貨幣錯配下匯率對我國跨國制造業(yè)的影響：2005-2012

陶士貴 高云驄

（南京師范大學 商學院，江蘇 南京210023）

自2005年匯改以來，人民幣幣值總體呈現(xiàn)大幅上升的趨勢，并且波動幅度在不斷加大。以人民幣對美元的匯率走勢為例，截至2013年8月，人民幣已累計升值25.13%。同時，根據(jù)人民銀行的報告，即期外匯市場上人民幣對美元交易價的每日雙向波動幅度也由2012年4月的0.5%擴大至目前的1%。因此，企業(yè)面臨的人民幣匯率風險也在不斷增加。根據(jù)Wind資訊數(shù)據(jù)顯示，2012年我國近60%的企業(yè)面臨著匯率風險，1 050家上市企業(yè)的匯兌損失總額高達24.72億元。由此，人民幣匯率波動已通過企業(yè)的匯兌損益項目影響到其經(jīng)營狀況。尤其是自2012年9月以來，人民幣的大幅升值使得擁有大量外幣資產和獲得境外銀行貸款的上市企業(yè)產生了巨額的匯兌損失。其中，中國鐵建2012年匯兌損失高達1.93億元，中國中冶匯兌損失則高達1.66億元；民營企業(yè)青島海爾、美的的匯兌損失也均超過了5 000萬元。這對于我國企業(yè)來說，除正常的經(jīng)營風險外，又多了一大風險，而且企業(yè)無法通過傳統(tǒng)的方法來規(guī)避這類風險。因此，人民幣匯率波動已成為影響上市企業(yè)經(jīng)營狀況的一個重要因素。

一、文獻回顧

人民幣匯率波動問題，一直都是學術界關注的熱點之一。國內外已有大量的學者研究了人民幣匯率波動的經(jīng)濟效應，主要包括人民幣匯率波動對貿易收支、國內物價、FDI、利用外資以及金融機構經(jīng)營等方面的影響。

在人民幣匯率波動影響貿易收支方面，根據(jù)經(jīng)典的西方理論，在馬歇爾——勒納條件成立的前提下，人民幣的升值將惡化我國的貿易收支，反之，人民幣的貶值將改善我國的貿易收支；同時，人民幣匯率的變動對我國貿易收支的調整存在時滯效應，如J曲線效應等［1］。在此基礎上，封思賢（2007）從空間和時間的兩個角度利用我國數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結果表明，馬歇爾—勒納條件在我國是成立的。因此，人民幣匯率的變化會顯著影響我國的進出口貿易，并且我國進出口的調整也確實存在著明顯的J曲線效應［2］。劉林（2011）將我國貿易收支進一步分解為一般貿易收支和加工貿易收支，他通過采用1994—2010年的季度數(shù)據(jù)并運用MSIH（2）—VARX（1）模型進行研究表明，人民幣實際有效匯率對一般貿易收支的影響并不存在J曲線效應，反而對加工貿易收支的影響存在J曲線效應［3］。在人民幣匯率波動影響國內物價方面，McKinnon和Ohno（1997）認為匯率并非被動地對國內價格產生影響，而是推動國內價格水平變化的決定性變量。因此，匯率波動對國內價格的影響也稱為匯率的價格傳遞效應［4］。在此基礎上，劉思躍、葉蘋（2009）從國際貿易的角度建立了有關匯率價格傳遞效應的理論模型，進而分析了匯率對消費者價格指數(shù)和生產者價格指數(shù)的價格傳遞效應［5］。段玉婉等（2012）進一步考慮到進口品對我國國內商品的替代效應，利用計量經(jīng)濟模型分析了人民幣升值對我國消費者價格指數(shù)和生產者價格指數(shù)的影響，結果表明，人民幣升值對緩解我國通脹水平的作用十分有限，進而解釋了人民幣升值與通脹并行的獨特現(xiàn)象［6］。在人民幣匯率波動影響FDI方面，Cushman（1985）認為，匯率波動會對一國的國際貿易產生負面影響，因此，跨國公司為了克服這種國際貿易壁壘，往往會選擇FDI行為以保護自身利益［7］。在此基礎上，Goldberg和 Klein（1998）利用相關季度數(shù)據(jù)研究了美元匯率波動對美國FDI的影響，結果發(fā)現(xiàn)匯率波動對FDI有顯著的正向影響［8］。胡幫勇（2011）通過建立VEC模型，分析了人民幣實際匯率波動與我國FDI之間的關系，結果表明，短期內人民幣實際匯率會由于財富效應而對我國FDI產生積極的作用；但從長期來看，人民幣實際匯率與我國FDI兩者之間格蘭杰因果關系不顯著，即不存在長期效應［9］。在人民幣匯率波動影響利用外資方面，陳國龍、趙益華（2005）對有關數(shù)據(jù)進行了描述性分析，結果表明，人民幣匯率的變動將直接影響我國利用外資的數(shù)量，但匯率小幅變動與利用外資之間關系不明顯［10］。在此基礎上，武嵐（2009）針對匯改以來人民幣不斷升值的態(tài)勢，從我國外資的成本、投資方向、投資壁壘以及投資利潤等角度分析了人民幣匯率變動對我國利用外資的影響，并得出相關結論，還建議政府保持人民幣幣值的長期穩(wěn)定［11］。在人民幣匯率波動影響金融機構經(jīng)營方面，Krugman（1999）提出了企業(yè)資產負債表模型，該模型指出，在企業(yè)存在債務型貨幣錯配的情況下，匯率波動會通過資產負債表效應對企業(yè)的產出能力產生影響［12］。溫彬（2005）根據(jù)相關數(shù)據(jù)，從銀行的資產負債、國際結算、外匯資金、資本充足率管理等角度描述性分析了人民幣匯率變動對我國商業(yè)銀行經(jīng)營產生的影響［13］。在此基礎上，江百靈、葉文娛（2012）通過實證分析，得出我國商業(yè)銀行因債權型貨幣錯配造成的凈值損失與銀行無清償能力風險指數(shù)呈正相關的結論，表明人民幣升值對我國商業(yè)銀行的經(jīng)營有不穩(wěn)定影響［14］。

綜上所述，從貨幣錯配的視角研究人民幣匯率波動對我國跨國企業(yè)影響的相關文獻較少。因此，本文將在前人的研究基礎上，基于貨幣錯配的視角，利用我國制造業(yè)跨國企業(yè)的財務數(shù)據(jù)，研究人民幣匯率波動的微觀效應。

二、人民幣匯率浮動對跨國企業(yè)的影響機理

目前，超國家主權的世界貨幣還未出現(xiàn)，國際金融市場上各主權國家貨幣之間的競爭必定會使“逆格雷欣定律”發(fā)生作用，一部分經(jīng)濟實力強大、幣值能保持穩(wěn)定的主權國家貨幣（如美元、歐元等）將成為國際間支付結算的貨幣。而人民幣作為發(fā)展中國家的貨幣，還未完全實現(xiàn)國際化，并不能在國際市場上進行借貸和交易。基于此況，一方面，跨國企業(yè)的海外子公司如果在國際借貸中長期使用美元、歐元等外幣，其借貸成本會比較低，因此在其籌集資金的過程中會傾向于外幣的借貸［15］。另一方面，我國作為新興市場的成員國之一，長期奉行“出口導向”的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，由此造成了巨額的貿易順差。在國際支付存在剛性的情況下，海外子公司的外幣定值債權將不斷累積。

一般情況下，海外子公司的外幣債權債務初始在幣值、期限等方面往往很難完全匹配。同時，我國長期實行的固定匯率制度弱化了各微觀主體監(jiān)管貨幣錯配的積極性，很少會有公司對外幣債權債務做幣值、期限等方面的對沖保值措施。即使微觀主體有這方面的意識，也會由于我國外匯市場上缺乏相關的貨幣風險對沖工具而無法進行保值，因此海外子公司的貨幣錯配不可避免。

自2005年以來，我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，經(jīng)常項目余額不斷累積，導致外匯儲備急劇增加，帶來了人民幣的升值壓力；同時，國際社會的炒作和施壓亦進一步加劇了人民幣升值的預期，由此吸引了國際投機資本熱錢的流入，推進了人民幣升值預期的自我實現(xiàn)。然而，正是由于海外子公司存在貨幣錯配，人民幣匯率的波動又通過資產負債表效應使得母公司資產變化的速度與負債變化的速度不一致，因此在人民幣匯率浮動的作用下，跨國母公司的資產凈值由于海外子公司的貨幣錯配問題而受到一定的影響。

根據(jù)伯南克和戈特勒等提出的金融加速器理論，由于我國信貸市場上存在著信息不對稱的情況，債權人無法得到借款人的相關信息并對其行為進行監(jiān)督，因而放貸風險較大，相應的代理成本也較高。借貸雙方為了緩解這一局面，會選擇以跨國母公司的資產作為貸款的抵押。因此，跨國母公司的凈值將會直接影響其外部融資的成本。跨國母公司的凈值越大，可供抵押的資產也就越多，從而有利于緩解信息的不對稱，由此母公司可以獲得較為“便宜”的貸款，即意味著跨國母公司的獲貸能力增強。

綜上所述，海外子公司由于受我國國情的限制，外幣債權債務不匹配造成的貨幣錯配，在人民幣匯率浮動的作用下，對跨國母公司的資產凈值產生影響，從而通過金融加速器機制進一步影響母公司的獲貸能力（具體形成過程見圖1）。

圖1 人民幣匯率浮動對跨國企業(yè)的影響機理

三、理論模型與基本假設

在Jeanne和 Zettelmeyer（2002）模型［16］的基礎上，建立一個考察我國跨國企業(yè)行為的理論模型［17］。該模型旨在證明：在海外子公司存在貨幣錯配的情況下，人民幣匯率波動會通過資產負債效應對跨國母公司的資產凈值產生影響，進而對母公司的獲貸能力造成沖擊。

該模型是一個兩期（時間分別表示為t＝1，2）模型，有三個基本假設：

假設1 非抵補的利率平價理論成立，即

其中，S1表示第1期的直接標價法下的人民幣匯率，S1的下降表示人民幣升值。S2e表示預期的人民幣匯率。if和id分別表示第1期的外幣資產和人民幣資產的無風險利率。

假設2 模型旨在考察人民幣升值預期下海外子公司對跨國母公司造成的影響。因此，母公司自身行為對其資產凈值的影響部分假定為一個固定值Ws。

海外子公司的資產和負債分別以人民幣和外幣計值。Ad1和Ad2分別表示第1期和第2期的人民幣資產。因此，海外子公司以人民幣計值的資產總額現(xiàn)值為Ad＝Ad1＋Ad2/（1＋id）。Ld1和Ld2分別表示第1期和第2期的人民幣負債。因此，海外子公司以人民幣計值的負債總額現(xiàn)值為Ld＝Ld1＋Ld2/（1＋id）。

另外，分別用Ad1、Ad2、Ld1、Ld2表示第1、2期的外幣資產和負債。因此，跨國母公司以人民幣計值的資產凈值現(xiàn)值為

將式（1）代入式（2）可得

根據(jù)式（3），在海外子公司存在貨幣錯配（Af1-Lf1≠0）的情況下，預期的人民幣匯率變動會影響跨國母公司的資產凈值現(xiàn)值。

假設3 將跨國母公司的資產凈值現(xiàn)值與其獲貸能力之間的理論關系放置在一個簡化的信貸市場供需模型中進行研究。由于我國信貸市場存在著信息不對稱的情況，貸款往往以抵押的形式存在，即企業(yè)的資本供給曲線受其凈值的影響。因此，資本的供給曲線為S（W）。資本的需求假定不變，用曲線D表示。

根據(jù)圖2，當跨國母公司的資產凈值現(xiàn)值受人民幣匯率的影響從W下降到W′時，資本供給曲線也相應地從S（W）左移至S（W′）。在需求曲線D不變的情況下，跨國母公司資產凈值現(xiàn)值的減少將使得資本的存量從K減少至K′。因此，對于存在代理成本的跨國母公司來說，資產凈值現(xiàn)值的減少將導致其貸款減少，即獲貸能力下降。資產凈值增加則反之。

根據(jù)以上三個假設，可初步建立函數(shù)K＝f（S2e），即預期的人民幣匯率變動會通過資產負債效應最終影響到跨國母公司的獲貸能力。

圖2 簡化的信貸市場供需模型

四、實證分析

（一）模型的建立及變量選取

制造業(yè)進出口業(yè)務規(guī)模相對于其他行業(yè)來說比較大，其資產負債表更容易受到匯率波動的影響，故選取制造業(yè)中的跨國企業(yè)作為研究對象，其中涉及食品、飲料，紡織、服裝、皮毛，造紙、印刷，石油等各個子行業(yè)。另外，2005年是我國匯率制度改革的重要轉折點，這之后的數(shù)據(jù)更能顯示出匯率波動對企業(yè)的影響。因此，基于數(shù)據(jù)的可得性，從國泰安數(shù)據(jù)庫中選取樣本區(qū)間為2005—2012年我國13個制造業(yè)跨國企業(yè)的季度數(shù)據(jù)，以此建立平衡面板數(shù)據(jù)進行研究。在理論模型的基礎上建立如下動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

其中，跨國母公司的短期信貸獲得率（SL）是衡量企業(yè)獲貸能力的一個重要指標，作為模型中的被解釋變量。跨國母公司財務報表中的外幣報表折算差額這一子項目代表了海外子公司因人民幣匯率波動而對其母公司造成的貨幣錯配損失。該項目與所有者權益的比值（LOSS）可以作為人民幣匯率波動的代理變量，其對應的參數(shù)βb則度量了貨幣錯配損失對母公司獲貸能力的影響程度，這一參數(shù)也是本文研究的重點。另外，資產負債率（ZCFZ）和母公司前期的獲貸能力對跨國母公司的當期獲貸能力也有著重要的影響，也可以作為解釋變量（見表1）。

μi為截距項，代表了跨國企業(yè)個體之間的差異；εi，t為隨機擾動項，服從獨立正態(tài)分布。p1和p2則為各變量的滯后項階數(shù)。

表1 變量說明

（二）單位根檢驗

為了避免模型出現(xiàn)“偽回歸”，在對模型進行估計之前需要對各變量進行單位根檢驗以確保估計結果的有效性。本文采用LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP這三類檢驗方法對面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進行檢驗。其中，LLC方法假設橫截面序列具有相同的單位根過程，而Fisher-ADF和Fisher-PP方法則假設橫截面序列單位根過程不同。所有檢驗方法的原假設均為面板數(shù)據(jù)是存在單位根的。檢驗結果如表2所示，變量SL、LOSS、ZCFZ均在不同顯著性水平上顯示平穩(wěn)。因此，不需要進行差分，可直接對原數(shù)據(jù)進行面板估計。

（三）模型估計方法的選擇

由于模型的解釋變量中包含了被解釋變量的滯后項，該滯后項必然與隨機擾動項之間存在相關性，違背了相關假定。如果采用固定或隨機效應模型進行估計，估計出的參數(shù)必然是無效的，相關的推論也并不真實。針對以上情況，Arellano（1991）提出了一階差分的廣義矩估計方法［18］。隨后，Blundell（1998）在此基礎上進行修正，提出了系統(tǒng)廣義矩估計法［19］，有效地解決了動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型參數(shù)有偏的問題。因此，本文決定采用廣義矩估計法對模型進行估計。

另外，在確定動態(tài)面板模型中各變量的最佳滯后階數(shù)時，由于缺乏類似于AIC準則的固定判斷標準，只能采用從一般到特殊的動態(tài)建模方法。選擇各變量的較大滯后階數(shù)進行回歸，如果回歸系數(shù)能通過顯著性檢驗，則保留該滯后項，如果無法通過則剔除［20］。經(jīng)過反復估計，得到如表3中所示的各變量的最佳滯后階數(shù)、參數(shù)估計結果以及t檢驗對應的P值。

表2 變量的單位根檢驗結果

表3 模型的廣義矩估計結果

（四）模型估計的相關檢驗

為了評價模型估計結果的穩(wěn)健性，需要對工具變量的有效性以及模型估計結果的合理性進行檢驗。根據(jù) Arellano（1991）和Blundell（1998）提出的建議，需要分別采用Sargan檢驗和Arellano-Bond檢驗對模型進行檢驗。其中，Sargan檢驗用來檢驗工具變量的過度識別問題。Arellano-Bond檢驗分為Arellano-Bond AR （1）檢驗和 Arellano-Bond AR （2）檢驗，分別用來考察差分后的殘差項是否存在一階和二階序列相關性。如果不存在自相關性，則可以判定模型估計結果是合理的。Roodman（2006）放寬了這一限制，認為只要差分后的殘差項不存在二階自相關性，模型的估計結果就是有效的［21］。

通過對以上模型進行檢驗，發(fā)現(xiàn)Sargan檢驗的p值為1，大于0.05，接受原假設，即工具變量是有效的。但是Arellano-Bond AR（2）檢驗的p值小于0.05，拒絕原假設，即序列存在二階自相關性，與模型的假設相違背。因此需要對模型的估計方法進行修正。

（五）修正后的模型估計結果

之前的估計方法無法滿足模型異質誤差項序列無相關性的要求，因此，需要重新選擇估計方法。Stata軟件中給出了xtdpd命令，用于對誤差項存在序列相關的模型進行估計［22］。這一命令允許誤差項為低階的移動平均過程以及前定變量具有更復雜的形式。經(jīng)過反復估計，得到如表4中所示的各變量的最佳滯后階數(shù)、參數(shù)估計結果以及t檢驗對應的P值。

表4中的β0和β1分別度量了當期和滯后一期的貨幣錯配損失對母公司獲貸能力的影響程度。從估計結果可以看出：（1）在10%的顯著性水平下，當期匯率波動帶來的損失每增加（減少）1單位，母公司當期的短期信貸量就增加（減少）2.289 414個單位。（2）在5%的顯著性水平下，滯后一期匯率波動帶來的損失每增加（減少）1單位，母公司當期的短期信貸量就增加（減少）13.662 15個單位。（3）進一步比較模型中的β0和β1，發(fā)現(xiàn)β1大于β0。由此，滯后一期的匯率波動對母公司獲貸能力的影響比當期更顯著。這與之前的理論模型K＝f（S2e）是相符合的。（4）模型中的參數(shù)β2在10%的水平上不顯著，因此，滯后兩期的匯率波動對母公司的獲貸能力沒有顯著影響。這也表明母公司的信貸水平主要受滯后一期和當期的匯率水平以及其他財務指標（如資產負債率等）影響。（5）參數(shù)γ和α1的估計結果通過1%的顯著性檢驗，表明資產負債率（ZCFZ）和前一期的信貸水平對母公司的當期獲貸能力也有著重要的影響。

表4 修正后的模型估計結果

五、結論與政策建議

研究結果表明，由于海外子公司存在貨幣錯配，人民幣匯率的波動會給母公司帶來凈值損失。根據(jù)金融加速器的原理，債權人考慮到自身利益會增加母公司的外部融資成本，進而使得母公司的獲貸能力相對減弱，增加了資金的周轉難度，造成財務危機。這也說明，現(xiàn)階段人民幣的升值預期，對我國跨國企業(yè)的融資能力造成了負面影響，不僅會影響微觀企業(yè)的有序運行，也可能導致宏觀經(jīng)濟形勢的惡化。因此，為了防范匯率浮動帶來的風險，可以在如下幾個方面進行改進：（1）海外子公司采用BSI法對其外匯敞口進行管理。在有應收外匯賬款的情況下，借入與應收外匯款項相同數(shù)額的外幣，以消除時間風險。同時，簽訂即期外匯合同，以消除貨幣風險。由此，可以在不改變海外子公司資金流動計劃的條件下為其外幣債權提供避險管理。另外，輔之以外匯期貨等工具的運用，減輕貨幣錯配程度，進而減少對母公司的影響。（2）跨國母公司結合其內外條件，綜合運用運營和財務等方面的策略以應對匯率風險［23］。在運營方面，母公司可以不斷開拓新市場。基于國際市場上各貨幣之間的牽制關系，海外子公司之間的貨幣頭寸可以互相抵消，從而規(guī)避人民幣匯率風險。在財務方面，基于準確預測的人民幣匯率變動，調整母公司部分資產和負債的頭寸，從而實現(xiàn)套期保值。（3）政府作為公共權力的代表，可以出臺相關的政策法規(guī)以幫助企業(yè)應對匯率風險。主要在加強區(qū)域貨幣合作，繼續(xù)推進人民幣國際化；漸進有序地推進人民幣匯率形成機制改革以及健全外匯市場這幾個方面出臺相關的政策。同時，政府也應根據(jù)企業(yè)的特性和專家的意見加強對跨國企業(yè)的指導，從而引導市場經(jīng)濟的調整和演進。

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