趙曉濤 邱 斌

(東南大學 經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210096)

一、引言

一直以來，匯率對出口的影響是國際經(jīng)濟學研究的熱門話題。匯率對出口的影響可以分解為匯率的波動性風險因素與匯率水平的價格因素兩個維度，這兩個因素的相互抵消或者相互疊加有可能造成“匯率出口不相關(guān)之謎”(Goldberg et al.,2010)。自Melitz(2003)以來，隨著“異質(zhì)性企業(yè)理論”的興起，匯率對貿(mào)易影響的研究逐步從宏觀領(lǐng)域轉(zhuǎn)變到微觀異質(zhì)性企業(yè)行為。

從現(xiàn)實方面，自2016年特朗普上臺后，美國公然違背WTO規(guī)則，重新?lián)]舞起了關(guān)稅大棒，主動挑起與中國的貿(mào)易戰(zhàn)。有人認為，為了應(yīng)對“中美貿(mào)易戰(zhàn)”，人民幣可以通過主動大幅貶值來抵消美國施加關(guān)稅的影響。然而，短期內(nèi)匯率大幅貶值固然可以導致對美出口商品價格被動降低，從而促進中國出口，但是也會引起匯率波動性增大，從而抑制中國出口。

眾所周知，國際間貿(mào)易的主體是微觀企業(yè)，匯率波動性和匯率價格水平與企業(yè)的出口究竟有著怎樣的內(nèi)在聯(lián)系呢？匯率大幅地貶值是否可以真正有效促進企業(yè)出口？本文旨在從微觀企業(yè)行為角度出發(fā)，系統(tǒng)地研究匯率波動性和匯率水平對企業(yè)出口的影響。

二、文獻綜述

基于異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論(Melitz,2003;Melitz et al.,2008)研究框架，本文研究主題與兩個方面文獻聯(lián)系較為緊密。

(1)匯率水平變動與企業(yè)出口。Chatterjee et al.(2013)系統(tǒng)性地研究了匯率水平，尤其是研究了匯率貶值對多產(chǎn)品企業(yè)出口在價格、數(shù)量維度的促進效應(yīng)及價格的不完全傳遞效應(yīng)。Li et al.(2015)基于中國數(shù)據(jù)研究了人民幣匯率升值對出口的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)層面匯率的價格傳遞是較為完全的。Chen et al.(2016)基于阿根廷紅酒分級數(shù)據(jù)研究了匯率變動對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)。王雅琦等(2015)從產(chǎn)品質(zhì)量的角度解釋了企業(yè)吸收匯率變動沖擊會對其價格產(chǎn)生的影響。魯曉東等(2019)從全球價值鏈角度解釋了中間品進口企業(yè)是對沖匯率的重要方式。

(2)匯率波動性與出口。周越(2017)基于年內(nèi)高頻匯率波動，首次在微觀企業(yè)層面系統(tǒng)地研究了匯率波動性增大對異質(zhì)性企業(yè)產(chǎn)品出口的抑制作用。而其他匯率波動性與出口關(guān)系的文獻大多基于加總宏觀數(shù)據(jù)進行研究，并未形成統(tǒng)一結(jié)論。Baum et al.(2004)、Hericourt et al.(2015)、Nishimura et al.(2013)基于月度數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),雙邊匯率波動與出口呈現(xiàn)負向關(guān)系；Cushman(1986)、McKenzie et al.(1997)等基于月度數(shù)據(jù)和ARCH方法構(gòu)造匯率波動性研究發(fā)現(xiàn),雙邊匯率波動越大，雙邊出口反而越多；Asseery et al.(1991)和Tenreyro(2007)則認為，匯率波動與出口相關(guān)性不高。另外，在衡量波動性的方法上，現(xiàn)有研究也尚存爭論(Baumetal et al.,2004)。與金融領(lǐng)域基于高頻數(shù)據(jù)測量波動性的方法不同，在國際經(jīng)濟領(lǐng)域，Vannoorenberghe(2012)、Vannoorenberghe et al.(2016)和Chen et al.(2019)基于平衡面板的企業(yè)年度出口數(shù)據(jù)，使用了一種基于新的方法來測量企業(yè)出口的波動性；Kalemli et al.(2014)則使用類似方法衡量企業(yè)和區(qū)域產(chǎn)出的波動性。

通過上述文獻不難發(fā)現(xiàn)，雖然前人文獻已經(jīng)較多地研究了匯率變動與異質(zhì)性企業(yè)出口，但是匯率變動的二階矩(即匯率波動性)對微觀企業(yè)出口的影響卻鮮有討論。在匯率波動性對出口影響方面，往往使用加總宏觀層面數(shù)據(jù)和高頻匯率數(shù)據(jù)，而基于這一類數(shù)據(jù)所得出的結(jié)論并不一致。由于企業(yè)是出口的微觀主體，而國家層面的出口只是將這些個體加總而成。因此，直接研究企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)可以有效避免數(shù)據(jù)加總產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，并且可以控制無法觀測到的其他因素的影響。對于波動性測量方式的差異主要體現(xiàn)在測量不同時間頻率的不確定性方面：當使用高頻數(shù)據(jù)(例如日度、月度)測量時，測量的不確定性主要來自于較高頻率上的不確定性；使用低頻數(shù)據(jù)測量(例如年度)時，計算的不確定性主要體現(xiàn)在更長的時間趨勢上。根據(jù)Alessandria et al.(2010)的研究，企業(yè)的出口是在時間維度上不連續(xù)的“塊度”，即在絕大多數(shù)時間不出口，而在少數(shù)時間集中出口(根據(jù)美國企業(yè)的數(shù)據(jù)，大部分的出口集中在3個月，而剩余的9個月并不參與貿(mào)易)。因此，企業(yè)的出口可以通過選擇交易結(jié)算時間以及金融手段規(guī)避匯率的短期風險。而對于時間跨度更長的匯率波動性，企業(yè)很難通過短期集中出口、期貨等方式進行規(guī)避，因此更長時間趨勢下的匯率波動性可能是企業(yè)真正面對的，需要納入具體研究的視域加以考量。

為了彌補現(xiàn)有文獻存在的不足，本文試圖從以下幾個方面進行補充：(1)與周越(2017)計算所得的短期匯率波動性不同，本文使用了新的方法測算匯率長期波動性，以驗證匯率波動性對企業(yè)“塊度貿(mào)易”(Alessandria et al.,2010)行為的影響機制。(2)除了研究當期匯率波動性對企業(yè)出口的影響外，還進一步研究企業(yè)基于上一期匯率波動性改變當期出口行為的預(yù)期效應(yīng)。(3)通過添加匯率波動性與匯率水平的交叉項，研究了匯率波動性與匯率水平變動對出口的彈性變化。(4)通過使用年度企業(yè)-產(chǎn)品-國家層面的微觀數(shù)據(jù)，可以有效避免宏觀數(shù)據(jù)加總導致的內(nèi)生性問題，也避免了加總至企業(yè)層面與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)匹配導致的樣本丟失和樣本選擇問題，并且通過控制高緯度固定效應(yīng)可以有效避免企業(yè)動態(tài)變化導致的遺漏變量問題。

三、重要事實

中國與一國的真實匯率波動性和中國對該國的出口總量呈負相關(guān)?；?000—2006年的中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，將企業(yè)出口的交易級數(shù)據(jù)總額加總至國家年份層面，并與1999—2007年年均約160個國家的真實匯率波動性進行比較，繪制出圖1。圖1為中國對外國的出口額(取對數(shù))與中國對該國真實匯率波動性的散點分布及擬合線圖。從圖1中不難發(fā)現(xiàn)，中國對一國的出口與人民幣兌該國貨幣的真實匯率波動性呈明顯負相關(guān)。

人民幣兌他國貨幣匯率水平與匯率波動性相對獨立。理論上，人民幣兌他國貨幣匯率水平衡量的是貨幣之間的價格，而匯率波動性衡量的是給定匯率水平下匯率變動的不確定性，這是一種風險。圖2繪制了2000—2006年人民幣兌一國貨幣的匯率水平與匯率波動性的散點分布。而表1 匯報了2000—2006年人民幣兌一國貨幣的匯率水平與匯率波動性的回歸結(jié)果。從表1和圖2不難看出，不論是否控制國家層面的時間層面的固定效應(yīng)，匯率水平與匯率波動性均沒有明顯的相關(guān)性，兩者相對獨立，因此可以將匯率的波動性作為獨立變量進行研究。

圖1 國家層面出口對匯率波動性散點和擬合線圖

圖2 匯率水平與匯率波動性散點分布圖

表1 匯率水平與匯率波動性相關(guān)性

綜合上文兩個基本事實可知，匯率波動性與匯率水平之間沒有顯著的相關(guān)性，匯率波動性可以獨立作為影響因素；同時，匯率波動性與該國的總出口負相關(guān)。這些為本文進一步的實證研究提供了基礎(chǔ)。

四、實證策略

(一)計量模型設(shè)定

根據(jù)上文的分析可知，匯率波動性增大會導致企業(yè)存在匯兌損失風險，繼而增加企業(yè)出口過程中可變貿(mào)易成本，從而減少企業(yè)的出口。為了研究匯率波動性對企業(yè)產(chǎn)品國家出口額的抑制作用，本文構(gòu)建計量模型如下：

Exportfpct=β0VOLct+β1VOLc(t-1)+β2RERct+GDPct+φfpt+αfpc+εfpct

(1)

其中，下標f、p、c和t分別代表企業(yè)、產(chǎn)品、目的地和時間；被解釋變量Exportfpct表示在t時刻，企業(yè)f出口產(chǎn)品p到目的地c的出口總價值；核心解釋變量VOLct表示在t時刻，目的地c國貨幣與人民幣匯率的波動；β0該系數(shù)表示的是匯率波動性對企業(yè)產(chǎn)品國家層面出口額的影響，根據(jù)本文分析，預(yù)期為負；VOLt-1表示在t-1時刻，目的地c國貨幣與人民幣匯率的波動，用來捕捉匯率波動的預(yù)期效應(yīng)；系數(shù)β1也預(yù)期為負；RERct表示在t時刻c國貨幣兌人民幣的真實匯率，以間接標價法標出(即RER增大表示人民幣升值)；系數(shù)β2的值也應(yīng)該為負，即匯率升值導致企業(yè)出口降低；GDPct表示c國在t時刻的人均GDP，以此來控制出口目的國經(jīng)濟增長對企業(yè)出口產(chǎn)品到該國的影響，由于匯率對于微觀企業(yè)是一種外生沖擊，內(nèi)生性本身較小，可以不考慮互為因果問題，而主要考慮遺漏重要變量所導致的內(nèi)生性問題，因此本文使用了高緯度固定效應(yīng)來緩解遺漏變量導致內(nèi)生性的問題，并通過更換波動性的測量方法及樣本涵蓋程度來緩解可能測量誤差導致的內(nèi)生性問題；φfpt是企業(yè)-產(chǎn)品-時間層面的固定效應(yīng)，可以從以下四個層面控制對被解釋變量出口額的沖擊：(1)時間層面，與一般的時間固定效應(yīng)相同，可以控制宏觀經(jīng)濟波動、經(jīng)濟政策改變等共有沖擊對企業(yè)出口的影響;(2)企業(yè)-時間層面，可以控制企業(yè)自身狀態(tài)隨時間的改變(諸如生產(chǎn)率、生產(chǎn)規(guī)模、財務(wù)狀況等)對出口總額的影響;(3)產(chǎn)品-時間層面，可以控制該產(chǎn)品隨時間的變化而造成狀態(tài)改變(諸如整體需求、關(guān)稅水平、產(chǎn)品技術(shù)革新等)對被解釋變量的影響;(4)企業(yè)-產(chǎn)品-時間層面，可以控制企業(yè)-產(chǎn)品層面隨時間的變化而造成狀態(tài)的改變(諸如產(chǎn)品質(zhì)量(Chen et al.,2016)、成本加成(De Loecker et al.,2016)等)對被解釋變量的影響；αfpc是企業(yè)-產(chǎn)品-國家層面的控制變量，控制企業(yè)、產(chǎn)品、出口目的國不隨時間變化的各項因素對被解釋變量出口額的影響；εfpct表示隨機誤差項。

同時，匯率波動的差異可能會改變企業(yè)產(chǎn)品出口對匯率的彈性。匯率的升值和貶值的幅度差異也會改變匯率波動對企業(yè)產(chǎn)品國家出口的抑制作用。為了捕捉該效應(yīng)影響，在以上模型中引入交互項，構(gòu)建拓展計量模型如下：

Exportfpct=β0VOLct+β1VOLc(t-1)+β3VOLct×RERct+β4VOLc(t-1)×RERct+

β2RERct+GDPct+φfpt+αfpc+εfpct

(2)

其中：交互項VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct表示了匯率波動性對匯率-企業(yè)產(chǎn)品國家出口彈性的影響及匯率對波動性-企業(yè)產(chǎn)品國家出口彈性的影響；交互項β3和β4的系數(shù)預(yù)期為負，即隨著人民幣相對c國貨幣的升值程度的提高，兩國貨幣的匯率波動對企業(yè)出口到該國產(chǎn)品的出口額的負向作用會進一步加深。同時，隨著兩國貨幣匯率的波動增大，人民幣升值會提高匯率變化對出口的彈性，貶值會降低匯率變化對出口的彈性。

更進一步，企業(yè)出口產(chǎn)品到某一個國家的出口額是由該產(chǎn)品出口到該國的產(chǎn)品數(shù)量與產(chǎn)品價格決定的。因此，將出口額分解為價格與數(shù)量二個維度，即：

Exportfpct=Pricefpct+Quantityfpct

(3)

接下來，研究匯率波動性對企業(yè)出口目的地產(chǎn)品數(shù)量和產(chǎn)品價格的影響，并構(gòu)建四組計量模型：

(4)

(5)

(6)

(7)

(二)數(shù)據(jù)來源與說明

本文使用的數(shù)據(jù)主要來源于中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫提供了2000—2006年HS-8位碼層面的企業(yè)出口的交易數(shù)據(jù)，包含企業(yè)出口的目的、產(chǎn)品類型、價值、數(shù)量、貿(mào)易的類型等。出于研究需要，本文對初始數(shù)據(jù)進行了如下處理：(1)按照企業(yè)-產(chǎn)品-目的地-年度將所有數(shù)據(jù)加總至年度數(shù)據(jù)，產(chǎn)品層面HS-8位加總至6位；(2)HS編碼系統(tǒng)有1996(00-01)和2002(02-06)兩個版本，本文根據(jù)校準表將1996年版本統(tǒng)一校準至2002年版本(1)相關(guān)校準表請參考： http://faculty.som.yale.edu/peterschott/sub_international.htm.；(3)剔除信息缺失樣本，刪去企業(yè)名稱、代碼缺失、出口金額和出口數(shù)量缺失的樣本；(4)剔除企業(yè)名稱含有“貿(mào)易”或者“進出口”字樣的樣本(2)在穩(wěn)健性檢驗部分會重新囊括這一部分樣本，得到的結(jié)果與基準回歸結(jié)果一致。，刪除專業(yè)貿(mào)易企業(yè)；(5)剔除所有的農(nóng)產(chǎn)品樣本；(6)刪除其他極端值樣本。

本文的匯率數(shù)據(jù)來源于IMF數(shù)據(jù)庫，為了計算匯率波動，選用了1998—2006年170個國家的年度真實匯率數(shù)據(jù)。另外，作為控制變量，本文的各出口目的國人均GDP數(shù)據(jù)來源于World Bank數(shù)據(jù)庫。將上述數(shù)據(jù)經(jīng)處理(詳見下文)后，通過國家和年份匹配至中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，從而形成了本文的全部數(shù)據(jù)，共獲得有效樣本4364943個。其中，出口國家170個，出口HS-6位碼產(chǎn)品3759種，企業(yè)66399家。在表2中，給出了本文所用的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表2 描述性統(tǒng)計及中文釋義

(三)匯率與匯率波動測算

在原始數(shù)據(jù)中，出口目的國的真實匯率是以美元標記的當期匯率，根據(jù)真實匯率的定義，需要對其除以當期人民幣兌美元的真實匯率，即：

(8)

(9)

由此，可以得到標準真實匯率RERdt。其中，RERdt>0表示匯率升值，反之表示貶值。

相對于早期文獻測量波動性主要基于月度數(shù)據(jù)，本文參考Vannoorenberghe(2012)和Chen et al.(2019)的方法，這里匯率的波動表示年度匯率變化的背離水平。由此，需要計算t時刻d國真實匯率的“中點”變化率，具體的gdt如下：

(10)

在得到“中點”變化率之后，可以對其做一個簡單的固定效應(yīng)回歸：

gdt=αd+φt+εdt

(11)

其中：αc是國家固定效應(yīng)，φt是時間固定效應(yīng)，而殘差的絕對值則定義為本文的匯率波動性，即VOLdt=|εdt|(3)與Vannoorenberghe(2012)和Chen et al.(2019)類似，穩(wěn)健性檢驗中采用其他方式測量匯率波動，得到的結(jié)果最終是一致的。。

五、實證結(jié)果分析

(一) 基準回歸

表3報告了匯率波動性對異質(zhì)性企業(yè)出口影響的基準回歸結(jié)果。

表3 基準回歸

第(1)列報告了控制相關(guān)控制變量和固定效應(yīng)后，當期匯率波動性和匯率水平對企業(yè)產(chǎn)品出口額的影響。核心解釋變量VOLt的系數(shù)為負，絕對值為0.222，且在1%的顯著水平上通過檢驗。這一結(jié)果符合理論預(yù)測，即出口目的國與出口企業(yè)所在國之間的雙邊匯率波動性增大會抑制出口企業(yè)出口至目的國的出口。解釋變量RER的系數(shù)為負，絕對值為0.0927，在1%顯著水平上通過檢驗。這一結(jié)果也是符合預(yù)期的，即出口目的國與出口企業(yè)所在國之間的雙邊匯率升值將抑制出口企業(yè)出口至目的地國的出口。同時，根據(jù)描述性統(tǒng)計表可知，匯率波動性增大1個標準差(即0.0509)，出口額將減少約1.13%，而匯率升值1個標準差(約0.215)，出口額將減少約2%。如果只考慮匯率波動性的當期作用，那么匯率波動性對企業(yè)產(chǎn)品出口的影響大約相當于匯率變動影響企業(yè)產(chǎn)品出口的56.5%，即超過了匯率水平對出口影響的一半。

第(2)列報告了控制出口目的地國匯率水平、人均GDP變化、企業(yè)-產(chǎn)品-年份固定效應(yīng)及企業(yè)-產(chǎn)品-國家固定效應(yīng)之后，當期匯率波動性以及上一期匯率波動性對當期企業(yè)某一種產(chǎn)品出口至該目的國出口額的影響。核心解釋變量當期匯率波動性VOLt的系數(shù)依舊為負，絕對值為0.274，相較于第(1)列有一定程度增大，且依然在1%的顯著水平上通過檢驗。核心解釋變量上一期的匯率波動性VOLt-1的系數(shù)為負，絕對值為0.221，與當期匯率波動性的系數(shù)大小相當，在1%的顯著水平上通過檢驗。這說明出口目的國與出口企業(yè)所在國之間的雙邊匯率波動性對抑制出口企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國具有持續(xù)作用，即企業(yè)在出口時不僅會考慮當期匯率風險，還會參考上一期匯率風險，具有很強的預(yù)期效應(yīng)。如果當期匯率波動性增大1個標準差(即0.0509)，出口額將減少約1.39%。上一期波動性增大1個標準差，出口額將減少約1.12%，將二者相加可知：擴大1個標準差的匯率波動性，最終形成對企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國出口額的總效應(yīng)為2.51%；匯率自身升值1個標準差，出口額減少效應(yīng)為2.36%。在考慮了波動所造成的預(yù)期效應(yīng)后，匯率波動性對企業(yè)產(chǎn)品出口的影響大約相當于匯率水平的影響。

第(3)列相較于第(1)、(2)列添加了交互項VOLct×RERct、VOLc(t-1)×RERct，以研究匯率波動性、匯率變動對企業(yè)產(chǎn)品出口額的彈性的相互影響。首先，單獨項的解釋變量VOLt、VOLt-1和RER系數(shù)的正負號沒有改變，依舊為負，且在1%顯著水平上通過檢驗，說明匯率波動性和匯率升值對企業(yè)產(chǎn)品出口至該目的國的獨立抑制作用依舊存在；VOLt和VOLt-1的系數(shù)接近，這說明，從直接效應(yīng)來看，當期匯率波動風險對當期出口的抑制作用與上一期匯率波動相當。交互項VOLct×RERct的系數(shù)為負，絕對值為0.604，且在1%顯著水平上通過檢驗。說明匯率的升值可以加劇匯率波動性對企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國出口額的抑制作用。反過來，匯率波動性的增大也會加劇匯率升值對企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國的抑制作用。交互項VOLc(t-1)×RERct的系數(shù)也為負，絕對值為0.174，在1%顯著水平上通過檢驗，說明匯率的升值可以加劇匯率波動性預(yù)期效應(yīng)對企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國的抑制作用。反過來，匯率波動性的預(yù)期效應(yīng)增大也會加劇匯率升值對企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國出口額的抑制作用。同時，從改變彈性的渠道效應(yīng)來看，預(yù)期效應(yīng)與匯率交互項的系數(shù)絕對值是當期波動性與匯率交互項的系數(shù)絕對值的1/4，說明渠道效應(yīng)以當期為主。

進一步地，將企業(yè)產(chǎn)品對一國的出口額分解為產(chǎn)品數(shù)量與產(chǎn)品價格兩個維度，以研究匯率波動性對企業(yè)產(chǎn)品出口的影響。第(4)、(5)列匯報企業(yè)出口產(chǎn)品對該國數(shù)量的影響，第(6)、(7)列匯報了企業(yè)出口產(chǎn)品對該國價格的影響。

第(4)列報告了控制了出口目的地國匯率水平、人均GDP變化、企業(yè)出口至該國產(chǎn)品價格水平、企業(yè)-產(chǎn)品-年份固定效應(yīng)及企業(yè)-產(chǎn)品-國家固定效應(yīng)之后，當期匯率波動性以及上一期匯率波動性對當期企業(yè)產(chǎn)品出口至該目的國的出口數(shù)量的影響。核心解釋變量當期匯率波動性VOLt的系數(shù)依舊為負，絕對值為0.274，依然在1%的顯著水平上通過檢驗。核心解釋變量上一期的匯率波動性VOLt-1的系數(shù)為負，絕對值為0.218，與當期匯率波動性的系數(shù)大小相當，在1%的顯著水平上通過檢驗。說明出口目的國與出口企業(yè)所在國之間的雙邊匯率波動性對抑制企業(yè)產(chǎn)品數(shù)量也有預(yù)期效應(yīng)，即企業(yè)在出口時不僅會考慮當期匯率風險，還會參考上一期匯率風險，有很強的預(yù)期效應(yīng)。

第(5)列報告加入交互項VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct后匯率波動性與匯率變動對企業(yè)產(chǎn)品出口數(shù)量彈性的相互影響。首先，單獨項的解釋變量VOLt、VOLt-1和RER系數(shù)的正負號沒有改變，依舊為負，且在1%顯著水平上通過檢驗，說明匯率波動性和匯率升值對企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國的產(chǎn)品數(shù)量依舊存在抑制作用。交互項VOLct×RERct的系數(shù)為負，絕對值為0.604，且在1%顯著水平上通過檢驗。說明匯率的升值可以加劇匯率波動性對企業(yè)產(chǎn)品數(shù)量的抑制作用。反過來，匯率波動性的增大也會加劇匯率升值對企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國產(chǎn)品數(shù)量的抑制作用。交互項VOLc(t-1)×RERct的系數(shù)也為負，絕對值為0.174，在1%顯著水平上通過檢驗，說明匯率的升值可以加劇匯率波動性預(yù)期效應(yīng)對企業(yè)產(chǎn)品出口抑制作用。反過來，匯率波動性的預(yù)期效應(yīng)增大也會加劇匯率升值對企業(yè)產(chǎn)品出口數(shù)量的抑制作用。同時，從改變彈性的渠道效應(yīng)來看，預(yù)期效應(yīng)與匯率交互項的系數(shù)絕對值是當期波動性與匯率交互項的系數(shù)絕對值的1/4，說明渠道效應(yīng)以當期為主。繼而，根據(jù)第(2)、(3)列與第(4)、(5)列對比可知，其相應(yīng)解釋變量VOLt、VOLt-1、RER、VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct的系數(shù)絕對值大小、方向及顯著性均未發(fā)生明顯變化，說明出口目的國與出口企業(yè)所在國的真實匯率波動性對出口企業(yè)出口到該國出口額的主要作用是通過影響出口企業(yè)出口產(chǎn)品的數(shù)量變化實現(xiàn)的。

第(6)列報告了控制相關(guān)固定效應(yīng)和控制變量之后，當期匯率波動性以及上一期匯率波動性對當期企業(yè)產(chǎn)品出口價格的影響。核心解釋變量當期匯率波動性VOLt的系數(shù)為負，絕對值為0.0206，在1%的顯著水平上通過檢驗。上一期的匯率波動性VOLt-1的系數(shù)為負，絕對值為0.0270，比當期匯率波動性的系數(shù)絕對值稍大，在1%的顯著水平上通過檢驗。這說明，出口目的國與出口企業(yè)所在國之間的雙邊匯率波動性增大會降低出口企業(yè)產(chǎn)品價格，同時企業(yè)在出口時還會參考上一期匯率風險，并且上一期的匯率風險權(quán)重相當于當期，因此有預(yù)期效應(yīng)。另外，解釋變量真實匯率的系數(shù)為負，絕對值大小為0.0354，在1%的顯著水平上通過檢驗。該系數(shù)表示的是匯率價格彈性為0.0354，即匯率升值1%，該企業(yè)出口產(chǎn)品至該國的產(chǎn)品價格降低3.54%，匯率傳遞率為96.46%。如果當期匯率波動性增大1個標準差(即0.0509)，出口價格將減少約0.1%。上一期的波動性增大1個標準差，出口額將減少約0.13%，將二者相加可知：增加1個標準差的匯率波動性，對企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國出口額的總效應(yīng)為0.26%，而匯率自身升值1個標準差，出口價格減少約為0.7%。這說明，在價格維度，匯率波動性的提高會降低企業(yè)出口至該國的產(chǎn)品價格，但匯率變動的影響大于匯率波動性的影響。

第(7)列報告加入交互項VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct來解釋匯率波動性、匯率變動對企業(yè)產(chǎn)品出口價格彈性相互影響的結(jié)果。首先，單獨項的解釋變量VOLt、VOLt-1和RER系數(shù)的正負號沒有改變，依舊為負，且均在1%顯著水平上通過檢驗，說明匯率波動性和匯率升值對企業(yè)產(chǎn)品出口數(shù)量依舊存在直接抑制作用。交互項VOLct×RERct的系數(shù)為負，絕對值為0.0405，且在1%顯著水平上通過檢驗。說明匯率的升值可以加劇匯率波動性對產(chǎn)品價格的抑制作用。反過來，匯率波動性的增大也會加劇匯率升值對產(chǎn)品價格的抑制作用。交互項VOLc(t-1)×RERct的系數(shù)也為負，絕對值為0.174，在1%顯著水平上通過檢驗，說明匯率的升值可以加劇匯率波動性預(yù)期效應(yīng)對產(chǎn)品價格的作用。反過來，匯率波動性的預(yù)期效應(yīng)增大也會加劇匯率升值對產(chǎn)品價格的抑制作用。同時，從渠道效應(yīng)來看，預(yù)期效應(yīng)、匯率交互項的系數(shù)絕對值、當期波動性與匯率交互項的系數(shù)絕對值相當，說明預(yù)期效應(yīng)對匯率價格彈性的改變同樣重要。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為了保證基準回歸實證研究結(jié)果的可靠性，本文分別用改變波動性測量與重新加入貿(mào)易企業(yè)進入樣本的方式進行穩(wěn)健性檢驗。

由于現(xiàn)有文獻中有好幾種方法測算波動性。在基準回歸中，計算波動性的估計方程使用時間虛擬變量，而在穩(wěn)健性檢驗中使用移除匯率變化率的時間趨勢來代替時間虛擬變量，結(jié)果匯報在表4中。表4各項系數(shù)的正負號、顯著性、相對大小關(guān)系與基準回歸結(jié)果沒有太大差異。

表4 去除時間趨勢的穩(wěn)健性檢驗

在樣本調(diào)查期間，由于大量中國企業(yè)沒有出口相關(guān)資質(zhì)，而是通過進出口和外貿(mào)公司進行出口。在基準回歸中，我們主動剔除這一部分企業(yè)樣本，直接考察出口企業(yè)。在穩(wěn)健性檢驗中，重新將這一部分的企業(yè)納入樣本，這樣可以囊括絕大部分的中國對外出口額，結(jié)果匯報在表5中。表5各項系數(shù)的正負號、顯著性、相對大小關(guān)系與基準回歸結(jié)果同樣沒有太大差異。經(jīng)由出口商出口的企業(yè)規(guī)模往往相對較小，更容易受到匯率波動性的影響，因此波動性系數(shù)較基準回歸大10%，然而并沒有明顯差異。

表5 包含貿(mào)易商的穩(wěn)健性檢驗

(三)機制檢驗

根據(jù)Alessandria et al.(2010)的研究，由于匯率波動性的增大，將加劇企業(yè)出口的“塊度”增大，從而降低交易頻率，使得企業(yè)面對隨機需求沖擊時不得不放棄部分訂單，損失交易效率。因此,匯率波動性由于影響企業(yè)交易“塊度”而被歸類為一種可變貿(mào)易成本。本文測算了企業(yè)-產(chǎn)品-國家-時間層面的交易次數(shù)Frequent(取對數(shù))和時間維度上的交易集中度Herf，該集中度可以通過計算Herfindahl Index表示，以衡量國際貿(mào)易的“塊度”：

(12)

其中：m表示月份。將Frequent和Herf作為解釋變量，代入基準回歸方程，以證實企業(yè)交易與匯率波動性之間存在聯(lián)系，從而證實匯率波動性是可變貿(mào)易成本的組成部分。

相關(guān)機制檢驗結(jié)果匯報在表6中，第(1)列報告控制出口相關(guān)控制變量和固定效應(yīng)后，當期匯率波動性、上一期匯率波動性對當期企業(yè)交易頻率的影響。核心解釋變量當期的匯率波動性VOLt的系數(shù)為負，絕對值為0.06，在1%的顯著水平上通過檢驗。核心解釋變量上一期的匯率波動性VOLt-1的系數(shù)為負，絕對值為0.0476，比當期匯率波動性的系數(shù)稍小，在1%的顯著水平上通過檢驗。說明出口目的國與出口企業(yè)所在國之間的匯率波動性對抑制交易頻率有延續(xù)作用，即企業(yè)在出口時不僅會考慮當期匯率風險，還會參考上一期匯率風險，有很強的預(yù)期效應(yīng)。第(2)列報告加入交互項VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct后匯率波動性與匯率變動對企業(yè)產(chǎn)品出口交易頻率彈性的相互影響。首先，單獨項的解釋變量VOLt、VOLt-1和RER系數(shù)的正負號沒有發(fā)生改變，依舊為負，且在1%顯著水平上通過檢驗，說明匯率波動性和匯率升值對企業(yè)產(chǎn)品交易頻率抑制作用依舊存在。交互項VOLct×RERct的系數(shù)為負，絕對值為0.167，且在1%顯著水平上通過檢驗。說明匯率的升值可以加劇當期匯率波動性抑制交易頻率。反過來，匯率波動性的增大也會加劇匯率升值抑制企業(yè)產(chǎn)品出口至目的國產(chǎn)品頻率。交互項VOLc(t-1)×RERct的系數(shù)不顯著，說明匯率水平與匯率波動性的改變以當期效應(yīng)為主。因為Herf指數(shù)是另一種衡量貿(mào)易“塊度”的方法，當交易的頻率越高的時候，交易在時間維度上會更加均勻地發(fā)生，Herf指數(shù)就會越小，即交易的Herf指數(shù)與交易頻率呈負相關(guān)。第(3)、(4)列將解釋變量由交易頻率替換為Herf指數(shù)，以進行估計，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各項解釋變量系數(shù)均與第(1)、(2)列估計系數(shù)方向相反，顯著性不變。這一結(jié)果是符合理論的。綜上，匯率波動性作為一種風險，通過影響企業(yè)交易“塊度”來抑制出口的。

表6 機制檢驗

(四)異質(zhì)性效應(yīng)分析

通過上文的實證分析，我們可以得出的基準結(jié)論是：(1)匯率波動性的增大會抑制企業(yè)產(chǎn)品對該國的出口，并且該效應(yīng)主要體現(xiàn)在數(shù)量產(chǎn)品維度。(2)匯率波動性對企業(yè)產(chǎn)品出口的抑制作用具有很強的預(yù)期效應(yīng)。(3)匯率波動性及自身匯率水平會相互改變其對企業(yè)產(chǎn)品出口的彈性，并且出口總額與數(shù)量彈性的改變以當期波動性為主，而價格彈性則是預(yù)期效應(yīng)與即期效應(yīng)相當。然而以上的回歸分析是建立在均值回歸的基礎(chǔ)框架內(nèi)的，揭示的是匯率波動性對企業(yè)出口的平均效應(yīng)，掩蓋了企業(yè)-產(chǎn)品層面差異存在對匯率波動性的異質(zhì)性反應(yīng)。接下來，本文從企業(yè)主營產(chǎn)品層面、企業(yè)貿(mào)易方式的角度研究匯率波動性的異質(zhì)性效應(yīng)。

考慮到現(xiàn)實中絕大部分企業(yè)是多產(chǎn)品出口企業(yè)，根據(jù)Bernard et al.(2011)的研究，雖然企業(yè)可以生產(chǎn)很多種產(chǎn)品，但是會存在一種主營產(chǎn)品，該種產(chǎn)品的市場競爭力最強，生產(chǎn)邊際成本最低，產(chǎn)品的議價能力也最強，是企業(yè)出口利潤的主要來源，也是企業(yè)的“出口明星產(chǎn)品”。當匯率風險發(fā)生時，企業(yè)會減小生產(chǎn)率低的其他產(chǎn)品的出口而集中出口主營產(chǎn)品。因此，關(guān)注企業(yè)出口的主營產(chǎn)品對研究匯率波動性的反應(yīng)是必要的。根據(jù)主營產(chǎn)品的定義，我們將現(xiàn)有樣本的出口額按照企業(yè)-產(chǎn)品-時間加總并排序，篩選出每個企業(yè)每年出口額最高的產(chǎn)品，據(jù)此與基準回歸數(shù)據(jù)庫匹配，只保留主營產(chǎn)品樣本部分，并基于基準回歸公式進行實證檢驗，以驗證企業(yè)主營產(chǎn)品對匯率波動性的異質(zhì)性反應(yīng)。實證結(jié)果報告在表7中。

對比基準回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，解釋變量的出口總額與出口數(shù)量維度的結(jié)果是一致的，顯著性與方向不變。但是在價格維度，當期匯率波動系數(shù)的絕對大小只有基準回歸的一半，且無法通過顯著性檢驗，上一期匯率雖然通過了顯著性檢驗，但只有基準回歸結(jié)果絕對值大小一半。說明主營產(chǎn)品有更高的議價能力，很少對匯率風險波動做出價格上的反應(yīng)，因而在數(shù)量上與其他企業(yè)沒有明顯差異。

表7 主產(chǎn)品異質(zhì)性效應(yīng)

另一個具有典型意義的事實是,中國的對外出口額有相當一部分是由加工貿(mào)易提供的。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2000—2007》的數(shù)據(jù)，加工貿(mào)易的比重大約占總出口比重的42%，而加工貿(mào)易又呈現(xiàn)獨特的“兩頭在外”的特征，即原材料來源在海外，最后銷售在海外。本文根據(jù)貿(mào)易方式的差異將全部樣本分為三類：一般貿(mào)易企業(yè)、純加工貿(mào)易企業(yè)和混合貿(mào)易企業(yè)。表8、9、10分別報告了匯率波動性對以上三類企業(yè)產(chǎn)品出口影響的回歸結(jié)果。與基準回歸結(jié)果相比可知，匯率波動性會抑制企業(yè)產(chǎn)品對該國的出口。但是，對于一般貿(mào)易企業(yè)，在總出口額與出口產(chǎn)品數(shù)量維度上，上一期匯率波動性、匯率水平的交互項并不顯著，說明出口彈性以當期效應(yīng)為主，預(yù)期效應(yīng)并不顯著。在價格維度上，匯率波動性與匯率水平的交互項均不顯著，說明匯率波動性與匯率水平對出口價格以直接效應(yīng)為主。對于純加工貿(mào)易企業(yè)，在總出口額與出口產(chǎn)品數(shù)量維度上，當期、上一期匯率波動性與匯率水平的交互項相對系數(shù)大小之比由0.25提高到0.5。另外，在控制了交互項后，當期匯率波動性對出口額和數(shù)量的系數(shù)顯著性檢驗未通過。說明純加工貿(mào)易企業(yè)匯率波動性的預(yù)期效應(yīng)較強，而當期效應(yīng)的影響主要由匯率水平來決定。在價格維度上，包括匯率水平的系數(shù)在內(nèi)的解釋變量對價格的顯著性均較弱，說明對價格的影響較小。對于混合貿(mào)易企業(yè)，匯率波動性對價格產(chǎn)生的影響主要在上一期所產(chǎn)生的預(yù)期效應(yīng)與匯率水平的交互彈性中體現(xiàn)。

表8 一般貿(mào)易企業(yè)異質(zhì)性效應(yīng)

表9 加工貿(mào)易企業(yè)異質(zhì)性效應(yīng)

表10 混合貿(mào)易企業(yè)異質(zhì)性效應(yīng)

(續(xù)表10)

六、結(jié)論與討論

基于微觀層面數(shù)據(jù)和低頻年度真實匯率數(shù)據(jù)，本文系統(tǒng)地考察了匯率波動性對異質(zhì)性企業(yè)產(chǎn)品出口及匯率水平貿(mào)易彈性的影響。研究發(fā)現(xiàn)：首先，匯率波動性增大顯著地抑制了企業(yè)產(chǎn)品出口，該抑制作用主要通過企業(yè)出口產(chǎn)品的數(shù)量來實現(xiàn)。平均而言，當期匯率波動性每增大1個標準差，出口額減少約1.13%；匯率波動性的影響具有明顯的跨期效應(yīng)，即上一期匯率波動性對企業(yè)當期出口的影響與當期匯率波動性相當。匯率波動性對企業(yè)出口的總效應(yīng)與匯率水平相當。其次，匯率波動性與匯率水平具有顯著的交互相應(yīng)。當匯率貶值時，匯率波動性的增加會降低匯率價格水平對企業(yè)出口的促進作用；而匯率升值時，匯率波動性又會加劇匯率價格水平對企業(yè)出口的抑制作用。進一步的機制檢驗表明，匯率波動性的增大導致同樣企業(yè)的出口頻率降低，出口集中度提高，企業(yè)產(chǎn)品的出口更加集中在少數(shù)時間內(nèi)，即交易“塊度”增大。

本文的研究結(jié)論具有高度現(xiàn)實的政策意義。對于匯率政策而言，首先需要明確的是人民幣匯率的幣值穩(wěn)定是匯率政策的重中之重。匯率不僅僅作為對外貿(mào)易的統(tǒng)一價格，而且匯率具有高度的金融屬性。匯率從貴金屬平價理論到購買力平價理論，再發(fā)展到現(xiàn)在的利率平價理論，其中所展現(xiàn)的就是匯率作為一國所有資產(chǎn)和產(chǎn)品衡量的價值尺度。由于匯率所具有的金融屬性，因此匯率的變動會產(chǎn)生風險。根據(jù)本文的實證結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，匯率貶值在理論上雖然能夠促進出口產(chǎn)品的“被動降價”，然而在貶值過程中會產(chǎn)生匯率風險，而風險的增大會反過來會抑制企業(yè)出口。根據(jù)回歸系數(shù)的估算可知，匯率風險增大對出口的抑制作用與匯率貶值對出口的促進作用是相當?shù)?。因此，當前通過人民幣的快速貶值來促進出口是行不通的。這是由于匯率快速貶值過程中，人民幣匯率所產(chǎn)生的不確定性會與人民幣貶值所產(chǎn)生的價格效應(yīng)相互抵消。

對于時下的中美貿(mào)易戰(zhàn)，本文的結(jié)論回答了“在中美貿(mào)易戰(zhàn)中，為什么人民幣不能通過貶值來抵消關(guān)稅影響”。即使不考慮人民幣短期內(nèi)大幅貶值后其他國家的報復(fù)反應(yīng)，雙邊匯率的波動性快速增大也會抵消掉大部分匯率貶值對出口的促進效應(yīng)。雖然在2005年7月人民幣恢復(fù)名義浮動匯率，尤其是2015年“8.11”匯改之后，人民幣匯率有效地產(chǎn)生了雙向波動。但這一期間，人民幣匯率卻是基本穩(wěn)定的，這為中國的出口增長提供了可靠基礎(chǔ)。盡管在當下，世界經(jīng)濟充滿了不確定性，貿(mào)易保護主義有所抬頭，美國更是主動挑起了與中國的貿(mào)易戰(zhàn)。然而人民幣匯率不是反擊武器，大幅度的匯率貶值對中國是得不償失的。

其次，在中國經(jīng)濟新常態(tài)背景下，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性改革正在進行，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是現(xiàn)階段中國經(jīng)濟發(fā)展的特征。單純追求中國經(jīng)濟表面數(shù)字上的漂亮，對于當下中國已經(jīng)不再合時宜。人民幣的貶值會加劇國內(nèi)國外市場的失衡，雖然短時間內(nèi)匯率貶值導致的價格降低可能促進出口增加，但長期會導致中國資源錯配的加劇。歷史經(jīng)驗表明，沒有一個國家能夠在發(fā)展突破人均一萬美元以后再單純依靠初級加工業(yè)的出口，依靠外部市場和操縱低級產(chǎn)品的價格不能實現(xiàn)從發(fā)展中國家到發(fā)達國家的蛻變。因此，本文對于匯率幣值給出的相關(guān)建議是有序適度升值，從而促進中國出口企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)性升級以及中國經(jīng)濟從出口主導轉(zhuǎn)向內(nèi)需主導可以引領(lǐng)成熟經(jīng)濟體進行發(fā)展階段的過渡。

綜上，政府管理匯率的相關(guān)機構(gòu)應(yīng)該在匯率形成機制的制度設(shè)計上，要更加注重人民幣匯率的總體穩(wěn)定適度升值，以降低波動性，為中國企業(yè)的出口提供一個低匯率風險的政策環(huán)境。