陶士貴 高云驄

（南京師范大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京210023）

自2005年匯改以來(lái)，人民幣幣值總體呈現(xiàn)大幅上升的趨勢(shì)，并且波動(dòng)幅度在不斷加大。以人民幣對(duì)美元的匯率走勢(shì)為例，截至2013年8月，人民幣已累計(jì)升值25.13%。同時(shí)，根據(jù)人民銀行的報(bào)告，即期外匯市場(chǎng)上人民幣對(duì)美元交易價(jià)的每日雙向波動(dòng)幅度也由2012年4月的0.5%擴(kuò)大至目前的1%。因此，企業(yè)面臨的人民幣匯率風(fēng)險(xiǎn)也在不斷增加。根據(jù)Wind資訊數(shù)據(jù)顯示，2012年我國(guó)近60%的企業(yè)面臨著匯率風(fēng)險(xiǎn)，1 050家上市企業(yè)的匯兌損失總額高達(dá)24.72億元。由此，人民幣匯率波動(dòng)已通過(guò)企業(yè)的匯兌損益項(xiàng)目影響到其經(jīng)營(yíng)狀況。尤其是自2012年9月以來(lái)，人民幣的大幅升值使得擁有大量外幣資產(chǎn)和獲得境外銀行貸款的上市企業(yè)產(chǎn)生了巨額的匯兌損失。其中，中國(guó)鐵建2012年匯兌損失高達(dá)1.93億元，中國(guó)中冶匯兌損失則高達(dá)1.66億元；民營(yíng)企業(yè)青島海爾、美的的匯兌損失也均超過(guò)了5 000萬(wàn)元。這對(duì)于我國(guó)企業(yè)來(lái)說(shuō)，除正常的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)外，又多了一大風(fēng)險(xiǎn)，而且企業(yè)無(wú)法通過(guò)傳統(tǒng)的方法來(lái)規(guī)避這類風(fēng)險(xiǎn)。因此，人民幣匯率波動(dòng)已成為影響上市企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況的一個(gè)重要因素。

一、文獻(xiàn)回顧

人民幣匯率波動(dòng)問(wèn)題，一直都是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)之一。國(guó)內(nèi)外已有大量的學(xué)者研究了人民幣匯率波動(dòng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，主要包括人民幣匯率波動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支、國(guó)內(nèi)物價(jià)、FDI、利用外資以及金融機(jī)構(gòu)經(jīng)營(yíng)等方面的影響。

在人民幣匯率波動(dòng)影響貿(mào)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(guó)的貿(mào)易收支，反之，人民幣的貶值將改善我國(guó)的貿(mào)易收支；同時(shí)，人民幣匯率的變動(dòng)對(duì)我國(guó)貿(mào)易收支的調(diào)整存在時(shí)滯效應(yīng)，如J曲線效應(yīng)等［1］。在此基礎(chǔ)上，封思賢（2007）從空間和時(shí)間的兩個(gè)角度利用我國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，馬歇爾—勒納條件在我國(guó)是成立的。因此，人民幣匯率的變化會(huì)顯著影響我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易，并且我國(guó)進(jìn)出口的調(diào)整也確實(shí)存在著明顯的J曲線效應(yīng)［2］。劉林（2011）將我國(guó)貿(mào)易收支進(jìn)一步分解為一般貿(mào)易收支和加工貿(mào)易收支，他通過(guò)采用1994—2010年的季度數(shù)據(jù)并運(yùn)用MSIH（2）—VARX（1）模型進(jìn)行研究表明，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)一般貿(mào)易收支的影響并不存在J曲線效應(yīng)，反而對(duì)加工貿(mào)易收支的影響存在J曲線效應(yīng)［3］。在人民幣匯率波動(dòng)影響國(guó)內(nèi)物價(jià)方面，McKinnon和Ohno（1997）認(rèn)為匯率并非被動(dòng)地對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格產(chǎn)生影響，而是推動(dòng)國(guó)內(nèi)價(jià)格水平變化的決定性變量。因此，匯率波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格的影響也稱為匯率的價(jià)格傳遞效應(yīng)［4］。在此基礎(chǔ)上，劉思躍、葉蘋（2009）從國(guó)際貿(mào)易的角度建立了有關(guān)匯率價(jià)格傳遞效應(yīng)的理論模型，進(jìn)而分析了匯率對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)的價(jià)格傳遞效應(yīng)［5］。段玉婉等（2012）進(jìn)一步考慮到進(jìn)口品對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)商品的替代效應(yīng)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析了人民幣升值對(duì)我國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)的影響，結(jié)果表明，人民幣升值對(duì)緩解我國(guó)通脹水平的作用十分有限，進(jìn)而解釋了人民幣升值與通脹并行的獨(dú)特現(xiàn)象［6］。在人民幣匯率波動(dòng)影響FDI方面，Cushman（1985）認(rèn)為，匯率波動(dòng)會(huì)對(duì)一國(guó)的國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響，因此，跨國(guó)公司為了克服這種國(guó)際貿(mào)易壁壘，往往會(huì)選擇FDI行為以保護(hù)自身利益［7］。在此基礎(chǔ)上，Goldberg和 Klein（1998）利用相關(guān)季度數(shù)據(jù)研究了美元匯率波動(dòng)對(duì)美國(guó)FDI的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)匯率波動(dòng)對(duì)FDI有顯著的正向影響［8］。胡幫勇（2011）通過(guò)建立VEC模型，分析了人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)與我國(guó)FDI之間的關(guān)系，結(jié)果表明，短期內(nèi)人民幣實(shí)際匯率會(huì)由于財(cái)富效應(yīng)而對(duì)我國(guó)FDI產(chǎn)生積極的作用；但從長(zhǎng)期來(lái)看，人民幣實(shí)際匯率與我國(guó)FDI兩者之間格蘭杰因果關(guān)系不顯著，即不存在長(zhǎng)期效應(yīng)［9］。在人民幣匯率波動(dòng)影響利用外資方面，陳國(guó)龍、趙益華（2005）對(duì)有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性分析，結(jié)果表明，人民幣匯率的變動(dòng)將直接影響我國(guó)利用外資的數(shù)量，但匯率小幅變動(dòng)與利用外資之間關(guān)系不明顯［10］。在此基礎(chǔ)上，武嵐（2009）針對(duì)匯改以來(lái)人民幣不斷升值的態(tài)勢(shì)，從我國(guó)外資的成本、投資方向、投資壁壘以及投資利潤(rùn)等角度分析了人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)利用外資的影響，并得出相關(guān)結(jié)論，還建議政府保持人民幣幣值的長(zhǎng)期穩(wěn)定［11］。在人民幣匯率波動(dòng)影響金融機(jī)構(gòu)經(jīng)營(yíng)方面，Krugman（1999）提出了企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表模型，該模型指出，在企業(yè)存在債務(wù)型貨幣錯(cuò)配的情況下，匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)對(duì)企業(yè)的產(chǎn)出能力產(chǎn)生影響［12］。溫彬（2005）根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)，從銀行的資產(chǎn)負(fù)債、國(guó)際結(jié)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(dòng)對(duì)我國(guó)商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生的影響［13］。在此基礎(chǔ)上，江百靈、葉文娛（2012）通過(guò)實(shí)證分析，得出我國(guó)商業(yè)銀行因債權(quán)型貨幣錯(cuò)配造成的凈值損失與銀行無(wú)清償能力風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)呈正相關(guān)的結(jié)論，表明人民幣升值對(duì)我國(guó)商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)有不穩(wěn)定影響［14］。

綜上所述，從貨幣錯(cuò)配的視角研究人民幣匯率波動(dòng)對(duì)我國(guó)跨國(guó)企業(yè)影響的相關(guān)文獻(xiàn)較少。因此，本文將在前人的研究基礎(chǔ)上，基于貨幣錯(cuò)配的視角，利用我國(guó)制造業(yè)跨國(guó)企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，研究人民幣匯率波動(dòng)的微觀效應(yīng)。

二、人民幣匯率浮動(dòng)對(duì)跨國(guó)企業(yè)的影響機(jī)理

目前，超國(guó)家主權(quán)的世界貨幣還未出現(xiàn)，國(guó)際金融市場(chǎng)上各主權(quán)國(guó)家貨幣之間的競(jìng)爭(zhēng)必定會(huì)使“逆格雷欣定律”發(fā)生作用，一部分經(jīng)濟(jì)實(shí)力強(qiáng)大、幣值能保持穩(wěn)定的主權(quán)國(guó)家貨幣（如美元、歐元等）將成為國(guó)際間支付結(jié)算的貨幣。而人民幣作為發(fā)展中國(guó)家的貨幣，還未完全實(shí)現(xiàn)國(guó)際化，并不能在國(guó)際市場(chǎng)上進(jìn)行借貸和交易?；诖藳r，一方面，跨國(guó)企業(yè)的海外子公司如果在國(guó)際借貸中長(zhǎng)期使用美元、歐元等外幣，其借貸成本會(huì)比較低，因此在其籌集資金的過(guò)程中會(huì)傾向于外幣的借貸［15］。另一方面，我國(guó)作為新興市場(chǎng)的成員國(guó)之一，長(zhǎng)期奉行“出口導(dǎo)向”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，由此造成了巨額的貿(mào)易順差。在國(guó)際支付存在剛性的情況下，海外子公司的外幣定值債權(quán)將不斷累積。

一般情況下，海外子公司的外幣債權(quán)債務(wù)初始在幣值、期限等方面往往很難完全匹配。同時(shí)，我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行的固定匯率制度弱化了各微觀主體監(jiān)管貨幣錯(cuò)配的積極性，很少會(huì)有公司對(duì)外幣債權(quán)債務(wù)做幣值、期限等方面的對(duì)沖保值措施。即使微觀主體有這方面的意識(shí)，也會(huì)由于我國(guó)外匯市場(chǎng)上缺乏相關(guān)的貨幣風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖工具而無(wú)法進(jìn)行保值，因此海外子公司的貨幣錯(cuò)配不可避免。

自2005年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)，經(jīng)常項(xiàng)目余額不斷累積，導(dǎo)致外匯儲(chǔ)備急劇增加，帶來(lái)了人民幣的升值壓力；同時(shí)，國(guó)際社會(huì)的炒作和施壓亦進(jìn)一步加劇了人民幣升值的預(yù)期，由此吸引了國(guó)際投機(jī)資本熱錢的流入，推進(jìn)了人民幣升值預(yù)期的自我實(shí)現(xiàn)。然而，正是由于海外子公司存在貨幣錯(cuò)配，人民幣匯率的波動(dòng)又通過(guò)資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)使得母公司資產(chǎn)變化的速度與負(fù)債變化的速度不一致，因此在人民幣匯率浮動(dòng)的作用下，跨國(guó)母公司的資產(chǎn)凈值由于海外子公司的貨幣錯(cuò)配問(wèn)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(guó)信貸市場(chǎng)上存在著信息不對(duì)稱的情況，債權(quán)人無(wú)法得到借款人的相關(guān)信息并對(duì)其行為進(jìn)行監(jiān)督，因而放貸風(fēng)險(xiǎn)較大，相應(yīng)的代理成本也較高。借貸雙方為了緩解這一局面，會(huì)選擇以跨國(guó)母公司的資產(chǎn)作為貸款的抵押。因此，跨國(guó)母公司的凈值將會(huì)直接影響其外部融資的成本?？鐕?guó)母公司的凈值越大，可供抵押的資產(chǎn)也就越多，從而有利于緩解信息的不對(duì)稱，由此母公司可以獲得較為“便宜”的貸款，即意味著跨國(guó)母公司的獲貸能力增強(qiáng)。

綜上所述，海外子公司由于受我國(guó)國(guó)情的限制，外幣債權(quán)債務(wù)不匹配造成的貨幣錯(cuò)配，在人民幣匯率浮動(dòng)的作用下，對(duì)跨國(guó)母公司的資產(chǎn)凈值產(chǎn)生影響，從而通過(guò)金融加速器機(jī)制進(jìn)一步影響母公司的獲貸能力（具體形成過(guò)程見(jiàn)圖1）。

圖1 人民幣匯率浮動(dòng)對(duì)跨國(guó)企業(yè)的影響機(jī)理

三、理論模型與基本假設(shè)

在Jeanne和 Zettelmeyer（2002）模型［16］的基礎(chǔ)上，建立一個(gè)考察我國(guó)跨國(guó)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(cuò)配的情況下，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)通過(guò)資產(chǎn)負(fù)債效應(yīng)對(duì)跨國(guó)母公司的資產(chǎn)凈值產(chǎn)生影響，進(jìn)而對(duì)母公司的獲貸能力造成沖擊。

該模型是一個(gè)兩期（時(shí)間分別表示為t＝1，2）模型，有三個(gè)基本假設(shè)：

假設(shè)1 非抵補(bǔ)的利率平價(jià)理論成立，即

其中，S1表示第1期的直接標(biāo)價(jià)法下的人民幣匯率，S1的下降表示人民幣升值。S2e表示預(yù)期的人民幣匯率。if和id分別表示第1期的外幣資產(chǎn)和人民幣資產(chǎn)的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率。

假設(shè)2 模型旨在考察人民幣升值預(yù)期下海外子公司對(duì)跨國(guó)母公司造成的影響。因此，母公司自身行為對(duì)其資產(chǎn)凈值的影響部分假定為一個(gè)固定值Ws。

海外子公司的資產(chǎn)和負(fù)債分別以人民幣和外幣計(jì)值。Ad1和Ad2分別表示第1期和第2期的人民幣資產(chǎn)。因此，海外子公司以人民幣計(jì)值的資產(chǎn)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(fù)債。因此，海外子公司以人民幣計(jì)值的負(fù)債總額現(xiàn)值為L(zhǎng)d＝Ld1＋Ld2/（1＋id）。

另外，分別用Ad1、Ad2、Ld1、Ld2表示第1、2期的外幣資產(chǎn)和負(fù)債。因此，跨國(guó)母公司以人民幣計(jì)值的資產(chǎn)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(cuò)配（Af1-Lf1≠0）的情況下，預(yù)期的人民幣匯率變動(dòng)會(huì)影響跨國(guó)母公司的資產(chǎn)凈值現(xiàn)值。

假設(shè)3 將跨國(guó)母公司的資產(chǎn)凈值現(xiàn)值與其獲貸能力之間的理論關(guān)系放置在一個(gè)簡(jiǎn)化的信貸市場(chǎng)供需模型中進(jìn)行研究。由于我國(guó)信貸市場(chǎng)存在著信息不對(duì)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(dāng)跨國(guó)母公司的資產(chǎn)凈值現(xiàn)值受人民幣匯率的影響從W下降到W′時(shí)，資本供給曲線也相應(yīng)地從S（W）左移至S（W′）。在需求曲線D不變的情況下，跨國(guó)母公司資產(chǎn)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(duì)于存在代理成本的跨國(guó)母公司來(lái)說(shuō)，資產(chǎn)凈值現(xiàn)值的減少將導(dǎo)致其貸款減少，即獲貸能力下降。資產(chǎn)凈值增加則反之。

根據(jù)以上三個(gè)假設(shè)，可初步建立函數(shù)K＝f（S2e），即預(yù)期的人民幣匯率變動(dòng)會(huì)通過(guò)資產(chǎn)負(fù)債效應(yīng)最終影響到跨國(guó)母公司的獲貸能力。

圖2 簡(jiǎn)化的信貸市場(chǎng)供需模型

四、實(shí)證分析

（一）模型的建立及變量選取

制造業(yè)進(jìn)出口業(yè)務(wù)規(guī)模相對(duì)于其他行業(yè)來(lái)說(shuō)比較大，其資產(chǎn)負(fù)債表更容易受到匯率波動(dòng)的影響，故選取制造業(yè)中的跨國(guó)企業(yè)作為研究對(duì)象，其中涉及食品、飲料，紡織、服裝、皮毛，造紙、印刷，石油等各個(gè)子行業(yè)。另外，2005年是我國(guó)匯率制度改革的重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)，這之后的數(shù)據(jù)更能顯示出匯率波動(dòng)對(duì)企業(yè)的影響。因此，基于數(shù)據(jù)的可得性，從國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中選取樣本區(qū)間為2005—2012年我國(guó)13個(gè)制造業(yè)跨國(guó)企業(yè)的季度數(shù)據(jù)，以此建立平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。在理論模型的基礎(chǔ)上建立如下動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

其中，跨國(guó)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(gè)重要指標(biāo)，作為模型中的被解釋變量?？鐕?guó)母公司財(cái)務(wù)報(bào)表中的外幣報(bào)表折算差額這一子項(xiàng)目代表了海外子公司因人民幣匯率波動(dòng)而對(duì)其母公司造成的貨幣錯(cuò)配損失。該項(xiàng)目與所有者權(quán)益的比值（LOSS）可以作為人民幣匯率波動(dòng)的代理變量，其對(duì)應(yīng)的參數(shù)βb則度量了貨幣錯(cuò)配損失對(duì)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(diǎn)。另外，資產(chǎn)負(fù)債率（ZCFZ）和母公司前期的獲貸能力對(duì)跨國(guó)母公司的當(dāng)期獲貸能力也有著重要的影響，也可以作為解釋變量（見(jiàn)表1）。

μi為截距項(xiàng)，代表了跨國(guó)企業(yè)個(gè)體之間的差異；εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從獨(dú)立正態(tài)分布。p1和p2則為各變量的滯后項(xiàng)階數(shù)。

表1 變量說(shuō)明

（二）單位根檢驗(yàn)

為了避免模型出現(xiàn)“偽回歸”，在對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)之前需要對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以確保估計(jì)結(jié)果的有效性。本文采用LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP這三類檢驗(yàn)方法對(duì)面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，LLC方法假設(shè)橫截面序列具有相同的單位根過(guò)程，而Fisher-ADF和Fisher-PP方法則假設(shè)橫截面序列單位根過(guò)程不同。所有檢驗(yàn)方法的原假設(shè)均為面板數(shù)據(jù)是存在單位根的。檢驗(yàn)結(jié)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(jìn)行差分，可直接對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行面板估計(jì)。

（三）模型估計(jì)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(xiàng)，該滯后項(xiàng)必然與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)之間存在相關(guān)性，違背了相關(guān)假定。如果采用固定或隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)出的參數(shù)必然是無(wú)效的，相關(guān)的推論也并不真實(shí)。針對(duì)以上情況，Arellano（1991）提出了一階差分的廣義矩估計(jì)方法［18］。隨后，Blundell（1998）在此基礎(chǔ)上進(jìn)行修正，提出了系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法［19］，有效地解決了動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型參數(shù)有偏的問(wèn)題。因此，本文決定采用廣義矩估計(jì)法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

另外，在確定動(dòng)態(tài)面板模型中各變量的最佳滯后階數(shù)時(shí)，由于缺乏類似于AIC準(zhǔn)則的固定判斷標(biāo)準(zhǔn)，只能采用從一般到特殊的動(dòng)態(tài)建模方法。選擇各變量的較大滯后階數(shù)進(jìn)行回歸，如果回歸系數(shù)能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則保留該滯后項(xiàng)，如果無(wú)法通過(guò)則剔除［20］。經(jīng)過(guò)反復(fù)估計(jì)，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(jì)結(jié)果以及t檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值。

表2 變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 模型的廣義矩估計(jì)結(jié)果

（四）模型估計(jì)的相關(guān)檢驗(yàn)

為了評(píng)價(jià)模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，需要對(duì)工具變量的有效性以及模型估計(jì)結(jié)果的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù) Arellano（1991）和Blundell（1998）提出的建議，需要分別采用Sargan檢驗(yàn)和Arellano-Bond檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，Sargan檢驗(yàn)用來(lái)檢驗(yàn)工具變量的過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。Arellano-Bond檢驗(yàn)分為Arellano-Bond AR （1）檢驗(yàn)和 Arellano-Bond AR （2）檢驗(yàn)，分別用來(lái)考察差分后的殘差項(xiàng)是否存在一階和二階序列相關(guān)性。如果不存在自相關(guān)性，則可以判定模型估計(jì)結(jié)果是合理的。Roodman（2006）放寬了這一限制，認(rèn)為只要差分后的殘差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)性，模型的估計(jì)結(jié)果就是有效的［21］。

通過(guò)對(duì)以上模型進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)Sargan檢驗(yàn)的p值為1，大于0.05，接受原假設(shè)，即工具變量是有效的。但是Arellano-Bond AR（2）檢驗(yàn)的p值小于0.05，拒絕原假設(shè)，即序列存在二階自相關(guān)性，與模型的假設(shè)相違背。因此需要對(duì)模型的估計(jì)方法進(jìn)行修正。

（五）修正后的模型估計(jì)結(jié)果

之前的估計(jì)方法無(wú)法滿足模型異質(zhì)誤差項(xiàng)序列無(wú)相關(guān)性的要求，因此，需要重新選擇估計(jì)方法。Stata軟件中給出了xtdpd命令，用于對(duì)誤差項(xiàng)存在序列相關(guān)的模型進(jìn)行估計(jì)［22］。這一命令允許誤差項(xiàng)為低階的移動(dòng)平均過(guò)程以及前定變量具有更復(fù)雜的形式。經(jīng)過(guò)反復(fù)估計(jì)，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(jì)結(jié)果以及t檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值。

表4中的β0和β1分別度量了當(dāng)期和滯后一期的貨幣錯(cuò)配損失對(duì)母公司獲貸能力的影響程度。從估計(jì)結(jié)果可以看出：（1）在10%的顯著性水平下，當(dāng)期匯率波動(dòng)帶來(lái)的損失每增加（減少）1單位，母公司當(dāng)期的短期信貸量就增加（減少）2.289 414個(gè)單位。（2）在5%的顯著性水平下，滯后一期匯率波動(dòng)帶來(lái)的損失每增加（減少）1單位，母公司當(dāng)期的短期信貸量就增加（減少）13.662 15個(gè)單位。（3）進(jìn)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(dòng)對(duì)母公司獲貸能力的影響比當(dāng)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(dòng)對(duì)母公司的獲貸能力沒(méi)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(dāng)期的匯率水平以及其他財(cái)務(wù)指標(biāo)（如資產(chǎn)負(fù)債率等）影響。（5）參數(shù)γ和α1的估計(jì)結(jié)果通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，表明資產(chǎn)負(fù)債率（ZCFZ）和前一期的信貸水平對(duì)母公司的當(dāng)期獲貸能力也有著重要的影響。

表4 修正后的模型估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

研究結(jié)果表明，由于海外子公司存在貨幣錯(cuò)配，人民幣匯率的波動(dòng)會(huì)給母公司帶來(lái)凈值損失。根據(jù)金融加速器的原理，債權(quán)人考慮到自身利益會(huì)增加母公司的外部融資成本，進(jìn)而使得母公司的獲貸能力相對(duì)減弱，增加了資金的周轉(zhuǎn)難度，造成財(cái)務(wù)危機(jī)。這也說(shuō)明，現(xiàn)階段人民幣的升值預(yù)期，對(duì)我國(guó)跨國(guó)企業(yè)的融資能力造成了負(fù)面影響，不僅會(huì)影響微觀企業(yè)的有序運(yùn)行，也可能導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的惡化。因此，為了防范匯率浮動(dòng)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，可以在如下幾個(gè)方面進(jìn)行改進(jìn)：（1）海外子公司采用BSI法對(duì)其外匯敞口進(jìn)行管理。在有應(yīng)收外匯賬款的情況下，借入與應(yīng)收外匯款項(xiàng)相同數(shù)額的外幣，以消除時(shí)間風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，簽訂即期外匯合同，以消除貨幣風(fēng)險(xiǎn)。由此，可以在不改變海外子公司資金流動(dòng)計(jì)劃的條件下為其外幣債權(quán)提供避險(xiǎn)管理。另外，輔之以外匯期貨等工具的運(yùn)用，減輕貨幣錯(cuò)配程度，進(jìn)而減少對(duì)母公司的影響。（2）跨國(guó)母公司結(jié)合其內(nèi)外條件，綜合運(yùn)用運(yùn)營(yíng)和財(cái)務(wù)等方面的策略以應(yīng)對(duì)匯率風(fēng)險(xiǎn)［23］。在運(yùn)營(yíng)方面，母公司可以不斷開拓新市場(chǎng)?；趪?guó)際市場(chǎng)上各貨幣之間的牽制關(guān)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(fēng)險(xiǎn)。在財(cái)務(wù)方面，基于準(zhǔn)確預(yù)測(cè)的人民幣匯率變動(dòng)，調(diào)整母公司部分資產(chǎn)和負(fù)債的頭寸，從而實(shí)現(xiàn)套期保值。（3）政府作為公共權(quán)力的代表，可以出臺(tái)相關(guān)的政策法規(guī)以幫助企業(yè)應(yīng)對(duì)匯率風(fēng)險(xiǎn)。主要在加強(qiáng)區(qū)域貨幣合作，繼續(xù)推進(jìn)人民幣國(guó)際化；漸進(jìn)有序地推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革以及健全外匯市場(chǎng)這幾個(gè)方面出臺(tái)相關(guān)的政策。同時(shí)，政府也應(yīng)根據(jù)企業(yè)的特性和專家的意見(jiàn)加強(qiáng)對(duì)跨國(guó)企業(yè)的指導(dǎo)，從而引導(dǎo)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的調(diào)整和演進(jìn)。

［1］裴平.國(guó)際金融學(xué)［M］.南京：南京大學(xué)出版社，2010.

［2］封思賢.人民幣實(shí)際有效匯率的變化對(duì)我國(guó)進(jìn)出口的影響［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（4）：3-13.

［3］劉林.人民幣匯率、國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)狀況與我國(guó)貿(mào)易收支——基于Markov區(qū)制轉(zhuǎn)換VAR模型的實(shí)證研究［J］.國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2011（8）：166-176.

［4］Mckinnon Ronaldand，Kenichi Ohno.Dollar and Yen——Resolving Economic Conflict Between the United States and Japan［M］.Cambridge Mass：MIT Press，1997.

［5］劉思躍，葉蘋.不同匯率制度下匯率傳遞系數(shù)的實(shí)證分析［J］.管理世界，2009（8）：167-168.

［6］段玉婉，陳錫康，楊翠紅.人民幣升值對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)的影響分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012（15）：1-10.

［7］Cushman，David O.Real Exchange Rate Risk，Ex-pectations and the Level of Direct Investment［J］.Review of Economics and Statistics，1985（67）：297-308.

［8］Goldberg L S，Klein M.Foreign Direct Investment，Trade and Real Exchange Rate Linkages in Developing Countries［M］.Cambridge：Cambridge University Press，1998.

［9］胡幫勇.人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)外商直接投資的影響［J］.經(jīng)濟(jì)與管理，2011（25）：59-63.

［10］陳國(guó)龍，趙益華.人民幣匯率波動(dòng)對(duì)中國(guó)外商直接投資的影響［J］.河南金融管理干部學(xué)院學(xué)報(bào)，2005（2）：45-47.

［11］武嵐.人民幣升值態(tài)勢(shì)對(duì)實(shí)際利用外商直接投資的抑制效應(yīng)分析［J］.商場(chǎng)現(xiàn)代化，2009（7）：122-123.

［12］Krugman.Balance Sheets，the Transfer Problem，and Financial Crises［J］.International Tax and Public Finance，1999（6）：459-472.

［13］溫彬.人民幣升值對(duì)我國(guó)商業(yè)銀行的影響研究［J］.國(guó)際金融研究，2005（7）：12-16.

［14］江百靈，葉文娛.本幣升值沖擊與銀行業(yè)危機(jī)——基于貨幣錯(cuò)配視角的中國(guó)經(jīng)驗(yàn)［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2012，（6）：156-160.

［15］李揚(yáng).貨幣錯(cuò)配——新興市場(chǎng)國(guó)家的困境與對(duì)策［M］.北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2005.

［16］Jeanne O，Zettelmeyer J.Balance Sheet Crises，and the Roles of International Lending［C］∥Proc of 2002 inkrnational Moretery fund.Washington：IMF，2002（11）.

［17］劉少波，賀慶春.貨幣錯(cuò)配與經(jīng)濟(jì)金融穩(wěn)定——一個(gè)基于本幣升值預(yù)期的兩期微觀經(jīng)濟(jì)主體行為模型［J］.國(guó)際金融研究，2008（7）：39-44.

［18］Arellano M S Bond.Some Tests of Specification for Panel Data：Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equation［J］.Review of Economic Studies，1991（2）：277-297.

［19］Blundell R S Bond.Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models［J］.Journal of Econometrics，1998（1）：115-143.

［20］譚本艷，周先平.人民幣匯率波動(dòng)的微觀效應(yīng)——基于制造業(yè)上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的分析［J］.財(cái)貿(mào)研究，2009（3）：101-107.

［21］Roodman D.How to Doxtabond：An Introduction to——Difference and System GMM in Stata［M］.Washington：Center for Global Development，2006.

［22］蘭草.截面、面板數(shù)據(jù)分析與STATA應(yīng)用［M］.武漢：武漢大學(xué)出版社，2012.

［23］黃祖輝，陳立輝.中國(guó)農(nóng)業(yè)企業(yè)匯率風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)行為的實(shí)證研究——基于企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力視角［J］.金融研究，2011（6）：97-108.