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人民币汇率变动对服装出口行业的影响基于广州市服装出口市场的分析国际金融科技学术作品NCTUD人民币汇率变动对服装出口行业的影响基于广州市服装出口市场的分析摘要 本文从基本的现实背景出发，针对已有理论研究中存在的缺陷与不足提出问题。针对以往有关汇率变化对服装出口行业影响的研究进行回顾与梳理，考虑我国实际情况，把出口额与汇率、外国收入、汇率风险建立模型，运用平稳性检验、ARCH模型，建立ADRL模型，分析汇率变动对其影响，得出外国收入对出口影响呈正效应、实际汇率及汇率风险对出口呈负效应的结论，并结合理论分析实证研究给出对服装出口行业的政策性建议。关键词 人民币汇率 服装 出口目 录一、引言3二、文献综述4(一)汇率变动对出口贸易影响的理论研究4(二)汇率变动对出口贸易影响的实证分析研究5(三)汇率变动对服装出口贸易影响的实证分析研究7三、研究思路与论文结构8(一)研究思路8(二)论文结构8四、汇率变动对广州服装外贸出口关系的描述性统计分析9(一)市场总体情况9(二)基本经营状况分析10(三)人民币汇率风险的影响13(四)初步结论14五、汇率变动对服装出口影响模型的构建14(一)构建出口需求ADRL模型15(二)汇率水平的净效应18六、数据来源与实证结果19(一)数据来源19(二)ADF平稳性检验及分析19(三)基于ARCH模型汇率风险的衡量及分析20(四)Granger因果检验及分析22(五)广州外贸出口需求方程的估计及分析22七、对服装出口行业的政策性建议26(一)短期建议26(二)长期建议27八、附录28(一)参考文献28(二)数据附表30附表1 广州服装月度出口额30附表2 人民币月度名义汇率31附表3 中国CPI月度指数32附表4 外国月度工业生产指数33附表5 2005年2月-2010年9月汇率风险数据34一、 引言经济全球化的加深，汇率的变化对国家的内外贸易带来的影响日益显著。汇率是一个国家进行国际经济活动时重要的综合价格指标，它的变化对一国对外贸易的平衡以及一国国内经济活动有着重大的影响。我国汇率体制第一次进行重大改革，实施有管理的浮动汇率制。人民币官方汇率与外汇调剂价格正式并轨，人民币一步并轨到1美元兑换8.70元人民币，国家外汇储备大幅上升。2005年7 月，我国政府实行汇率形成机制改革，被称为“第二次汇改”。人民币由基本盯住美元转换为参考一揽子货币。之后, 人民币在加剧的波动中保持升值趋势。人民币的不断升值对我国的出口造成了不可避免的压力，而服装出口行业作为我国出口产业的大项，人民币汇率的上升必然会造成对我国服装出口行业的冲击。而从1997年到2008年，这11年间，广州服装出口整体呈现不断增加态势。服装业出口额从155285万美元增长到348386万美元，11年间增长了近2倍。特别是在2006年，由于国家采取了出口退税政策，服装业的税率下调2个百分点，这项措施极大的促进了服装的出口。同时，广州的服装出口额占到全国比重的8%以上，说明广州在服装业出口占有比较大的优势。从投入产出角度分析，广州市服装业对其它各行业的拉动系数总和为1：2.52，全国的拉动系数为1：2.17；同时其影响力系数为1.12，超过各行业影响力平均值12%，表明纺织服装业在广州对整个地方经济仍然具有较大的带动效应。广东是一个外贸大省，而服装业是广东外贸的主要产业。近年人民币升值压力不断增大，而人民币升值无疑会提高服装业的成本，降低服装的国际竞争力。研究人民币升值对广州服装出口行业的影响无疑具有深刻的现实意义。二、 文献综述(一) 汇率变动对出口贸易影响的理论研究在金融理论中，关于汇率变动对贸易影响的研究有着相近的探讨。一般认为，汇率变动将对商品出口价格和数量产生影响。重商主义学派以货币的拥有量作为衡量一个国家财富的标准，因此主张鼓励出口而限制进口以增加货币流入并减少货币流出。本币贬值是对外人有损但对本国有利的。Marshall、Lerner以此为基础，从商品市场的角度出发，提出了贸易收支水平的J曲线效应。完善了国际收支的弹性分析法，分析了汇率变动影响进出口商品价格变动而引起的对国际贸易的影响，提出了“J曲线”时滞效应。随后引发从进出口需求弹性的大量研究，将进出口的波动分为价格效应和收入效应两个方面，将实际汇率作为主要影响价格效应的因素构建模型。 Meade（1951）的研究讨论了如果Marshall-Lerner条件不存在，货币贬值会引起贸易量的减少的可能性。Cooper (1971)建立了一个一般均衡模型证明了这一观点。 Diaz-Alejandro (1963)在他的研究中介绍了截然不同的观点。货币的贬值可能会引起出口暴利的增加。如果名义工资和价格上涨滞后，利润的边际储蓄倾向比工资的高，则国家储蓄会上升，实际产出减少。Krugman、Taylor (1987)以及Barbone、Rivera-Batiz (1987)也持有相同的观点。近年来，随着布雷顿森林体系的瓦解，全球经济进入浮动汇率机制时代，而针对汇率问题的研究，国内外学者的研究兴趣从原来对汇率的水平变动( 即汇率的上升或下降) 的影响研究，逐步转换重心到汇率波动性( 汇率变动的剧烈程度) 的影响问题上。汇率变动波动性对国际贸易影响研究结论尚未有确切的定论。经典的观点认为，汇率变动的波动性会给一国贸易带来消极的影响。如Hooper、Peter and Kohlghagen（1978）的研究发现，汇率波动导致贸易中的风险增加，风险厌恶的厂商会减少其贸易量，由此产生负效应。Gagnon（1993）建立了动态优化模型，规避汇率风险的贸易商通过调整成本、理性预期，从而引起的抑制各种的贸易参数值的行为。另外一种观点则认为，汇率变动的波动性会为一国贸易带来积极的影响。Viaene 和 de Vries（1992）引入远期期权理念，当存在一个发展完善的期权市场，未执行的商品合同相当于期权，风险越大，收益越大。影响的程度取决于当前账户的情况。Kroner, K. F. 和Lastrapes, W. D. (1993）持有相似的观点，认为风险爱好的厂商会相应地增加他们的贸易量，由此产生正效应。Dellas和Zillberfarb（1995）认为，一定程度的风险厌恶反而会增加令厂商增加其贸易量。根据他们的理论，风险的增加会要求贸易商增加其出口获取更多的收益来抵免汇率风险引起的损失。然而，亦有人提出不同以上观点的看法。Cote ( 1994)则认为大量的研究并不能给出汇率波动性同贸易之间明确的系统关系。(二) 汇率变动对出口贸易影响的实证分析研究根据汇率变动对出口贸易影响的理论研究，大量学者对其进行了实证分析。由于理论分析得出的结论收到众多假设条件的制约，尽管所用的模型和数据相似，实证分析得出的结论却不尽相同。大多数的实证分析得出的结论都支持汇率贬值能改善国际贸易收支这一结论，如Bahmani-Oskooee、Brooks（1999）运用协整技术和误差修正模型对美国及贸易伙伴的研究，Cushman（1988）对美国及其贸易伙伴的研究，Boyd（2001）对八个OECD国家1975-1996的季度数据，运用协整向量自回归分布滞后模型和单方程ADL模型检验实际汇率波动与出口之间的关系。以及Lal、Lowinger（2002）对东南亚国家的名义有效汇率和贸易平衡的研究等。在我国，亦有大量的学者做实证分析给出支持的证据，如谷宇、高铁梅（2007）本文通过建立GARCH 模型及误差修正模型, 分析了人民币汇率波动性及其对中国进出口的长短期影响，指出汇率波动性对中国进出口影响的显著不同反映了中国经济内外需求不均衡, 贸易结构、贸易方式不合理等经济中深层次矛盾。文德（2009）根据J曲线效应理论对出口模型方程进行了滞后期处理，建立了新的出口模型方程，得出人民币实际汇率升值在长期对我国出口有稳定的抑制作用的结论。李广众和Lan.P.Voon（2004），采用似不相关估计方法对我国出口商品需求方程系统进行了估计,估计了人民币的购买力评价基础上中国实际汇率错位水平，并指出汇率错位则在大多数分析中表现为对出口具有不利影响。对于汇率贬值能带来积极影响的观点， Pozo（1992）运用了DF检验和PP检验等实证分析方法关于90年代的汇率的考察和Arize（1955）运用ARCH模型对美国出口的研究等，都给出了相应支持的实证分析。封福育（2010）通过建立和估计门限回归模型，分析得出当汇率波动幅度小于1. 26%时,实际汇率贬值, 我国的出口贸易量将增加，而超过1.26%汇率与出口贸易则无显著关系。王聪（2010）通过对我国出口贸易与汇率之间的关系进行实证分析,结果表明：人民币汇率与我国出口贸易之间存在着长期稳定的均衡关系，汇率的增长会引起出口的增长，但出口与汇率却不是互为因果的关系。张 军、李君君（2010）文应用ADF检验和Johansen协整检验，证明明汇率波动率的增加会降低中国对美国的出口。门明、刘腾（2008）通过构建了一个广义上的出口贸易企业, 其生产函数为柯布 道格拉斯函数, 其产量由进口资源和本地资源的使用量共同决定, 而成本函数由产量和汇率决定，并通过一系列实证分析方法支持了汇率波动率增大会促进我国的出口这一观点。然而，亦有相当数量的实证分析研究发现，汇率变动与进出口之间并没有显著关系，上述传统理论研究并不成立。如Rose、Yellow（1989）运用美国1960-1985年的季度数据分别对美国及其他国家的双边贸易弹性和美国总体贸易弹性进行估计的实证分析。Krugmen（1989）对1985-1987期间美元汇率及美国的贸易赤字的研究等。Asseery、Peel (1991)也在他们的研究中支持了这一观点。董艳军（2010）采用ARDL 模型分析中国汇率传递效应问题，指出中国进出口产品结构变化对汇率传递影响不够显著。在我国，也有大量的实证分析研究人民币汇率与我国进出口贸易的关系。姚大庆（2007）通过构建了一个汇率不确定环境下的加工贸易企业模型，得出汇率波动幅度增加对企业出口决策的影响取决于企业生产的附加值的结论。余官胜，杨文（2010）利用20052008 年间月度数据进行VAR 模型分析，得出人民币升值在短期内会减少私营企业出口占比，但在长期内却能提高私营企业出口占比; 同时，在短期内人币升值会增加加工贸易出口占比，然而在长期内却会减少加工贸易出口占比。杨一琼（2010）以绍兴市出口贸易作为分析对象建立回归模型，得出结论, 汇率的变动对绍兴外贸出口影响极小。(三) 汇率变动对服装出口贸易影响的实证分析研究 李军峰、牛建高（2007）对人民币汇率变动对河北省纺织品服装出口收入的影响作了回归分析，得出两者之间存在正相关的关系。姚晓鸿（2007）对中国纺织品出口与人民币兑美元汇率进行协整分析、Granger因果检验，给出结论：我国纺织品服装出口长期受到西方发达国际配额制度的制约。自身的优势长期被压抑，使得汇率变动的影响也难以体现出来。张红英（2008）通过协整模型和误差修正模型探讨了中美纺织品服装出口与人民币兑美元汇率间的关系。贺立(2010)建立浙江纺织品出口的需求函数，纺织服装出口与汇率变动之间的关系完全满足马歇尔勒纳条件，认为人民币升值对服装出口有不利影响。郭晓瑾、万红先（2008）运用最小二乘法进行实证分析，人民币实际有效汇率变动对中国纺织品服装进出口有显著影响, 且其对进口的影响明显大于对出口的影响。三、 研究思路与论文结构(一) 研究思路本文从基本的现实背景出发，针对已有理论研究中存在的缺陷与不足提出问题。针对以往有关汇率变化对服装出口行业影响的研究进行回顾与梳理，考虑我国实际情况，把出口额与汇率、外国收入、汇率风险建立模型，运用平稳性检验、ARCH模型，建立ADRL模型，分析汇率变动对其影响，最后结合理论分析实证研究给出对服装出口行业的政策性建议。(二) 论文结构第一部分：引言，简述选题背景与意义第二部分：文章综述，回顾和梳理相关研究，并指出现存研究的问题与不足第三部分：研究思路与论文结构，简单概括本文思路与结构第四部分：本小组进行调查后对广州服装市场的描述性统计分析，为模型的建立提供微观层面的支持。第五部分：介绍模型的选取与构建原理。第六部分：数据的处理，把出口额与汇率、外国收入、汇率风险建立模型，运用平稳性检验、ARCH模型，建立ADRL模型，分析汇率变动对其影响，并解释其背后的经济含义。第七部分：在第六部分的基础上，对服装出口行业提出短期和长期政策性建议。第八部分：记录文章参考文献及数据统计表。四、 汇率变动对广州服装外贸出口关系的描述性统计分析 我们对人民币汇率与广州服装出口额这两个变量作了观测：图表 1 2005年1月-2010年4月人民币汇率及广州服装出口额变化曲线图通过资料搜集以及文献的查阅，我们了解到大部分实证分析都认为汇率的波动性对一国的出口有负影响。而观察图表1，在排除了季节性的影响之后，我们观察发现，从2005年起，汇率呈现出明显的升值趋势，而广州月度的服装出口额则呈现略微萎缩的颓势。由此可初步推测人民币汇率变化对广州服装出口市场存在一定负效应影响。 为获得微观层面的支持，我们通过对广州最具代表性的服装出口市场流花服装出口市场的调查。经过对流花服装出口市场的11次调查实地调查，我们对流花服装出口市场的运作模式及其发展情况有了较为全面的了解，以下是对流花服装出口市场的现状的一个描述和分析。(一) 市场总体情况据经理陈先生透露，流花服装出口市场一共有7层，其中3层是做服装批发，一共有1000多家服装店铺。地下的一层有接近400家，其他两层各有300多家。我们在三层里面一共抽取了205间店铺作为调查样本。其中，有66.8%的商家是在2000年后才进驻，有50%的商家集中在03年到04年之间进驻流花市场。而90年代就已经在流花落地生根的，流出的情况比较高。市场的参与者主要有：1、 销售商：有大约55.6%的商家是自主设厂，接收订单后自行生产的，而其他大约41.98%的商家主要是负责接订单，接收订单后需要其他工厂进行加工组装。2、 买家：流花服装出口市场主要面向的对象是来自欧洲、非洲、拉丁美洲、印度、美国、非洲，有部分是来自中国大陆的其他省份。3、 贸易公司：大部分的商家只是担当着接单生产这一任务，而出口到外国这一中间过程，则是通过贸易公司来操作。(二) 基本经营状况分析在调查的过程中，大部分商家认为，流花市场最繁荣，生意最好的时间集中在2004年到2008年这段区间；而在20092010年，商家都普遍认为利润下降了，订单量的下降在15%到30%之间，最高的下降幅度高达50%。1、 租金的影响：流花服装出口市场参与的企业的流动性十分强，这里的流动性包括两层含义：一是外来参与企业的进入和内部参与企业的流出；二是内部参与企业店铺位置的互相流动。对于第二种情况来说，这主要是由于同一层不同位置的不同租金，不同层同一位置或不同位置的不同租金的影响。如首层面向人行道等具有竞争优势的位置，租金基本上是在20000元/月;而在里面的位置最低的租金也要10000元/月。自2008年开始，中国的房地产市场逆市而行，带动铺租的上涨，流花服装市场租金顺势而涨， 服装出口企业因此面临更严峻的成本压力。2、 原材料成本的影响：图表 2 棉花成本上涨比例在原材料成本中，棉花的成本占比为40%左右。根据我们的调查，37.6%的商家表示棉花成本上涨达15%，更有4%的商家称其棉花材料成本上涨高达30%-40%。也有小部分商家称，由于原材料成本的上涨，其服装的成本上涨12元。棉花价格早在2009年秋季开始逐渐上涨。中国棉花协会信息部主任王爱芳称，“截至目前，与2008-2009年度平均价格比较，棉花价格上涨了30%，同期涨幅则达到40%-50%，是十年来历史最高点”。根据中国棉花网发布的最新信息， 7月6日，国内现货中国棉花价格指数(CCIndex328)18383元/吨，相比去年底已上涨了近4000元。作为纺织工业的原材料，国内棉花95%用于纺纱，棉花从籽棉、皮棉到纱线，最后织布、印染、成品、出口，有着广泛的上下游产业链条，目前原材料的涨价正不断向下游传导，使服装的成本上涨。 3、 劳动力成本的影响。 劳动力资源丰富、劳动力成本低廉一直被视为我国特殊的“比较优势”，并且成为我国产品在国际市场上具有竞争优势的主要原因。服装制造业属于典型的劳动密集型行业，基于我国在劳动力方面的优势，服装业因此而成为我国的比较优势行业。 据我们了解，商家普遍认为，2009年到2010年，服装生产的劳动力价格上涨区间为5%-15%，最高上涨20%。可见服装出口企业的劳动力成本正逐步流失，我国外贸服装因劳动力优势而形成的价格优势在可预见未来不断削弱，这又加重了服装出口企业的生存压力。4、 竞争的影响：图表 3 企业竞争对手占比调查发现，有80%的商家称，其主要的竞争对手为流花服装出口市场内的其他商家。这说明，伴随我国服装出口企业国际竞争对手的增长，我国服装产业内部竞争压力不减反增，我国服装出口企业面临着越来越激烈的竞争压力。5、 人民币汇率水平的影响图表 4 人民币汇率对价格的影响占比据调查，有66.8%的商家称，人民币汇率的升值对他们的价格没有产生任何的影响，与此相对的，有接近30%的商家称，人民币汇率的升值使他们的服装的价格提高了12元。这说明了人民币汇率的升值对流花服装出口市场的服装价格的影响不大，人民币汇率升值的只是带来了订单数量的减少，从而减少了商家的利润。以上的几方面影响说明：经营成本（租金）、生产成本（主要是劳动力成本、原材料成本）的大幅提高，市场竞争压力巨大，人民币升值等因素使得销售商的订单量减少，从而导致利润下降。(三) 人民币汇率风险的影响图表 5 结算货币比例流花服装出口市场上，有53.7%的销售商是以人民币结算的，有7.7%的销售商是以美元结算的，有38.5%的销售商是以人民币结算为主，同时也可以进行美元结算。这一数据说明，无论是外国买家还是本国买家，基本都要通过人民币来结算，外国买家需要用外币兑换成人民币，才能进行结算。因此人民币的升值，外国买家要花费更高的成本来购买商品，从而使得销售商的订单量减少；而本国的商家依然要用人民币来结算。调查资料显示，28.3%的销售商认为，在2007年2008年这段时间，买家跑单严重。这里的一个重要原因就是人民币汇率风险的影响：由于人民币汇率水平的波动会伴随着汇率风险的产生，买卖双方在签订合同时没有约定汇率风险共同承担，而服装商品交易多数使用人民币结算。外商需将外币兑换成人民币才能付款。但若果人民币汇率浮动幅度过大超出外商承受能力范围，外商可能拒绝付款，服装出口企业则因此承受应收账款损失。因此，人民币的汇率风险也是影响订单量的一个重要因素。(四) 初步结论1、 外贸服装价格基本呈刚性尽管人民币汇率总体上对服装的价格没有显著影响，但是在订单量上面有所下降。同时上面提到，受到经营成本（租金）、生产成本（主要是劳动力成本、原材料成本）的大幅提高，这两方面主要因素的影响，使服装的成本顺势上涨，利润空间下降，服装出口企业降价空间压缩，出口服装长期依赖的价格优势削弱。由于市场竞争压力巨大，服装出口企业面临巨大的生存压力，提升商品价格的选择将会是企业雪上加霜。由此观察，由于来自成本压力和市场压力双重压迫，我国外贸服装价格基本呈刚性，议价空间一般只有1-2元/件的微小幅度。2、 流花服装出口市场属于LCP模式真正意义上的定价权指的是在成本上升情况下可以顺利通过提价将新增成本传导给下游且不影响销量，就是说价格在一定范围的变化不会产生替代效应。通过调查，我们可以得到影响服装出口额的主要因素是外国收入水平、实际汇率、汇率风险等三个因素。我们将通过对其进行ADF平稳性检验，GRANGER因果检验，通过自回归滞后模型估计广州外贸服装出口的需求方程，从而进一步分析汇率变动对服装出口的影响。五、 汇率变动对服装出口影响模型的构建(一) 构建出口需求ADRL模型传统的出口需求理论认为，一国的出口主要受进口国收入水平和出口产品价格的影响。进口国的收入水平一定程度反映在该国的GDP水平上，因此我们将用外国的GDP来表示外国收入水平对我国产品的需求程度；而在出口产品的本币定价不变的条件下，出口产品价格对出口额的影响主要反映在汇率水平的变动上，在布雷顿森林体系解体世界进入浮动汇率时代以来, 汇率变动包括了两方面的含义: 一是汇率水平的变动; 二是汇率波动性所带来的无法预期的汇率风险。理论上,汇率水平和汇率风险均对出口产生影响。因此，我们将三者同时引入出口需求函数。另外，为了能够准确反应出口市场情况，我们以某地区出口额/总出口额作为权数，将各国或地区人均GDP进行加权平均代表国外实际收入，为了排除通货膨胀因素的影响，我们采用了实际汇率作为解释变量。故我们将出口（ex）作为被解释变量，将外国实际收入(ry)、实际有效汇率(reer)和汇率风险(roer)作为解释变量，构建出口需求方程基本形式如下: (1) 其中,由式(1)可知,外国实际收入与出口成正相关关系，当外国实际收入ry增加时, 出口额ex同样增加;实际有效汇率reer下降(贬值)将使出口商品在外国市场上更加便宜,从而刺激出口ex的增长。至于汇率风险对出口的影响，至今尚未有定论。De Grauwe (1988)指出,如果生产商只是轻微的风险厌恶,他们将减少出口生产,因为更高的汇率风险减少了出口收入的预期边际效用。然而,如果生产商是极端的风险厌恶,他们将担心可能会有最坏的结果，这意味着汇率风险上升将提升出口收入的预期边际效用, 因为生产商将考虑增加出口以避免收入流的灾难性下降；另外一些模型支持正效应结论, 认为更大的汇率风险创造了获利机会, 汇率波动越大, 获得更大利润的可能性也就越大, 因而增加了贸易量，出口可以被视为在有利条件时行使的期权,汇率波动增加时,期权的价值也在增加。可见，理论界尚未真正把握汇率风险对一国出口的影响，其效应尚不明确，可能为正效应，也可能为负效应。ARCH/ GARCH模型全称为自回归条件异方差模型/广义自回归条件异方差模型），它们提供了一种对波动性的观测。参照Kroner、Lastrapes（1993）、Arize（1995）、Boyd（2001）、Kandil、Mirzaize（2005）、陈龙江、黄祖辉（2007）等人的研究（均采用ARCH或GARCH模型对汇率风险进行估计），从他们的研究可以发现一个共同点，用这种模型估计出来的汇率波动具有高度的持久性，并且一般不存在单位根。这意味着，汇率波动可能是不平稳的，在进行回归之前还需要一阶差分处理，或者当存在协整关系时，需要进行模型的修正。然而，条件汇率波动的持久性有可能是虚假的，这将会导致不必要的一阶差分或是不正确的误差修正模型。而ARCH模型恰恰捕捉到了这个特点，因此被广泛应用于如汇率波动性等对时间序列异方差的金融分析当中。在现实经济活动中，由于经济活动主体的决策与行动都需要一个过程，价值人脉生活习惯的延续、制度或技术条件的限制以及预期效应等因素的影响，经济变量的变化往往存在时滞现象。根据自回归理论，当期出口额应该会受到前几期出口额的影响。当汇率变动,人民币升值或者贬值所引起的出口商的调整行为（包括价格调整、生产调整再到出口调整等行为）以及该调整行为的效果显现（即出口额上升或下降）将会有一个较长时间的传导过程，即存在时滞效应，则当期的出口额将受前面几期汇率变动的影响，而当期汇率变动的影响也将在过后几期才显现出来。同样地,汇率风险对出口额的影响也存在一个时滞问题,当汇率风险发生变动，不管是风险偏好型的出口商还是风险厌恶型的出口商，在决定增加或减少贸易供应量之前,都会对该调整行为所带来的成本和所创造的利益进行权衡，然后才逐步采取调整行为，因此出口需经过一段时间后,才会出现显著变动。这都说明,当期出口不仅受到当期,而且也受到前几期各变量的影响。基于上述原因,我们结合了动态经济模型中的自回归模型和分布滞后模型，构建j阶自回归和外国实际收入滞后k期、实际有效汇率滞后l期、汇率风险滞后m期的自会去分布滞后模型，并采用衡量汇率风险的GARCH (1,1)模型，同时对除了汇率风险之外的其余被解释变量和解释变量取对数，以消除时间序列趋势的影响，用表示汇率风险的波动性。故该出口需求ADRL模型为：（1）均值方程： （2）条件方差方程： （3） 其中GARCH（1，1）模型为式（2）和式（3），用以估计代表汇率风险的条件异方差,再代入式(1)的出口需求方程中, 观察其对出口的影响。我们可从方程(1)中系数和的统计显著性和符号来判别出口与汇率及汇率风险之间的关系。如果，则说明汇率下降，从而使出口额增加；如果,则说明,汇率风险的下降将增加出口额；反之，,那么表示,汇率风险所带来的高利润机会将刺激出口额的增长。(二) 汇率水平的净效应既然汇率水平与汇率风险的变动都会出口额的变化,那么两者综合起来最终对出口的影响效果是怎样的？很显然，这取决于汇率及其风险的净效应。由表1我们将清楚地看到二者对出口影响的净效应：表格 1 汇率对出口的净效应变量(系数符号)实际有效汇率汇率变动对出口的影响(1)汇率风险对出口的影响(2)判断条件净效应汇率水平(-)汇率风险(-)下降（贬值）+-(1)(2)+(1)(2)-(1)(2)+下降（贬值）+/+注：符号+、-分别表示正和负的效应由汇率理论我们可得，实际有效汇率的系数符号为正，即,表示汇率变动与出口额变动成负相关关系，汇率下降，出口减少。如果汇率风险的系数符号为负，即,那么将有两种情况出现:第一，当实际有效汇率下降时,对出口产生正效应，且其带来的出口额的增加超过了因汇率波动、风险增大所造成的对出口的减少,那么其净效应为正；反之，人民币贬值对出口所产生的正效应不及汇率风险对出口的负效应大的话，则净效应为负；第二，当实际有效汇率上升时,其对出口的影响为负,综合二者的净效应为负。同样地,若汇率风险系数符号为正，即,那么净效应也存在两种可能:一是当实际有效汇率上升时,对出口变动产生负效应，当该负效应大于正的汇率风险效应时, 净效应显然将为正,反之则为负；二是当实际有效汇率下降时,对出口变动产生正效应,综合二者效应，其净效应为正。六、 数据来源与实证结果(一) 数据来源本文采用广州市2005年1月到2010年5月的月度数据进行方程估计，共计65个样本，出口额采用的是广州海关近5年的数据统计，实际有效汇率采用的是中国人民银行统计出的各月的名义汇率减去我国的通货膨胀率，而外国收入采取的是德国，英国，欧洲（除了德国，英国外的其他国家），美国，北美洲（除美国外的国家）以及拉丁美洲月度工业生产指数，并根据每年出口到各个国家所占比重加权计算得到的综合指数。月度工业产值数据来源于IFS数据库，每年出口到各个国家的出口比重数据来源于广州统计局。(二) ADF平稳性检验及分析 在数量经济建模时，通常有一个前提条件，要求时间数列是平稳的。通常采用单位根检验来判断一个时间序列的稳定性。如果一个时间序列有稳定的期望值和方差，那么它就是平稳的；如果一个序列的特征方程有一个单位根，那么它就是非平稳的。单位根检验通常采用ADF检验，因此本文将用ADF检验的方法对各时间序列进行平稳性检验。在做单位根检验时，运用赤池信息准则（AIC）和施瓦茨准则（SC）选择最大滞后期K值。采用ADF方法进行平稳性检验，结果如表所示：表格 2 ADF平稳性检验结果变量截距项，滞后项，趋势TADF检验值1%5%10%Prob检验结论LgexportC,0.0-4.950063-3.53658-2,907660-2.5913960.0001平稳LgreerC,0,0-2.63217-3.53658-2,907660-2.5913960.0919不平稳Lggdp C,0.T-3.185993-4.107947-3.481595-3,1686950.0964不平稳roer0,0,0-5.77268-2.601596-1,945987-1.6134960.0000平稳D(lgreer)0,0,0-8.201069-2.6021865-1.946072-1.6138890.0000平稳D(lggdp)0,10,0-4.500311-2,609324-1.947119-1.6128670.00000平稳根据ADF的平稳性检验，可以发现lgexport, roer的原序列的ADF绝对值均大于置信水平为5%的临界值，可以拒绝存在存在单位根的假设，说明原序列为平稳序列；lgreer和lggdp的原序列的ADF统计量绝对值均小于置信水平为5%的临界值，不能拒绝存在单位根的原假设，说明原序列存在单位根，为非平稳序列。一阶差分后的lgreer和lggdp的ADF统计量绝对值大于置信水平为5%的临界值，说明一阶差分后的序列不存在单位根，是稳定序列。由于lgexport，roer为零阶单整，而lgreer和lggdp为一阶单整，所以我们采用自回归滞后模型进行估计广州外贸服装出口的需求方程。(三) 基于ARCH模型汇率风险的衡量及分析1、 均值方程及ARCH检验Ln(Reer)的自相关函数和偏相关函数以及ADF检验，我们发现，Ln(Reer)滞后1阶的相关性比较显著。因此其均值方程采用如下公式：OLS回归结果为：（0.008） （0.000） （括号内为P值）R-squared=0.6423112、 GARCH（1，1）模型及检验建立GARCH（1，1）模型，即均值方程为：，条件方差方程为：经过对数据的拟合我们发现,条件方差方程为：(0.05) （0.0000） （括号内为P值）(0.3170) （0.0048） （0.1680） （括号内为P值）我们发现GARCH项系数不显著,改为用ARCH(1)来对数据进行拟合,结果如下:(0.0000) （0.0000） （括号内为P值）(0.0000) （0.0015） （括号内为P值）则汇率风险如下表所示(详细数据见附表5)表格 3 汇率风险的衡量结果(四) Granger因果检验及分析我们分别对export与reer、lgexport 与lgreer两对变量进行 G r a n g e r 因果检验。（lgexport和lgreer分别是对export和reer取对数，为了消除export和reer的异方差性）检验结果如下表： 表格 4 Granger因果检验结果export不是reer的原因reer不是export的原因P=0.8480P=0.3056接受拒绝Lgexport不是lgreer的原因Lgreer不是lgexport的原因P=0.7878P=0.2600接受拒绝从上面的结果可以看出，人民币实际汇率的有效变动是广州服装出口额变动的一个原因，但是不是唯一主要的因素。(五) 广州外贸出口需求方程的估计及分析在估计出汇率风险时间序列后, 我们便可以估计出口需求方程式 ( 2)。显然, 在估计参数前,必须先决定模型的滞后阶数, 滞后阶数太少,模型残差值可能存在自相关;滞后阶数过多,则降低模型的自由度与估计效率 (方文硕、赖奕豪, 2001)。我们根据 AIC与 SC值最小的准则,结合收入、汇率影响出口滞后期的经验判定,经反复试验, 最终得到最合适的模型滞后阶数。表格 5 各变量滞后阶数的确定实际出口外国GDP实际利率汇率风险滞后阶数j=7k=6l=7m=10按照自回归分布滞后模型，从一般到简单的建模过程,逐步剔除不显著变量,综合考量后得最终的简化方程估计结果如下表所示。从表所示结果来看,服装实际出口回归方程拟合较好,绝大多数变量均在 5 %的水平上显著,方程的 AIC和 S C值均较低,总体而言,估计结果可以作为进一部分析表格 6 出口需求方程的模拟结果变量系数值t-检验值Lgexport(-4)-0.436516 -4.159994Lgexport(-7)-0.465384 -4.850768Lggdp -2.872562 -4.860275Lggdp(-2)3.275724 4.292462Lggdp(-3)-2.203803 -2.496488Lggdp(-7)3.817119 5.442277Lgreer -0.504515-3.006163Lgreer(-2)-0.533444-3.567138Lgreer(-5)0.4469312.248290Lgreer(-6)-1.109521-4.010049-1.700549Roer-0.515624*-1.559759Roer(-6)-0.954424-2.593096-1.470048C5.9419184.601096调整0.697620AIC值-2.403405SC值-1.897067注：*表示在10%水平上显著上表说明，本文主要研究实际有效汇率、国外GDP和风险均是影响广州服装出口的重要变量。国外的GDP和我国的出口间存在负向关系，跟我们传统意义上的外国GDP的增长将增加服装的出口额这一观点有出入。但是，这个观点和我们的结论并不矛盾。因为GDP衡量的是前期的GDP，而外国的需求应该是与当期的GDP相联系。根据GDP(Y)=C+I+G+(X-M)，我们服装的出口额的增加，即是他们净出口的减少，所以当期GDP会减少。本文着重分析的是实际有效汇率及其风险对服装出口的影响。由表 可得，我国的实际有效汇率变动与实际出口间存在负相关关系，并且显著性水平较高，这说明，人民币贬值将增加广州外贸服装的实际出口，而升值则将减少实际出口。实际有效汇率的变动影响出口额的最长时滞为7个月，正好符合唐鹏蛟研究出的人民币升值对服装出口行业的滞后期大概为半年多。当前人民币处于升值状态，在其他条件不变情况下，人民币升值1%，将使广州的外贸服装平均减少5%的出口。汇率风险和广州服装出口额存在显著的负相关。说明汇率风险对服装出口额产生了负面冲击，汇率风险越大，服装出口额减少；反之，汇率风险的减小将增加服装的出口额。这主要是由于人的风险厌恶所导致的。大部分人都是风险厌恶者，面对汇率风险，会采取相应的措施减少风险带来的损失。由表6，我们可知，汇率水平变动效应值为-1.700549，汇率风险效应值为-1.470048，二者加总的净效应为负，即汇率水平变动及其风险对出口产生负效应。汇率风险由汇率波动性表示，其与实际出口间存在着正相关关系，且同样具有较高的显著性水平，这表明汇率风险的提高将刺激广州服装的出口，而汇率风险的下降反而可能导致市场的低迷。这在一定程度上可以反映，广州的外贸服装市场总体上可能是风险偏好型市场，汇率风险的提高所带来的潜在的高收益获利机会刺激了广州服装出口的增长。2005年7月汇率机制改革之后，人民币不再钉住美元，从而使人民币对美元汇率波动越来越大，并且这种波动性也将持续下去，汇率风险将显著增加。从出口需求方程我们可以看出，汇率风险的提高对广州服装出口而言反倒是一个利好因素。但是，由于采用的是加总的出口数据，因而无法排除大多数的中小型服装出口企业是风险厌恶或中性，只是因为所占出口份额较小而被掩盖的事实。因而，也不能由此排除为风险厌恶的出口商提供相关指导和金融工具以规避汇率风险的政策。汇率对出口的影响取决于汇率变动对出口影响与汇率风险对出口影响之间的净效应。前文分析表明，当实际有效汇率变动和汇率风险变量的系数符号分别为负和正时，如果汇率处于升值中，那么净效应将依赖于二者力量的对比。由表 可知，汇率水平变动效应值为-0.140038，即汇率而实际有效汇率与服装出口间存在显著的负向关系，意味着人民币升值将减少广州服装实际出口额，而人民币贬值将增加实际出口额，这与传统的理论一致。实际有效汇率的变动影响出口额的最长时滞为7个月，正好符合唐鹏蛟研究出的人民币升值对服装出口行业的滞后期大概为半年多。当前人民币处于升值状态，在其他条件不变的情况下，人民币升值%，广州服装出口额将减少0.5%。汇率风险和广州服装出口额存在显著的负相关。说明汇率风险对服装出口额产生了负面冲击，汇率风险越大，服装出口额减少；反之，汇率风险的减小将增加服装的出口额。这主要是由于人的风险厌恶所导致的。大部分人都是风险厌恶者，面对汇率风险，会采取相应的措施减少风险带来的损失。随着汇率风险滞后的期数的增加，汇率风险呈现正的系数，可能是因为采用的是广州服装行业总的出口额，无法排除一部分风险喜好的企业。七、 对服装出口行业的政策性建议(一) 短期建议1、 利用金融衍生工具避险根据我们的调查和研究发现，目前我国服装出口企业利用金融衍生工具规避汇率风险并不积极。我国服装出口企业多数属于中小型劳动密集型企业，生产销售过程中的多数结算方式还保持传统的商业信用方式。但随着我国对外开放程度的加深，汇率风险将会对我国服装企业的国际贸易影响越来越大，因此，我国服装出口企业在应增加对汇率风险防范意识，增加对金融衍生工具的了解并尝试逐步运用如远期结售汇、外汇期货等金融衍生工具规避汇率风险。2、 以最大可能实现用本币结算目前，我国相当多的服装出口企业都喜欢用人民币结算，有部分企业使用美元或港元结算。考虑人民币升值主要针对美元，建议企业可以尝试针对出口地实现本币结算，例如出口到日本使用日元结算，出口到欧盟的使用欧元结算。通过使用更多的币种结算，分散企业承受的汇率风险。3、 适当增加出口信用保险出口信用保险是政府为鼓励企业扩大出口，保障企业出口收汇安全而开设，由中国出口信用保险公司独家承保的政策性保险。当国外债务人因为各种原因无法偿还债务使出口企业遭受经济损失时，企业可以通过购买出口信用保险来避免这方面的损失，从而保障出口收汇的安全。在目前汇率波动的情况下，服装出口企业更应积极参与出口信用保险，将不可预计的风险变为固定的财务成本，在保障出口收汇安全的同时，将未来一定时期的人民币收益锁定。4、 鼓励拉长产业链，减低成本压力 服装制作的过程中，棉花成本高达40%，而我们调查发现，多数企业是从外国进口棉花进行纺织服装生产的，这又加重了企业承受汇率风险的压力。基于此事实，建议服装出口企业优化原材料进货渠道，挖掘本地可替代的进口商，从生产的源头降低汇率风险压力。5、 合同约定双方分担汇率风险由于汇率风险的不确定性，贸易双方在签订合同时均面对承受汇率风险的可能，因此，建议服装出口企业与贸易商约定，在货款实际交易时共同承担汇率的变化带来的损失，则可以降低汇率风险，达到规避风险的目的。(二) 长期建议1、 自主创新和工艺革新。既然经济环境的变化，如通货膨胀带动了原材料、劳动力以及租金的价格上涨，容易导致服装出口企业的利润空间大大降低，企业应该增强自主创新能力，提高社会生产的必要劳动时间，在既定的成本上生产出更多的商品。另外，我们出口的服装产品依然停留在档次低、附加值低的层面上，大多数中高档服装面料都依赖于进口，造成了出口量多但是出口金额不高的局面，要解决这一问题，必须加强出口企业印染后整理处理的技术关。2、 坚持市场优先原则，不断开拓新市场。相对于利润优先而言，市场优先对于服装出口行业的长期可持续发展必然有利。经济环境不断变化，在买卖双方的博弈中，双方都希望以最少的成本获得最大的利润。但这必然产生矛盾，所以出口企业应该坚持市场优先原则，维持客源，并不拘泥与本地的市场。 3、 建立客户关系管理（CRM），并投资到该管理项目中。就像上面所说的，特别是经济环境恶化的情况下，对于服装出口这种低附加值的行业，利润会显著下降。而CRM则是能够维持市场规模的一种方式，获取新客源，维持和旧客源的关系，并且最大程度地改善、提高了整个客户关系生命周期的绩效 。八、 附录(一) 参考文献1 Agathe. Cote(1994), “Exchange Rate Volatility and Trade”, Bank of Canada Working Papers,1994, pp.94-952 Arize, A.C.(1995), “The Effect of Exchange Rate Volatility on US Exports: an Empirical Investigation”, Southern Economics Journal, July, pp.34-433 Asseery, A. and Peel, D.A. (1991) “The Effect of Exchange Rate Volatility on Exports”, Economics Letters, October, pp.173-1774 Anil K.Lal and Thomas C.Lowinger(200