中国农行股票人民币对卢布汇率(德涅斯特卢布兑换人民币汇率)

|0700272021年4月26日发(作者：金科股份(000656)金科股份)

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人民币—卢布汇率变动对中俄贸易的影响

作者：华默然 肖珊

来源：《合作经济与科技》2016年第07期

[提要] 近几年来，随着人民币及卢布实行有管理的浮动汇率制度，代表着人民币-卢布汇
率波动更具弹性，意味着汇率波动对两国贸易的不确定性在增加。当前，随着卢布的大幅波
动，中俄贸易能否继续稳定发展，已成为我们关注的问题。
关键词：汇率；变动；影响
中图分类号：F7 文献标识码：A
收录日期：2016年1月19日
一、文献综述
自2014年以来，俄罗斯卢布跌幅已经超过五成，成为近年来全球跌幅最大的货币。由于
卢布的大幅波动，势必会对俄罗斯的对外贸易产生不利影响，中国作为俄罗斯的第一大贸易伙
伴国，卢布汇率的大幅波动必然会波及到中俄两国之间的贸易往来。
目前，国内外关于汇率波动对贸易产品结构的研究，多数研究是采取整体贸易收支的方
法，对进出口的汇率弹性进行研究，再对一国对外或是两国之间不同的产品的贸易收支进行测
算，从而得出汇率波动对某种产品进出口收支的影响双环科技股票 及对贸易产品结构的影响。
在汇率波动在双边贸易中对产品进出口影响的实证研究方面：张国兵、安烨（2013）选取
了2002～2012年间的季度数据，数据包括中俄两国的国民产出、人民币实际有效汇率指数、
木制品和矿产品进口额及机械器具和纺织制品的出口额。沈国兵（2015）在对美元汇率波动对
中美贸易的影响中认为，实际汇率贬值对美国对中国出口同质品、异质品及全体样本产品产生
的促进作用显著。
在汇率波动对某类产品贸易收支的实证研究方面：刘钟钦、李惊雷（2008）加入供给方面
股票600156的变量，考虑实际有效汇率对我国农产品贸易收支的影响，结果发现马歇尔-勒纳条件并不适
用于中国农产品进出口。邓小华、李占风（2014）选取了实际汇率、外商直接投资在国内生产
总值中占比、劳动成本与资本价格的相对价格作为变量。
在国内文献中，多数都是研究实际汇率波动对中国整体贸易收支的影响，也有部分学者将
中国与其他一些国家和地区的双边贸易作为研究对象。而研究中俄贸易收支受汇率影响的文献
较少，可能一方面由于中俄两国贸易规模较小；另一方面由于俄罗斯经济地位不如美国、日本
等发达国家，从而未引起足够重视。而笔者认为，正是由于中俄贸易额规模较小，有巨大的发

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展空间，才有必要深入研究汇率如何影响中俄贸易，为之后中俄贸易的快速发展奠定理论基
础。
二、理论模型与指标选择
（一）理论模型。引力模型中认为双边贸易与两国的国内生产总值及汇率波动率有关，笔
者认为，影响两国贸易的原因必然复杂，于是笔者选择中俄两国的国内生产总值为解释变量，
而本文主要研究汇率波动对贸易的影响，而不是波动率对贸易的影响，于是笔者并没有采用波
动率作为解释变量；在魏伟贤的模型中，名义股票600317汇率及价格指数均被用作为解释变量，而本文研
究的一部分正是人民币-卢布名义汇率波动对中俄贸易的影响，名义汇率一定为解释变量之
一。而笔者认为，名义汇率会与两国的居民消费价格指数共同影响贸易收支，所以笔者选择了
名义汇率与价格指数作为解释变量，但魏伟贤的模型中的世界实际收入、世界对中国进口的供
给能力指数等解释变量多用于研究汇率对一国整体贸易的影响，而不适合用于汇率对两国之间
贸易的影响，所以笔者并未选择魏伟贤模型中的其他解释变量；在Goldstein和Kahn的不完全
替代模型中选择使用实际汇率作为解释变量，而本文研究的一部分正是人民币-卢布实际汇率
对中俄贸易的影响，所以笔者选择Goldstein和Kahn的不完全替代模型中的实际汇率作为本文
的解释变量，但是笔者并不赞同Goldstein和Kahn在不完全替代模型中认为的进口仅与进口国
的国内生产总值相关。
假设俄罗斯出口商品的价格与中国国内商品的价格间保持较为稳定的关系，即中俄两国在
贸易结构上不具有较高的替代性。本文从人民币-卢布名义汇率波动对中俄贸易规模的影响进
行研究。
人民币-卢布实际汇率波动对中俄贸易规模影响的实证模型的设定：
中国从俄罗斯进口函数：IM=f（CGDP，RGDP，REEP） （1）
中国向俄罗斯出口函数：EX=f（CGDP，RGDP，REEP） （2）
中国与俄罗斯贸易收支函数：TB=f（CGDP，RGDP，REEP） （3）
其中，TB代表中国与俄罗斯的贸易收支，以贸易总额的增长率来衡量；CGDP为中国的
实际GDP增长率，反映中国国内经济总需求的增长率；RGDP为俄罗斯的实际GDP增长率，
反映俄罗斯国内经济总需求的增长率；REER为直接标价法下人民币-卢600215股票布实际汇率，反映经过
汇率调整之后的两国商品相对价格竞争力。
（二）指标选择。考虑到季度数据具有较强的季节性变动规律，本文所采用的数据为年度
数据。在最初构建人民币-卢布汇率波动对中俄贸易规模影响的模型时，笔者选取的是1992～
2014年的年度数据，但是ADF检验的结果表明，各序列不是同阶平稳序列，无法构建协整模
型。笔者认为这主要是因为俄罗斯刚刚独立时，采取了较为极端的经济改革方案，1992年俄
罗斯采取了放开了90%的消费品价格、80%的生产资料价格等方案，结果之后的几年中，通货

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膨胀极其严重。因此，本文在研究人民币-卢布汇率波动对中俄贸易规模的影响时所选取的样
本期为1994～2014年。
三、实证研究过程
（一）ADF检验。对每个变量的平稳性进行检验，同时对变量的单整阶数进行考察，单
位根检验结果可以得出，各时间序列均为稳定序列，可以通过协整检验分析各变量之间的关
系。
（二）OLS模型建立。由ADF检验得知，方程（1）、方程（2）、方程（3）中各变量的
时间序列均平稳，所以可以对各个方程进行最小二乘法多元线性回归分析，中邮核心优选基金以分析出各解释变
量对被解释变量的影响系数。写出方程（1）及方程（2）的具体方程，方程如下：
IM=C■+C■×CGDP+C■×RGDP+C■×REEP （4）
在方程（4）中C■为中国国内生产总值增长率的系数；C■为中国国内生产总值增长率的
系数；C■为人民币-卢布实际汇率的系数；C■为方程的常数项。
EX=C■+C■×CGDP+C■×RGDP+C■×REEP （5）
在方程（5）中C■为中国国内生产总值增长率的系数；C■为中国漳泽电力股票国内生产总值增长率的
系数；C■为人民币-卢布实际汇率的系数；C■为方程的常数项。
从回归结果可以看出，拟合优度R2=0.393553，说明该模型的整体拟合优度较差，且方程
的Prob（F-statistic）为0.033013，表明方程显著。在5%的显著性水平下，解释变量中国经济
增长率（CGDP）、人民币-卢布实际汇率（REER）均未通过T检验，于是笔者将以上两个因
素分别剔除，再次进行分析。
剔除中国经济增长率（CGDP）后的回归分析显示，R2=0.378599，Prob（F-statistic）为
0.013815，但是人民币—卢布实际汇率（REER）并未通过T检验；在剔除人民币—卢布实际
汇率（REER）后的回归方程也未通过F检验，且拟合优度也较差，所以笔者将这两个因素都
剔除，以期达到较显著的结果。
在剔除中国经济增长率（CGDP）与人民币-卢布实际汇率（REER）的影响后，新模型的
拟合优度R2=0.564418，说明该模型的整体拟合优度较好，同时方程的Prob（F-statistic）为
0.003760，表明方程显著。在5%的显著性水平下，解释变量俄罗斯经济增长率（RGDP）通过
了T检验，说明在5%的显著性水平下，用俄罗斯经济增长率（RGDP）这一个解释变量来解
释中国从俄罗斯进口的增长率是可信的。 002128
由此可以得出回归方程（4）（即中国从俄罗斯进口的增长率方程）为：

“秦先生，久仰久仰，请。”来东方大国几年，对方也倒是学会了一番东方大国的客套方式，这话说出来，让秦振华感觉想要笑。 这样有什么好处？ 现在已经开始在工厂内生产的铁马军卡，不就是他们出马的吗？当时，郑和平就是主力！现在，已经猜到了什么，郑和平立刻就上去了，各种数据全部测量出来，分析人家是怎么制造的，然后咱们也上去制造！ 谢惠民笑了笑：“是啊，不容易，这件事，还得多亏了的推动啊。” “另一个方面，就是光学控制系统。”秦振华说道：“随着电子技术的发展，电磁对抗将成为另一个重要的方面，咱们如果没有先进电子技术的话，在战争中很可能被干扰到雷达，甚至是会被反辐射导弹攻击，这种时候，就需要咱们有另外的引导手段，哪怕是关闭了雷达，咱们照样可以用光学设备来完成高炮的火控引导。” “当然不是。”秦振华说道：“你是我师傅，师傅还没上呢，徒弟哪能上啊。我是想通了，以后啊，好好孝敬您，我还弄了几个罐头呢，走，去我宿舍，咱们喝几盅。” 王二柱靠近一看，外观和54手枪一模一样，但是，它的材质不是铁的，是木头的，只有枪口那里，有一些沉重，仔细一看，是用一节节的自行车链条做成的。