導(dǎo)語(yǔ)：人民幣增值對(duì)出口貿(mào)易的約束一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢(xún)客服老師，歡迎參考。

一、前言

作為世界主要貿(mào)易出口國(guó)之一，我國(guó)憑借廉價(jià)勞動(dòng)力的相對(duì)優(yōu)勢(shì)，以勞動(dòng)密集型的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征占領(lǐng)全球出口市場(chǎng)，國(guó)內(nèi)外匯儲(chǔ)備及貿(mào)易順差不斷上升，并引起發(fā)達(dá)國(guó)家及各國(guó)利益集團(tuán)一致強(qiáng)烈要求人民幣升值。面對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的壓力和本著負(fù)責(zé)任的態(tài)度，中國(guó)于2005年7月21日開(kāi)始實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，并使人民幣匯率升值了2．1%。此后，人民幣受到國(guó)內(nèi)外政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，仍在不斷升值。鑒于出口貿(mào)易作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)的“三駕馬車(chē)”之一，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要意義，人民幣升值對(duì)出口貿(mào)易的影響亦引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者和業(yè)界的廣泛研究興趣。傳統(tǒng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)主張匯率是影響一國(guó)出口的重要解釋變量，在其他條件不變的情況下，貨幣貶值會(huì)提高本國(guó)出口產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力，從而增加其出口。例如，Junz和Rhomberg(1973)、Wilson和Takacs(1979)使用固定匯率時(shí)期數(shù)據(jù)，Bahmani－Oskooee和Kara(2003)使用浮動(dòng)匯率數(shù)據(jù)，分別發(fā)現(xiàn)匯率貶值刺激發(fā)達(dá)國(guó)家出口貿(mào)易的增加。然而，自20世紀(jì)70年代初期布雷頓森林體系瓦解以來(lái)，固定匯率制度崩潰，匯率波動(dòng)已成為常態(tài)，其帶來(lái)的匯率風(fēng)險(xiǎn)可能阻礙出口貿(mào)易的發(fā)展。探討匯率風(fēng)險(xiǎn)與出口貿(mào)易關(guān)系的理論與實(shí)證文獻(xiàn)，出現(xiàn)了或正或負(fù)不一致的結(jié)論。理論上，Ethier(1970)認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避(risk－averse)的出口廠商，為防止匯率風(fēng)險(xiǎn)所造成的成本過(guò)高，或是根本不可能規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)所帶來(lái)的出口利潤(rùn)不確定性風(fēng)險(xiǎn)，因此會(huì)降低出口。DeGrauwe(1988)則認(rèn)為出口廠商面對(duì)匯率風(fēng)險(xiǎn)，為抵消潛在的出口利潤(rùn)損失而可能增加出口。Broll和Eckwert(1999)則從出口選擇權(quán)的觀點(diǎn)出發(fā)，認(rèn)為匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)增加可提高出口選擇權(quán)的價(jià)值，進(jìn)而增加出口。實(shí)證方面，Pozo(1992)對(duì)英國(guó)的實(shí)證分析指出，匯率風(fēng)險(xiǎn)減少英國(guó)對(duì)美國(guó)的實(shí)際出口額;Arize(1995)發(fā)現(xiàn)美國(guó)、歐洲及G7工業(yè)國(guó)等國(guó)家出口顯現(xiàn)負(fù)的匯率風(fēng)險(xiǎn)效果;Weliwita等(1999)證實(shí)匯率風(fēng)險(xiǎn)負(fù)面沖擊發(fā)展中國(guó)家及欠發(fā)達(dá)國(guó)家的出口貿(mào)易。然而，Asseery和Peel(1991)的研究顯示，除了英國(guó)外，美國(guó)、日本、澳大利亞及德國(guó)等國(guó)的匯率風(fēng)險(xiǎn)顯著正向影響出口貿(mào)易。Kroner和Lastraps(1993)發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)與法國(guó)、德國(guó)及日本的出口貿(mào)易存在正向關(guān)系，但對(duì)美國(guó)及英國(guó)的出口存在負(fù)向沖擊。國(guó)內(nèi)也有不少相關(guān)研究成果。任永菊(2003)指出，我國(guó)進(jìn)口中近82%的比例為經(jīng)過(guò)加工后復(fù)出口，而人民幣升值不僅有利于我國(guó)的進(jìn)口，也有利于復(fù)出口。韓螈(2007)基于脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)出口影響的分析，發(fā)現(xiàn)人民幣升值并沒(méi)有使出口減少。范金等(2004)計(jì)算得出我國(guó)的長(zhǎng)期出口彈性為－0．86，人民幣升值使出口商品價(jià)格上升額幅度大于出口商品數(shù)量減少的幅度，從而增加出口總額。張軍和李君君(2010)基于中美貿(mào)易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)負(fù)向影響中國(guó)對(duì)美國(guó)的實(shí)際出口額。可見(jiàn)，對(duì)人民幣升值這一相同問(wèn)題的分析，學(xué)者得出的結(jié)論不同。一般來(lái)說(shuō)，不同的樣本期間、變量選擇及研究方法等均可能導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果不同。而現(xiàn)有的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)均為從匯率變動(dòng)的角度出發(fā)探討匯率與出口貿(mào)易的關(guān)系，尚未有評(píng)估匯率變動(dòng)及其風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口沖擊凈效果的研究。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，使用雙變量GARCH－M模型(Bollerslev，1990;Engle和Kroner，1995)，實(shí)證分析匯率變動(dòng)及其波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)我國(guó)出口的影響。本文的研究方法、模型設(shè)定及目的，不同于現(xiàn)有的出口貿(mào)易實(shí)證文獻(xiàn)。例如，Abeysinghe和Yeok(1998)、Bahmani－Oskooee和Kara(2003)等采用協(xié)整分析，探討出口與匯率的長(zhǎng)期關(guān)系，并利用誤差修正模型檢驗(yàn)出口變動(dòng)與匯率貶值間短期調(diào)整過(guò)程;Lee(1994)基于短期調(diào)整的觀點(diǎn)，建立納入?yún)f(xié)整及誤差修正項(xiàng)的VECGARCH模型。但這些研究忽略了匯率風(fēng)險(xiǎn)波動(dòng)的影響，進(jìn)而可能高估匯率貶值對(duì)出口的影響。Arize等(2000，2003)及張軍和李君君(2010)等均采用匯率的動(dòng)態(tài)標(biāo)準(zhǔn)差代表匯率風(fēng)險(xiǎn)，這種做法可能存在邏輯不一致的問(wèn)題，如使用標(biāo)準(zhǔn)差表示風(fēng)險(xiǎn)是基于同方差(homoskedasticity)假定，而事實(shí)上匯率風(fēng)險(xiǎn)可能存在異方差(heteroskedasticity)現(xiàn)象。本文使用GARCH模型匯率方差方程估計(jì)的隨時(shí)間變動(dòng)匯率風(fēng)險(xiǎn)，考慮到異方差現(xiàn)象，從而可避免上述缺點(diǎn)。另外，Pozo(1992)、Weliwita等(1999)、Fang和Lai(2003)先利用單變量GARCH模型估計(jì)匯率風(fēng)險(xiǎn)，再代入出口均值方程以估計(jì)匯率風(fēng)險(xiǎn)效果。事實(shí)上，此兩階段(two－step)估計(jì)過(guò)程降低了模型估計(jì)效率，而本文雙變量GARCH－M模型同時(shí)估計(jì)隨時(shí)間變動(dòng)的匯率風(fēng)險(xiǎn)及其對(duì)出口的影響，較具估計(jì)效率。最后，匯率及其風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口的沖擊可能存在當(dāng)期與滯后效果，不同的經(jīng)濟(jì)和金融環(huán)境、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及出口企業(yè)反應(yīng)行為等，可能造成不同的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程，本文設(shè)定自回歸滯后分布模型(ADL)出口方程，不同于Kroner和Las-trapes(1993)僅考慮匯率當(dāng)期效果的GARCH－M模型，從而能充分反映匯率及其風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口的動(dòng)態(tài)影響過(guò)程。

二、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1．實(shí)證模型Rose和Yellen(1989)使用非結(jié)構(gòu)簡(jiǎn)化式(reducedform)模型實(shí)證考察匯率與進(jìn)出口貿(mào)易間的關(guān)系，在此架構(gòu)基礎(chǔ)上，我們對(duì)匯率風(fēng)險(xiǎn)效果加以考慮。設(shè)定實(shí)際出口(x)為國(guó)(境)外經(jīng)濟(jì)景氣度(y)、實(shí)際有效匯率(q)及實(shí)際有效匯率風(fēng)險(xiǎn)(hq)的函數(shù):x=f(y，q，hq)(1)實(shí)際出口為以本國(guó)貨幣表示的名義出口收益，以本國(guó)物價(jià)水平進(jìn)行平減后的數(shù)值;與本國(guó)出口貿(mào)易相關(guān)的國(guó)(境)外經(jīng)濟(jì)景氣度正向影響出口需求;名義匯率為以本國(guó)貨幣表示的外幣價(jià)格，實(shí)際有效匯率為本國(guó)主要貿(mào)易國(guó)實(shí)際匯率的出口加權(quán)平均值，匯率下降代表本國(guó)貨幣升值，出口商品在國(guó)(境)外市場(chǎng)的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力下降，出口貿(mào)易可能減少;匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口的沖擊可能為正，也可能為負(fù)，根據(jù)不同的國(guó)家(地區(qū))、金融環(huán)境以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等可能出現(xiàn)不同的反應(yīng)。為刻畫(huà)匯率及其風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)效果以及消除序列相關(guān)問(wèn)題，我們?cè)O(shè)定出口方程為自回歸滯后分布(ADL)模型:

2．?dāng)?shù)據(jù)說(shuō)明

本文使用月度數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)匯率及其風(fēng)險(xiǎn)與出口的關(guān)系，進(jìn)而分析人民幣升值對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的影響。由于中國(guó)人民銀行于2005年7月對(duì)人民幣實(shí)行了改革開(kāi)放以來(lái)的第二次匯改制度，為保持樣本數(shù)據(jù)的一致性，本文樣本期間選取2005年7月至2010年12月，共66個(gè)觀察值。實(shí)際出口(x)為使用X－11方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后，以本國(guó)貨幣表示的名義出口經(jīng)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)平減后數(shù)值。實(shí)際有效匯率(q)根據(jù)潘紅宇(2007)由人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)數(shù)據(jù)計(jì)算得出。國(guó)(境)外經(jīng)濟(jì)景氣度為選取美國(guó)、日本、韓國(guó)、德國(guó)、新加坡、馬來(lái)西亞、荷蘭、俄羅斯、澳大利亞、英國(guó)等10個(gè)主要出口貿(mào)易國(guó)和香港、臺(tái)灣地區(qū)，以我國(guó)對(duì)其出口貿(mào)易額作為權(quán)數(shù)計(jì)算得出的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)(IP)加權(quán)平均值。所有變量均以2000年為基期。人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際清算銀行(BIS)，其余數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)海關(guān)網(wǎng)、中國(guó)人民銀行以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。幣實(shí)際有效匯率指數(shù)的走勢(shì)曲線圖。從圖中可以看到，2007年7月匯改后，人民幣實(shí)際有效匯率的變化趨于穩(wěn)定，從2008年起實(shí)際有效匯率呈現(xiàn)迅速上升趨勢(shì)，即人民幣快速升值并于2009年4月到達(dá)最高值，之后回落并又趨于穩(wěn)定變化。而從2010年10月至今，人民幣再度升值，進(jìn)入第二輪升值通道。圖2為2005年7月至2010年12月經(jīng)消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)平減后我國(guó)實(shí)際出口額曲線圖。從圖中可以看到，我國(guó)外貿(mào)出口從2007年7月起一直保持平穩(wěn)快速增長(zhǎng)，而2008年10月起因受到美國(guó)金融風(fēng)暴的影響，實(shí)際出口額呈現(xiàn)迅速下降的趨勢(shì)。而隨著金融危機(jī)影響的減弱及歐美國(guó)家經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，另外由于我國(guó)出口歐美國(guó)家的產(chǎn)品大多為低附加值的生活必需品，所以我國(guó)實(shí)際出口額而從2009年4月起再度呈現(xiàn)迅速增長(zhǎng)趨勢(shì)并于2010年7月后趨于穩(wěn)定。如僅從匯率和出口額變化走勢(shì)圖看，兩者之間并不存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。事實(shí)上，通過(guò)相關(guān)系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)兩者并無(wú)顯著的相關(guān)關(guān)系，這再次驗(yàn)證了本文的預(yù)期:兩者并無(wú)直接統(tǒng)計(jì)相關(guān)關(guān)系，而匯率主要經(jīng)由匯率風(fēng)險(xiǎn)途徑影響出口額。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

一個(gè)有效的GARCH模型要求所有變量均為穩(wěn)定的，我們對(duì)所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。表1給出了出口、國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度及實(shí)際有效匯率三個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果顯示三個(gè)變量序列均為常數(shù)與時(shí)間趨勢(shì)明顯，根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則選取ADF回歸方程最佳滯后期數(shù)，并保證回歸殘差不存在自相關(guān)。在5%的顯著性水平上，三個(gè)變量水平值均無(wú)法拒絕非平穩(wěn)(nonstationary)的原假設(shè)，但一階差分項(xiàng)則均拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)。這說(shuō)明三個(gè)變量均為一階單整I(1)序列，其一階差分項(xiàng)滿(mǎn)足GARCH模型在設(shè)定、估計(jì)、檢驗(yàn)及推論過(guò)程中的平穩(wěn)性要求。正確的GARCH模型設(shè)定還需考慮變量之間的協(xié)整關(guān)系。表2給出了出口、國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度與實(shí)際有效匯率三個(gè)變量的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，樣本期間內(nèi)，出口等三個(gè)變量在5%顯著水平上存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。在確定變量的單整及協(xié)整關(guān)系后，多變量GARCH－M模型設(shè)定上還須考慮變量的基本統(tǒng)計(jì)特征。表3給出了出口增長(zhǎng)率Δlnxt和匯率變動(dòng)率Δlnqt兩變量的描述性統(tǒng)計(jì)。其中，出口增長(zhǎng)率的均值，或以標(biāo)準(zhǔn)差、極大值及極小值表示的增長(zhǎng)波動(dòng)率均大于匯率變動(dòng)。在5%顯著水平上，其偏度、峰度系數(shù)及JB統(tǒng)計(jì)量顯示出口增長(zhǎng)率服從正態(tài)分布;而匯率變動(dòng)率的偏度接近于0，峰度值則顯著大于3，呈尖峰(lep-tokurtic)分布，JB統(tǒng)計(jì)量亦拒絕匯率變動(dòng)服從正態(tài)分布的原假設(shè)。Ljung－BoxQ統(tǒng)計(jì)量用于檢驗(yàn)變量的序列相關(guān)性，其中滯后期k的選擇可能影響檢驗(yàn)結(jié)果，根據(jù)Tsay(2002)建議選取樣本數(shù)的自然對(duì)數(shù)作為最適滯后期數(shù)，本文研究樣本數(shù)為66，ln(66)=4．18，因此我們選取滯后期數(shù)為4。表3中Ljung－BoxQ統(tǒng)計(jì)量顯示出口增長(zhǎng)率及匯率變動(dòng)率均存在高階序列相關(guān)，因此本文使用自回歸過(guò)程AR(p)以刻畫(huà)出口及匯率變量的動(dòng)態(tài)特征，而兩變量平方項(xiàng)自相關(guān)檢驗(yàn)的Q統(tǒng)計(jì)量亦顯著，說(shuō)明出口與匯率變量的方差可能不為固定值。為了檢驗(yàn)這兩個(gè)序列是否存在隨時(shí)間變動(dòng)且與其自身滯后值相關(guān)的方差，即自回歸條件異方差(ARCH)，我們?cè)僖訟RCH－LM統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。其中，Δlnxt的AR(3)過(guò)程及Δlnqt的AR(1)過(guò)程的Ljung－BoxQ統(tǒng)計(jì)量不顯著，說(shuō)明使用自回歸過(guò)程可刻畫(huà)出口與匯率變量的自相關(guān)性，其殘差為白噪聲。另外，ARCH－LM統(tǒng)計(jì)量顯示Δlnqt存在自回歸條件異方差，而Δlnxt則不存在自回歸條件異方差現(xiàn)象。表5給出了單變量GARCH(1，1)模型以及剔除不顯著變量后的ARCH(1)模型估計(jì)出口與匯率波動(dòng)過(guò)程的結(jié)果。Δlnxt與Δlnqt的均值方程分別服從AR(3)和AR(1)過(guò)程，其殘差及其平方項(xiàng)的Ljung－BoxQ統(tǒng)計(jì)量顯示，滯后4期后已不存在序列相關(guān)及異方差，對(duì)于出口與匯率變量自回歸過(guò)程的模型設(shè)定是正確的。

在簡(jiǎn)化的ARCH(1)模型估計(jì)結(jié)果中，在5%顯著性水平上，Δlnqt方差方程式中兩個(gè)變量系數(shù)均顯著，顯示匯率波動(dòng)的方差隨時(shí)間變動(dòng)，其中γ0＞0、γ1=0．32＞0，方差過(guò)程為正、有限且穩(wěn)定，且其殘差的水平值及平方項(xiàng)值的Ljung－BoxQ統(tǒng)計(jì)量至滯后4期均不顯著，即εq，t不再存在序列相關(guān)及條件方差。Δlnxt的GARCH(1，1)模型中方差方程估計(jì)量均不顯著，說(shuō)明出口變動(dòng)不存在自回歸條件異方差效應(yīng)。此結(jié)果與表4中Δlnxt不顯著的LM統(tǒng)計(jì)量相一致。似然比統(tǒng)計(jì)量LR用以檢驗(yàn)GARCH(1，1)過(guò)程中方差方程的AR項(xiàng)是否為零，較小的LR統(tǒng)計(jì)量顯示ARCH(1)模型已充分刻畫(huà)Δlnxt與Δlnqt的方差變化過(guò)程。最后，計(jì)算得出匯率變動(dòng)ARCH(1)模型的方差hq，t的均值為2．44，標(biāo)準(zhǔn)差為1．50，變動(dòng)區(qū)間為1．68至16．88。最后，我們根據(jù)式(6)至式(11)建立雙變量GARCH－M模型，聯(lián)立估計(jì)匯率及其隨時(shí)間變動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口的影響。以匯率風(fēng)險(xiǎn)波動(dòng)，即匯率變量的方差作為出口均值方程中的解釋變量，該模型方程組的信息矩陣為分塊對(duì)角矩陣，因此聯(lián)立估計(jì)與兩階段估計(jì)相比更具效率(KronerandLastraps，1993)。因篇幅所限，表6給出剔除不顯著變量后的GARCH－M簡(jiǎn)化模型估計(jì)系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)差。表6表明，該模型不存在自相關(guān)及條件方差，其中不顯著的似然比統(tǒng)計(jì)量LR(18)=22．59，表示在5%顯著性水平上，簡(jiǎn)化模型與原始模型具有相同的解釋能力。匯率變動(dòng)方差為正值且收斂(γ0＞0且1＞γ1＞0);風(fēng)險(xiǎn)變量hq，t平均值為2．46，標(biāo)準(zhǔn)差為1．52，變動(dòng)區(qū)間為1．69至17．09，與表5中單變量GARCH模型估計(jì)結(jié)果相差不大。模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示雙變量GARCH－M模型設(shè)定正確，出口方程中的解釋變量，即國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度、匯率及匯率風(fēng)險(xiǎn)估計(jì)系數(shù)均在10%的顯著性水平下顯著;多變量Ljung－Box統(tǒng)計(jì)量(Hosking，1980)聯(lián)合檢驗(yàn)出口與匯率變動(dòng)雙變量GARCH－M模型殘差在滯后4期后不存在序列相關(guān)，殘差平方項(xiàng)至滯后4期亦不顯著，證明模型不再存在條件方差。

模型估計(jì)結(jié)果顯示國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度系數(shù)均為正，即國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度增加出口收益且存在顯著的滯后效果，這與Arize等(2000)、Fang和Lai(2003)的研究結(jié)果一致。匯率升值在2個(gè)月內(nèi)增加出口收益，在第7及第8個(gè)月后顯現(xiàn)顯著減少出口收益的負(fù)面效果，這可能是匯率升值對(duì)出口的沖擊存在滯后效果。由于貿(mào)易訂單簽訂和合同的履行存在一定周期，在半年后匯率升值效果對(duì)出口的負(fù)面影響才逐漸顯現(xiàn)，這與傳統(tǒng)理論預(yù)期及多數(shù)實(shí)證結(jié)果相同。我們計(jì)算出匯率升值對(duì)出口的影響在－1．17%到1．09%之間，即雖然人民幣升值減少出口收益，但其效果其實(shí)不大，這與大家的直觀感覺(jué)并不一致。匯率風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)在5%顯著性水平下顯著，滯后1期效果為－0．71，說(shuō)明匯率風(fēng)險(xiǎn)造成預(yù)期出口利潤(rùn)的不確定性，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的出口廠商可能減少出口，這一結(jié)果與Arize(1996)相同。另外，匯率風(fēng)險(xiǎn)估計(jì)系數(shù)的顯著性可能受到匯率條件方差平均值的影響。本文雙變量GARCH－M模型估計(jì)的匯率條件方差平均值為2．46，出現(xiàn)負(fù)的匯率風(fēng)險(xiǎn)效果。若與國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度及匯率變動(dòng)的滯后5期與滯后8期相關(guān)相比較，匯率風(fēng)險(xiǎn)僅存在2期滯后效果，我國(guó)出口廠商似乎能夠相當(dāng)快速地調(diào)整匯率風(fēng)險(xiǎn)的沖擊。我們進(jìn)一步分析匯率影響出口收益的規(guī)模。雙變量GARCH－M模型匯率風(fēng)險(xiǎn)hq，t的平均值為2．46，其他情況不變的情況下，匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口收益的平均沖擊，一個(gè)月后為－1．75%，樣本期間內(nèi)，匯率風(fēng)險(xiǎn)的最大、最小估計(jì)值分別為7．08和1．69，因此月平均沖擊效果在－2．83%至－1．19%之間。表7給出國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度、匯率變動(dòng)及匯率風(fēng)險(xiǎn)三個(gè)變量沖擊出口收益的效應(yīng)。就月平均效應(yīng)來(lái)說(shuō)，正的國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度沖擊效應(yīng)小于負(fù)的匯率風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)，匯率升值會(huì)減少出口收益，但效果并不明顯;無(wú)論是平均值，還是以正、負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差構(gòu)造的平均效應(yīng)波動(dòng)區(qū)間，相較于匯率及其風(fēng)險(xiǎn)，國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度都呈現(xiàn)較大的沖擊效應(yīng)。與中國(guó)關(guān)系密切的出口貿(mào)易國(guó)(地區(qū))的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)對(duì)我國(guó)出口收益波動(dòng)影響較大，并給我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)帶來(lái)負(fù)面效果。張軍和李君君(2010)亦認(rèn)為國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣強(qiáng)弱對(duì)我國(guó)實(shí)際出口的影響大于匯率變動(dòng);匯率風(fēng)險(xiǎn)沖擊出口平均收益并造成收益波動(dòng)的負(fù)面效果明顯大于匯率變動(dòng)減少出口的效果。從出口貿(mào)易的角度出發(fā)，穩(wěn)定的外匯市場(chǎng)應(yīng)比抑制人民幣升值政策更為重要。

四、結(jié)論與建議

傳統(tǒng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)主張匯率是影響一國(guó)出口貿(mào)易的最主要因素，匯率升值減少出口。然而，自20世紀(jì)70年代初期固定匯率體系崩潰，匯率波動(dòng)引發(fā)的不確定風(fēng)險(xiǎn)亦可能降低出口貿(mào)易。本文實(shí)證結(jié)果顯示，與我國(guó)出口貿(mào)易關(guān)系密切的國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度顯著正向影響出口收益，作為世界主要貿(mào)易國(guó)家之一，雖然國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度對(duì)我國(guó)出口的平均影響效果不大，但是國(guó)外經(jīng)濟(jì)景氣度為影響出口收益的最主要因素。另外，匯率升值減少出口收益，但效果并非如我們想象的那樣顯著。匯率風(fēng)險(xiǎn)作為出口方程中的重要解釋變量，顯著負(fù)面影響出口收益，然而出口廠商能夠快速調(diào)整，消除風(fēng)險(xiǎn)沖擊。根據(jù)實(shí)證結(jié)果，匯率貶值似乎并不是刺激出口的有效工具，一則匯率貶值本身對(duì)出口的影響效果有限，二則匯率變動(dòng)所引發(fā)的匯率風(fēng)險(xiǎn)沖擊明顯大于匯率貶值效果。在人民幣持續(xù)升值的背景下，大量中小企業(yè)因難以抵御危機(jī)而紛紛破產(chǎn)，所以幫助出口企業(yè)尋找出口路徑是一項(xiàng)亟須解決的課題，也是實(shí)現(xiàn)外貿(mào)乃至中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的當(dāng)務(wù)之急。我們建議政府采用以下政策以緩解人民幣升值給我國(guó)外貿(mào)企業(yè)帶來(lái)的負(fù)面影響:

(1)尋找更多的潛在貿(mào)易伙伴國(guó)，拓展國(guó)際市場(chǎng)。我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易依存度較高，在浙江等沿海開(kāi)放省份，對(duì)外貿(mào)易依存度高達(dá)60%以上，而我國(guó)貿(mào)易輸出國(guó)對(duì)象主要為美歐、日本、加拿大等一些大國(guó)，在匯率變動(dòng)和金融危機(jī)的影響下，主要貿(mào)易伙伴國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況的惡化會(huì)嚴(yán)重削弱我國(guó)的出口貿(mào)易，并會(huì)帶來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的較大波動(dòng)。因此，相關(guān)政府部門(mén)應(yīng)幫助企業(yè)“走出去”，開(kāi)拓拉美等發(fā)展中國(guó)家市場(chǎng)，尋找更多潛在的貿(mào)易合作伙伴。同時(shí)鼓勵(lì)我國(guó)企業(yè)對(duì)海外投資，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，我國(guó)也將具有對(duì)外直接投資(FDI)流向相對(duì)更加落后國(guó)家的基礎(chǔ)。FDI可以拓展我國(guó)產(chǎn)品在海外市場(chǎng)的銷(xiāo)售，同時(shí)也可以使經(jīng)常項(xiàng)目順差形成的外匯儲(chǔ)備得到更有效的利用。

(2)加強(qiáng)本國(guó)應(yīng)對(duì)外匯風(fēng)險(xiǎn)的意識(shí)，靈活運(yùn)用各種金融衍生工具規(guī)避外匯風(fēng)險(xiǎn)。實(shí)證結(jié)果表明匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的發(fā)展具有顯著的負(fù)面影響，因此，提高企業(yè)的外匯風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，完善我國(guó)的匯率制度具有重要的意義。企業(yè)應(yīng)密切關(guān)注人民幣匯率的走勢(shì)和變化，應(yīng)用各種有效的金融工具防范外匯風(fēng)險(xiǎn)，降低匯率波動(dòng)對(duì)出口貿(mào)易的影響。與發(fā)達(dá)國(guó)家的金融制度相比較，我國(guó)的金融體系發(fā)展緩慢并仍存在許多不足，我國(guó)金融監(jiān)管部門(mén)應(yīng)致力于完善金融法規(guī)，向有關(guān)部門(mén)和企業(yè)提供及時(shí)、準(zhǔn)確的金融及外匯信息，為企業(yè)提供更多的信息平臺(tái)，從而有利于出口企業(yè)制定貿(mào)易策略。

(3)提高貨幣政策透明度，減少匯率波動(dòng)及其帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。雖然國(guó)際環(huán)境為影響我國(guó)匯率變化的決定性因素，但近年的相關(guān)研究表明，市場(chǎng)預(yù)期對(duì)我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)效果亦具有一定影響。在考慮預(yù)期因素的前提下，人民幣實(shí)際匯率受利率上升的沖擊呈現(xiàn)升值趨勢(shì)。事實(shí)上，貨幣政策透明性對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)主體的學(xué)習(xí)過(guò)程進(jìn)而提高貨幣政策的有效性和貨幣的穩(wěn)定性起著至關(guān)重要的作用，而我國(guó)貨幣政策的透明度尚有很大的提升空間(徐亞平，2006)。央行未來(lái)在制定貨幣政策時(shí)若能夠考慮到經(jīng)濟(jì)主體對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程和結(jié)果的不完全認(rèn)知及預(yù)期因素的影響，積極穩(wěn)定和引導(dǎo)公眾對(duì)貨幣政策變化的預(yù)期，將會(huì)使貨幣政策更加準(zhǔn)確，匯率波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)亦會(huì)相應(yīng)減少。