【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 時(shí)間的傳導(dǎo)過(guò)程，即存在時(shí)滯效應(yīng)，則當(dāng)期的出口額將受前面幾期匯率變動(dòng)的影響，而當(dāng)期匯率變動(dòng)的影響也將在過(guò)后幾期才顯現(xiàn)出來(lái)。同樣地,匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口額的影響也存在一個(gè)時(shí)滯問(wèn)題,當(dāng)匯率風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生變動(dòng)，不管是風(fēng)險(xiǎn)偏好型的出口商還是風(fēng)險(xiǎn)厭惡型的出口商，在決定增加或減少貿(mào)易供應(yīng)量之前,都會(huì)對(duì)該調(diào)整行為所帶來(lái)的成本和所創(chuàng)造的利益進(jìn)行權(quán)衡，然后才逐步采取調(diào)整行為，因此出口需經(jīng)過(guò)一段時(shí)間后,才會(huì)出現(xiàn)顯著變動(dòng)。這都說(shuō)明,當(dāng)期出口不僅受到當(dāng)期,而且也受到前幾期各變量的影響?；谏鲜鲈?我們結(jié)合了動(dòng)態(tài)經(jīng)濟(jì)模型中的自回歸模型和分布滯后模型，構(gòu)建j階自回歸和外國(guó)實(shí)際收入滯后k期、實(shí)際有效匯率滯后l期、匯率風(fēng)險(xiǎn)滯后m期的自會(huì)去分布滯后模型，并采用衡量匯率風(fēng)險(xiǎn)的GARCH (1,1)模型，同時(shí)對(duì)除了匯率風(fēng)險(xiǎn)之外的其余被解釋變量和解釋變量取對(duì)數(shù)，以消除時(shí)間序列趨勢(shì)的影響，用表示匯率風(fēng)險(xiǎn)的波動(dòng)性。故該出口需求ADRL模型為：（1）均值方程： （2）條件方差方程： （3） 其中GARCH（1，1）模型為式（2）和式（3），用以估計(jì)代表匯率風(fēng)險(xiǎn)的條件異方差,再代入式(1)的出口需求方程中, 觀察其對(duì)出口的影響。我們可從方程(1)中系數(shù)和的統(tǒng)計(jì)顯著性和符號(hào)來(lái)判別出口與匯率及匯率風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。如果，則說(shuō)明匯率下降，從而使出口額增加；如果,則說(shuō)明,匯率風(fēng)險(xiǎn)的下降將增加出口額；反之，,那么表示,匯率風(fēng)險(xiǎn)所帶來(lái)的高利潤(rùn)機(jī)會(huì)將刺激出口額的增長(zhǎng)。(二) 匯率水平的凈效應(yīng)既然匯率水平與匯率風(fēng)險(xiǎn)的變動(dòng)都會(huì)出口額的變化,那么兩者綜合起來(lái)最終對(duì)出口的影響效果是怎樣的？很顯然，這取決于匯率及其風(fēng)險(xiǎn)的凈效應(yīng)。由表1我們將清楚地看到二者對(duì)出口影響的凈效應(yīng)：表格 1 匯率對(duì)出口的凈效應(yīng)變量(系數(shù)符號(hào))實(shí)際有效匯率匯率變動(dòng)對(duì)出口的影響(1)匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口的影響(2)判斷條件凈效應(yīng)匯率水平()匯率風(fēng)險(xiǎn)()下降（貶值）+(1)(2)+(1)(2)上升（升值）/匯率水平()匯率風(fēng)險(xiǎn)(+)上升（升值）+(1)(2)(1)(2)+下降（貶值）++/+注：符號(hào)+、分別表示正和負(fù)的效應(yīng)由匯率理論我們可得，實(shí)際有效匯率的系數(shù)符號(hào)為正，即,表示匯率變動(dòng)與出口額變動(dòng)成負(fù)相關(guān)關(guān)系，匯率下降，出口減少。如果匯率風(fēng)險(xiǎn)的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，即,那么將有兩種情況出現(xiàn):第一，當(dāng)實(shí)際有效匯率下降時(shí),對(duì)出口產(chǎn)生正效應(yīng)，且其帶來(lái)的出口額的增加超過(guò)了因匯率波動(dòng)、風(fēng)險(xiǎn)增大所造成的對(duì)出口的減少,那么其凈效應(yīng)為正；反之，人民幣貶值對(duì)出口所產(chǎn)生的正效應(yīng)不及匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口的負(fù)效應(yīng)大的話，則凈效應(yīng)為負(fù)；第二，當(dāng)實(shí)際有效匯率上升時(shí),其對(duì)出口的影響為負(fù),綜合二者的凈效應(yīng)為負(fù)。同樣地,若匯率風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)符號(hào)為正，即,那么凈效應(yīng)也存在兩種可能:一是當(dāng)實(shí)際有效匯率上升時(shí),對(duì)出口變動(dòng)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，當(dāng)該負(fù)效應(yīng)大于正的匯率風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)時(shí), 凈效應(yīng)顯然將為正,反之則為負(fù)；二是當(dāng)實(shí)際有效匯率下降時(shí),對(duì)出口變動(dòng)產(chǎn)生正效應(yīng),綜合二者效應(yīng)，其凈效應(yīng)為正。六、 數(shù)據(jù)來(lái)源與實(shí)證結(jié)果(一) 數(shù)據(jù)來(lái)源本文采用廣州市2005年1月到2010年5月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行方程估計(jì)，共計(jì)65個(gè)樣本，出口額采用的是廣州海關(guān)近5年的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，實(shí)際有效匯率采用的是中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)出的各月的名義匯率減去我國(guó)的通貨膨脹率，而外國(guó)收入采取的是德國(guó)，英國(guó)，歐洲（除了德國(guó)，英國(guó)外的其他國(guó)家），美國(guó)，北美洲（除美國(guó)外的國(guó)家）以及拉丁美洲月度工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)，并根據(jù)每年出口到各個(gè)國(guó)家所占比重加權(quán)計(jì)算得到的綜合指數(shù)。月度工業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)來(lái)源于IFS數(shù)據(jù)庫(kù)，每年出口到各個(gè)國(guó)家的出口比重?cái)?shù)據(jù)來(lái)源于廣州統(tǒng)計(jì)局。(二) ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)及分析 在數(shù)量經(jīng)濟(jì)建模時(shí)，通常有一個(gè)前提條件，要求時(shí)間數(shù)列是平穩(wěn)的。通常采用單位根檢驗(yàn)來(lái)判斷一個(gè)時(shí)間序列的穩(wěn)定性。如果一個(gè)時(shí)間序列有穩(wěn)定的期望值和方差，那么它就是平穩(wěn)的；如果一個(gè)序列的特征方程有一個(gè)單位根，那么它就是非平穩(wěn)的。單位根檢驗(yàn)通常采用ADF檢驗(yàn)，因此本文將用ADF檢驗(yàn)的方法對(duì)各時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在做單位根檢驗(yàn)時(shí)，運(yùn)用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）選擇最大滯后期K值。采用ADF方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表所示：表格 2 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量截距項(xiàng)，滯后項(xiàng)，趨勢(shì)TADF檢驗(yàn)值1%5%10%Prob檢驗(yàn)結(jié)論LgexportC,2,907660平穩(wěn)LgreerC,0,02,907660不平穩(wěn)Lggdp C,3,168695不平穩(wěn)roer0,0,01,945987平穩(wěn)D(lgreer)0,0,0平穩(wěn)D(lggdp)0,10,02,609324平穩(wěn)根據(jù)ADF的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)lgexport, roer的原序列的ADF絕對(duì)值均大于置信水平為5%的臨界值，可以拒絕存在存在單位根的假設(shè)，說(shuō)明原序列為平穩(wěn)序列；lgreer和lggdp的原序列的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均小于置信水平為5%的臨界值，不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，說(shuō)明原序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列。一階差分后的lgreer和lggdp的ADF統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值大于置信水平為5%的臨界值，說(shuō)明一階差分后的序列不存在單位根，是穩(wěn)定序列。由于lgexport，roer為零階單整，而lgreer和lggdp為一階單整，所以我們采用自回歸滯后模型進(jìn)行估計(jì)廣州外貿(mào)服裝出口的需求方程。(三) 基于ARCH模型匯率風(fēng)險(xiǎn)的衡量及分析 均值方程及ARCH檢驗(yàn)Ln(Reer)的自相關(guān)函數(shù)和偏相關(guān)函數(shù)以及ADF檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)，Ln(Reer)滯后1階的相關(guān)性比較顯著。因此其均值方程采用如下公式：OLS回歸結(jié)果為：（） （） （括號(hào)內(nèi)為P值）Rsquared= GARCH（1，1）模型及檢驗(yàn)建立GARCH（1，1）模型，即均值方程為：，條件方差方程為：經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的擬合我們發(fā)現(xiàn),條件方差方程為：() （） （括號(hào)內(nèi)為P值）() （） （） （括號(hào)內(nèi)為P值）我們發(fā)現(xiàn)GARCH項(xiàng)系數(shù)不顯著,改為用ARCH(1)來(lái)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合,結(jié)果如下:() （） （括號(hào)內(nèi)為P值）() （） （括號(hào)內(nèi)為P值）則匯率風(fēng)險(xiǎn)如下表所示(詳細(xì)數(shù)據(jù)見(jiàn)附表5)表格 3 匯率風(fēng)險(xiǎn)的衡量結(jié)果(四) Granger因果檢驗(yàn)及分析我們分別對(duì)export與reer、lgexport 與lgreer兩對(duì)變量進(jìn)行 G r a n g e r 因果檢驗(yàn)。（lgexport和lgreer分別是對(duì)export和reer取對(duì)數(shù)，為了消除export和reer的異方差性）檢驗(yàn)結(jié)果如下表： 表格 4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果export不是reer的原因reer不是export的原因P=P=接受拒絕Lgexport不是lgreer的原因Lgreer不是lgexport的原因P=P=接受拒絕從上面的結(jié)果可以看出，人民幣實(shí)際匯率的有效變動(dòng)是廣州服裝出口額變動(dòng)的一個(gè)原因，但是不是唯一主要的因素。(五) 廣州外貿(mào)出口需求方程的估計(jì)及分析在估計(jì)出匯率風(fēng)險(xiǎn)時(shí)間序列后, 我們便可以估計(jì)出口需求方程式 ( 2)。顯然, 在估計(jì)參數(shù)前,必須先決定模型的滯后階數(shù), 滯后階數(shù)太少,模型殘差值可能存在自相關(guān)。滯后階數(shù)過(guò)多,則降低模型的自由度與估計(jì)效率 (方文碩、賴奕豪, 2001)。我們根據(jù) AIC與 SC值最小的準(zhǔn)則,結(jié)合收入、匯率影響出口滯后期的經(jīng)驗(yàn)判定,經(jīng)反復(fù)試驗(yàn), 最終得到最合適的模型滯后階數(shù)。表格 5 各變量滯后階數(shù)的確定實(shí)際出口外國(guó)GDP實(shí)際利率匯率風(fēng)險(xiǎn)滯后階數(shù)j=7k=6l=7m=10按照自回歸分布滯后模型，從一般到簡(jiǎn)單的建模過(guò)程,逐步剔除不顯著變量,綜合考量后得最終的簡(jiǎn)化方程估計(jì)結(jié)果如下表所示。從表所示結(jié)果來(lái)看,服裝實(shí)際出口回歸方程擬合較好,絕大多數(shù)變量均在 5 %的水平上顯著,方程的 AIC和 S C值均較低,總體而言,估計(jì)結(jié)果可以作為進(jìn)一部分析表格 6 出口需求方程的模擬結(jié)果變量系數(shù)值t檢驗(yàn)值Lgexport(4) Lgexport(7) Lggdp Lggdp(2) Lggdp(3) Lggdp(7) Lgreer Lgreer(2)Lgreer(5)Lgreer(6)Roer*Roer(6)C調(diào)整AIC值SC值注：*表示在10%水平上顯著上表說(shuō)明，本文主要研究實(shí)際有效匯率、國(guó)外GDP和風(fēng)險(xiǎn)均是影響廣州服裝出口的重要變量。國(guó)外的GDP和我國(guó)的出口間存在負(fù)向關(guān)系，跟我們傳統(tǒng)意義上的外國(guó)GDP的增長(zhǎng)將增加服裝的出口額這一觀點(diǎn)有出入。但是，這個(gè)觀點(diǎn)和我們的結(jié)論并不矛盾。因?yàn)镚DP衡量的是前期的GDP，而外國(guó)的需求應(yīng)該是與當(dāng)期的GDP相聯(lián)系。根據(jù)GDP(Y)=C+I+G+(XM)，我們服裝的出口額的增加，即是他們凈出口的減少，所以當(dāng)期GDP會(huì)減少。本文著重分析的是實(shí)際有效匯率及其風(fēng)險(xiǎn)對(duì)服裝出口的影響。由表 可得，我國(guó)的實(shí)際有效匯率變動(dòng)與實(shí)際出口間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且顯著性水平較高，這說(shuō)明，人民幣貶值將增加廣州外貿(mào)服裝的實(shí)際出口，而升值則將減少實(shí)際出口。實(shí)際有效匯率的變動(dòng)影響出口額的最長(zhǎng)時(shí)滯為7個(gè)月，正好符合唐鵬蛟研究出的人民幣升值對(duì)服裝出口行業(yè)的滯后期大概為半年多。當(dāng)前人民幣處于升值狀態(tài)，在其他條件不變情況下，人民幣升值1%，將使廣州的外貿(mào)服裝平均減少5%的出口。匯率風(fēng)險(xiǎn)和廣州服裝出口額存在顯著的負(fù)相關(guān)。說(shuō)明匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)服裝出口額產(chǎn)生了負(fù)面沖擊，匯率風(fēng)險(xiǎn)越大，服裝出口額減少；反之，匯率風(fēng)險(xiǎn)的減小將增加服裝的出口額。這主要是由于人的風(fēng)險(xiǎn)厭惡所導(dǎo)致的。大部分人都是風(fēng)險(xiǎn)厭惡者，面對(duì)匯率風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)采取相應(yīng)的措施減少風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的損失。由表6，我們可知，，二者加總的凈效應(yīng)為負(fù)，即匯率水平變動(dòng)及其風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。匯率風(fēng)險(xiǎn)由匯率波動(dòng)性表示，其與實(shí)際出口間存在著正相關(guān)關(guān)系，且同樣具有較高的顯著性水平，這表明匯率風(fēng)險(xiǎn)的提高將刺激廣州服裝的出口，而匯率風(fēng)險(xiǎn)的下降反而可能導(dǎo)致市場(chǎng)的低迷。這在一定程度上可以反映，廣州的外貿(mào)服裝市場(chǎng)總體上可能是風(fēng)險(xiǎn)偏好型市場(chǎng)，匯率風(fēng)險(xiǎn)的提高所帶來(lái)的潛在的高收益獲利機(jī)會(huì)刺激了廣州服裝出口的增長(zhǎng)。2005年7月匯率機(jī)制改革之后，人民幣不再釘住美元，從而使人民幣對(duì)美元匯率波動(dòng)越來(lái)越大，并且這種波動(dòng)性也將持續(xù)下去，匯率風(fēng)險(xiǎn)將顯著增加。從出口需求方程我們可以看出，匯率風(fēng)險(xiǎn)的提高對(duì)廣州服裝出口而言反倒是一個(gè)利好因素。但是，由于采用的是加總的出口數(shù)據(jù)，因而無(wú)法排除大多數(shù)的中小型服裝出口企業(yè)是風(fēng)險(xiǎn)厭惡或中性，只是因?yàn)樗汲隹诜蓊~較小而被掩蓋的事實(shí)。因而，也不能由此排除為風(fēng)險(xiǎn)厭惡的出口商提供相關(guān)指導(dǎo)和金融工具以規(guī)避匯率風(fēng)險(xiǎn)的政策。匯率對(duì)出口的影響取決于匯率變動(dòng)對(duì)出口影響與匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)出口影響之間的凈效應(yīng)。前文分析表明，當(dāng)實(shí)際有效匯率變動(dòng)和匯率風(fēng)險(xiǎn)變量的系數(shù)符號(hào)分別為負(fù)和正時(shí)，如果匯率處于升值中，那么凈效應(yīng)將依賴于二者力量的對(duì)比。由表 可知，即匯率而實(shí)際有效匯率與服裝出口間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，意味著人民幣升值將減少?gòu)V州服裝實(shí)際出口額，而人民幣貶值