为什么这么难找到 汇率风险对贸易的影响？外文翻译资料

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为什么这么难找到

汇率风险对贸易的影响？

Franc Klaassen

经济系

阿姆斯特丹大学

国际货币金融杂志

2002.7.9

摘要：人们普遍认为汇率风险阻碍了国际贸易，然而，有关这一主题的大量文献尚未提供确定性的结论。本文分析了为什么很难得到一个明确的答案。我们使用双边美国出口总额数据和其他七国集团国家进行时间序列分析。结果表明，就汇率而言，出口决策主要受大约提前一年的汇率风险的概率分布的影响。如此结论随着时间的推移似乎相当稳定，只有短期的波动。这使得人们很难根据通常可用的时间序列数据对交易风险进行评级而发现交易的真正效果。

关键词：出口、风险度量、不完全替代品、分布滞后

JEL分类：C32、C51、F14、F31。

1 简介

人们普遍认为，汇率风险对国际贸易有负面影响。通常的观点是，汇率越高，风险越大。在贸易利润方面，主要的规避风险交易者减少了贸易。这种广泛的观点在各种经济政策讨论中是必不可少的。它是欧洲货币统一的主要经济论据之一。（见欧盟委员会，1990年）。此外，在浮动汇率制度中，负效应为外汇干预提供了理论依据减少汇率波动（Edison1993）。

然而令人惊讶的是，文献并没有为负面影响（McKenzie（1999）提供许多参考。在理论文献中，分离定理表明远期外汇市场和外生远期汇、最佳出口水平与汇率风险无关（Ethier1973）。但是，在考虑远期汇率的情况下，汇率风险可以影响贸易。在远期汇率上，这种影响可以是正的或负的（1992）。因此，真正的效果主要是一个经验问题。但是文献也没有提供确凿的证据。因此，研究人员倾向于相信这种影响是不存在的，或者至少是很小的。

然而，微不足道并不一定意味着没有这种影响。即使没有一个特定的研究方法，也可能导致一定的结果。现实中，人们普遍认为结果和不确定验结果一般采用的研究方法是无效的。

我们的论文讨论了这个问题。目的是解释为什么到目前为止，在经验文献中找到一个结论如此困难。

我们研究的实验中，采用时间序列数据来跟踪绝大多数论文发达国家。更具体地说，每月美国对1978年至1996年使用了其他G7国家。我们发现，就汇率而言，值得注意的是，出口决策主要受大约提前一年的汇率影响。第二，我们发现汇率的风险性波动随着时间的推移是相当稳定的，只有短期的波动。随着时间的推移，出口有更多的变化，并表现出长期的波动，汇率风险只能解释出口随着时间发展的一小部分。因此，即使风险影响出口，这种影响也会被未观察到的出口决定因素抵消。这就很难找出风险对贸易的重大影响，无论真正的影响是零还是不是。

因此，在我们看来，使用发达国家的时间序列数据可能很好对许多论文中微不足道的结果作出解释。作为未来的指导方针我们建议使用不同数据的研究。例如，更多国家的数据外汇风险的时间变化，如发展中国家（Arize、Osang和Slottje）（2000年），或者具有交换风险横截面变化的数据（De Grauwe和Verfaille（1988）。它们表明这种影响可能毕竟是消极的。

除我们的解释外，汇率风险效应不显著可能还有其他原因。我们讨论其中三个（McKenzie1999其他潜在原因）。首先，汇率风险对贸易的影响可能是因为公司可以通过对冲来规避所有的外汇风险。然而，魏（1999）并不支持这种对冲论点。没有任何影响也将与普遍认为的负面影响形成对比。

第二个可能的原因是经验检验可能存在方法问题（另见Bini Smaghi1991），即涉及汇率的衡量风险。原则上，货物贸易商的风险是不可观察的。这是为什么很难发现风险对贸易的影响。以过去利率为条件的利率作为风险的代理是最流行的方法，既然我们专注于现有的文学，我们就遵循这一点。

为了衡量风险，我们使用了默顿（1980）和安徒生和博勒斯列夫的观点（1998）。通过累积每日汇率变化的平方来计算月波动率，而不是采取一个单一的平方每月变化。然后我们利用二阶自回归模型对月波动率的预测得出风险度量。数据表明，我们的AR度量提供了与目前使用的移动方差和广义自回归条件异方差度量更好地指示未来的波动性。这使得风险对出口的估计效果更加准确。尽管有这种方法论改善后，我们仍然发现风险对贸易没有显著影响。

文献中模棱两可结果的第三个潜在原因是贸易模型的动态规范。为了建立动力学模型，我们采用了分布滞后。对滞后系数进行建模并引入一种新的结构形式。它从效应随时间的分布来看回归量的总效应，并使用后者的泊松概率函数。我们认为“泊松滞后结构”比常用的几何和多项式滞后结构更合适。然而，风险对贸易的不显著影响，对这种方法也很待改进。

2出口经济模式

在本节中，我们开发了一个确定出口的经济模型。这种经济模式是建立在普遍存在的两个国家不完全替代品的基础上的。将国内出口和国外生产的货物视为不完善的替代品（见Goldstein和Khan 1985和Rose1991年）。我们把模型扩展到明确说明贸易决策时间与时间之间的滞后，这种时滞是一个重要特征国际贸易，如Goldstein和Khan（1985年）和Sawyer和Sproup（1997年）争论。它使交易者具有前瞻性，并激发了交易所的相关性。

用t表示观察名义出口流量x_t的时间（月）。据推测，出口月前签订的合同的结果，说明了出口数量q_t、价格P_XT。在实证部分，我们研究的是以美元计价的美国出口，为了简单起见，我们假设价格p_xt以本国货币指定，可以得到x_t=q_tp_xt 。

焦点变量是出口的实际价值（对数），使用价格p_t作为平减指数的国内生产商品：

x_t = q_t p_xt （1）

其中 x_t, q_t ，p_xt 分别取对数。我们专注于真正的值x_t而不是数量q_t。可以观察到x_t的双边出口，但没有观察到双边出口价格p_xt，需要从x_t得到q_t。出口的决定因素来自出口供给的假设和需求。假设供给是出口相对价格的未知函数

q^s:q^s_t = q^s(p_xt) （2）

国外对国内出口的需求t取决于两个成分。第一是外国的相对价格。由于出口是以本国货币计价的，外国的名义价格为p_xt/s_t，其中s_t是名义（现货）汇率，即一单位外币的本币价格。相对价格是因此（p_xt/s_t）/p_t，p_t为国外生产商品的外币价格。在对数中，这等于对数（p_xt/p_t·p_t/（s_t/p_t）=p_xtminus;s_t，其中s_t=log（s_tp_T/P_T）是实际汇率。

尽管它隐含地假定p_t和p_xt是完全可预测的，但是在作出贸易决定时，这种假设对S_T来说不现实，或说至少对于浮动汇率来说不是这样。因此，我们解释了随机性。与贸易文献中的通常情况一样，我们假设s_t的平均值和方差以信息为条件，E_tminus;m{st}V_tminus;m{st}分别表示条件平均值和方差。

第二个决定外国需求的因素是外国进口商期望其客户在合同日期的交货时间。我们在某个中间时间用一个订单表示这个订单流t_k（k＜m）。订单数量由实数的对数确定。为了简单和专注于仅适用于汇率，我们假设收入Y_tminus;k在时间tminus;m处已知。

结合刚才讨论的价格和收入组成部分，我们指定了需求函数，

（3）

当以下条件达成时，国内进口需求达到平衡：

（4）

联立以上二到四式可以得出

并通过相关分析和函数计算得出结论，实际（国内产出）出口的决定因素是实际外国收入（与预期的积极影响），预期的实际汇率水平和实际汇率利率风险，包括外国收入和汇率。

事实上，汇率不是直接出现的，而是通过它的条件均值和方差产生于合同日期tminus;m和付款日期t，这一滞后使交易员具有前瞻性。由于t-m处的汇率未知，因此效果经过两个条件时刻使得该模型具有较短的滞后时间。

3数据特点

3.1数据

出口数据是美国对其他六个G7的月度双边出口总额，包括了加拿大、法国、德国、意大利、日本和英国等国家。我们使用双边数据来避免多国解释变量的困难构建。此外，我们可以提供的几种流量对我们结果的稳健性有一些洞察。出口时间序列从1978年1月到1996年11月，共有227个每月观察。

出口价值的数据来源是美国人口普查局。批发价格指数来自经合组织。真正的国家收入仅以季度频率提供，数据来自经合组织。每月名义汇率取自国际货币基金组织国际金融统计和批发经合组织。

3.2非平稳性与协整

Andersen、Bollerslev、Diebold和Labys（1999）证明名义汇率的条件方差是固定的，因此很可能这也是实际汇率变化是平稳的。最后，我们假设预期实际汇率是固定的。然而，在购买力平价的有效性方面没有达成共识（Engel2000年）。然而，本文的主要结论也适用于购买力平价无效的情况，如它涉及固定的风险度量。

接下来，我们检查变量之间的协整性。从经济角度观点是，人们期望它们是相互融合的。这一点可通过以下经验结果得到证实：Sawyer和Sproup（1997年）。然而，获得统计证据证明我们的数据并不简单。我们采用间接的方法，首先，我们只是假设协调，然后我们估计模型并检验残差。

4二元经济计量模型

本节开发了一个二元经济计量模型。这个模型由导出方程和汇率波动性确定。该模型是通过对动态结构的约束来完成的。

4.1导出方程

出口量公式xt是基于经济模型中出现的变量：外国收入Y_t-k、汇率预期E_tminus;m{st}和方差V_tminus;m{st}.。经济模型明确考虑了动态特性。在国际贸易中，通过具体说明当出口合同在月前签订时货物在月份内出口的决定因素。但是，我们的贸易数据包括了许多产品，对于不同的产品，可能存在滞后不同的。为了在我们的经验模型中解释这一点，我们使用分布滞后模型，其中，回归量变化的影响可以随时间分布。因此，我们可以确定实际出口

（5）

4.2滞后结构

因为参数的数目是无限的，故导出方程的无限制估计是不可行的。因此，我们引入对变量的限制beta;_yl, beta;_El，beta;_{V l}。有几种方法可以限制变量。一种流行的方法是几何滞后规范。他认为beta;_yl减少的速度比l快，然而，这似乎不适合预期汇率，因为它们的模式很可能是驼峰形的（Sawyer and Sproup1997）。第二种常见的滞后结构是多项式或Almon滞后规范。它假设 beta;_El落在一个预先指定的多项式上。虽然多项式结构比几何模型更灵活，但它很难得到理论上证明。（Goldstein、Khan1985）。

为了避免上述缺点，我们引入了一种替代方法。假设所有变量都有相同的符号，则可以得出beta;_l = beta;·wl，同时，基于滞后规范的概率函数类的主要优势在于其灵活性，例如，该方法包含几何滞后规范作为特殊情况，同时它还可以捕捉驼峰形或双峰滞后模式。

在一般滞后规格范围内，我们将“泊松滞后”作为出口产品模型。注意，我们必须将泊松概率函数右移一个单位，因为我从一开始不是从零开始，则有

（6）

参数lambda;接近于模式泊松分布。因此，我们给lambda;方便的解释最大效应发生的滞后，即具有最大系数beta;1的滞后。图1说明泊松滞后lambda;= 3.40和lambda;= 12.72（beta;= 2.21和beta;= 0.65，分别为; 数字基于下面的估计结果）。第2节的经济模型暗示lambda;y小于lambda;E和lambda;V（如k（m in（5））并且lambda;E=lambda;V。 因此，我们强加了后者的平等（数据确实如此）; 见5.2）并调用联合参数lambda;EV。

泊松滞后结构是非常便捷的但灵活性不足。然而，泊松滞后可以捕捉到下降的滞后结构以及驼峰形状。在这个意义上，泊松滞后优于上面讨论的几何和多项式滞后。我们可以让数据决定下降或驼峰形滞后结构，需要多长时间工业生产和汇率对出口的影响最大，这是文献中也未解决的问题（Sawyer和Sproup1997）。而与商品交易商相关的外汇风险范围将是一个重要因素。

4.3实际汇率预期说明

出口方程还

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