人民币双边事实汇率制度与中国出口增长

文/施炳展；张雅睿（南开大学经济学院国际经济研究所）

一、问题的提出

汇率对国际贸易的影响始终是国际经济学研究的重要问题。现有研究对于汇率的解读重点放在汇率水平和汇率波动两方面。汇率水平指实际（有效）汇率水平，一般认为本币升值会提升本国产品相对价格从而降低出口规模。近年来随着新新贸易理论的流行，在这方面积累了大量企业层面的实证文献，如Bermanetal．（2012）、Lietal．（2015）等。汇率波动（exchange rate volatility）主要指给定时段内汇率偏离中心值的程度，汇率波动主要通过价格不确定性引致的利润不确定性预期影响出口贸易，这与汇率水平的相对价格机制存在显著差异性，相关文献如Bahmani－Oskooeeand Hegerty（2007）、Héricourtand Poncet（2013）等。

汇率水平、汇率波动对国际贸易影响的重要性不言而喻，然而相对于这些“量化”汇率指标，汇率制度本身更具有根本性；对于政策制定者而言汇率制度选择无疑是更具全局性的框架设计。汇率制度的重要性表现在它对宏观经济各层面都会产生深远影响，包括经济增长（Levy－Yeyatiand Sturzenegger，2003），生产率（Aghionetal．，2009），外部失衡（Chinnand Wei，2013），货币政策效果（Shambaugh，2004），财政支出乘数（Bornetal．，2013）等。同样，双边汇率制度对双边贸易规模也具有显著影响，如Kleinand Shambaugh（2006）等。一般认为固定汇率制度对国际贸易的促进作用不仅局限于降低汇率波动，还在于固定汇率制度引致的企业利润预期的跨期稳定性，大量跨国研究经验证据表明固定汇率制度对出口增长具有重要意义，如Adamand Cobham（2007）、Qureshiand Tsangarides（2012）等。

本文以中国为例，分析中国双边事实汇率制度对中国出口增长的促进作用。选择中国主要基于两点考虑。其一，从现实层面看，自改革开放以来，中国出口贸易实现了跨越式增长，并于2009年超过德国成为世界第一出口大国；中国出口结构也呈现优化趋势，资本密集型产品、高技术复杂度产品所占比重逐年提升。与此同时，，一个重要方面是相对稳定的汇率制度。尽管2005年以后中国实行有管理的浮动汇率制度，但其后大多年份仍然是事实上盯住美元的固定汇率制度。中国自身出口贸易增长与同期汇率制度设计为我们研究汇率制度与国际贸易的关系提供了一个典型案例。其二，从文献角度看，尽管现有研究从各个角度讨论了中国出口增长奇迹的动力机制，也不乏从汇率角度进行分析的文献，但这些文献大都停留在汇率水平或汇率波动上，罕见文献从汇率制度角度入手分析中国出口贸易。

本文的边际贡献主要体现在三个方面。其一，从研究角度看，本文从一个全新视角探讨中国出口增长的动力机制。具体说来，我们从汇率制度角度分析中国出口规模增长和出口结构优化的原因，这迥异于现有文献的汇率水平、汇率波动角度。其二，从研究对象看，现有汇率制度与国际贸易的文献大都基于跨国数据进行；本文则以中国为研究对象，在引力模型基础上加入中国双边事实汇率制度变量，提供了汇率制度与国际贸易关系的一个中国案例。其三，从技术细节看，本文利用产品数据进行分析，从而可以细致考察汇率制度对不同类型产品作用的差异性，也可以分析汇率制度对产品价格和产品数量的影响，从而初次探讨了汇率制度对贸易结构和贸易方式的影响，这也丰富了汇率制度与国际贸易的研究范畴。

本文余下部分这样安排：第二部分是文献综述和研究假设；第三部分是计量模型构建、数据说明与描述分析；第四部分是计量结果汇报；第五部分是结论与政策含义。

二、文献综述与研究假设

理论上，不同国家之间货币兑换成本是国际贸易成本重要组成部分。Aderson（2004）指出货币成本约为14%的等价关税，汇率制度对国际贸易的作用主要通过影响货币兑换成本来实现。现实中，一国汇率制度有多种具体的政策形式，包括共同货币区、盯住汇率制（peg）和浮动汇率制，Qureshiand Tsangarides（2012）认为共同货币区可以看做是强盯住（hardpeg），而传统的盯住汇率可以视作软盯住（softpeg），两者都是固定汇率制度的表现形式。早期研究较多关注共同货币区与国际贸易的关系。Rose（2000）最早基于引力模型发现其他条件相同情形下，共同货币区对双边贸易规模的提升幅度为200%，这一幅度远远超出了预期；后续研究更致力于通过合理的计量手段更精准的识别共同货币区作用，如Ｒose（2001）、Ｒoseand Wincoop（2001）、GlickandＲose（2002），Frankeland Rose（2002）等，大多数文献进一步确认了Rose（2000）的发现，但幅度有所削减，相应的文献综述可参见Baldwin（2006）。

在关注共同货币区政策的同时，一部分文献关注盯住汇率制度对双边贸易的促进作用。Kleinand Shambaugh（2006）利用基于事实（de facto）的双边汇率制度考察了盯住汇率对双边贸易规模的影响，发现直接盯住（direct peg）能显著促进双边贸易，其作用大小同区域一体化组织类似，但间接盯住（indirect peg）并不能稳健显著提升贸易规模。Adamand Cobham（2007）则进一步将双边汇率制度安排进行细分并计算了对应的等价关税水平，发现双边自由浮动汇率制度的贸易成本约为13.32%关税水平，双边均为管理的浮动汇率制度的贸易成本约为13.31%的关税水平，双边均盯住同一货币的等价贸易成本为10.9%的关税水平，而如果一方盯住另一方货币那么贸易成本进一步降低为6.7%，可见，随着双方汇率管理水平的提升双边贸易成本逐步下降。Qureshiand Tsangarides（2010）采用两类汇率制度指标，即事实上的（de facto）和名义上的（de jure）汇率制度指标，结论发现两类指标测算的双边汇率制度均提升了贸易规模。Qureshi and Tsangarides（2012）以非洲数据为例考察了共同货币区和盯住汇率对双边贸易的作用，发现两者均显著，而且盯住汇率制度的作用至少等于共同货币区的作用。类似的研究也见于Egger（2008）、Hosney（2013）和Dornand Egger（2015）等，这些研究更多的是从计量方法上进行改进，但结论与前述文献并无实质区别。较近的文献也开始关注共同货币区的结构效应，如Berginand Lin（2012）分析了共同货币区的动态效果，结论发现共同货币区成立初主要对贸易广度具有显著的促进作用，而成立后主要影响贸易深度。综合上述分析，我们容易得到命题1：

命题1：固定汇率制度通过降低贸易成本（货币成本）提升双边贸易规模，而且直接盯住固定汇率制度较间接盯住具有更大的作用。

固定汇率制度不仅会影响贸易规模，而且对不同产品的促进作用存在差异性，从而影响贸易结构。Aghionetal．（2009）通过理论分析指出，如果要素市场存在价格粘性，企业生产边际成本不会改变，而价格传递（pass through）由于进口方市场竞争压力等因素并不完全，这样汇率波动就会转化成企业出口产品价格波动，由于生产成本保持粘性，出口品价格波动就转化为企业的利润波动，进一步影响企业现金流。如果企业是风险规避型的，现金流的不确定性就会转化为企业投资减少，从而影响企业生产和贸易行为。从这一思路看，固定汇率的作用实际上类似于金融发展，而浮动汇率的不利作用类似于融资约束。进一步，融资约束会减少企业出口，如Manova（2013）证实融资约束通过广度和深度两条渠道减少了对外贸易。Minettiand Zhu（2011）发现融资约束对外部融资依赖性高的产品出口作用更加明显。按照这一思路，Héricourtand Poncet（2013）基于中国微观数据证实，汇率波动会降低企业的出口规模，而且企业产品外部融资依赖度越高，汇率波动的负面作用越明显。类似地，如果一国金融发展水平较低，那么浮动汇率的不利作用也会增加，如Onafoworaand Owoye（2008）等。综合这些分析，我们可以得到本文命题2：

命题2：固定汇率制度通过缓解融资约束的机制降低贸易成本、促进贸易发展，因此
固定汇率制度对外部融资依赖度高的商品促进作用更大。

三、计量模型、数据与描述分析
 

（一）计量模型
 

现有关于汇率制度与双边贸易关系的文献一般基于引力模型框架，如Kleinand Shambaugh（2006）、Adamand Cobham（2007）等。对于本文而言，我们主要考察中国同主要贸易伙伴的汇率制度与贸易规模，因此也符合引力模型数据结构；同时，对于命题2我们进一步需要产品层面贸易数据，这样才可以观察汇率制度对不同外部融资依赖度产品的影响差异性。为此我们采用产品层面的引力模型框架进行回归分析，具体地，我们构建如下形式的回归模型验证命题1：

（1）式中，j代表进口方，t代表年份，hs代表某六分位产品；lnv代表t年对j国（地区）出口某hs六分位产品的价值量（value）的自然对数；fixed代表汇率制度，如果为固定汇率制度取为1否则为0；exr为双边实际汇率水平；vol为双边汇率波动；lngdp为进口方国内生产总值，控制经济规模的影响；lnmres为多边阻力指标，体现引力模型的要求。λjhs为进口方－产品固定效应，控制了不随时间变化的国家特征，如地理距离、是否接壤、是否内陆等；也控制了不随进口方变化的产品特征，如产品技术含量、产品外部融资依赖度等；还控制了既随产品又随进口方变化的特征，如进口方对该产品的需求偏好等。λt为年份固定效应，控制仅随时间变化的特征，如中国入世、世界经济波动等。εjt，hs为其他随机干扰项。为了考察不同类型固定汇率制度的差异性作用，我们进一步引入直接盯住汇率制度和间接盯住汇率制度指标，构建模型如（2）式：

（2）式同（1）式相比，差别在于引入了汇率制度类型指标peg和inpeg，分别表示直接和间接盯住汇率制度，通过比较系数θ1、θ2的大小可以比较两类固定汇率制度作用的强弱。按照前面文献综述分析，直接盯住应大于间接盯住效果，即θ1大于θ2。最后，为了验证汇率制度对不同外部融资依赖度产品出口影响的差异性，我们在（1）式基础上构建模型（3）：

（3）式中，我们加入了固定汇率制度与产品外部融资依赖度的交叉项fixed×findep，其系数δ2如果为正，则说明固定汇率制度对外部融资依赖性高的商品作用更大。值得注意的是，由于我们加入了进口方－产品固定效应λjhs，因此自然控制了产品的外部融资依赖度特征，从而（3）式中没有单独加入findep指标。

（二）指标与数据

被解释变量lnv为中国出口六分位产品的价值量，数据来自于CEPII的BACI数据库，该数据库汇报了1995－2010年世界各国双边六分位贸易数据，我们截取了中国部分。

核心解释变量是汇率制度指标fixed，peg和inpeg。由于该指标是本文的核心解释变量，为此我们采用了Shambaugh（2004）、Kleinand Shambaugh（2008）、Obstfeld etal．（2010）三种指标。第一类指标的定义按照Shambaugh（2004）标准主要满足两个条件，其一是双边月度名义汇率指标的浮动水平带宽（horizontal bands）连续十二月中都处于2%区间内；或者连续十一个月处于2%的水平带宽内，仅有最后一个月超出2%；其二，第一个条件至少连续两年被满足。如果满足上述两个条件，Shambaugh（2004）则将这类双边汇率制度定义为盯住汇率制度。Kleinand Shambaugh（2008）的标准与Shambaugh（2004）标准略有不同，它不要求连续两年的条件，但要求连续十二个月的条件。Obstfeldetal．（2010）与Shambaugh（2004）的条件类似，只不过将浮动的水平带宽限制扩大为5%。这样，我们就可以按照三类标准定义三种汇率制度指标，其中将Shambaugh（2004）标准作为基准回归结果使用指标，而将Kleinand Shambaugh（2008）、Obstfeldetal．（2010）指标作为稳健性结果呈现。

通过上述标准我们可以定义直接盯住汇率制度指标peg。假设A与B是直接盯住汇率制度，A国货币盯住B国货币，那么在本文考察范围内，间接盯住汇率制度inpeg则可以通过两种方式产生：其一，如果C国货币也盯住B国，那么A和C国之间属于间接盯住汇率，这种间接盯住汇率关系被Kleinand Shambaugh（2006）形象称为“兄弟姐妹”（siblings）；其二，如果D国货币盯住C国，那么A国和D国之间也属于间接盯住汇率制度，这种间接盯住汇率关系被称为“姑姨叔伯”（aunts/uncles）。peg或inpeg汇率制度合并称为固定汇率制度，即fixed。直接盯住指标数据来源于Shambaugh个人网站，它汇报了世界各国1960－2014盯住货币和相应的汇率制度，据此可以构建本文的汇率制度指标。最后，要补充说明的是，现有关于汇率制度分类标准还有其他方法，如Levy－Yeyatiand Sturzenegger（2003）、Reinhartand Rogoff（2004）等，但现有大部分文献基于不同分类标准得到的结论具有一致性，而且相比较而言，Shambaugh的分类标准更具有数据可得性，为此我们仅采用了Shambaugh的三类汇率制度指标体系。

值得注意的是，Shambaugh个人网站仅汇报了世界各经济体双边直接盯住汇率制度。对于本文而言，我们需要研究中国与各国的双边汇率制度。首先，我们发现中国人民币并非基础货币，而且人民币在考察期内仅与美国为直接盯住关系，这样我们就可以定义中国双边层次的peg指标。其次，如果中国在某期内直接盯住美国货币，我们进一步寻找同期内直接盯住美元的其他经济体，这样我们就可以定义中国与双边贸易伙伴的第一类间接盯住汇率制度关系。再次，在第一类间接盯住汇率制度关系的基础上，我们进一步寻找哪些国家将中国间接盯住的货币作为基础货币，这样我们就可以定义中国与双边贸易伙伴的第二类间接盯住汇率关系。最终我们可以获得中国双边层次的peg、inpeg、fixed指标。

产品外部融资依赖度findep。Rajanand Zingales（1998）提供了三分位国际工业行业（ISIC）的外部融资依赖度指标。我们利用CEPII的Product Codes文件将HS六分位对齐到ISIC三分位，从而获得不同产品的外部融资依赖指标，并计算与汇率制度的交叉项fixed×findep。

控制变量。汇率水平exr，按照李宏彬等（2011）的做法，我们采用中国与进口贸易伙伴的实际汇率水平来测算，该指标来自国际货币基金组织（IMF）下的国际金融统计（International Finance Statistics，简称IFS），利用各国与美国的名义汇率转化成各国与中国的名义汇率，然后利用各国消费者物价指数（CPI）计算中国与各国的实际汇率，值得注意的是IFS并没有汇报2010年以前的中国的消费者物价指数，我们从《中国统计年鉴》获取中国各年度指标。这里的汇率采用直接标价法，因此汇率增加意味着，预期符号为正。汇率波动vol，汇率波动通过影响企业生产和投资行为的不确定性来影响国际贸易，现有大量文献研究了汇率波动对企业生产就业、国际贸易的影响等，如戴觅等（2013）、Bahmani－Oskooeeand Hegerty（2007）等。按照戴觅和施炳展（2013）的做法，采用双边月度汇率对数一阶差分的标准差来测算汇率波动即volt=std.dev［lnexchanget，m+1-lnexchanget，m］，m为1，…11月。值得注意的是IFS中各国月度CPI数据存在大量缺失，同时现有文献发现采用名义或实际汇率波动指标对结果影响类似，而且实际汇率波动指标中包含了价格波动难以准确捕捉汇率波动的含义，为此我们采用名义汇率波动指标；双边月度名义汇率数据也来自IFS。经济规模lngdp，这是引力模型的标准做法，采用各国各年度名义国内生产总值计算，相应数据来自世界银行的《世界发展指数》（WDI）。多边阻力lnmres，按照Kancs（2007）做法，我们采用一国对外贸易自由度的倒数来表示一国多边阻力，其值越大，表明一国整体对外贸易开放程度越低，整体对外贸易成本越大。贸易自由度指标计算公式为：，其中分子为双边出口乘积，分母为各国国内贸易量，国内贸易量为一国国内生产总值减去出口。最终计算多边阻力，公式为mresi=，其含义为各国双边贸易自由度加权平均数的倒数，其中权重为各贸易伙伴的经济规模占比。计算多边阻力的双边贸易数据也来自CEPII的BACI数据库。

（三）描述性分析

在上述指标构建的基础上，我们对本文关注的核心解释变量以及基本结论进行简要描述分析，以初步展示本文的理论逻辑和基本观点。表1汇报了fixed指标的分布情况，以此可以观察中国与各贸易伙伴双边汇率制度的分布特征：

表1中，我们将中国所有贸易伙伴在1995－2010年间双边固定汇率制度情况进行了总结，年份的含义是在本文考察的整个区间内（1995至2010年共计16年）处于固定汇率制度的总年数。表1有两点值得注意。其一，中国同各国的汇率制度存在“截面差异性”，比如有132个贸易伙伴始终处于浮动汇率制度，而有16个贸易伙伴曾经在11－16年中同中国处于固定汇率状态，可见中国同不同贸易伙伴的双边汇率制度存在“截面”差异性。其二，各贸易伙伴同中国的汇率制度存在跨期差异性，比如37个贸易伙伴有1－5年处于固定汇率状态，这意味着11－15年处于浮动汇率状态，因此存在汇率制度的跨期差异性。简言之，中国同各贸易伙伴的汇率制度存在截面和跨期差异性，那么这种汇率制度差异性是否会导致贸易规模差异性呢?表2我们将样本划分为浮动汇率和固定汇率两类，比较不同汇率制度下的贸易规模均值差异性，并对本文指标进行相应的描述分析。我们可以看出处于固定汇率下的贸易量均值为4．099，处于浮动汇率制度贸易量均值为3．982，因此固定汇率制度下的贸易规模较大，初步说明固定汇率制度对中国出口的促进作用。

最后，为了分析汇率制度对不同外部融资依赖性产品影响的差异性，我们按照外部融资依赖度的中位数将样本分为两类，然后绘制不同汇率制度下两类样本出口量的核密度分布图如图1。

从图1可见，无论外部融资依赖度高低，固定汇率制度下的核密度分布曲线均位于浮动汇率制度对应曲线右侧，说明固定汇率制度可以提升贸易规模。进一步，我们发现外部融资依赖度高的产品两条曲线间的水平距离更大一些，这意味着固定汇率对外部融资依

赖性高的产品贸易促进作用更大一些，这与命题2的结论是一致的。

四、计量结果与分析

（一）基准结果

表3汇报了按照模型（1）回归的结果，（1）仅加入了固定汇率指标，（2）加入了汇率水平指标，（3）加入了汇率波动指标，（4）进一步加入了经济规模和多边阻力指标。

在（1）－（4）所有回归中，fixed系数均显著为正，说明固定汇率制度较浮动汇率制度提升了出口价值量，这一结论在加入汇率水平、汇率波动、经济规模、多边阻力等其他控制变量后依然稳健为正。从经济意义看，回归系数在0．263－0．651之间，说明固定汇率制度下贸易量约是浮动汇率制度下贸易量的1．301～1．917倍，因此固定汇率制度提升贸易量的幅度约为30．1%～91．7%。进一步，我们把这一系数代回到原样本，如果1995～2010年间中国对所有贸易伙伴均为浮动汇率制度，那么期间中国整体出口贸易规模将减少6．42%～13．29%。值得注意的是，我们并没有考虑到对固定汇率进口方的出口外溢效应（export spillover effects），即出口企业首先对固定汇率贸易伙伴出口获得国际市场经验，然后通过积累经验进一步对浮动汇率贸易伙伴出口。因此，如果考虑到出口外溢效应，本文对固定汇率制度的出口促进作用是低估的。总之，固定汇率制度对中国出口贸易的促进作用既具有统计显著性，也具有经济显著性。按照前面的相关分析，我们认为固定汇率制度可以通过稳定贸易预期、降低贸易成本、缓解融资约束等渠道促进出口贸易发展，表3的结果证实了这一点。

从控制变量看，exr系数显著为正，意味着可以促进中国出口，与理论预期一致；vol系数显著为负，说明汇率波动程度增加会降低出口规模，与大多数文献一致；lngdp系数显著为正，说明进口方经济规模越大，中国对之出口规模越大，这是引力模型的基本结论；lnmres显著为负，意味着进口方整体贸易成本越大，整体对外开放程度越低，中国对之出口规模越小，与预期一致，不再赘述。

表3的分析印证了固定汇率制度对出口规模的促进作用，验证了研究假设1的部分内容。按照前面分析，固定汇率制度可以进一步区分为直接盯住与间接盯住，为此我们采用模型（2）进行回归，结果如表4。从表4回归结果看，直接盯住peg、间接盯住inpeg系数均显著为正，说明无论哪种类型的固定汇率制度均提升了中国出口规模；从系数大小看，peg的系数大于inpeg系数，说明直接盯住汇率制度的作用要大于间接盯住汇率制度的作用。显然直接盯住较间接盯住汇率制度的贸易成本优势更加明显，自然对贸易规模的促进作用更明显。其他控制变量系数均与表4类似不再赘述。至此，通过表3和表4说明，固定汇率制度提升了出口规模，而且直接盯住汇率制度较间接盯住汇率制度作用更加凸显。

固定汇率对不同产品的影响作用是否一致呢?特别地，固定汇率制度对不同外部融资依赖度产品的作用是否存在差异性呢?为此，我们利用模型（3）进行回归分析，结果汇总如表5。

表5中，加入交叉项fixed×findep后，固定汇率fixed系数依然显著为正，但是（3）、（4）中显著性程度有所下降，这主要是由于fixed与交叉项fixed×findep具有较强的相关性所致。交叉项系数显著为正，这说明固定汇率制度对外部融资依赖性较强的产品的出口作用更明显。如前所述，外部融资依赖性较强的产品生产和贸易面临较大的外部融资约束，而固定汇率制度在一定层面上具有减少融资约束的功能，自然对这类产品的促进作用更大。交叉项回归系数在0．11左右，样本中外部融资依赖性指标25%分位数为0．2050，75%分位数为0．4453，对两类商品出口贸易促进作用的比值约为1．024，意味着固定汇率制度对外部融资依赖性较高产品的促进作用要高出2．4%，这与图1的结论是一致的。表5中的其他控制变量与表3类似不再赘述。至此，通过表3－表5我们初步印证了本文的两个核心命题，即固定汇率会提升贸易量，而且这一提升作用对外部融资依赖度较高的产品更大。

（二）稳健性检验

本文关注的核心解释变量是汇率制度，前述分析都是基于Shambaugh（2004）汇率制度分类指标，表6进一步考虑了其他指标的可能影响。（1）至（3）列利用Kleinand Shambaugh（2008）的汇率制度指标，这一指标要求一年内12个月的汇率波动水平带宽都在2%以内，但不要求连续两年满足带宽条件。（1）是考查固定汇率制度与出口规模的关系类似于表3中的第（4）列，（2）是考查直接或间接钉住汇率制度作用的差异性，类似于表4中的第（4）列，（3）是考查汇率制度对不同外部融资依赖度产品促进作用差异性，类似于表5中的第（4）列，我们发现利用这一指标，所有变量系数都是稳健的，与表3－表5结果基本一致；稍有不同的是fixed系数绝对值有所增加，意味着汇率制度对出口规模的促进作用将更大。

类似的（4）－（6）采用了Obstfeldetal．（2010）指标，这一指标将带宽的要求放松至5%。我们发现尽管我们关注的核心变量的系数依然显著，但是其绝对值有所减小，这主要是由于放松带宽后固定汇率与浮动汇率制度之间的差异性减小所致。表6中的控制变量与表3类似。因此，根据表6的结果，我们认为本文结论对不同汇率制度指标是稳健的。

表7进一步汇报了分样本结果，分样本分析的好处一方面在于验证本文结论对不同样本的稳健性，另一方面可以对比分析固定汇率制度对不同样本作用的差异性。第一组分类标准是进口方人均收入水平，我们按照OECD国家收入分类标准，将OECD高收入国家定为发达国家，将其他中收入、低收入国家定为发展中国家，我们发现固定汇率制度对中国与发达国家或发展中国家的作用均显著为正，但对发展中国家贸易作用更大一些。这主要是由于发展中国家的金融发展水平较低，固定汇率制度可以显著降低贸易成本，从而较大程度促进国际贸易；而发达国家金融发展水平较高，具有高效的外汇市场，固定汇率制度的作用可能被发达国家成熟的金融制度安排所替代，因此汇率制度作用相对较小。汇率水平exr对发达国家为负，这是由产品内分工所致，中国从发达国家进口零部件然后将最终产品出口到发达国家，如果那么进口中间品成本也会上升，从而不利于出口。其他变量均相同。

第二组分类标准是按照不同时间段，以2001年为界，其中中国入世后的时间段也包含了中国汇率制度改革区间即2005年以后。我们发现入世后固定汇率制度的作用较入世前更加明显。可能原因有两个方面，一方面入世后贸易规模增加，相应的固定汇率制度与浮动汇率制度贸易伙伴间的贸易规模差异性也有所增加，从而扩大了汇率制度的影响；另一方面，入世后特别是2005年汇率制度改革后，汇率波动性增加，汇率风险引致的贸易成本增加，从而固定汇率制度的作用更加凸显。其他控制变量系数类似，不再赘述。

第三组分类是将产品按照生产阶段划分为最终产品（包含资本品和消费品）、中间品（包括半成品和零部件），分类标准来自CEPII的Product Codes文件。我们发现固定汇率制度对最终品的作用更明显。中间品贸易更多从属于全球产品内分工链条，这一链条更多是通过大型跨国公司的企业内贸易完成，这样汇率成本可以较好的转化为企业内部成本，降低了中间品贸易对货币成本的反应弹性，类似的对于汇率水平、汇率波动而言，中间品贸易受影响程度均弱于最终产品。

第四组分类是按照产品的差异化程度将产品划分为同质产品和差异化产品。我们利用CEPII的Product Codes文件将HS六分位编码对齐到SITC四分位编码，然后基于Rauch（1999）将产品划分为同质产品和差异化产品。我们发现汇率制度对差异化产品的作用更大一些，可能原因在于差异化产品的贸易成本较高，包括前期产品推介的沉淀成本和信息成本，中期签订合同的合约成本等，后期交易过程中的货币成本等，固定汇率制度可以有效地降低各类成本，从而提升差异化产品贸易；同质产品由国际大宗市场定价，相应的各类成本较低，从而固定汇率对其贸易成本降低作用有限。类似的，汇率波动对差异化产品的影响也更大。但是对于汇率水平而言，对同质品影响更大一些，主要因为汇率水平影响所有商品的相对价格，但是同质产品的替代弹性更大，自然对同质产品的影响幅度更大一些。对这两类产品影响差异性也表明汇率制度、汇率波动性主要通过影响企业预期利润、生产和投资不确定性影响国际贸易，而汇率水平则主要通过影响相对价格影响国际贸易。

另一个和本文结果密切相关的问题是双边汇率制度的内生性问题。我们认为本文的核心解释变量双边汇率制度的内生性并不严重。首先，本文回归中加入了进口方－产品固定效应，从而控制了所有不随时间变化的进口方特征，比如一些短期内难以发生变化的因素，如制度、文化、历史、地理等，这样就剔除了同时影响汇率制度和国际贸易的一些变量影响，因此遗漏变量导致的内生性问题至少不严重。其次，本文的被解释变量是六分位贸易数据，即产品层面的贸易数据，如电脑处理器、自行车等；而解释变量是国家层面的指标，如汇率制度、汇率水平等，很难说产品层面的贸易规模反过来决定国家层面的汇率制度，我们很难说中国对美国出口自行车的规模决定了中国对美国实行盯住汇率制度，简言之，微观层面变量难以反过来决定宏观层面变量，因此由双向因果导致的内生性问题也不严重。但考虑到回归结果的可信度，按照Kleinand Shambaugh（2006）的工具变量选择方法，我们进行了工具变量回归。Kleinand Shambaugh（2006）选取临近国家的汇率制度作为考察对象的工具变量，按照这一思路，在考虑地理临近、贸易规模两方面因素后，我们选取的国家或地区为：日本，韩国、新加坡、中国香港③、马来西亚、菲律宾、泰国、印度尼西亚，计算这8个经济体与世界各国每年度的双边fixed的均值，作为中国该年度双边事实汇率制度的工具变量。在此基础上，利用两阶段最小二乘方法进行工具变量回归，结果如表8所示。

从回归结果看，fixed回归系数仍然显著为正，但是其绝对数值较表3有所减小，说明不考虑内生性会高估汇率制度对贸易的作用。其他变量与表3类似，不再赘述。

从工具变量的有效性看，第一阶段可决系数均在0．8以上，而且对外生变量回归系数为0的F检验值均大于10，说明工具变量满足相关性条件。同时，由于这一变量是Kleinand Shambaugh（2006）推荐使用的，因此应满足外生性条件。

（三）进一步讨论

前述分析主要集中于汇率制度对出口规模的影响，并没有考虑汇率制度对出口规模影响的途径问题。表9中，我们将出口规模分解为出口数量（quantity）和出口价格（price），进一步分析汇率制度影响出口规模的途径，鉴于篇幅，我们只汇报了fixed的回归结果。

从表9结果看，我们发现固定汇率制度稳健地提升了出口数量，但对于出口价格的影响较小或不显著。本文使用的是中国出口数据，因此是出口FOB价格，在固定汇率制度条件下，一方面贸易成本较低，出口商可以提升出口FOB价格而对进口方消费者实际面对价格影响不大，这为厂商提高价格提供了空间；另一方面贸易成本较低，意味着更多企业可以实现出口，企业之间的竞争又会导致企业降低出口成本加成率。这两方面因素可能引致汇率制度对出口价格的影响不显著。值得注意的是，从出口模式的角度看，固定汇率制度尽管有利于提升贸易规模，但可能造就高数量低价格的出口模式，这或许是固定汇率制度对贸易模式不利影响的一个方面。

最后，本文研究假设2提到产品的外部融资依赖度指标，而且我们发现固定汇率制度更利于外部融资依赖度较高的产品的出口，这从一定程度上表明固定汇率制度可以优化出口结构。我们可以进一步分析产品外部融资依赖度与产品技术复杂度之间的关系，我们发现外部融资依赖度越高，产品的技术复杂度也越高。因此，一个容易获得的逻辑判断是，固定汇率制度有利于提升出口的技术复杂度水平，从这个角度看，固定汇率制度不仅提升了出口规模，而且有利于出口结构优化。

五、结论与政策含义

汇率对国际贸易的影响是一个基本的国际经济学问题。现有研究侧重研究汇率水平、汇率波动与国际贸易的关系，本文则从汇率制度角度入手，为研究汇率与贸易的关系提供了新维度。我们首先按照现有文献，基于汇率浮动水平带宽的大小，将中国双边汇率制度划分为固定汇率制度和浮动汇率制度，其中固定汇率制度包括直接钉住和间接钉住两类；然后基于考虑了多边阻力的产品层面的引力模型进行回归分析，考察双边汇率制度对中国出口规模、出口结构的影响。主要结论如下：第一，其他条件相同情况下，中国对固定汇率制度贸易伙伴的出口规模是浮动汇率伙伴的1．301－1．917倍；在1995－2010考察期内，如果中国对所有贸易伙伴均为浮动汇率制度，中国出口规模将下降6．42～13．29%。第二，固定汇率制度对出口贸易的促进作用因产品的外部融资依赖度不同而存在差异性，外部融资依赖度越高，固定汇率制度对产品出口规模促进作用越大；而外部融资依赖度和产品技术复杂度密切相关，这意味着固定汇率制度下，出口产品中高技术复杂度产品比重更大，因此固定汇率制度优化了出口结构。第三，固定汇率制度对出口贸易的作用对差异化产品、发展中国家贸易伙伴、入世后时间段、最终产品更显著。第四，从途径看，固定汇率制度主要通过提升出口数量增加出口规模，对出口价格影响为负或者不显著；而出口价格是贸易条件改善、贸易利益获取的重要方面，这意味着固定汇率制度可能造成不利的出口模式。

本文的政策含义有两点。第一，从评估中国出口增长动力机制角度看，要辩证全面看待固定汇率制度对中国对外贸易发展的作用。本文研究结论表明双边固定汇率制度是中国出口规模增长的重要力量，这是中国长期以来实行钉住美元汇率制度的积极方面；不仅如此，固定汇率制度也有利于中国出口的产品间结构优化，即促进中国出口产品技术升级；但从影响途径看，固定汇率制度主要提升了出口数量，容易造成粗放型出口增长方式，不利于对外贸易效益和质量提升。第二，从着眼于未来的角度看，在中国人民币逐渐国际化的背景下，人民币汇率弹性逐渐增加是重要的趋势。从长期看，事实上的双边固定汇率制度应会逐步过渡到事实上的浮动汇率制度，这必然增加出口预期不确定性和贸易行为的风险，对出口规模和出口结构形成不利影响。因此大力发展金融市场，形成对固定汇率制度具有替代性的新制度框架，最终缓解人民币汇率弹性增加对国际贸易可能的不利影响，这应是未来中国开放经济应着力解决的问题。（完）

文章来源：《金融研究》2016年第8期（本文仅代表作者观点）

本篇编辑：何雅婷

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