汇率波动性、汇率水平与异质性企业出口

赵晓涛 邱 斌

(东南大学 经济管理学院，江苏 南京 210096)

一、引言

一直以来，汇率对出口的影响是国际经济学研究的热门话题。汇率对出口的影响可以分解为汇率的波动性风险因素与汇率水平的价格因素两个维度，这两个因素的相互抵消或者相互叠加有可能造成“汇率出口不相关之谜”(Goldberg et al.,2010)。自Melitz(2003)以来，随着“异质性企业理论”的兴起，汇率对贸易影响的研究逐步从宏观领域转变到微观异质性企业行为。

从现实方面，自2016年特朗普上台后，美国公然违背WTO规则，重新挥舞起了关税大棒，主动挑起与中国的贸易战。有人认为，为了应对“中美贸易战”，人民币可以通过主动大幅贬值来抵消美国施加关税的影响。然而，短期内汇率大幅贬值固然可以导致对美出口商品价格被动降低，从而促进中国出口，但是也会引起汇率波动性增大，从而抑制中国出口。

众所周知，国际间贸易的主体是微观企业，汇率波动性和汇率价格水平与企业的出口究竟有着怎样的内在联系呢？汇率大幅地贬值是否可以真正有效促进企业出口？本文旨在从微观企业行为角度出发，系统地研究汇率波动性和汇率水平对企业出口的影响。

二、文献综述

基于异质性企业贸易理论(Melitz,2003;Melitz et al.,2008)研究框架，本文研究主题与两个方面文献联系较为紧密。

(1)汇率水平变动与企业出口。Chatterjee et al.(2013)系统性地研究了汇率水平，尤其是研究了汇率贬值对多产品企业出口在价格、数量维度的促进效应及价格的不完全传递效应。Li et al.(2015)基于中国数据研究了人民币汇率升值对出口的影响，发现企业层面汇率的价格传递是较为完全的。Chen et al.(2016)基于阿根廷红酒分级数据研究了汇率变动对企业出口产品质量效应。王雅琦等(2015)从产品质量的角度解释了企业吸收汇率变动冲击会对其价格产生的影响。鲁晓东等(2019)从全球价值链角度解释了中间品进口企业是对冲汇率的重要方式。

(2)汇率波动性与出口。周越(2017)基于年内高频汇率波动，首次在微观企业层面系统地研究了汇率波动性增大对异质性企业产品出口的抑制作用。而其他汇率波动性与出口关系的文献大多基于加总宏观数据进行研究，并未形成统一结论。Baum et al.(2004)、Hericourt et al.(2015)、Nishimura et al.(2013)基于月度数据研究发现,双边汇率波动与出口呈现负向关系；Cushman(1986)、McKenzie et al.(1997)等基于月度数据和ARCH方法构造汇率波动性研究发现,双边汇率波动越大，双边出口反而越多；Asseery et al.(1991)和Tenreyro(2007)则认为，汇率波动与出口相关性不高。另外，在衡量波动性的方法上，现有研究也尚存争论(Baumetal et al.,2004)。与金融领域基于高频数据测量波动性的方法不同，在国际经济领域，Vannoorenberghe(2012)、Vannoorenberghe et al.(2016)和Chen et al.(2019)基于平衡面板的企业年度出口数据，使用了一种基于新的方法来测量企业出口的波动性；Kalemli et al.(2014)则使用类似方法衡量企业和区域产出的波动性。

通过上述文献不难发现，虽然前人文献已经较多地研究了汇率变动与异质性企业出口，但是汇率变动的二阶矩(即汇率波动性)对微观企业出口的影响却鲜有讨论。在汇率波动性对出口影响方面，往往使用加总宏观层面数据和高频汇率数据，而基于这一类数据所得出的结论并不一致。由于企业是出口的微观主体，而国家层面的出口只是将这些个体加总而成。因此，直接研究企业层面的微观数据可以有效避免数据加总产生的内生性问题，并且可以控制无法观测到的其他因素的影响。对于波动性测量方式的差异主要体现在测量不同时间频率的不确定性方面：当使用高频数据(例如日度、月度)测量时，测量的不确定性主要来自于较高频率上的不确定性；使用低频数据测量(例如年度)时，计算的不确定性主要体现在更长的时间趋势上。根据Alessandria et al.(2010)的研究，企业的出口是在时间维度上不连续的“块度”，即在绝大多数时间不出口，而在少数时间集中出口(根据美国企业的数据，大部分的出口集中在3个月，而剩余的9个月并不参与贸易)。因此，企业的出口可以通过选择交易结算时间以及金融手段规避汇率的短期风险。而对于时间跨度更长的汇率波动性，企业很难通过短期集中出口、期货等方式进行规避，因此更长时间趋势下的汇率波动性可能是企业真正面对的，需要纳入具体研究的视域加以考量。

为了弥补现有文献存在的不足，本文试图从以下几个方面进行补充：(1)与周越(2017)计算所得的短期汇率波动性不同，本文使用了新的方法测算汇率长期波动性，以验证汇率波动性对企业“块度贸易”(Alessandria et al.,2010)行为的影响机制。(2)除了研究当期汇率波动性对企业出口的影响外，还进一步研究企业基于上一期汇率波动性改变当期出口行为的预期效应。(3)通过添加汇率波动性与汇率水平的交叉项，研究了汇率波动性与汇率水平变动对出口的弹性变化。(4)通过使用年度企业-产品-国家层面的微观数据，可以有效避免宏观数据加总导致的内生性问题，也避免了加总至企业层面与中国工业企业数据库数据匹配导致的样本丢失和样本选择问题，并且通过控制高纬度固定效应可以有效避免企业动态变化导致的遗漏变量问题。

三、重要事实

中国与一国的真实汇率波动性和中国对该国的出口总量呈负相关。基于2000—2006年的中国海关数据库数据，将企业出口的交易级数据总额加总至国家年份层面，并与1999—2007年年均约160个国家的真实汇率波动性进行比较，绘制出图1。图1为中国对外国的出口额(取对数)与中国对该国真实汇率波动性的散点分布及拟合线图。从图1中不难发现，中国对一国的出口与人民币兑该国货币的真实汇率波动性呈明显负相关。

人民币兑他国货币汇率水平与汇率波动性相对独立。理论上，人民币兑他国货币汇率水平衡量的是货币之间的价格，而汇率波动性衡量的是给定汇率水平下汇率变动的不确定性，这是一种风险。图2绘制了2000—2006年人民币兑一国货币的汇率水平与汇率波动性的散点分布。而表1 汇报了2000—2006年人民币兑一国货币的汇率水平与汇率波动性的回归结果。从表1和图2不难看出，不论是否控制国家层面的时间层面的固定效应，汇率水平与汇率波动性均没有明显的相关性，两者相对独立，因此可以将汇率的波动性作为独立变量进行研究。

图1 国家层面出口对汇率波动性散点和拟合线图

图2 汇率水平与汇率波动性散点分布图

表1 汇率水平与汇率波动性相关性

综合上文两个基本事实可知，汇率波动性与汇率水平之间没有显著的相关性，汇率波动性可以独立作为影响因素；同时，汇率波动性与该国的总出口负相关。这些为本文进一步的实证研究提供了基础。

四、实证策略

(一)计量模型设定

根据上文的分析可知，汇率波动性增大会导致企业存在汇兑损失风险，继而增加企业出口过程中可变贸易成本，从而减少企业的出口。为了研究汇率波动性对企业产品国家出口额的抑制作用，本文构建计量模型如下：

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

(1)

其中，下标f、p、c和t分别代表企业、产品、目的地和时间；被解释变量Exportfpct表示在t时刻，企业f出口产品p到目的地c的出口总价值；核心解释变量VOLct表示在t时刻，目的地c国货币与人民币汇率的波动；β0该系数表示的是汇率波动性对企业产品国家层面出口额的影响，根据本文分析，预期为负；VOLt-1表示在t-1时刻，目的地c国货币与人民币汇率的波动，用来捕捉汇率波动的预期效应；系数β1也预期为负；RERct表示在t时刻c国货币兑人民币的真实汇率，以间接标价法标出(即RER增大表示人民币升值)；系数β2的值也应该为负，即汇率升值导致企业出口降低；GDPct表示c国在t时刻的人均GDP，以此来控制出口目的国经济增长对企业出口产品到该国的影响，由于汇率对于微观企业是一种外生冲击，内生性本身较小，可以不考虑互为因果问题，而主要考虑遗漏重要变量所导致的内生性问题，因此本文使用了高纬度固定效应来缓解遗漏变量导致内生性的问题，并通过更换波动性的测量方法及样本涵盖程度来缓解可能测量误差导致的内生性问题；φfpt是企业-产品-时间层面的固定效应，可以从以下四个层面控制对被解释变量出口额的冲击：(1)时间层面，与一般的时间固定效应相同，可以控制宏观经济波动、经济政策改变等共有冲击对企业出口的影响;(2)企业-时间层面，可以控制企业自身状态随时间的改变(诸如生产率、生产规模、财务状况等)对出口总额的影响;(3)产品-时间层面，可以控制该产品随时间的变化而造成状态改变(诸如整体需求、关税水平、产品技术革新等)对被解释变量的影响;(4)企业-产品-时间层面，可以控制企业-产品层面随时间的变化而造成状态的改变(诸如产品质量(Chen et al.,2016)、成本加成(De Loecker et al.,2016)等)对被解释变量的影响；αfpc是企业-产品-国家层面的控制变量，控制企业、产品、出口目的国不随时间变化的各项因素对被解释变量出口额的影响；εfpct表示随机误差项。

同时，汇率波动的差异可能会改变企业产品出口对汇率的弹性。汇率的升值和贬值的幅度差异也会改变汇率波动对企业产品国家出口的抑制作用。为了捕捉该效应影响，在以上模型中引入交互项，构建拓展计量模型如下：

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

β2RERct+GDPct+φfpt+αfpc+εfpct

(2)

其中：交互项VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct表示了汇率波动性对汇率-企业产品国家出口弹性的影响及汇率对波动性-企业产品国家出口弹性的影响；交互项β3和β4的系数预期为负，即随着人民币相对c国货币的升值程度的提高，两国货币的汇率波动对企业出口到该国产品的出口额的负向作用会进一步加深。同时，随着两国货币汇率的波动增大，人民币升值会提高汇率变化对出口的弹性，贬值会降低汇率变化对出口的弹性。

更进一步，企业出口产品到某一个国家的出口额是由该产品出口到该国的产品数量与产品价格决定的。因此，将出口额分解为价格与数量二个维度，即：

Exportfpct=Pricefpct+Quantityfpct

(3)

接下来，研究汇率波动性对企业出口目的地产品数量和产品价格的影响，并构建四组计量模型：

(4)

(5)

(6)

(7)

(二)数据来源与说明

本文使用的数据主要来源于中国海关数据库，该数据库提供了2000—2006年HS-8位码层面的企业出口的交易数据，包含企业出口的目的、产品类型、价值、数量、贸易的类型等。出于研究需要，本文对初始数据进行了如下处理：(1)按照企业-产品-目的地-年度将所有数据加总至年度数据，产品层面HS-8位加总至6位；(2)HS编码系统有1996(00-01)和2002(02-06)两个版本，本文根据校准表将1996年版本统一校准至2002年版本(1)相关校准表请参考： http://faculty.som.yale.edu/peterschott/sub_international.htm.；(3)剔除信息缺失样本，删去企业名称、代码缺失、出口金额和出口数量缺失的样本；(4)剔除企业名称含有“贸易”或者“进出口”字样的样本(2)在稳健性检验部分会重新囊括这一部分样本，得到的结果与基准回归结果一致。，删除专业贸易企业；(5)剔除所有的农产品样本；(6)删除其他极端值样本。

本文的汇率数据来源于IMF数据库，为了计算汇率波动，选用了1998—2006年170个国家的年度真实汇率数据。另外，作为控制变量，本文的各出口目的国人均GDP数据来源于World Bank数据库。将上述数据经处理(详见下文)后，通过国家和年份匹配至中国海关数据库，从而形成了本文的全部数据，共获得有效样本4364943个。其中，出口国家170个，出口HS-6位码产品3759种，企业66399家。在表2中，给出了本文所用的描述性统计数据。

表2 描述性统计及中文释义

(三)汇率与汇率波动测算

在原始数据中，出口目的国的真实汇率是以美元标记的当期汇率，根据真实汇率的定义，需要对其除以当期人民币兑美元的真实汇率，即：

(8)

(9)

由此，可以得到标准真实汇率RERdt。其中，RERdt>0表示汇率升值，反之表示贬值。

相对于早期文献测量波动性主要基于月度数据，本文参考Vannoorenberghe(2012)和Chen et al.(2019)的方法，这里汇率的波动表示年度汇率变化的背离水平。由此，需要计算t时刻d国真实汇率的“中点”变化率，具体的gdt如下：

(10)

在得到“中点”变化率之后，可以对其做一个简单的固定效应回归：

gdt=αd+φt+εdt

(11)

其中：αc是国家固定效应，φt是时间固定效应，而残差的绝对值则定义为本文的汇率波动性，即VOLdt=|εdt|(3)与Vannoorenberghe(2012)和Chen et al.(2019)类似，稳健性检验中采用其他方式测量汇率波动，得到的结果最终是一致的。。

五、实证结果分析

(一) 基准回归

表3报告了汇率波动性对异质性企业出口影响的基准回归结果。

表3 基准回归

第(1)列报告了控制相关控制变量和固定效应后，当期汇率波动性和汇率水平对企业产品出口额的影响。核心解释变量VOLt的系数为负，绝对值为0.222，且在1%的显著水平上通过检验。这一结果符合理论预测，即出口目的国与出口企业所在国之间的双边汇率波动性增大会抑制出口企业出口至目的国的出口。解释变量RER的系数为负，绝对值为0.0927，在1%显著水平上通过检验。这一结果也是符合预期的，即出口目的国与出口企业所在国之间的双边汇率升值将抑制出口企业出口至目的地国的出口。同时，根据描述性统计表可知，汇率波动性增大1个标准差(即0.0509)，出口额将减少约1.13%，而汇率升值1个标准差(约0.215)，出口额将减少约2%。如果只考虑汇率波动性的当期作用，那么汇率波动性对企业产品出口的影响大约相当于汇率变动影响企业产品出口的56.5%，即超过了汇率水平对出口影响的一半。

第(2)列报告了控制出口目的地国汇率水平、人均GDP变化、企业-产品-年份固定效应及企业-产品-国家固定效应之后，当期汇率波动性以及上一期汇率波动性对当期企业某一种产品出口至该目的国出口额的影响。核心解释变量当期汇率波动性VOLt的系数依旧为负，绝对值为0.274，相较于第(1)列有一定程度增大，且依然在1%的显著水平上通过检验。核心解释变量上一期的汇率波动性VOLt-1的系数为负，绝对值为0.221，与当期汇率波动性的系数大小相当，在1%的显著水平上通过检验。这说明出口目的国与出口企业所在国之间的双边汇率波动性对抑制出口企业产品出口至目的国具有持续作用，即企业在出口时不仅会考虑当期汇率风险，还会参考上一期汇率风险，具有很强的预期效应。如果当期汇率波动性增大1个标准差(即0.0509)，出口额将减少约1.39%。上一期波动性增大1个标准差，出口额将减少约1.12%，将二者相加可知：扩大1个标准差的汇率波动性，最终形成对企业产品出口至目的国出口额的总效应为2.51%；汇率自身升值1个标准差，出口额减少效应为2.36%。在考虑了波动所造成的预期效应后，汇率波动性对企业产品出口的影响大约相当于汇率水平的影响。

第(3)列相较于第(1)、(2)列添加了交互项VOLct×RERct、VOLc(t-1)×RERct，以研究汇率波动性、汇率变动对企业产品出口额的弹性的相互影响。首先，单独项的解释变量VOLt、VOLt-1和RER系数的正负号没有改变，依旧为负，且在1%显著水平上通过检验，说明汇率波动性和汇率升值对企业产品出口至该目的国的独立抑制作用依旧存在；VOLt和VOLt-1的系数接近，这说明，从直接效应来看，当期汇率波动风险对当期出口的抑制作用与上一期汇率波动相当。交互项VOLct×RERct的系数为负，绝对值为0.604，且在1%显著水平上通过检验。说明汇率的升值可以加剧汇率波动性对企业产品出口至目的国出口额的抑制作用。反过来，汇率波动性的增大也会加剧汇率升值对企业产品出口至目的国的抑制作用。交互项VOLc(t-1)×RERct的系数也为负，绝对值为0.174，在1%显著水平上通过检验，说明汇率的升值可以加剧汇率波动性预期效应对企业产品出口至目的国的抑制作用。反过来，汇率波动性的预期效应增大也会加剧汇率升值对企业产品出口至目的国出口额的抑制作用。同时，从改变弹性的渠道效应来看，预期效应与汇率交互项的系数绝对值是当期波动性与汇率交互项的系数绝对值的1/4，说明渠道效应以当期为主。

进一步地，将企业产品对一国的出口额分解为产品数量与产品价格两个维度，以研究汇率波动性对企业产品出口的影响。第(4)、(5)列汇报企业出口产品对该国数量的影响，第(6)、(7)列汇报了企业出口产品对该国价格的影响。

第(4)列报告了控制了出口目的地国汇率水平、人均GDP变化、企业出口至该国产品价格水平、企业-产品-年份固定效应及企业-产品-国家固定效应之后，当期汇率波动性以及上一期汇率波动性对当期企业产品出口至该目的国的出口数量的影响。核心解释变量当期汇率波动性VOLt的系数依旧为负，绝对值为0.274，依然在1%的显著水平上通过检验。核心解释变量上一期的汇率波动性VOLt-1的系数为负，绝对值为0.218，与当期汇率波动性的系数大小相当，在1%的显著水平上通过检验。说明出口目的国与出口企业所在国之间的双边汇率波动性对抑制企业产品数量也有预期效应，即企业在出口时不仅会考虑当期汇率风险，还会参考上一期汇率风险，有很强的预期效应。

第(5)列报告加入交互项VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct后汇率波动性与汇率变动对企业产品出口数量弹性的相互影响。首先，单独项的解释变量VOLt、VOLt-1和RER系数的正负号没有改变，依旧为负，且在1%显著水平上通过检验，说明汇率波动性和汇率升值对企业产品出口至目的国的产品数量依旧存在抑制作用。交互项VOLct×RERct的系数为负，绝对值为0.604，且在1%显著水平上通过检验。说明汇率的升值可以加剧汇率波动性对企业产品数量的抑制作用。反过来，汇率波动性的增大也会加剧汇率升值对企业产品出口至目的国产品数量的抑制作用。交互项VOLc(t-1)×RERct的系数也为负，绝对值为0.174，在1%显著水平上通过检验，说明汇率的升值可以加剧汇率波动性预期效应对企业产品出口抑制作用。反过来，汇率波动性的预期效应增大也会加剧汇率升值对企业产品出口数量的抑制作用。同时，从改变弹性的渠道效应来看，预期效应与汇率交互项的系数绝对值是当期波动性与汇率交互项的系数绝对值的1/4，说明渠道效应以当期为主。继而，根据第(2)、(3)列与第(4)、(5)列对比可知，其相应解释变量VOLt、VOLt-1、RER、VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct的系数绝对值大小、方向及显著性均未发生明显变化，说明出口目的国与出口企业所在国的真实汇率波动性对出口企业出口到该国出口额的主要作用是通过影响出口企业出口产品的数量变化实现的。

第(6)列报告了控制相关固定效应和控制变量之后，当期汇率波动性以及上一期汇率波动性对当期企业产品出口价格的影响。核心解释变量当期汇率波动性VOLt的系数为负，绝对值为0.0206，在1%的显著水平上通过检验。上一期的汇率波动性VOLt-1的系数为负，绝对值为0.0270，比当期汇率波动性的系数绝对值稍大，在1%的显著水平上通过检验。这说明，出口目的国与出口企业所在国之间的双边汇率波动性增大会降低出口企业产品价格，同时企业在出口时还会参考上一期汇率风险，并且上一期的汇率风险权重相当于当期，因此有预期效应。另外，解释变量真实汇率的系数为负，绝对值大小为0.0354，在1%的显著水平上通过检验。该系数表示的是汇率价格弹性为0.0354，即汇率升值1%，该企业出口产品至该国的产品价格降低3.54%，汇率传递率为96.46%。如果当期汇率波动性增大1个标准差(即0.0509)，出口价格将减少约0.1%。上一期的波动性增大1个标准差，出口额将减少约0.13%，将二者相加可知：增加1个标准差的汇率波动性，对企业产品出口至目的国出口额的总效应为0.26%，而汇率自身升值1个标准差，出口价格减少约为0.7%。这说明，在价格维度，汇率波动性的提高会降低企业出口至该国的产品价格，但汇率变动的影响大于汇率波动性的影响。

第(7)列报告加入交互项VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct来解释汇率波动性、汇率变动对企业产品出口价格弹性相互影响的结果。首先，单独项的解释变量VOLt、VOLt-1和RER系数的正负号没有改变，依旧为负，且均在1%显著水平上通过检验，说明汇率波动性和汇率升值对企业产品出口数量依旧存在直接抑制作用。交互项VOLct×RERct的系数为负，绝对值为0.0405，且在1%显著水平上通过检验。说明汇率的升值可以加剧汇率波动性对产品价格的抑制作用。反过来，汇率波动性的增大也会加剧汇率升值对产品价格的抑制作用。交互项VOLc(t-1)×RERct的系数也为负，绝对值为0.174，在1%显著水平上通过检验，说明汇率的升值可以加剧汇率波动性预期效应对产品价格的作用。反过来，汇率波动性的预期效应增大也会加剧汇率升值对产品价格的抑制作用。同时，从渠道效应来看，预期效应、汇率交互项的系数绝对值、当期波动性与汇率交互项的系数绝对值相当，说明预期效应对汇率价格弹性的改变同样重要。

(二)稳健性检验

为了保证基准回归实证研究结果的可靠性，本文分别用改变波动性测量与重新加入贸易企业进入样本的方式进行稳健性检验。

由于现有文献中有好几种方法测算波动性。在基准回归中，计算波动性的估计方程使用时间虚拟变量，而在稳健性检验中使用移除汇率变化率的时间趋势来代替时间虚拟变量，结果汇报在表4中。表4各项系数的正负号、显著性、相对大小关系与基准回归结果没有太大差异。

表4 去除时间趋势的稳健性检验

在样本调查期间，由于大量中国企业没有出口相关资质，而是通过进出口和外贸公司进行出口。在基准回归中，我们主动剔除这一部分企业样本，直接考察出口企业。在稳健性检验中，重新将这一部分的企业纳入样本，这样可以囊括绝大部分的中国对外出口额，结果汇报在表5中。表5各项系数的正负号、显著性、相对大小关系与基准回归结果同样没有太大差异。经由出口商出口的企业规模往往相对较小，更容易受到汇率波动性的影响，因此波动性系数较基准回归大10%，然而并没有明显差异。

表5 包含贸易商的稳健性检验

(三)机制检验

根据Alessandria et al.(2010)的研究，由于汇率波动性的增大，将加剧企业出口的“块度”增大，从而降低交易频率，使得企业面对随机需求冲击时不得不放弃部分订单，损失交易效率。因此,汇率波动性由于影响企业交易“块度”而被归类为一种可变贸易成本。本文测算了企业-产品-国家-时间层面的交易次数Frequent(取对数)和时间维度上的交易集中度Herf，该集中度可以通过计算Herfindahl Index表示，以衡量国际贸易的“块度”：

(12)

其中：m表示月份。将Frequent和Herf作为解释变量，代入基准回归方程，以证实企业交易与汇率波动性之间存在联系，从而证实汇率波动性是可变贸易成本的组成部分。

相关机制检验结果汇报在表6中，第(1)列报告控制出口相关控制变量和固定效应后，当期汇率波动性、上一期汇率波动性对当期企业交易频率的影响。核心解释变量当期的汇率波动性VOLt的系数为负，绝对值为0.06，在1%的显著水平上通过检验。核心解释变量上一期的汇率波动性VOLt-1的系数为负，绝对值为0.0476，比当期汇率波动性的系数稍小，在1%的显著水平上通过检验。说明出口目的国与出口企业所在国之间的汇率波动性对抑制交易频率有延续作用，即企业在出口时不仅会考虑当期汇率风险，还会参考上一期汇率风险，有很强的预期效应。第(2)列报告加入交互项VOLct×RERct和VOLc(t-1)×RERct后汇率波动性与汇率变动对企业产品出口交易频率弹性的相互影响。首先，单独项的解释变量VOLt、VOLt-1和RER系数的正负号没有发生改变，依旧为负，且在1%显著水平上通过检验，说明汇率波动性和汇率升值对企业产品交易频率抑制作用依旧存在。交互项VOLct×RERct的系数为负，绝对值为0.167，且在1%显著水平上通过检验。说明汇率的升值可以加剧当期汇率波动性抑制交易频率。反过来，汇率波动性的增大也会加剧汇率升值抑制企业产品出口至目的国产品频率。交互项VOLc(t-1)×RERct的系数不显著，说明汇率水平与汇率波动性的改变以当期效应为主。因为Herf指数是另一种衡量贸易“块度”的方法，当交易的频率越高的时候，交易在时间维度上会更加均匀地发生，Herf指数就会越小，即交易的Herf指数与交易频率呈负相关。第(3)、(4)列将解释变量由交易频率替换为Herf指数，以进行估计，结果发现各项解释变量系数均与第(1)、(2)列估计系数方向相反，显著性不变。这一结果是符合理论的。综上，汇率波动性作为一种风险，通过影响企业交易“块度”来抑制出口的。

表6 机制检验

(四)异质性效应分析

通过上文的实证分析，我们可以得出的基准结论是：(1)汇率波动性的增大会抑制企业产品对该国的出口，并且该效应主要体现在数量产品维度。(2)汇率波动性对企业产品出口的抑制作用具有很强的预期效应。(3)汇率波动性及自身汇率水平会相互改变其对企业产品出口的弹性，并且出口总额与数量弹性的改变以当期波动性为主，而价格弹性则是预期效应与即期效应相当。然而以上的回归分析是建立在均值回归的基础框架内的，揭示的是汇率波动性对企业出口的平均效应，掩盖了企业-产品层面差异存在对汇率波动性的异质性反应。接下来，本文从企业主营产品层面、企业贸易方式的角度研究汇率波动性的异质性效应。

考虑到现实中绝大部分企业是多产品出口企业，根据Bernard et al.(2011)的研究，虽然企业可以生产很多种产品，但是会存在一种主营产品，该种产品的市场竞争力最强，生产边际成本最低，产品的议价能力也最强，是企业出口利润的主要来源，也是企业的“出口明星产品”。当汇率风险发生时，企业会减小生产率低的其他产品的出口而集中出口主营产品。因此，关注企业出口的主营产品对研究汇率波动性的反应是必要的。根据主营产品的定义，我们将现有样本的出口额按照企业-产品-时间加总并排序，筛选出每个企业每年出口额最高的产品，据此与基准回归数据库匹配，只保留主营产品样本部分，并基于基准回归公式进行实证检验，以验证企业主营产品对汇率波动性的异质性反应。实证结果报告在表7中。

对比基准回归结果发现，解释变量的出口总额与出口数量维度的结果是一致的，显著性与方向不变。但是在价格维度，当期汇率波动系数的绝对大小只有基准回归的一半，且无法通过显著性检验，上一期汇率虽然通过了显著性检验，但只有基准回归结果绝对值大小一半。说明主营产品有更高的议价能力，很少对汇率风险波动做出价格上的反应，因而在数量上与其他企业没有明显差异。

表7 主产品异质性效应

另一个具有典型意义的事实是,中国的对外出口额有相当一部分是由加工贸易提供的。根据《中国统计年鉴2000—2007》的数据，加工贸易的比重大约占总出口比重的42%，而加工贸易又呈现独特的“两头在外”的特征，即原材料来源在海外，最后销售在海外。本文根据贸易方式的差异将全部样本分为三类：一般贸易企业、纯加工贸易企业和混合贸易企业。表8、9、10分别报告了汇率波动性对以上三类企业产品出口影响的回归结果。与基准回归结果相比可知，汇率波动性会抑制企业产品对该国的出口。但是，对于一般贸易企业，在总出口额与出口产品数量维度上，上一期汇率波动性、汇率水平的交互项并不显著，说明出口弹性以当期效应为主，预期效应并不显著。在价格维度上，汇率波动性与汇率水平的交互项均不显著，说明汇率波动性与汇率水平对出口价格以直接效应为主。对于纯加工贸易企业，在总出口额与出口产品数量维度上，当期、上一期汇率波动性与汇率水平的交互项相对系数大小之比由0.25提高到0.5。另外，在控制了交互项后，当期汇率波动性对出口额和数量的系数显著性检验未通过。说明纯加工贸易企业汇率波动性的预期效应较强，而当期效应的影响主要由汇率水平来决定。在价格维度上，包括汇率水平的系数在内的解释变量对价格的显著性均较弱，说明对价格的影响较小。对于混合贸易企业，汇率波动性对价格产生的影响主要在上一期所产生的预期效应与汇率水平的交互弹性中体现。

表8 一般贸易企业异质性效应

表9 加工贸易企业异质性效应

表10 混合贸易企业异质性效应

(续表10)

六、结论与讨论

基于微观层面数据和低频年度真实汇率数据，本文系统地考察了汇率波动性对异质性企业产品出口及汇率水平贸易弹性的影响。研究发现：首先，汇率波动性增大显著地抑制了企业产品出口，该抑制作用主要通过企业出口产品的数量来实现。平均而言，当期汇率波动性每增大1个标准差，出口额减少约1.13%；汇率波动性的影响具有明显的跨期效应，即上一期汇率波动性对企业当期出口的影响与当期汇率波动性相当。汇率波动性对企业出口的总效应与汇率水平相当。其次，汇率波动性与汇率水平具有显著的交互相应。当汇率贬值时，汇率波动性的增加会降低汇率价格水平对企业出口的促进作用；而汇率升值时，汇率波动性又会加剧汇率价格水平对企业出口的抑制作用。进一步的机制检验表明，汇率波动性的增大导致同样企业的出口频率降低，出口集中度提高，企业产品的出口更加集中在少数时间内，即交易“块度”增大。

本文的研究结论具有高度现实的政策意义。对于汇率政策而言，首先需要明确的是人民币汇率的币值稳定是汇率政策的重中之重。汇率不仅仅作为对外贸易的统一价格，而且汇率具有高度的金融属性。汇率从贵金属平价理论到购买力平价理论，再发展到现在的利率平价理论，其中所展现的就是汇率作为一国所有资产和产品衡量的价值尺度。由于汇率所具有的金融属性，因此汇率的变动会产生风险。根据本文的实证结果也发现，汇率贬值在理论上虽然能够促进出口产品的“被动降价”，然而在贬值过程中会产生汇率风险，而风险的增大会反过来会抑制企业出口。根据回归系数的估算可知，汇率风险增大对出口的抑制作用与汇率贬值对出口的促进作用是相当的。因此，当前通过人民币的快速贬值来促进出口是行不通的。这是由于汇率快速贬值过程中，人民币汇率所产生的不确定性会与人民币贬值所产生的价格效应相互抵消。

对于时下的中美贸易战，本文的结论回答了“在中美贸易战中，为什么人民币不能通过贬值来抵消关税影响”。即使不考虑人民币短期内大幅贬值后其他国家的报复反应，双边汇率的波动性快速增大也会抵消掉大部分汇率贬值对出口的促进效应。虽然在2005年7月人民币恢复名义浮动汇率，尤其是2015年“8.11”汇改之后，人民币汇率有效地产生了双向波动。但这一期间，人民币汇率却是基本稳定的，这为中国的出口增长提供了可靠基础。尽管在当下，世界经济充满了不确定性，贸易保护主义有所抬头，美国更是主动挑起了与中国的贸易战。然而人民币汇率不是反击武器，大幅度的汇率贬值对中国是得不偿失的。

其次，在中国经济新常态背景下，经济结构性改革正在进行，经济高质量发展是现阶段中国经济发展的特征。单纯追求中国经济表面数字上的漂亮，对于当下中国已经不再合时宜。人民币的贬值会加剧国内国外市场的失衡，虽然短时间内汇率贬值导致的价格降低可能促进出口增加，但长期会导致中国资源错配的加剧。历史经验表明，没有一个国家能够在发展突破人均一万美元以后再单纯依靠初级加工业的出口，依靠外部市场和操纵低级产品的价格不能实现从发展中国家到发达国家的蜕变。因此，本文对于汇率币值给出的相关建议是有序适度升值，从而促进中国出口企业的高质量发展，产业的结构性升级以及中国经济从出口主导转向内需主导可以引领成熟经济体进行发展阶段的过渡。

综上，政府管理汇率的相关机构应该在汇率形成机制的制度设计上，要更加注重人民币汇率的总体稳定适度升值，以降低波动性，为中国企业的出口提供一个低汇率风险的政策环境。