【文章內(nèi)容簡介】 時間的傳導過程，即存在時滯效應，則當期的出口額將受前面幾期匯率變動的影響，而當期匯率變動的影響也將在過后幾期才顯現(xiàn)出來。同樣地,匯率風險對出口額的影響也存在一個時滯問題,當匯率風險發(fā)生變動，不管是風險偏好型的出口商還是風險厭惡型的出口商，在決定增加或減少貿(mào)易供應量之前,都會對該調(diào)整行為所帶來的成本和所創(chuàng)造的利益進行權(quán)衡，然后才逐步采取調(diào)整行為，因此出口需經(jīng)過一段時間后,才會出現(xiàn)顯著變動。這都說明,當期出口不僅受到當期,而且也受到前幾期各變量的影響?；谏鲜鲈?我們結(jié)合了動態(tài)經(jīng)濟模型中的自回歸模型和分布滯后模型，構(gòu)建j階自回歸和外國實際收入滯后k期、實際有效匯率滯后l期、匯率風險滯后m期的自會去分布滯后模型，并采用衡量匯率風險的GARCH (1,1)模型，同時對除了匯率風險之外的其余被解釋變量和解釋變量取對數(shù)，以消除時間序列趨勢的影響，用表示匯率風險的波動性。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），用以估計代表匯率風險的條件異方差,再代入式(1)的出口需求方程中, 觀察其對出口的影響。我們可從方程(1)中系數(shù)和的統(tǒng)計顯著性和符號來判別出口與匯率及匯率風險之間的關(guān)系。如果，則說明匯率下降，從而使出口額增加；如果,則說明,匯率風險的下降將增加出口額；反之，,那么表示,匯率風險所帶來的高利潤機會將刺激出口額的增長。(二) 匯率水平的凈效應既然匯率水平與匯率風險的變動都會出口額的變化,那么兩者綜合起來最終對出口的影響效果是怎樣的？很顯然，這取決于匯率及其風險的凈效應。由表1我們將清楚地看到二者對出口影響的凈效應：表格 1 匯率對出口的凈效應變量(系數(shù)符號)實際有效匯率匯率變動對出口的影響(1)匯率風險對出口的影響(2)判斷條件凈效應匯率水平()匯率風險()下降（貶值）+(1)(2)+(1)(2)上升（升值）/匯率水平()匯率風險(+)上升（升值）+(1)(2)(1)(2)+下降（貶值）++/+注：符號+、分別表示正和負的效應由匯率理論我們可得，實際有效匯率的系數(shù)符號為正，即,表示匯率變動與出口額變動成負相關(guān)關(guān)系，匯率下降，出口減少。如果匯率風險的系數(shù)符號為負，即,那么將有兩種情況出現(xiàn):第一，當實際有效匯率下降時,對出口產(chǎn)生正效應，且其帶來的出口額的增加超過了因匯率波動、風險增大所造成的對出口的減少,那么其凈效應為正；反之，人民幣貶值對出口所產(chǎn)生的正效應不及匯率風險對出口的負效應大的話，則凈效應為負；第二，當實際有效匯率上升時,其對出口的影響為負,綜合二者的凈效應為負。同樣地,若匯率風險系數(shù)符號為正，即,那么凈效應也存在兩種可能:一是當實際有效匯率上升時,對出口變動產(chǎn)生負效應，當該負效應大于正的匯率風險效應時, 凈效應顯然將為正,反之則為負；二是當實際有效匯率下降時,對出口變動產(chǎn)生正效應,綜合二者效應，其凈效應為正。六、 數(shù)據(jù)來源與實證結(jié)果(一) 數(shù)據(jù)來源本文采用廣州市2005年1月到2010年5月的月度數(shù)據(jù)進行方程估計，共計65個樣本，出口額采用的是廣州海關(guān)近5年的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，實際有效匯率采用的是中國人民銀行統(tǒng)計出的各月的名義匯率減去我國的通貨膨脹率，而外國收入采取的是德國，英國，歐洲（除了德國，英國外的其他國家），美國，北美洲（除美國外的國家）以及拉丁美洲月度工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)，并根據(jù)每年出口到各個國家所占比重加權(quán)計算得到的綜合指數(shù)。月度工業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于IFS數(shù)據(jù)庫，每年出口到各個國家的出口比重數(shù)據(jù)來源于廣州統(tǒng)計局。(二) ADF平穩(wěn)性檢驗及分析 在數(shù)量經(jīng)濟建模時，通常有一個前提條件，要求時間數(shù)列是平穩(wěn)的。通常采用單位根檢驗來判斷一個時間序列的穩(wěn)定性。如果一個時間序列有穩(wěn)定的期望值和方差，那么它就是平穩(wěn)的；如果一個序列的特征方程有一個單位根，那么它就是非平穩(wěn)的。單位根檢驗通常采用ADF檢驗，因此本文將用ADF檢驗的方法對各時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。在做單位根檢驗時，運用赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）選擇最大滯后期K值。采用ADF方法進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表所示：表格 2 ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量截距項，滯后項，趨勢TADF檢驗值1%5%10%Prob檢驗結(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，可以發(fā)現(xiàn)lgexport, roer的原序列的ADF絕對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，說明原序列為平穩(wěn)序列；lgreer和lggdp的原序列的ADF統(tǒng)計量絕對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，說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)計量絕對值大于置信水平為5%的臨界值，說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行估計廣州外貿(mào)服裝出口的需求方程。(三) 基于ARCH模型匯率風險的衡量及分析 均值方程及ARCH檢驗Ln(Reer)的自相關(guān)函數(shù)和偏相關(guān)函數(shù)以及ADF檢驗，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：（） （） （括號內(nèi)為P值）Rsquared= GARCH（1，1）模型及檢驗建立GARCH（1，1）模型，即均值方程為：，條件方差方程為：經(jīng)過對數(shù)據(jù)的擬合我們發(fā)現(xiàn),條件方差方程為：() （） （括號內(nèi)為P值）() （） （） （括號內(nèi)為P值）我們發(fā)現(xiàn)GARCH項系數(shù)不顯著,改為用ARCH(1)來對數(shù)據(jù)進行擬合,結(jié)果如下:() （） （括號內(nèi)為P值）() （） （括號內(nèi)為P值）則匯率風險如下表所示(詳細數(shù)據(jù)見附表5)表格 3 匯率風險的衡量結(jié)果(四) Granger因果檢驗及分析我們分別對export與reer、lgexport 與lgreer兩對變量進行 G r a n g e r 因果檢驗。（lgexport和lgreer分別是對export和reer取對數(shù)，為了消除export和reer的異方差性）檢驗結(jié)果如下表： 表格 4 Granger因果檢驗結(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，人民幣實際匯率的有效變動是廣州服裝出口額變動的一個原因，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及分析在估計出匯率風險時間序列后, 我們便可以估計出口需求方程式 ( 2)。顯然, 在估計參數(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)過多,則降低模型的自由度與估計效率 (方文碩、賴奕豪, 2001)。我們根據(jù) AIC與 SC值最小的準則,結(jié)合收入、匯率影響出口滯后期的經(jīng)驗判定,經(jīng)反復試驗, 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)的確定實際出口外國GDP實際利率匯率風險滯后階數(shù)j=7k=6l=7m=10按照自回歸分布滯后模型，從一般到簡單的建模過程,逐步剔除不顯著變量,綜合考量后得最終的簡化方程估計結(jié)果如下表所示。從表所示結(jié)果來看,服裝實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,估計結(jié)果可以作為進一部分析表格 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%水平上顯著上表說明，本文主要研究實際有效匯率、國外GDP和風險均是影響廣州服裝出口的重要變量。國外的GDP和我國的出口間存在負向關(guān)系，跟我們傳統(tǒng)意義上的外國GDP的增長將增加服裝的出口額這一觀點有出入。但是，這個觀點和我們的結(jié)論并不矛盾。因為GDP衡量的是前期的GDP，而外國的需求應該是與當期的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，所以當期GDP會減少。本文著重分析的是實際有效匯率及其風險對服裝出口的影響。由表 可得，我國的實際有效匯率變動與實際出口間存在負相關(guān)關(guān)系，并且顯著性水平較高，這說明，人民幣貶值將增加廣州外貿(mào)服裝的實際出口，而升值則將減少實際出口。實際有效匯率的變動影響出口額的最長時滯為7個月，正好符合唐鵬蛟研究出的人民幣升值對服裝出口行業(yè)的滯后期大概為半年多。當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。匯率風險和廣州服裝出口額存在顯著的負相關(guān)。說明匯率風險對服裝出口額產(chǎn)生了負面沖擊，匯率風險越大，服裝出口額減少；反之，匯率風險的減小將增加服裝的出口額。這主要是由于人的風險厭惡所導致的。大部分人都是風險厭惡者，面對匯率風險，會采取相應的措施減少風險帶來的損失。由表6，我們可知，，二者加總的凈效應為負，即匯率水平變動及其風險對出口產(chǎn)生負效應。匯率風險由匯率波動性表示，其與實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，這表明匯率風險的提高將刺激廣州服裝的出口，而匯率風險的下降反而可能導致市場的低迷。這在一定程度上可以反映，廣州的外貿(mào)服裝市場總體上可能是風險偏好型市場，匯率風險的提高所帶來的潛在的高收益獲利機會刺激了廣州服裝出口的增長。2005年7月匯率機制改革之后，人民幣不再釘住美元，從而使人民幣對美元匯率波動越來越大，并且這種波動性也將持續(xù)下去，匯率風險將顯著增加。從出口需求方程我們可以看出，匯率風險的提高對廣州服裝出口而言反倒是一個利好因素。但是，由于采用的是加總的出口數(shù)據(jù)，因而無法排除大多數(shù)的中小型服裝出口企業(yè)是風險厭惡或中性，只是因為所占出口份額較小而被掩蓋的事實。因而，也不能由此排除為風險厭惡的出口商提供相關(guān)指導和金融工具以規(guī)避匯率風險的政策。匯率對出口的影響取決于匯率變動對出口影響與匯率風險對出口影響之間的凈效應。前文分析表明，當實際有效匯率變動和匯率風險變量的系數(shù)符號分別為負和正時，如果匯率處于升值中，那么凈效應將依賴于二者力量的對比。由表 可知，即匯率而實際有效匯率與服裝出口間存在顯著的負向關(guān)系，意味著人民幣升值將減少廣州服裝實際出口額，而人民幣貶值