宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)

1、湖南商學(xué)院課程論文湖南商學(xué)院課 程 論 文課程名稱宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析題 目匯率變動(dòng)對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)的影響系 部數(shù)統(tǒng)學(xué)院專 業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)班級(jí)統(tǒng)計(jì)1301學(xué) 號(hào)131020035學(xué)生姓名張文祥任課教師蔡宏宇職 稱副教授2016年6 月匯率變動(dòng)對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)的影響摘要：在開(kāi)放的經(jīng)濟(jì)中，匯率是非常重要的經(jīng)濟(jì)變量，匯率對(duì)一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要影響。自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng)，中國(guó)與世界經(jīng)濟(jì)聯(lián)系越來(lái)與緊密。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的對(duì)外依賴度的提高，中國(guó)經(jīng)濟(jì)與世界經(jīng)濟(jì)相互影響程度日益增加，在這個(gè)大背景下，人民幣匯率作為維系中國(guó)與世界經(jīng)濟(jì)往來(lái)的紐帶和橋梁，越來(lái)越成為被關(guān)注的焦點(diǎn)。廣東省作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)外交流的前沿。匯率變動(dòng)究

2、竟對(duì)廣東省出口貿(mào)易有何影響?廣東省出口貿(mào)易應(yīng)該如何應(yīng)對(duì)人民幣匯率變動(dòng)?這些問(wèn)題都值得深入研究，通過(guò)研究解決這些問(wèn)題，對(duì)于廣東省出口貿(mào)易乃至整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文通過(guò)建立引力模型研究匯率變動(dòng)對(duì)廣東省進(jìn)出口的影響，來(lái)說(shuō)明匯率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。關(guān)鍵字：匯率；廣東；進(jìn)出口;一文獻(xiàn)綜述（一）國(guó)內(nèi)實(shí)證研究早期國(guó)內(nèi)關(guān)于匯率變動(dòng)與貿(mào)易收支關(guān)系的研究主要是通過(guò)計(jì)算進(jìn)出口需求彈性之和是否大于 1，從而直接驗(yàn)證ML條件是否成立。厲以寧等(1991)對(duì)中國(guó)1970-1983 年的數(shù)據(jù)分析得出，中國(guó)進(jìn)出口彈性分別為 0.6871 和 0.0506，由于中國(guó)進(jìn)出口商品的需求價(jià)格彈性嚴(yán)重不足，人民幣匯率貶

3、值不但不能改善貿(mào)易收支，反而會(huì)導(dǎo)致出口狀況的惡化。陳彪如（1992）認(rèn)為人民幣貶值能夠改善貿(mào)易收支，但改善的效果不明顯。戴祖祥(1997)運(yùn)用出口價(jià)格指數(shù)、國(guó)外收入指數(shù)、出口額指數(shù)、出口量指數(shù)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)1981-1995年的數(shù)據(jù)分析后得出，中國(guó)的進(jìn)出口需求價(jià)格彈性之和為1.3，滿足馬ML條件，以此認(rèn)為人民幣匯率貶值可以改善中國(guó)的貿(mào)易收支。近年以來(lái)，隨著協(xié)整計(jì)量方法的發(fā)展，許多研究開(kāi)始使用Engle-Granger法、協(xié)整向量自回歸(Cointegrating VAR)法、自回歸分布滯后模型(ARDL)和邊限檢驗(yàn)等方法探討我國(guó)的匯率變動(dòng)與貿(mào)易收支之間的關(guān)系。盧向前和戴國(guó)強(qiáng)(2005)

4、采用協(xié)整向量自回歸的分析方法，利用1994-2003年間的月度數(shù)據(jù)對(duì)人民幣實(shí)際匯率與我國(guó)進(jìn)出口之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，人民幣實(shí)際匯率水平變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)出口存在著顯著的影響，ML條件成立。陳云和何秀紅(2008)以1997-2006年海關(guān)編碼（HS）分類商品出口的月度數(shù)據(jù)為樣本，采用邊限檢驗(yàn)方法判別長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，并采用自回歸多元滯后分布一誤差修正模型(ARDL-ECM)分析人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)不同類別商品出口的長(zhǎng)期和短期影響。估計(jì)結(jié)果顯示，不同類別商品出口受人民幣匯率水平和波動(dòng)率變化的影響有較大差異。從長(zhǎng)期來(lái)看，人民幣匯率升值會(huì)抑制出口，但效應(yīng)相差較大。葉凱中（2010）選取2

5、000-2008年數(shù)據(jù)用單方程一階線性回歸模型對(duì)三亞市對(duì)外貿(mào)易情況作了實(shí)證分析，研究結(jié)果顯示三亞市的進(jìn)、出口總額和凈出口總額與人民幣對(duì)美元匯率高度線性相關(guān)。姚慧、杜迎春（2011）通過(guò)研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)湖南省的影響發(fā)現(xiàn)湖南對(duì)外貿(mào)易收支與人民幣有效匯率存在均衡穩(wěn)定，人民幣匯率升值不利于湖南改善對(duì)外貿(mào)易收支。李濤（2010）通過(guò)測(cè)算人民幣匯率對(duì)廣東省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響發(fā)現(xiàn)，人民幣實(shí)際有效匯率水平對(duì)廣東省的外貿(mào)出口有顯著的負(fù)面影響。周艷、馮俊文（2009）分析了 1997 年-2008 年江蘇省與 8 個(gè)主要外貿(mào)出口國(guó)家和地區(qū)的數(shù)據(jù)得出，人民幣匯率變動(dòng)與江蘇省出口量的相關(guān)系數(shù)存在顯著關(guān)系。另外印梅

6、（2011）研究了匯率改革前后南通市出口受到了匯率改革的影響，引起出口總量、貿(mào)易方式、出口地理方向以及出口結(jié)構(gòu)的變化。李慧娜（2012）實(shí)證分析了人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)浙江省出口貿(mào)易會(huì)產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。許貴福（2012）運(yùn)用貿(mào)易引力模型研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)福建省外貿(mào)出口最大的四個(gè)國(guó)家和地區(qū)美國(guó)、日本、香港和德國(guó) OLS 回歸得出人民幣匯率變動(dòng)、福建省內(nèi)在經(jīng)濟(jì)實(shí)力對(duì)福建省的出口有著顯著影響，但影響的程度不同。其中，福建省生產(chǎn)供給能力對(duì)四個(gè)國(guó)家和地區(qū)的出口具有正面作用；人民幣對(duì)美元、人民幣對(duì)港元匯率變動(dòng)對(duì)福建省出口有正面影響，人民幣對(duì)日元、人民幣對(duì)歐元匯率變動(dòng)對(duì)福建省出口有負(fù)面影響。（2） 國(guó)外

7、實(shí)證研究在匯率水平變動(dòng)對(duì)貿(mào)易影響方面，國(guó)外學(xué)者的研究多通過(guò)測(cè)算進(jìn)出口商品的需求價(jià)格彈性，檢驗(yàn) ML 條件是否成立，從而檢驗(yàn)匯率變動(dòng)是否會(huì)對(duì)一國(guó)貿(mào)易收支產(chǎn)生影響。但由于研究的方向、重點(diǎn)不同，實(shí)證并沒(méi)有達(dá)成共識(shí)，結(jié)果也是紛呈。如 Kreinin(1967，1973)、Houthakker&Magee(1969),Khan(1974,1975),Goldstein&Khan(1976,1978),Wilson&Takacs(1979,Warner&Kreinin(1983)Haynes&Stone(1983)、Bahmani-Oskooee(1986)、Marquez(1990)、Mah(1993)

8、等。后來(lái)，隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，研究者發(fā)現(xiàn)由于沒(méi)有考慮數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，之前的實(shí)證研究可能存在偽回歸問(wèn)題，其研究結(jié)論并不可靠。為了克服之前研究方法中樣本數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性特征所可能導(dǎo)致的虛假估計(jì)和錯(cuò)誤推斷，隨后的研究文獻(xiàn)開(kāi)始利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域最新發(fā)展的協(xié)整理論對(duì)一些國(guó)家的匯率變動(dòng)與貿(mào)易額的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，但仍沒(méi)有取得一致結(jié)。Bahmani-Oskooee&Niroomand(1998)使用 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)方法，對(duì) 30 個(gè)國(guó)家進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn) ML 條件成立Bahmani-Oskooee&Brooks(1999)采用自回歸分布滯后模型(ARDL)對(duì)美國(guó)進(jìn)行了研究，他們發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)實(shí)際匯

9、率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支沒(méi)有實(shí)質(zhì)性的影響，但在長(zhǎng)期實(shí)際匯率貶值能夠改善貿(mào)易收支。Boyd.Caporale&Smith(2001)使用美國(guó)、日本、英國(guó)、德國(guó)、加拿大等 8 個(gè) OECD 國(guó)家近20 年的季度數(shù)據(jù)運(yùn)用結(jié)構(gòu)協(xié)整向量回歸分布滯后模型(VARDL)和單方程 ARDL 模型檢驗(yàn)實(shí)際匯率波動(dòng)同進(jìn)出口間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，在對(duì)法國(guó)、德國(guó)、日本、荷蘭和美國(guó)的實(shí)證研究結(jié)果中表明實(shí)際匯率對(duì)貿(mào)易收支的影響顯著。Krugman&Baldwin(1987)、Heikie&Hooper(1987)以及Moffett(1989)等分別對(duì)美國(guó)的實(shí)際匯率與貿(mào)易收支進(jìn)行了研究，得出美元貶值有利于改善美國(guó)貿(mào)易收支。Ying Qia

10、n、Panos Varangis（1994）研究發(fā)現(xiàn)，本幣貶值會(huì)對(duì)瑞典、英國(guó)、荷蘭的出口影響產(chǎn)生正面影響。Eleanor Doyle（2001）采用了 GARCH 模型、協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正理論，實(shí)證分析了匯率變動(dòng)如何影響愛(ài)爾蘭對(duì)它的重要貿(mào)易伙伴英國(guó)的出口，通過(guò)實(shí)證結(jié)果表明，名義有效匯率變動(dòng)會(huì)對(duì)愛(ài)爾蘭出口英國(guó)產(chǎn)生積極影響。Peter Wilson&Kua Choon(2001)以新加坡為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn) ML 條件不成立。Singh(2002)對(duì)印度 1960年-1995 年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為實(shí)際有效匯率對(duì)國(guó)內(nèi)收入和貿(mào)易收支有顯著的影響，并且實(shí)際有效匯率的影響與名義匯率是不同的。Wilson（2

11、000）基于 1970-1996 年度數(shù)據(jù)對(duì)韓國(guó)、日本和美國(guó)之間多邊貿(mào)易進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)實(shí)際匯率對(duì)韓美和韓日之間的貿(mào)易收支沒(méi)有顯著影響。Sauer&Bohara（2001）的研究結(jié)果表明，匯率變動(dòng)對(duì)亞洲發(fā)展中國(guó)家影響很小。Olugbenga(2003)研究東南亞四國(guó)在 1980 年-2001 年期間的情況，發(fā)現(xiàn)四國(guó)與美國(guó)和日本的貿(mào)易都符合 ML 條件。Bahmani-Oskooee&Kutan(2006)利用邊限檢驗(yàn)(The Bound Test)方法和誤差修正模型對(duì)東歐 11 個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家的“J”曲線效應(yīng)進(jìn)行了分析，結(jié)果顯示，只有保加利亞、克羅地亞和俄羅斯存在“J”曲線效應(yīng)。Manucheh

12、r Irandoust&Johanpannler(2006)采用面板協(xié)整檢驗(yàn)方法，以瑞典與其八個(gè)貿(mào)易伙伴國(guó)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)對(duì)其中兩個(gè)國(guó)家的貿(mào)易符合 ML 條件。Wen Shwo Fang，Yi Hao Lai&Henry Thompson(2007)以亞洲八個(gè)國(guó)家和地區(qū)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)其中五個(gè)國(guó)家的貨幣貶值能夠顯著的促進(jìn)本國(guó)出口。二實(shí)證分析（一）建立模型 根據(jù)牛頓萬(wàn)有引力定律可知，自然界中任何兩個(gè)物體都是相互吸引的，引力的大小與兩物體的質(zhì)量的乘積成正比，與兩物體間距離的平方成反比。國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)中也有引力模型這個(gè)概念。假設(shè)兩個(gè)國(guó)家情況大致相同，并保持此狀態(tài)沒(méi)有大的改變，那么兩國(guó)的貿(mào)易規(guī)模和兩國(guó)的G

13、DP 成正比，與兩國(guó)的距離成反比。在貿(mào)易問(wèn)題研究上，丁伯根（Jinbergen，1962)建立了貿(mào)易引力模型，即：兩國(guó)雙邊貿(mào)易規(guī)模與兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量成正比，與兩國(guó)之間的距離成反比。就如物理學(xué)中萬(wàn)有引力定理那樣，兩個(gè)物體之間的引力大小與它們的質(zhì)量成正比，與它們之間相隔的距離的平方成反比，貿(mào)易引力模型因此而得名。一般情況下，貿(mào)易引力模型形式可表述為： 其中：為某個(gè)時(shí)期國(guó)對(duì)國(guó)的出口額；為貿(mào)易伙伴國(guó)（地區(qū)）的； 為是出口國(guó)的；這樣表示兩國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的乘積； 為貿(mào)易兩國(guó)之間的地理距離，通常用兩國(guó)首都之間的直線距離近似的替代；為其它促進(jìn)或阻礙兩國(guó)之間貿(mào)易流動(dòng)的因素。一般來(lái)說(shuō)，對(duì)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)之后不會(huì)改變數(shù)據(jù)的

14、性質(zhì)和關(guān)系，并且所得到的數(shù)據(jù)易消除異方差問(wèn)題；同時(shí)，取對(duì)數(shù)以后，經(jīng)濟(jì)變量具有彈性的含義，所以一般對(duì)變量取對(duì)數(shù)形式。這樣貿(mào)易引力模型式子可以變成： 其中 為回歸系數(shù)，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。這個(gè)式子就是本文最終要用到的模型。 為隨機(jī)變量2007年-2014 年廣東省對(duì)主要貿(mào)易國(guó)家和地區(qū)出口額（億美元） 年份出口總額 美國(guó)日本 香港英國(guó) 20072381.71 571.07138.41 837.2260.4620083019.48677.99147.13 1072.4875.2220093692.39739.28 172.66 1999.1293.9420104041.88772.83192.282160.

15、19109.1320113589.56688.65 174.191973.0688.45 20124531.91 38.53 216.391527.86108.6620135317.93 881.44 247.711870.52113.9820145741.42 911268.4 2200.3 143.78 2007年-2014 年和廣東省進(jìn)行貿(mào)易的國(guó)家和地區(qū)GDP（十億美元）年份美國(guó)日本香港英國(guó)200714,477.65017.3194.3231.2200814,718.65073.6195.6223.4200914,418.74902.9206.4230.4201014,964.44983

16、.4204.2236.8201115,517.94913.1213.2242.6201216,163.24834.7254.3247.3201316,768.14977.9365.3251.2201417,418.94859.3334.62542.9（二）回歸分析匯率變動(dòng)對(duì)廣東省的經(jīng)濟(jì)影響主要是影響廣東省的出口，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展。而廣東省的出口又有好幾個(gè)國(guó)家。我們分別對(duì)其做回歸分析。 匯率變動(dòng)對(duì)廣東省出口美國(guó) OLS 回歸分析VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C -43.189714.808143-8.9826180.0000INEV0.

17、4320790.01008742.837180.1182INGDP-4.1868371.827808-2.2906330.0000R-squared0.877538Mean dependent var5.700392Adjusted R-squared0.862230S.D. dependent var1.131714S.E. of regression0.420062Akaike info criterion1.247111Sum squared resid37525.22Schwarz criterion1.396232Log likelihood-8.84750F-statistic57

18、.32648Durbin-Watson stat1.433095Prob(F-statistic)0.000000 （4.808143） （42.83718） （-2.290633）R2=0.877538由INEV的t檢驗(yàn)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果不顯著。 匯率變動(dòng)對(duì)廣東省出口日本 OLS 回歸分析VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C -29.0543912.63996-2.2986140.0353INEV-7.2718911.415165-5.1385480.0001INGDP-0.0379951.166691-0.0325660.97

19、44R-squared0.636889Mean dependent var4.541293Adjusted R-squared0.591500S.D. dependent var0.932889S.E. of regression0.596247Akaike info criterion1.947615Sum squared resid5.688164Schwarz criterion2.096732Log likelihood-15.50234F-statistic14.03182Durbin-Watson stat0.621430Prob(F-statistic)0.000302分析廣東省

20、對(duì)日本出口的實(shí)證結(jié)果表明：對(duì)日本 GDP、人民幣實(shí)際有效匯率兩個(gè)解釋變量均通過(guò)單變量顯著性檢驗(yàn)，線性影響顯著。解釋變量EV 的t 檢驗(yàn)值 5.138 表明 EV 通過(guò)單變量顯著性檢驗(yàn)，并且線性影響顯著。但可決系數(shù)2R值 0.637 表明該模型的擬合優(yōu)度不高，而且 DW 值偏低，這表明序列存在自相關(guān)，所以這里做一步自相關(guān)檢測(cè)，通過(guò)上面廣東省對(duì)日本出口的回歸分析已經(jīng)得出模型的殘差值，因此用殘差值近似代替模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，分析殘差值之間是否存在相關(guān)性。令：u1=u(-1)表示滯后一期的殘差值，做殘差與其滯后一期的自相關(guān)。得到散點(diǎn)圖，從圖可以看出，殘差與其滯后一期值大部分落在一、三象限這表明隨機(jī)干擾項(xiàng)

21、之間存在正相關(guān)。因此要對(duì)回歸進(jìn)行修正，這里用杜賓法進(jìn)行修正。修正結(jié)果如下VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C -9.0067443.918337-2.2986140.0353INEV-7.2718911.415165-5.1385480.0001INGDP-0.0379951.166691-0.0325660.9744R-squared0.932156Mean dependent var4.541293Adjusted R-squared0.591500S.D. dependent var0.932889S.E. of regressio

22、n0.596247Akaike info criterion1.947615Sum squared resid5.688164Schwarz criterion2.096732Log likelihood-15.50234F-statistic14.03182Durbin-Watson stat0.621430Prob(F-statistic)0.000302這樣我們得到回歸方程為： （2.298614） （5.138548） (0.032566)R2=0.932156該模型R2=0.932156，說(shuō)明模型擬合度高，已消除自相關(guān)。 匯率變動(dòng)對(duì)廣東省出口香港 OLS 回歸分析VariableCo

23、efficientStd. Errort-StatisticProb.C -16.735024.052614-4.1294380.0008INEV5.0136601.4059363.5660660.0026INGDP6.2239880.8137927.6481340.0000R-squared0.826589Mean dependent var6.523468Adjusted R-squared0.804912S.D. dependent var0.834061S.E. of regression0.368394Akaike info criterion0.984612Sum squared

24、resid2.171427Schwarz criterion1.133734Log likelihood-6.353816F-statistic38.13313Durbin-Watson stat1.065759Prob(F-statistic)0.000001 （4.129438） （3.566066） （7.648134）R2=0.826589分析廣東省對(duì)香港出口的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明：對(duì)香港 GDP、人民幣實(shí)際有效匯率兩個(gè)解釋變量均通過(guò)單變量顯著性檢驗(yàn)，線性影響顯著。解釋變量 EV 的t 檢驗(yàn)值 3.566 表明 EV 通過(guò)單變量顯著性檢驗(yàn)，并且線性影響顯著?？蓻Q系數(shù)R2值 0.827 表明

25、該模型的擬合優(yōu)度高，對(duì)現(xiàn)實(shí)現(xiàn)象的解釋力度強(qiáng)。DW 的值也表明解釋變量之間互相獨(dú)立，不存在自相關(guān)性。F 檢驗(yàn)值通過(guò)方程總體線性顯著性檢驗(yàn)。這樣方程的解釋變量總體對(duì)被解釋變量的線性影響非常顯著。匯率變動(dòng)對(duì)廣東省出口英國(guó) OLS 回歸分析VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C -47.818403.357907-14.240540.0000INEV-4.367750.823358-5.3048340.0001INGDP3.1539580.30571710.326390.0000R-squared0.945123Mean dependent var

26、3.549260Adjusted R-squared0.938264S.D. dependent var1.210457S.E. of regression0.368394Akaike info criterion0.578931Sum squared resid1.447306Schwarz criterion0.728053Log likelihood-2.499848F-statistic137.7811Durbin-Watson stat1.849765Prob(F-statistic)0.000001 （14.24054） （-5.304834） （10.32639）R2=0.938

27、26分析廣東省對(duì)英國(guó)出口的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明：對(duì)英國(guó) GDP、人民幣實(shí)際有效匯率兩個(gè)解釋變量均通過(guò)單變量顯著性檢驗(yàn)，線性影響顯著。解釋變量 EV 的t 檢驗(yàn)值 5.304 表明 EV 通過(guò)單變量顯著性檢驗(yàn)，并且線性影響顯著。可決系數(shù)R2值 0.945 表明該模型的擬合優(yōu)度高，對(duì)現(xiàn)實(shí)現(xiàn)象的解釋力度強(qiáng)。DW 的值也表明解釋變量之間互相獨(dú)立，不存在自相關(guān)性。F 檢驗(yàn)值通過(guò)方程總體線性顯著性檢驗(yàn)。這樣方程的解釋變量總體對(duì)被解釋變量的線性影響非常顯著。三結(jié)論從上面的研究可得出廣東省向日本出口產(chǎn)生很大的影響，方程顯示人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)出口日本呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，匯率每變動(dòng)一個(gè)單位會(huì)由此引起廣東省向日本出口產(chǎn)生7.27 個(gè)彈性單位，即人民幣實(shí)際有效匯率每升值 1%，將使廣東省出口日本減少7.27%。人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)會(huì)對(duì)廣東省出口香港造成很大的影響，人民幣實(shí)際有效匯率與廣東