人民幣匯率影響貿(mào)易結(jié)構(gòu)的實(shí)證分析

陳福炯，趙益華

（湖州職業(yè)技術(shù)學(xué)院 國際貿(mào)易實(shí)務(wù)教研室，浙江 湖州 313000)

一、理論綜述

近年來，人民幣匯率升值問題已成為學(xué)術(shù)界和國際社會關(guān)注的焦點(diǎn)，來自不同視角的研究集中于三個方面的探討。（1）針對人民幣匯率升值背景與原因的探討。如林伯強(qiáng)、施建準(zhǔn)（2005）等研究人民幣均衡匯率的測算問題。（2）針對人民幣匯率改革的探討。如周茂榮（2004）等、李楊（2005）等探討了人民幣匯率制度改革。（3）人民幣匯率升值宏觀效應(yīng)研究。張曙光（2005）分析了人民幣升值的成本-收益，何新華等（2003）模擬分析了人民幣升值對中國宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響；盧向前、戴國強(qiáng)（2005）研究了進(jìn)出口受實(shí)際匯率變化的影響；萬解秋（2004）等分析了匯率調(diào)整對就業(yè)的影響；范金（2004）等采用社會核算矩陣乘數(shù)法分析了人民幣匯率升值的綜合影響；劉艷輝（2003）等描述性分析了人民幣升值的影響；魏巍賢（2006）定量研究了人民幣升值對中國經(jīng)濟(jì)的宏觀效應(yīng)，認(rèn)為人民幣升值對GDP增長的影響是非線性的，對就業(yè)不利，并促進(jìn)進(jìn)口抑制出口。

盡管如此，上述研究均極少對人民幣匯率升值背景下貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整問題有所涉及，而這一問題恰是人民幣匯率升值態(tài)勢下的一個重要論題。依據(jù)傳統(tǒng)理論分析，如果出口商品以勞動密集型的產(chǎn)品與資源密集型為主，那么匯率的變動對產(chǎn)品的出口影響很小，因?yàn)檫@些產(chǎn)品的彈性很低。如果出口產(chǎn)品以附加值高的產(chǎn)品為主，那么匯率的變動對產(chǎn)品的出口影響很大，因?yàn)檫@些產(chǎn)品的彈性比較高。所以，一個國家如果想避免匯率升值所導(dǎo)致出口額的減少，需要增加出口產(chǎn)品中的高附加值產(chǎn)品比重，改善出口商品的結(jié)構(gòu)。畢玉江（2005）分析認(rèn)為SITC分類后的商品出口結(jié)構(gòu)與人民幣實(shí)際有效匯率和世界實(shí)際GDP之間不存在長期協(xié)整關(guān)系。鄭愷（2006）研究了自1994年以來中國對美國按SITC出口貿(mào)易與實(shí)際匯率波動之間的關(guān)系。實(shí)證發(fā)現(xiàn)，出口貿(mào)易各部門中不同行業(yè)對匯率波動的反應(yīng)不同，其中制造業(yè)產(chǎn)品出口受到的影響明顯大于初級產(chǎn)品；此外制造業(yè)中不同產(chǎn)品對匯率波動的反應(yīng)也不一致。陳宗偉（2005）認(rèn)為，人民幣匯率升值，將對包括紡織服裝、家電等傳統(tǒng)出口優(yōu)勢型行業(yè)產(chǎn)生一定影響。但是紡織、家電等出口企業(yè)現(xiàn)在利潤一般比較低，人民幣匯率調(diào)整，從長期來看，將會促使出口企業(yè)改變產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高產(chǎn)品附加值。同時，由于鋼鐵、轎車、石化、化纖及塑料、航空等行業(yè)每年均需要進(jìn)口相關(guān)的原材料及部件，因此人民幣匯率調(diào)整將使得這些行業(yè)的成本有一定的下降，附加值率提升，因此人民幣匯率升值將有利于貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

二、人民幣匯率變動與貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整的同步趨勢

（一）改革開放以來人民幣匯率的變動趨勢

改革開放后，人民幣匯率制度大致經(jīng)歷了計(jì)劃內(nèi)部雙軌制、盯住美元的管理浮動匯率制、單一的有管理的浮動匯率制與盯住“一籃子”貨幣的浮動匯率制四個階段。自1997年亞洲金融危機(jī)始，人民幣匯率實(shí)際上是釘住單一貨幣美元的浮動匯率制度。隨著國內(nèi)外形勢的變化，人民幣匯率制度存在的問題日益暴露，近年來人民幣匯率升值壓力便是證明。2005年7月，我國開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一攬子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機(jī)制。

改革匯率決定制度的同時，人民幣匯率水平也經(jīng)歷了大幅的調(diào)整。本文以人民幣兌美元為例反映人民幣匯率水平，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，1994年至2005年人民幣兌美元匯率位于8.28元至 8.33兌換1美元的狹窄區(qū)域，除1994年升值3.5%，1995年升值1.6%以外，其余幾年都保持在8.28元人民幣兌換1美元左右的水平。尤其是1998年以來，人民幣匯率幾乎保持在8.2770—8.2800的波動區(qū)間。截至目前，人民幣兌美元匯率已跑步升值至6.32的水平。

（二）改革開放以來我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化

出口商品結(jié)構(gòu)是衡量一國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)狀況的重要依據(jù)。按照國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類和附加值的高低，出口商品的構(gòu)成可分為初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品兩大類。其中初級產(chǎn)品附加值低，在國際市場上的競爭力弱，在粗放式的外貿(mào)增長方式、國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低時所占比重較大。相比而言，工業(yè)制成品附加值高，競爭能力強(qiáng)，較高水平的集約型外貿(mào)增長方式和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多以工業(yè)制成品的出口為主，應(yīng)是工業(yè)化經(jīng)濟(jì)時代出口商品結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化的方向。

分析我國對外貿(mào)易出口商品結(jié)構(gòu)可看出以下特征：我國工業(yè)制成品出口的絕對值與初級產(chǎn)品相比迅速增長；兩者在出口中的比重成剪刀差；制成品出口略高于制成品進(jìn)口。總的來說，隨著我國工業(yè)化程度提高，我國出口商品結(jié)構(gòu)不斷改善，呈良好發(fā)展態(tài)勢。工業(yè)制成品逐漸成為出口主導(dǎo)產(chǎn)品。改革開放后，隨著我國工業(yè)生產(chǎn)的增長和技術(shù)進(jìn)步，工業(yè)制成品出口有了長足發(fā)展，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)不斷優(yōu)化的演進(jìn)趨勢。1980年，初級產(chǎn)品出口額91.1億美元，占當(dāng)年商品出口總額的50.3%，工業(yè)制成品出口額為90.1億美元，占當(dāng)年商品出口總額的49.7%，兩者的比例基本相當(dāng)。1981年，工業(yè)制成品的出口比重第一次超過初級產(chǎn)品的出口比重。此后，除1985年工業(yè)制成品的出口比重略低于初級產(chǎn)品的出口比重外，其余年份都是工業(yè)制成品占據(jù)主導(dǎo)地位。從1993年開始，工業(yè)制成品的出口比重已達(dá)80%以上，中國出口商品結(jié)構(gòu)的初步升級已經(jīng)實(shí)現(xiàn)。2003年工業(yè)制成品出口額已達(dá)4 034.2億美元，占出口總額的92.1%。2004年工業(yè)制成品出口5 528.2億美元，所占出口比重進(jìn)一步提升至93.2%，工業(yè)制成品的主導(dǎo)地位牢不可破。

（三）人民幣匯率變動與對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整的同步性

通過相關(guān)系數(shù)法及檢驗(yàn)可以判斷人民幣匯率（eRMB）與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)（TradeSTR）變化趨勢的一致性與同步性。經(jīng)Eviews5.0對人民幣匯率與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的對數(shù)化序列進(jìn)行相關(guān)性分析，經(jīng)過計(jì)算求得二者相關(guān)系數(shù)r=0.9596，隨后對相關(guān)系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，給定α=0.05，自由度n-2=24，查相關(guān)系數(shù)臨界表可得r0.05=0.358，得到>r0.05，即可以認(rèn)為人民幣匯率與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的正相關(guān)關(guān)系是較為顯著的，即二者變化趨勢具有同步性。

三、匯率變動影響貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整的實(shí)證分析

利用人民幣匯率（eRMB）與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)（TradeSTR）取自然對數(shù)后的時間序列LeRMB和LTradeSTR進(jìn)行實(shí)證分析。對數(shù)化時間序列具有消除數(shù)據(jù)異方差性、平滑數(shù)據(jù)、回歸方程系數(shù)反映彈性等分析的便利性。計(jì)量過程由Eviews5.0軟件完成。

（一）因果性檢驗(yàn)（Engel－Granger因果檢驗(yàn)）

首先采用恩格爾－格蘭杰 （Engel－Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)法考察LeRMB與LTradeSTR序列之間的因果關(guān)系，從而說明二者之間的相互影響。本文對LeRMB與LTradeSTR序列之間的E-G因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果見表1。

從檢驗(yàn)結(jié)果看，在選擇不同滯后期（Lag＝1～3）情況下，對原假設(shè) “LeRMB不是LTradeSTR的Granger成因”的相伴概率均在5%的顯著性水平以下，表明可以拒絕原假設(shè)，即LeRMB是引起LTradeSTR變化的原因。而對原假設(shè)“LTradeSTR不是LeRMB的Granger成因”的相伴概率均很大，故接受原假設(shè)，即認(rèn)為序列LTradeSTR對LeRMB的變化沒有因果性影響。因此綜合來看，人民幣匯率與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)之間存在前者對后者的單向因果關(guān)系，而商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化不是導(dǎo)致人民幣匯率變動的成因。

（二）人民幣匯率變動與貿(mào)易結(jié)構(gòu)演變的協(xié)整分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)方法有DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP非參數(shù)檢驗(yàn)，本部分對（LeRMB，LTradeSTR）使用被普遍采用擴(kuò)展ADF檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

從單位根檢驗(yàn)結(jié)果看，對數(shù)化后的人民幣匯率（LeRMB）與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)（LTradeSTR）一階差分后均為平穩(wěn)序列，而原始序列不滿足單位根過程，因此可以認(rèn)為二者均服從I（1）過程，即為一階（差分）單整序列。

2.協(xié)整關(guān)系分析

由于序列LeRMB與LTradeSTR均為同階I（1）過程，因此可以進(jìn)一步驗(yàn)證二者的協(xié)整關(guān)系（不同階向量之間不存在協(xié)整關(guān)系）。協(xié)整揭示了變量之間的一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，是均衡關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上的表述，因此在實(shí)證檢驗(yàn)中常用來作為判斷變量間存在均衡關(guān)系的依據(jù)。比如兩個變量，雖然它們具有各自長期趨勢與短期波動規(guī)律，但如果它們是協(xié)整的，則其之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，雖然在短期內(nèi)，這兩個變量有可能偏離均衡關(guān)系，但這種偏離是暫時的，將會隨著時間的推移而逐漸回到均衡狀態(tài)。

農(nóng)業(yè)合作化一定程度上克服了個體經(jīng)濟(jì)的脆弱性，為缺乏勞動力和生產(chǎn)工具的貧農(nóng)提供了便利，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)的發(fā)展，緩解了農(nóng)村的貧富分化問題。然而，隨著互助組向初級社、高級社的發(fā)展，農(nóng)民自主經(jīng)營的權(quán)利逐漸喪失，部分農(nóng)民產(chǎn)生了抵觸情緒，瞞產(chǎn)私分、擴(kuò)大自留地，甚至出現(xiàn)了“拉牛退社”的現(xiàn)象。為了把農(nóng)業(yè)個體所有制盡快建設(shè)成為社會主義集體所有，在農(nóng)業(yè)實(shí)現(xiàn)合作化后，中央決定繼續(xù)擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，1958年陸續(xù)出臺了《關(guān)于小型農(nóng)業(yè)社適當(dāng)?shù)睾喜榇笊绲囊庖姟?、《關(guān)于在農(nóng)村建立人民公社問題的決議》，在高級社的基礎(chǔ)上，掀起了人民公社化運(yùn)動，逐漸形成了人民公社制度。

表1 Engel-Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF）

本文基于Johansen極大似然跡估計(jì)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，設(shè)定協(xié)整向量僅含截距項(xiàng)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3。分析發(fā)現(xiàn)，二者“不存在協(xié)整向量”即 “協(xié)整向量個數(shù)r=0”的零假設(shè)在Prob.＝0.0486<0.05的顯著水平上被拒絕，說明協(xié)整關(guān)系存在；而從“協(xié)整向量個數(shù)≤1”的零假設(shè)接受概率Prob.=0.6485≥0.1說明假設(shè)成立。因此可以認(rèn)為二者存在唯一的協(xié)整向量，即人民幣匯率與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)之間存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。均衡關(guān)系如式（1），表明以LeRMB與LTradeSTR線性組合表示的Coint.Eq序列為一單整平穩(wěn)序列。

（三）人民幣匯率變動與貿(mào)易結(jié)構(gòu)演變的動態(tài)分析

1.向量誤差修正模型（VECM）

本文基于協(xié)整分析，進(jìn)一步選用向量誤差修正模型 （Vector Error Correction Model，VECM）分析人民幣匯率與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)之間影響與制約的動態(tài)關(guān)系。向量誤差修正模型是基于向量自回歸（Vector Autoregression，VAR）模型經(jīng)過協(xié)整變換建立。其中VAR模型避開了結(jié)構(gòu)建模中需要對系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生變量滯后值函數(shù)的建模問題；應(yīng)用樣本可以確定一個多變量VAR系統(tǒng)的參數(shù)，從而得到變量間的相互關(guān)系，因而向量自回歸模型是在分析多變量時間序列的有力工具。

基于建立誤差修正模型滯后期選擇所依據(jù)的赤池信息量 （Akaike Information Criterion，AIC準(zhǔn)則）與施瓦茨信息量（Schwarz Criterion，SC準(zhǔn)則）最小的原則，本文VECM模型滯后期選擇P＝3，同Johnson協(xié)整檢驗(yàn)一致亦僅含截距項(xiàng)。誤差修正模型VECM分析結(jié)果如表4。

表4結(jié)果顯示，回歸方程擬合優(yōu)度較高。以LeRMB與LTradeSTR為因變量的擬合方程R2分別為0.965452與0.942204，反映方程整體顯著性的F值也都很大，說明兩個方程整體顯著性水平均很高。從反映各個回歸系數(shù)顯著性的t值看，滯后1—2期的LeRMB對自身的影響顯著。從滯后1—3期的LeRMB對LTradeSTR的影響系數(shù)的t值來看，顯示出人民幣匯率的升值會帶來商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，LeRMB影響未來三期LTradeSTR的彈性系數(shù)分別為0.184787、0.033691與0.012535，即人民幣匯率升值1%，會導(dǎo)致三期以內(nèi)的商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)分別優(yōu)化0.184787%、0.033691和0.012535，調(diào)整的彈性系數(shù)雖小，但具有很強(qiáng)的統(tǒng)計(jì)顯著性。同樣，滯后1期的LTrade-STR對LTradeSTR的變化有顯著性的影響，對未來1期貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的調(diào)整產(chǎn)生積極的累積效應(yīng)，彈性系數(shù)為0.383687。貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)LTrade-STR的升級與優(yōu)化對人民幣匯率出現(xiàn)升值的趨勢不構(gòu)成顯著影響，一期至三期的影響系數(shù)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)t值均很小，不具有較強(qiáng)的統(tǒng)計(jì)顯著性。這與因果檢驗(yàn)結(jié)論基本一致。

表4 （LeRMB，LTradeSTR）’向量的誤差修正模型（VECM）

另外誤差修正項(xiàng)系數(shù)都是顯著的，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文所考察的變量間長期均衡關(guān)系存在，短期波動的偏離會出現(xiàn)向均衡調(diào)整的趨勢。負(fù)數(shù)反映了人民幣匯率的變化會抵消其與貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)長期均衡的偏離程度；而貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化則會使其進(jìn)一步加大其對人民幣匯率長期均衡的偏離；二者調(diào)整的速度分別為-0.649080與0.144282。

2.脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Fnction）

脈沖響應(yīng)函數(shù)是一種非參數(shù)模型辨識方法，可用來分析各變量方程發(fā)生自發(fā)性擾動 （方程預(yù)測誤差）時，對各因變量未來各期直接與遞歸影響。本文計(jì)算的脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖1所示。 （1）當(dāng)LeRMB方程實(shí)際值與預(yù)測值之間存在一個標(biāo)準(zhǔn)差偏誤時，對未來一期LeRMB的影響程度較大，二期之后迅速衰減，四期之后影響程度平緩下降；而LTradeSTR方程發(fā)生一個標(biāo)準(zhǔn)差預(yù)測偏誤時，對本期LeRMB不會產(chǎn)生影響，說明LTradeSTR方程的誤差項(xiàng)滿足與本期因變量的不相關(guān)性，一期之后影響為負(fù)，至2期以后逐步由負(fù)趨正，四期后衰減，影響程度始終不大，這與EG因果檢驗(yàn)接受 “LTradeSTR不是LeRMB的Granger成因”假設(shè)、VAR檢驗(yàn)的結(jié)果基本一致。 （2）當(dāng)LTradeSTR方程發(fā)生一個標(biāo)準(zhǔn)差偏誤時，對未來一期LTradeSTR的影響程度很大，至3期之后影響不再強(qiáng)烈；而由LeRMB方程發(fā)生的一個標(biāo)準(zhǔn)差偏誤則結(jié)果系統(tǒng)遞歸對未來3期內(nèi)的LTradeSTR造成逐步加強(qiáng)的沖擊，4期之后開始下降但至10期影響程度依然很高。這同樣與EG因果檢驗(yàn)拒絕 “LTradeSTR不是LeRMB的Granger成因”假設(shè)、VAR檢驗(yàn)的結(jié)果基本一致。

圖1 （LeRMB，LTradeSTR）系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

3.方差分解（Variance Decomposition）

在分析了預(yù)測誤差對未來系統(tǒng)的沖擊之后，再根據(jù)方差分解考察系統(tǒng)各方程中預(yù)測誤差的來源。可將任意一個內(nèi)生變量的預(yù)測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機(jī)沖擊所做的貢獻(xiàn)，然后計(jì)算每一個變量沖擊的相對重要性，即變量的貢獻(xiàn)與總貢獻(xiàn)的比例。本文根據(jù)這個比例值的大小來判斷變量間因果關(guān)系的強(qiáng)弱，得到結(jié)果如表5所示。

從LeRMB的方差分解結(jié)果看，5期內(nèi)LeRMB的擾動均可以從自身沖擊中得到解釋，受LTrade-STR的干擾影響不大。而從LTradeSTR的方差分解結(jié)果看，短期（1—3）內(nèi)，LTradeSTR 的波動受自身的沖擊特別顯著，LeRMB的沖擊則不太明顯；中期分解則顯示了來自LeRMB的沖擊具有加強(qiáng)的趨勢。這顯示了與前文基本一致的結(jié)果：即人民幣匯率與商品貿(mào)易結(jié)果之間存在著單向因果關(guān)系，人民幣匯率是因，商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)是果；商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級是人民幣升值成因的看法則缺乏實(shí)證的支持。

表5 （LeRMB，LTradeSTR）系統(tǒng)動態(tài)沖擊的方差分解

四、簡要結(jié)論與政策建議

通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：（1）相關(guān)性檢驗(yàn)認(rèn)為，人民幣匯率與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)之間關(guān)聯(lián)性很強(qiáng)，且具有統(tǒng)計(jì)顯著性；（2）協(xié)整分析得出，人民幣匯率與商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。（3）EG因果檢驗(yàn)、VECM模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解的結(jié)果基本一致，VECM模型顯示前者對后者近期影響的彈性系數(shù)為0.184787，即人民幣匯率升值1%，會導(dǎo)致商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化0.184787%；而商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的波動對人民幣匯率的變動影響不大，且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著。因此可以認(rèn)為人民幣匯率的升值會帶來商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，而商品貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級是人民幣升值成因的看法則缺乏實(shí)證的支持。

結(jié)合當(dāng)前人民幣匯率升值的國內(nèi)外壓力與背景形勢，最后本文認(rèn)為：（1）大力推動科技興貿(mào)戰(zhàn)略，加大對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)的知識、技術(shù)、人力資本的投入，提高貿(mào)易商品的技術(shù)含量和附加值；（2）進(jìn)一步改革人民幣匯率形成與決定機(jī)制，逐步完善匯率機(jī)制、財(cái)政貨幣政策機(jī)制、產(chǎn)業(yè)貿(mào)易政策機(jī)制的聯(lián)系，使人民幣匯改走上良性的循環(huán)軌道，從而更深層次地促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)與對外貿(mào)易的全面協(xié)調(diào)與可持續(xù)發(fā)展。

[1]畢玉江.匯率、國民收入與商品進(jìn)出口——基于標(biāo)準(zhǔn)國際貿(mào)易分類的實(shí)證檢驗(yàn)[J].財(cái)貿(mào)研究，2005（4）：43-47.

[2]劉昌黎.人民幣升值的影響——從中日比較看我國的出口貿(mào)易[J].國際貿(mào)易，2006（3）：44-50.

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