisticChi-Sq. d.f.Prob.Cross-section random10.32377640.0353HAUSMAN检验得到的概率值为0.020.030.05，因此，拒绝了随机模型的原假设，接受了个体固定效应模型的备择假设，最终选用个体固定效应模型进行分析。（六）、

37、回归分析模型1：进口模型2：出口变量系数t统计量系数t统计量LNGDP1.3199*14.19631.3532*11.2386LNCPI3.1867*3.67813.502*3.1213LNFDI0.1201*2.8570.1517*2.788LNE1.6847*3.98252.1364*3.8998C-32.681*-6.7068-37.4365*-5.9327R-squared0.98520.9718F-statistic679.8048352.3294Prob(F-statistic)0*0*统计量概率值统计量概率值F检验299.024064.0389490HAUSMAN检验11.600

38、2070.020610.3237760.0353最终选择模型固定模型固定模型1、 进口模型主要回归分析结论：模型的可决系数为0.985174，说明在4个自变量的作用下，可以起到98.5174%的解释能力，因此，模型的自变量和因变量关系非常密切，模型解释能力非常强；模型的总体显著性检验F统计量为679.8048，对应概率值为0，说明方程总体显著，设置合理有效；下面对各变量进行逐一分析：LNGDP的t统计量为14.19625，对应的概率为0，可以在5%显著水平下拒绝不显著的原假设，认为LNGDP对LNIM有着很高的解释能力，其中LNGDP的估计系数为1.319938，说明和LNIM有着明显的正相关

39、效应；LNCPI的t统计量为3.678103，对应的概率为0.0003，可以在5%显著水平下拒绝不显著的原假设，认为LNCPI对LNIM有着很高的解释能力，其中LNCPI的估计系数为3.186664，说明和LNIM有着明显的正相关效应；LNFDI的t统计量为2.856964，对应的概率为0.005，可以在5%显著水平下拒绝不显著的原假设，认为LNFDI对LNIM有着很高的解释能力，其中LNFDI的估计系数为0.120072，说明和LNIM有着明显的正相关效应；LNE的t统计量为3.982534，对应的概率为0.0001，可以在5%显著水平下拒绝不显著的原假设，认为LNE对LNIM有着很高的解释

40、能力，其中LNE的估计系数为1.684728，说明和LNIM有着明显的正相关效应；2、出口模型主要回归分析结论：模型的可决系数为0.971782，说明在4个自变量的作用下，可以起到97.1782%的解释能力，因此，模型的自变量和因变量关系非常密切，模型解释能力非常强；模型的总体显著性检验F统计量为352.3294，对应概率值为0，说明方程总体显著，设置合理有效；下面对各变量进行逐一分析：LNGDP的t统计量为11.23856，对应的概率为0，可以在5%显著水平下拒绝不显著的原假设，认为LNGDP对LNEX有着很高的解释能力，其中LNGDP的估计系数为1.35318，说明和LNEX有着明显的正相

41、关效应；LNCPI的t统计量为3.121334，对应的概率为0.0022，可以在5%显著水平下拒绝不显著的原假设，认为LNCPI对LNEX有着很高的解释能力，其中LNCPI的估计系数为3.502011，说明和LNEX有着明显的正相关效应；LNFDI的t统计量为2.787967，对应的概率为0.0061，可以在5%显著水平下拒绝不显著的原假设，认为LNFDI对LNEX有着很高的解释能力，其中LNFDI的估计系数为0.151736，说明和LNEX有着明显的正相关效应；LNE的t统计量为3.899757，对应的概率为0.0002，可以在5%显著水平下拒绝不显著的原假设，认为LNE对LNEX有着很高的

42、解释能力，其中LNE的估计系数为2.136353，说明和LNEX有着明显的正相关效应；三、研究结论（一）、汇率波动对进、出口贸易的影响存在显著的地区效应在地区效应的研究分析中可以看出汇率波动对不同地区的影响作用是不同的，并且在不同地区的差异性比较明显,其中汇率波动对广东省进出口的影响最为明显。（二）、汇率波动与进、出口规模呈现明显的负向效应根据对数据的固定效应分析显示,汇率增加1个百分点,出口规模就会减少1. 5% ,汇率与出口表现出明显的负相关。 这一结果符合传统的国际贸易理论中货币升值出口额减少的理论体系。（三）、经济发展水平和外商直接投资对进出口贸易规模有促进作用经济发展水平与对外贸易的发展相互影响，经济发展水平越高,就拥有更多的机会进行对外开放,扩大进出口规模。外商直接投资是开展对外贸易的重要力量,是进行来料、进料加工的主体。外商直接投资额的增加，不仅有利于企业拥有更多的可用资金来进口一些先进的生产设备,增加我国的进口规模,而且能够带来优质、高效的管理经验,引进高素质的人才,提升我国的出口质量,加大出口份额。第五章政策建议一、利用沿海地区优势，发展多种形式的对外贸易在对外贸易中开发多种形式结构，依托沿海地区交通便利、经济发达的优势增强国际经济合作，加强外贸发展。首先，沿海地区政府要制定相关政策鼓励出口、刺激出口；其次，政府要为我国外贸的发展构建有利的环境，与海