林樂芬 付舒涵

摘 要 中國貨幣互換協(xié)議，又稱央行雙邊本幣互換協(xié)議，旨在通過降低雙邊貿(mào)易成本、規(guī)避第三國匯率波動來促進(jìn)雙邊貿(mào)易發(fā)展。本文基于理論機(jī)制分析探討中國貨幣互換協(xié)議締結(jié)的驅(qū)動因素，并利用系統(tǒng) GMM模型，探究貨幣互換協(xié)議政策以及貨幣互換協(xié)議締結(jié)的驅(qū)動因素對雙邊貿(mào)易的影響。結(jié)果表明中國貨幣互換協(xié)議對雙邊貿(mào)易具有創(chuàng)造效應(yīng)，但仍存在效用滯后和力度不足問題。貨幣互換協(xié)議締結(jié)的驅(qū)動因素——雙邊貿(mào)易成本和第三國匯率波動，對雙邊貿(mào)易表現(xiàn)為顯著負(fù)向影響。因此，本文基于中國貨幣互換協(xié)議的作用機(jī)理及研究結(jié)果提出三點政策建議：（1）加強(qiáng)貨幣合作，擴(kuò)大貨幣互換范圍，增加與已簽訂國家的貨幣互換額度。（2）構(gòu)建和諧融洽的國際關(guān)系，提高貨幣互換金額的動用率。（3）營造良好的貨幣互換環(huán)境，充分發(fā)揮貨幣互換穩(wěn)定匯率波動，降低貿(mào)易成本的功能。

關(guān)鍵詞 中國貨幣互換協(xié)議 貿(mào)易成本 第三國匯率波動性 雙邊貿(mào)易

一、引 言

當(dāng)今世界面臨著百年未有之大變局，全球化與反全球化思潮并存，國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則進(jìn)入重構(gòu)期。

國際結(jié)算貨幣的單一化會導(dǎo)致參加國際結(jié)算的國家面臨因一國國際收支惡化而引發(fā)貨幣危機(jī)的威脅。為應(yīng)對美元霸權(quán)以及“美國優(yōu)先”的反全球化政策取向，全球去美元化浪潮逐步升級，進(jìn)而可能引發(fā)全球貨幣體系的解構(gòu)和重構(gòu)，從而為人民幣國際化發(fā)展帶來契機(jī)（李歡麗和李石凱，2019）。中國貨幣互換協(xié)議是一個雙向合作過程，通過約定匯率的雙邊本幣互換模式為對方國家提供融資便利，掃除了協(xié)議國央行投資人民幣儲備資產(chǎn)還需經(jīng)由第三國貨幣美元的匯兌風(fēng)險，進(jìn)而降低了雙邊貿(mào)易成本，是在當(dāng)前多邊貿(mào)易體系和全球化遭遇貿(mào)易保護(hù)主義沖擊的嚴(yán)峻考驗下，推動協(xié)議國與中國雙邊貿(mào)易發(fā)展、區(qū)域貿(mào)易人民幣主導(dǎo)型結(jié)算乃至人民幣國際化的關(guān)鍵舉措。中國貨幣互換協(xié)議符合新形勢下習(xí)近平總書記倡導(dǎo)構(gòu)建人類命運共同體的戰(zhàn)略構(gòu)想，推動各國互利共贏、共同發(fā)展，為貫徹“一帶一路”建設(shè)提供經(jīng)貿(mào)往來支持，有利于我國在全球經(jīng)貿(mào)規(guī)則重構(gòu)中占有一席之地。

由于其重要的現(xiàn)實意義，中國貨幣互換政策于2008年底開始實施起至今一直受到社會各界的廣泛關(guān)注。近年來，與中國簽訂貨幣互換協(xié)議的新簽國家和續(xù)簽國家都明顯增加，尤其是2018年，人民銀行先后與馬來西亞、白俄羅斯、印度尼西亞、哈薩克斯坦、澳大利亞、英國、阿爾巴尼亞、南非、智利9個國家和地區(qū)的央行續(xù)簽了本幣互換協(xié)議，并與尼日利亞、日本新簽了本幣互換協(xié)議，截止至2018年底已與38國簽訂互換協(xié)議，總金額超過9萬億元人民幣。數(shù)據(jù)來源：根據(jù)中國人民銀行官網(wǎng)宏觀審慎管理局?jǐn)?shù)據(jù)計算所得。雖然中國貨幣互換政策得到了廣泛認(rèn)可，但在當(dāng)下國際貿(mào)易局勢動蕩、國際關(guān)系復(fù)雜多變的形勢下，中國貨幣互換協(xié)議有沒有真正促進(jìn)雙邊貿(mào)易的發(fā)展尚無定論。中國貨幣互換協(xié)議在當(dāng)下具有重要意義，亟需厘清中國貨幣互換協(xié)議的理論機(jī)制，明確實施效果，從而為貨幣互換政策的進(jìn)一步落實提出切實可行的政策建議。據(jù)此，本文提出的問題是，中國貨幣互換協(xié)議締結(jié)的主要驅(qū)動因素有哪些？這些因素對雙邊貿(mào)易有何影響？在這些因素的作用下，中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿(mào)易的聯(lián)動效應(yīng)及其機(jī)理何在？本文后續(xù)結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是基于貨幣互換協(xié)議締結(jié)的驅(qū)動因素及其與雙邊貿(mào)易聯(lián)動效應(yīng)的文獻(xiàn)分析。第三部分為探究中國貨幣互換協(xié)議的理論機(jī)制、貨幣互換協(xié)議與雙邊貿(mào)易關(guān)系的現(xiàn)狀，并提出相應(yīng)的研究假設(shè)。第四部分為研究設(shè)計，包括經(jīng)驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定、變量和數(shù)據(jù)處理過程。第五部分為計量檢驗結(jié)果與分析，包括單位根檢驗、基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗。第六部分是結(jié)論和政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

貨幣互換的相關(guān)研究集中在貨幣互換的發(fā)展、目的和作用三個方面。文章將從政府間貨幣互換協(xié)議的發(fā)展歷程、貨幣互換協(xié)議締結(jié)的驅(qū)動因素、貨幣互換與雙邊貿(mào)易的聯(lián)動效應(yīng)三個方面對國內(nèi)外研究進(jìn)行綜述。

（一）政府間貨幣互換協(xié)議的發(fā)展歷程與驅(qū)動因素

最早的央行間貨幣互換可追溯至20世紀(jì)60年代十國集團(tuán)創(chuàng)建的互惠性貨幣互換協(xié)議（張明，2012），但實施效果并不理想。其主要用于解決流動性短缺問題，且過分注重自身利益（Aizenman and Pasricha，2009），這使人們對互換安排的長期影響產(chǎn)生質(zhì)疑。1997—1998年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)后，為增加外匯儲備，東盟國家與中日韓三國開始著手簽訂一系列貨幣互換協(xié)議，將其作為地區(qū)性金融合作“清邁協(xié)議”的重要制度基礎(chǔ)。國際金融危機(jī)爆發(fā)后，全球范圍內(nèi)建立了多個國際貨幣互換網(wǎng)絡(luò)，東亞地區(qū)的貨幣互換協(xié)議的發(fā)展出現(xiàn)了新的趨勢，部分國家開始超越區(qū)域金融合作框架，轉(zhuǎn)而采取由各自中央銀行簽署雙邊協(xié)議，以本幣換取本幣的形式相互提供流動性。其中以中國為典型代表（楊權(quán)，2010）。

這種政府間的雙邊本幣互換，引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，針對貨幣互換協(xié)議締結(jié)的驅(qū)動因素，主要集中在兩個方面：降低第三國匯率波動風(fēng)險、減少貿(mào)易成本。從中國與協(xié)議國雙方角度出發(fā)，通過貨幣互換獲取外幣資金進(jìn)行外匯市場干預(yù)，有利于維持本國匯率穩(wěn)定（汪洋等，2015）。同時，貨幣互換還可相互為對方企業(yè)在兩國之間進(jìn)行的貿(mào)易與投資活動提供融資便利，從而達(dá)到降低企業(yè)匯率風(fēng)險和促進(jìn)雙邊貿(mào)易發(fā)展的目的（梅德平，2014）。從協(xié)議國角度出發(fā)，貨幣互換協(xié)議的簽署，提高了人民幣可得性，掃清了一國央行投資人民幣儲備資產(chǎn)還需經(jīng)由第三方貨幣的匯兌風(fēng)險（朱孟楠和曹春玉，2019），有利于貿(mào)易伙伴國企業(yè)應(yīng)對國際流動沖擊，并減少企業(yè)跨境貿(mào)易投資時由于匯率波動而產(chǎn)生的交易成本（Liao and McDowell，2015;楊權(quán)和楊秋菊，2018）。

（二）貨幣互換協(xié)議對雙邊貿(mào)易的影響

針對貨幣互換協(xié)議與雙邊貿(mào)易的聯(lián)動效應(yīng)，學(xué)者這多從理論上闡述貨幣互換協(xié)議的簽署對雙邊貿(mào)易的影響，均認(rèn)為通過簽署貨幣互換協(xié)議，協(xié)議國可直接使用人民幣進(jìn)行貿(mào)易結(jié)算，有助于穩(wěn)定匯率波動，減少交易成本，維持金融穩(wěn)定，從而促進(jìn)雙邊貿(mào)易（Jeffrey A.Frankel，Andrew K.Rose，2000;張明，2012;王丹和魯鳳玲，2012;李巍和朱藝泓，2014;楊春等，2019）。但也有反對意見認(rèn)為，中國與其他國家或地區(qū)簽訂的貨幣互換協(xié)議在美元主導(dǎo)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)中，可在一定程度上降低人民幣的脆弱性，但這一經(jīng)濟(jì)政策目標(biāo)是無效的（McDowell D，2019）。

近年來，針對政府間貨幣互換的實證研究逐漸增多，但也未達(dá)成一致見解。張策等（2018）采用傾向得分匹配的方法研究得出人民幣互換協(xié)議的簽訂能夠有效緩解雙邊貿(mào)易中的幣種結(jié)算和匯率風(fēng)險等問題，從而促進(jìn)雙邊貿(mào)易發(fā)展，且對協(xié)議簽訂對方貿(mào)易的促進(jìn)作用要大于對中國貿(mào)易的促進(jìn)作用。對互換協(xié)議簽訂對方而言，人民幣互換協(xié)議的簽訂對促進(jìn)其出口的作用大于進(jìn)口。姜琬馨（2018）基于投資引力模型，利用混合回歸和2SLS工具變量法對中國采取的對外經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略進(jìn)行了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)雙邊貨幣互換協(xié)議的簽署可以促進(jìn)中國工業(yè)制成品出口。王珊珊、張曉倩（2019）基于2013-2018年人民幣在19個主要國家或地區(qū)跨境收付的面板數(shù)據(jù)得出簽訂貨幣互換協(xié)議、使用共同語言等因素會顯著正向地促進(jìn)對象國或地區(qū)在跨境經(jīng)貿(mào)活動中使用人民幣結(jié)算規(guī)模。但王南（2014）通過面板數(shù)據(jù)實證分析表明人民幣互換協(xié)議對于中國與周邊經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易并無顯著影響。胡樹林、黎思琦（2019）通過合成控制法研究中國與斯里蘭卡貨幣互換的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)，出口貿(mào)易的創(chuàng)造效應(yīng)顯著，但進(jìn)口貿(mào)易的創(chuàng)造效應(yīng)則不顯著。

綜上所述，協(xié)議國與中國簽訂貨幣互換協(xié)議主要目的是規(guī)避第三國匯率波動風(fēng)險、減少貿(mào)易成本，從而更好地推動雙邊貿(mào)易的發(fā)展。但中國貨幣政策的實施效果如何？與雙邊貿(mào)易的聯(lián)動效應(yīng)表現(xiàn)如何？學(xué)術(shù)界并未得出完全一致的結(jié)論，尤其缺少從貨幣互換的作用機(jī)制出發(fā)的實證研究，且模型穩(wěn)健性方面有待考量。因此下文著重從貨幣互換的機(jī)制分析出發(fā)提出研究假說，并通過實證分析證明假說的合理性，并為確保研究結(jié)果的可靠性，對模型進(jìn)行全面的穩(wěn)健性檢驗。

三、理論機(jī)制與現(xiàn)狀分析

（一）中國貨幣互換協(xié)議的機(jī)制分析

央行貨幣互換的實質(zhì)是兩家中央銀行彼此向?qū)Ψ教峁┒唐诘谋編刨J款（汪洋等，2015），是一國（地區(qū)）的中央銀行或貨幣當(dāng)局與另一國（地區(qū)）的中央銀行或貨幣當(dāng)局簽署的一份協(xié)議，屬于法律合約。合約規(guī)定，在一定期限內(nèi)，通過約定兩國貨幣間的匯率，承諾為了一定的目的可以相互交換各自的本幣。以人民幣與他國貨幣互換為例，雙邊本幣互換的具體步驟如圖1所示，對方央行可以發(fā)起互換，以本國貨幣質(zhì)押，按照約定的匯率交換等值人民幣，從而獲取人民幣的等值短期流動性貸款，期滿后歸還人民幣本金和利息。在協(xié)議行使的開始和結(jié)束，雙方央行發(fā)起和收回的都為本幣，而且互換發(fā)起后，協(xié)議雙方還將定期根據(jù)最新雙邊匯率調(diào)整互換金額，減少因某一方貨幣匯率波動引起的質(zhì)押物減值風(fēng)險。但由于需要在期滿后支付利息，國際貿(mào)易中的利率風(fēng)險提高。

第三國匯率波動性和較高的雙邊貿(mào)易成本是中國貨幣互換協(xié)議締結(jié)的驅(qū)動因素。傳統(tǒng)的雙邊貿(mào)易采用第三方貨幣（美元）結(jié)算，一國與非美國的國家進(jìn)行貿(mào)易時，需要將本國貨幣換算成美元，進(jìn)行國際支付，對方國需要將收到的美元再換算成自己國家的貨幣。以美元作為中介需要支付各種手續(xù)費，且雙方均承擔(dān)匯兌損失風(fēng)險。簽署本幣互換協(xié)議之后，雙方擁有對方國家貨幣的外匯儲備增加。協(xié)議雙方國家都可以將一定額度的本國貨幣注入對方國家金融體系中去，為對方國家提供本國貨幣的流動性支持。具體地，央行通過互換將得到的對方貨幣注入本國金融體系，使得本國商業(yè)機(jī)構(gòu)可以借到對方貨幣，用于支付從對方的進(jìn)口商品，從而使得雙邊貿(mào)易中出口企業(yè)可收到本幣計值的貨款。由此可見，通過雙邊本幣互換，直接采用兩國貨幣作為結(jié)算，不再使用美元作為中介，節(jié)省了美元兌換時的中介費以及通過第三方貨幣結(jié)算帶來的政策壁壘等其他方面的貿(mào)易成本，規(guī)避了一國對美元實際有效匯率波動帶來的匯率風(fēng)險，雙邊貿(mào)易成本和第三國匯率波動風(fēng)險的降低，促進(jìn)了雙方更深層次的經(jīng)貿(mào)合作。當(dāng)然，不可否認(rèn)，以美聯(lián)儲為核心的貨幣互換網(wǎng)絡(luò)，由美聯(lián)儲與各國央行直接進(jìn)行貨幣互換，將美元直接互換注入其他國家央行和銀行業(yè)體系，緩解美元短缺。其是在IMF之外由發(fā)達(dá)國家央行通過自身的努力構(gòu)建的一個補充流動性的安排，對于穩(wěn)定發(fā)達(dá)國家金融市場乃至全球金融體系都有積極作用。以美元為中心的貨幣互換在國際金融危機(jī)爆發(fā)、IMF資金救助無效的困境下，提供了一個比較靈活、資金規(guī)?？梢匝杆僭黾拥氖袌龈深A(yù)資金池，對于緩解危機(jī)沖擊、救助一些受危機(jī)沖擊的國家提供了可動用的流動性（徐明棋，2016）。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：雙邊貿(mào)易成本和第三國匯率波動性與雙邊貿(mào)易呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（二）中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿(mào)易的現(xiàn)狀分析

通過機(jī)制分析不難發(fā)現(xiàn)，理論意義上雙邊本幣互換對雙邊貿(mào)易存在促進(jìn)作用，這也是央行開展雙邊本幣互換的主要目的。但現(xiàn)實情況又如何呢？為全面分析貨幣互換協(xié)議對雙邊貿(mào)易的影響，本文將雙邊貿(mào)易分為協(xié)議國從中國進(jìn)口、協(xié)議國對中國出口（簡稱“進(jìn)口、出口”），基于實際數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析。首先，分國別研究雙邊本幣互換協(xié)議簽訂后，各國家與中國的貿(mào)易量的變化趨勢，其次，從整體和分國別的角度借助相關(guān)性研究判斷貨幣互換規(guī)模與雙邊貿(mào)易量的關(guān)系，進(jìn)一步探究貨幣互換規(guī)模對雙邊貿(mào)易的影響，從而對雙邊本幣互換對雙邊貿(mào)易的影響有一個基于現(xiàn)實的直觀認(rèn)識。

首先，從是否簽訂貨幣互換協(xié)議的角度，分析中國內(nèi)地與36國（地區(qū)）尼日利亞和日本作為2018年的新簽國家暫不考慮。協(xié)議簽訂前后貿(mào)易和投資的變化。圖2表述的是與中國內(nèi)地簽訂貨幣互換協(xié)議的36個國家（地區(qū)）在協(xié)議簽訂前后進(jìn)口、出口的變化趨勢。從圖2可以看出，進(jìn)口方面，36個協(xié)議國（地區(qū)）中除蒙古、瑞士、俄羅斯、加拿大、蘇里南、塔吉克斯坦和埃及7個國家在協(xié)議簽訂后進(jìn)口量沒有明顯上升外，其余國家（地區(qū)）的進(jìn)口量均有所上升，且多數(shù)國家（地區(qū)）上升趨勢十分顯著;出口方面，除白俄羅斯、哈薩克斯坦、泰國、巴西、阿爾巴尼亞、瑞士、俄羅斯、卡塔爾、蘇里南、南非10個國家外，其余國家（地區(qū)）的出口量均有所上升。因此，總體而言，貨幣互換協(xié)議的簽訂對進(jìn)口和出口均存在一定程度的促進(jìn)作用，大多數(shù)國家（地區(qū)）在貨幣互換協(xié)議簽訂后雙邊貿(mào)易呈現(xiàn)出增長趨勢，但也存在小部分國家（地區(qū)）在貨幣互換協(xié)議簽訂后雙邊貿(mào)易沒有增長，貨幣互換協(xié)議的簽訂對簽訂國間雙邊貿(mào)易的影響有待進(jìn)一步探究。

進(jìn)一步，從互換規(guī)模的角度，本文采用皮爾森相關(guān)系數(shù)（ρ）

變量X與Y的皮爾森相關(guān)系數(shù)公式為ρx，y=cov（X，Y） σXσY=E[（X-μX）（Y-μY）] σXσY。

探究互換規(guī)模與貿(mào)易投資的相關(guān)性。ρ取值在-1與+1之間，若ρ>0，表明兩個變量是正相關(guān)，即一個變量的值越大，另一個變量的值也會越大;反之負(fù)相關(guān)。ρ的絕對值越大表明相關(guān)性越強(qiáng)，絕對值在0.8-1.0表示極強(qiáng)相關(guān)、0.6-0.8強(qiáng)相關(guān)、0.4-0.6中等程度相關(guān)、0.2-0.4弱相關(guān)、0.0-0.2極弱相關(guān)或無相關(guān)。從整體上看，貨幣互換規(guī)模與雙邊貿(mào)易呈中等程度正相關(guān)。分國別（地區(qū)）看，進(jìn)口方面，除白俄羅斯、匈牙利、瑞士、塔吉克斯坦的貨幣互換規(guī)模與進(jìn)口量呈弱負(fù)相關(guān)或無相關(guān)性外，其余國家（地區(qū)）均為正相關(guān)，其中韓國、中國香港、馬來西亞、新加坡、新西蘭、泰國、巴基斯坦、澳大利亞和英國的貨幣互換規(guī)模與進(jìn)口的相關(guān)性極強(qiáng);出口方面，阿根廷表現(xiàn)為強(qiáng)負(fù)相關(guān)，白俄羅斯、南非、阿爾巴尼亞和塔吉克斯坦為弱負(fù)相關(guān)或無相關(guān)性，大多數(shù)國家（地區(qū)）的貨幣互換規(guī)模與出口量呈正向的強(qiáng)、極強(qiáng)相關(guān)性。

基于以上現(xiàn)狀分析，對中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿(mào)易的聯(lián)動效應(yīng)有了初步認(rèn)識。本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿(mào)易的聯(lián)動效應(yīng)表現(xiàn)為貨幣互換協(xié)議的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。

四、研究設(shè)計

（一）經(jīng)驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定

引力模型最初源自牛頓萬有引力思想，迄今已成為國際上研究經(jīng)貿(mào)關(guān)系及其影響因素最重要的經(jīng)驗工具。在國際貿(mào)易領(lǐng)域，最近十多年有大量的文獻(xiàn)運用引力模型進(jìn)行研究，貿(mào)易引力模型作為分析雙邊貿(mào)易量的工具已在國際貿(mào)易中得到廣泛應(yīng)用。Tinbergen（1962）和Poyhonen （1963）最早將引力模型運用到國際貿(mào)易領(lǐng)域，他們認(rèn)為兩國經(jīng)貿(mào)合作規(guī)模與經(jīng)濟(jì)總量成正比，與兩國間距離成反比。后來許多學(xué)者在運用引力模型時，往往根據(jù)自身研究需要進(jìn)一步拓展引力模型，在經(jīng)典模型基礎(chǔ)上加入變量來增強(qiáng)模型的解釋能力。引力模型的擴(kuò)展主要是引入兩類變量：一類是內(nèi)生變量，如人口（李豫新和郭穎慧，2013）、平均關(guān)稅水平（王孝松等，2014）、實際匯率（王術(shù)華、田治威，2014）、通貨膨脹等;另一類是虛擬變量，如是否簽訂自貿(mào)協(xié)定（宋晶，2011），是否加入WTO（郝景芳和馬弘，2012）、是否是APEC成員國（金綴橋、楊逢珉，2015）等。因此，為探究貨幣互換協(xié)議對中國與協(xié)議國雙邊貿(mào)易的影響，本文采用貿(mào)易引力模型，并基于理論機(jī)制的梳理對基本的貿(mào)易引力模型進(jìn)行適當(dāng)拓展，研究貨幣互換協(xié)議對雙邊貿(mào)易的影響。

在以往學(xué)者貿(mào)易引力模型的基礎(chǔ)上，考慮模型的動態(tài)效應(yīng)，需引入進(jìn)口和出口的一期滯后項，被解釋變量滯后一期引入，使得模型成為典型的動態(tài)面板模型（胡兵、喬晶，2013），從而導(dǎo)致解釋變量具有內(nèi)生性，且違背了解釋變量與擾動項不相關(guān)的假設(shè)。標(biāo)準(zhǔn)的固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型估計方法得到的參數(shù)估計量不是無偏且一致的估計量。為有效控制內(nèi)生性問題，修正未觀察到的個體異質(zhì)性問題、遺漏變量偏誤和測量誤差，Blundell和Bond （1998）綜合了差分GMM估計和水平GMM估計的優(yōu)點，提出了更為有效的系統(tǒng)GMM估計方法（System GMM），采用內(nèi)生解釋變量的滯后項作為工具變量。因此本文將使用 stata13.0軟件中的xtabond2命令進(jìn)行系統(tǒng) GMM的動態(tài)面板估計。結(jié)果需報告三項檢驗指標(biāo)：Sargan檢驗值、AR（1）和AR（2）。Sargan檢驗值用來判斷工具變量的有效性，進(jìn)行過度識別約束檢驗。AR（1）和AR（2）用于檢驗殘差中是否有一階和二階序列相關(guān)，GMM估計的一致性要求差分殘差的一階序列相關(guān)、二階序列不相關(guān)。具體動態(tài)面板模型設(shè)定為：

（二）變量與數(shù)據(jù)處理

本文選取2007-2017年11雙邊本幣互換協(xié)議起始于2009年初，且《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》對2006年及以前年份的國別投資數(shù)據(jù)只包含非金融類直接投資，因此選取2007年為起始年份。年間，與中國簽訂雙邊本幣互換的33中國香港和新加坡為轉(zhuǎn)口貿(mào)易，貿(mào)易成本無法計算，因此在實證分析中將其排除;烏茲別克斯坦與中國內(nèi)地的貨幣互換協(xié)議現(xiàn)已失效且沒有重新簽訂，故不在模型考慮范圍內(nèi)。個國家（地區(qū)）的11*33的面板數(shù)據(jù)做實證檢驗的樣本數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM方法對模型進(jìn)行估計，同時為消除異方差性，對較大數(shù)值的解釋變量進(jìn)行了對數(shù)化處理。表2列示了指標(biāo)變量的含義和數(shù)據(jù)來源，變量的具體說明如下。

1.被解釋變量

雙邊貿(mào)易分為進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易，為研究貨幣互換協(xié)議的貿(mào)易效應(yīng)，本文從進(jìn)口、出口兩個方面來分析貨幣互換協(xié)議對中外雙邊貿(mào)易的影響，以協(xié)議國對中國出口（ex）、協(xié)議國從中國進(jìn)口（im）分別作為被解釋變量進(jìn)行研究。同時引入進(jìn)口和出口的一期滯后項，被解釋變量滯后一期包含在解釋變量中既可作為部分遺漏變量的代理變量，也反映了進(jìn)口和出口自身的慣性和持續(xù)影響。

2.關(guān)鍵變量

基于上文貨幣互換協(xié)議對雙邊貿(mào)易的作用機(jī)制分析，本文選取中國與協(xié)議國在某時期的貨幣互換額（swaps）、協(xié)議國對美元實際有效匯率的波動性（vol）和中國與協(xié)議國在某時期的貿(mào)易成本（cost）作為關(guān)鍵變量。

（1）貨幣互換額（swaps）。借鑒朱志強(qiáng)（2018）的做法，用貨幣互換額度衡量貨幣互換協(xié)議不僅可以表述貨幣互換簽訂的狀態(tài)，還可以描述貨幣互換額的變化。默認(rèn)簽訂當(dāng)年6月份及之前認(rèn)為已經(jīng)簽訂，7月份及之后認(rèn)為沒有簽訂。考慮貨幣互換對雙邊貿(mào)易的影響可能存在滯后效應(yīng)，以中韓貨幣互換為例，中國早在2009年便與韓國簽訂了貨幣互換協(xié)議，直到第一次續(xù)簽后，韓國才首次動用了貨幣互換的額度。因此，在實證中引入貨幣互換額的滯后一期作為解釋變量。

（2）貿(mào)易成本（cost）。一般認(rèn)為，貿(mào)易成本包括關(guān)稅、配額等政策成本以及運輸、保險等環(huán)境成本（李永等，2012）。借鑒Evennt和Keller（2002）、Anderson和Van Wincoop（2003）等眾多學(xué)者的做法，利用間接法測度貿(mào)易成本。本文最終運用Novy（2012）改進(jìn)后的引力模型對中國與協(xié)議國雙邊貿(mào)易成本進(jìn)行測度。其基本理論框架形式如下：

上式中，Tij表示貿(mào)易成本，Xij代表i國向j國的出口、Xji代表j國向i國的出口，Xi和Xj分別代表i國和j國的出口額，Yi和Yj分別為i國和j國的國內(nèi)生產(chǎn)總值。ρ和S分別表示貿(mào)易產(chǎn)品替代彈性和可貿(mào)易產(chǎn)品份額，借鑒Evennt和 Keller（2002）、Anderson和Van Wincoop（2003）、Novy（2012）等人的研究經(jīng)驗，本文取S為0.8，ρ取值為8。

（3）第三國匯率波動性（vol）。在中國與協(xié)議國的雙邊貿(mào)易中，將美國視為第三國，采用雙邊實際有效匯率表示第三國匯率。現(xiàn)有文獻(xiàn)有較多方法估計匯率波動性，如標(biāo)準(zhǔn)差、移動平均、ARCH方法、GARCH方法以及非參數(shù)估計方法等。但本文在GARCH效應(yīng)的檢驗中，并沒有得到i國對美元的實際有效匯率均存在較為顯著的 ARCH或GARCH效應(yīng)，故無法使用ARCH類模型對匯率波動進(jìn)行估算。因此，本文借鑒胡宗彪等（2019）的做法，采用移動標(biāo)準(zhǔn)差方法，即用實際有效匯率對數(shù)一階差分的3年移動標(biāo)準(zhǔn)差表示匯率波動。

3.控制變量

為提供模型可靠性，防止遺漏變量造成模型估計的偏誤，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)（Baier and Bergstrand，2007;Magee，2008），本文控制了一系列能夠影響雙邊貿(mào)易的變量。主要包括兩類：一類是兩國比較優(yōu)勢的影響因素。比較優(yōu)勢決定了兩國的潛在貿(mào)易互補關(guān)系，從而影響兩國實際貿(mào)易互補關(guān)系（毛海歐和劉海云，2019）。因此本文選取中國與協(xié)議國國內(nèi)生產(chǎn)總值的乘積（gg）、協(xié)議國與中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異程度（ind）、中國對外直接投資總額（ofdi）、協(xié)議國實際利用外資總額（fdi）作為兩國比較優(yōu)勢的代理變量;另一類控制變量為影響雙邊貿(mào)易實現(xiàn)的阻力或引力因素，本文將協(xié)議國對人民幣實際有效匯率（reer）、協(xié)議國的政府治理質(zhì)量（gi）、協(xié)議國是否與中國簽訂自貿(mào)協(xié)定（fta）、協(xié)議國是否與中國相鄰（nb）以及兩國首都的最小距離（lnD）四個變量作為控制變量。值得說明的是，協(xié)議國的政府治理質(zhì)量（gi）用全球治理指數(shù)的算數(shù)平均值衡量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異程度（ind）利用變異系數(shù)法確定權(quán)重，通過東道國與中國第二、三產(chǎn)業(yè)增加值的比重差計算加權(quán)平均值的方法合成，用于反映東道國與中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異程度（徐朝陽，2010;干春暉等，2011;顧雪松等，2016）。

五、計量檢驗結(jié)果與解析

（一）單位根檢驗

在進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計前，為避免“偽回歸”，首先需要對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。為確保檢驗結(jié)果的可靠性，本文同時采用LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗三種方法對實證數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。由表3可知，除協(xié)議國治理質(zhì)量變量在Fisher-ADF檢驗下不平穩(wěn)，所有變量的原始序列均5%顯著性水平下平穩(wěn)，可認(rèn)為原始面板數(shù)據(jù)為平穩(wěn)面板。

（二）回歸結(jié)果分析

利用STATA13軟件對方程（2）、方程（3）進(jìn)行系統(tǒng)GMM回歸的估計結(jié)果如表4所示。進(jìn)口方程waid chi2=98.23，P值為0，出口方程waid chi2=4300.16，P值為0，說明聯(lián)合顯著性Wald檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕了解釋變量為零的原假設(shè)，模型在整體上非常顯著;殘差序列相關(guān)性的Arrellano-Bond AR檢驗表明不存在二階序列相關(guān)[AR（2）的P值均大于0.1]，說明原模型的誤差項不存在序列相關(guān)性，符合系統(tǒng)GMM的使用條件;且Sargan檢驗結(jié)果顯示P值均大于0.1，故所有工具變量均有效，模型設(shè)置較為合理。

對實證結(jié)果的具體分析如下：一期滯后的進(jìn)口額、出口額作為解釋變量，分別在10%和1%的顯著性水平下對因變量具有正向影響，系數(shù)分別為0.411、0.865，說明協(xié)議國與中國的雙邊貿(mào)易具有較大慣性和持續(xù)性。對于關(guān)鍵變量，當(dāng)期貨幣互換額（lnswaps1）對雙邊貿(mào)易沒有顯著影響，但滯后一期的貨幣互換額（L.lnswaps1）在10%的顯著性水平下對進(jìn)口和出口均有正向作用，影響系數(shù)分別為0.01和0.002。這可能是因為協(xié)議國在與中國簽訂貨幣互換協(xié)議和動用貨幣安排上存在時差，使得貨幣互換政策的作用具有滯后性。以韓國為例，作為最早與中國簽訂貨幣互換協(xié)議的國家，早在2019年就與中國簽訂了貨幣互換協(xié)議，但在2013年韓國央行才首次動用了與中國簽署的用于貿(mào)易結(jié)算的貨幣互換安排《韓國央行首次動用與中國的貨幣互換安排》，資料來源：http：//cwto.mofcom.gov.cn/article/d/201301/20130100014117.shtml.。貿(mào)易成本（cost1）對出口和進(jìn)口分別在5%和1%的顯著水平下具有負(fù)向影響，影響系數(shù)分別為-2.104和-0.312。協(xié)議國對美元實際有效匯率的波動性（vol1）對進(jìn)口和出口分別在1%和10%顯著水平下具有負(fù)向影響，影響系數(shù)分別為-1.641和-0.273。以上實證結(jié)果分析表明本文假設(shè)成立，貨幣互換政策以及貨幣互換協(xié)議締結(jié)的驅(qū)動因素均對雙邊貿(mào)易有顯著影響。其中，中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿(mào)易的聯(lián)動效應(yīng)表現(xiàn)為貨幣互換協(xié)議的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，雙邊貿(mào)易成本和第三國匯率波動性與雙邊貿(mào)易呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為得出貨幣互換協(xié)議及其締結(jié)的驅(qū)動因素對雙邊貿(mào)易影響的穩(wěn)健性估計結(jié)果，提升論文的研究價值，增加研究的邊際貢獻(xiàn)度，本文將貨幣互換額（swaps）、貿(mào)易產(chǎn)品替代彈性ρ=8時的貿(mào)易成本（cost1）、實際有效匯率對數(shù)一階差分的3年移動標(biāo)準(zhǔn)差表示匯率波動（vol1）作為關(guān)鍵變量時的估計結(jié)果視為基準(zhǔn)組，分別對三個關(guān)鍵變量進(jìn)行替代，模型估計結(jié)果如表5所示。聯(lián)合顯著性Wald檢驗結(jié)果表明模型在整體上非常顯著;殘差序列相關(guān)性的Arrellano-Bond AR檢驗表明模型符合系統(tǒng)GMM的使用條件;且Sargan檢驗結(jié)果表明工具變量均有效，模型設(shè)置較為合理。

1.替換貨幣互換額（swaps1）為簽約啞變量（swaps2）

為了進(jìn)一步確認(rèn)貨幣互換協(xié)議（swaps）對雙邊貿(mào)易的正向影響，將swaps1貨幣互換額替換為 swaps2簽約啞變量，由分組一可得，關(guān)鍵解釋變量系數(shù)符號及顯著性不發(fā)生變化。值得注意的是，貨幣互換額（swaps1）系數(shù)估計值明顯小于啞變量（swaps2）系數(shù)估計值，這可能表明簽約與否比起實際簽約金額，對雙邊貿(mào)易具備更強(qiáng)的解釋力度。

2.替換貿(mào)易成本（cost1）變量

為了進(jìn)一步確認(rèn)貿(mào)易成本（cost）對雙邊貿(mào)易的負(fù)向影響，將貿(mào)易產(chǎn)品替代彈性ρ=8時的cost1替換為ρ=10時的cost2。由分組2可得，關(guān)鍵解釋變量系數(shù)符號及顯著性不發(fā)生變化，表明貿(mào)易成本對雙邊貿(mào)易的減少確有解釋力度。

3.替換第三國匯率波動性（vol1）變量

為進(jìn)一步確認(rèn)第三國匯率波動性（vol）對雙邊貿(mào)易的負(fù)向影響，將實際有效匯率對數(shù)一階差分的3年移動標(biāo)準(zhǔn)差表示匯率波動（vol1）替換為實際有效匯率對數(shù)一階差分的5年移動標(biāo)準(zhǔn)差表示的匯率波動（vol2）。由分組3可得，關(guān)鍵解釋變量系數(shù)符號及顯著性不發(fā)生變化，表明第三國匯率波動性可解釋雙邊貿(mào)易的減少。

六、結(jié)論與政策建議

本文第四部分與第四五部分的實證檢驗與第三部分基于內(nèi)在機(jī)理的關(guān)系分析具有一致性，本文所建模型具有理論意義和現(xiàn)實價值，通過本文分析可為中國貨幣互換協(xié)議的推進(jìn)提供方向和指引，為加速人民幣國際化進(jìn)程擴(kuò)大通路。借助中國與33個貨幣互換協(xié)議國2007—2017年的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，實證度量貨幣互換協(xié)議的簽訂對雙邊貿(mào)易的影響。通過定性分析和定量分析，本文得出如下主要結(jié)論：（1）從作用機(jī)制出發(fā)，中國貨幣互換協(xié)議締結(jié)的驅(qū)動因素主要包括第三國匯率波動性和雙邊貿(mào)易成本。（2）模型回歸結(jié)果顯示，中國貨幣互換協(xié)議的簽訂對雙邊貿(mào)易的影響表現(xiàn)為貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，其中協(xié)議是否簽訂本身比貨幣互換金額的影響程度更大。雙邊貿(mào)易成本、協(xié)議國對美元的實際有效匯率波動性對雙邊貿(mào)易有明顯負(fù)向作用。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出三點政策建議。第一，加強(qiáng)貨幣合作，擴(kuò)大貨幣互換范圍，增加與已簽訂國家的貨幣互換額度。中國貨幣互換協(xié)議政策確有成效，貨幣互換協(xié)議的簽訂和互換規(guī)模的提高均可促進(jìn)中國與協(xié)議國雙邊貿(mào)易的增長。因此，央行應(yīng)在現(xiàn)有情況下，一方面要積極與未簽訂雙邊本幣互換協(xié)議的國家簽訂貨幣互換協(xié)議，一方面要維持并加強(qiáng)與已簽訂雙邊本幣互換協(xié)議的國家的貨幣合作，進(jìn)一步續(xù)簽協(xié)議并增加貨幣互換額度。第二，構(gòu)建和諧融洽的國際關(guān)系，提高貨幣互換金額的動用率?，F(xiàn)階段中國貨幣互換協(xié)議已在促進(jìn)雙邊貿(mào)易方面發(fā)揮了一定的積極促進(jìn)作用，但仍存在效用滯后和力度不足的問題。為最大限度地發(fā)揮貨幣互換協(xié)議對雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用，還需要和諧融洽的國家間關(guān)系為政策實施提供保障，從而提高貨幣互換金額的動用率，通過動用雙邊貨幣互換進(jìn)行貿(mào)易結(jié)算，使得中國與協(xié)議國兩國企業(yè)將獲得穩(wěn)定的融資，并減少外匯風(fēng)險敞口和交易成本。第三，營造良好的貨幣互換環(huán)境，充分發(fā)揮貨幣互換穩(wěn)定匯率波動，降低貿(mào)易成本的功能。貿(mào)易成本的提高不利于雙邊貿(mào)易的發(fā)展，協(xié)議國對美元實際有效匯率的波動性也會抑制出口貿(mào)易。上文分析得出，央行間本幣互換通過約定匯率，可以越過中間貨幣美元來穩(wěn)定匯率波動，同時沒有第三方國家的介入也降低了雙邊貿(mào)易的貿(mào)易成本。鑒于此，我國應(yīng)借助“一帶一路”倡議大力發(fā)展的契機(jī)，加大與“一帶一路”沿線國家的自貿(mào)區(qū)建設(shè)，促進(jìn)文化相融，加強(qiáng)政治溝通，雙方政府應(yīng)通過建立健全貨幣互換資金啟用機(jī)制為對方商業(yè)銀行在使用貨幣互換項下資金時提供制度保障，從而基于政治、經(jīng)濟(jì)、文化各層面，為貨幣互換政策發(fā)揮作用營造良好環(huán)境。

參考文獻(xiàn)：

[1]金綴橋，楊逢珉.中韓雙邊貿(mào)易現(xiàn)狀及潛力的實證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2015（1）.

[2]李永，梁力銘，金珂.中國雙邊貿(mào)易成本變動與影響實證研究[J].中國軟科學(xué)，2012 （12）.

[3]毛海歐，劉海云.中國對外直接投資對貿(mào)易互補關(guān)系的影響：“一帶一路”倡議扮演了什么角色[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2019（10）.

[4]王術(shù)華，田治威.中國林化產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素與發(fā)展?jié)摿Α谫Q(mào)易引力模型的分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2014（6）.

[5]張明.全球貨幣互換：現(xiàn)狀、功能及國際貨幣體系改革的潛在方向[J].國際經(jīng)濟(jì)評論，2012（6）.

[6]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟(jì)增長和波動的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（5）.

[7]顧雪松，韓立巖，周伊敏.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異與對外直接投資的出口效應(yīng)——“中國—東道國”視角的理論與實證[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016（4）.

[8]郝景芳，馬弘.引力模型的新進(jìn)展及對中國對外貿(mào)易的檢驗[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究.2012（10）.

[9]胡兵，喬晶.中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)——基于動態(tài)面板模型系統(tǒng)GMM方法[J].經(jīng)濟(jì)管理.2013（5）.

[10]胡樹林，黎思琦.中國與斯里蘭卡貨幣互換的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)[J].南亞研究季刊，2019（3）.

[11]胡宗彪，等.人民幣匯率水平及其波動對貿(mào)易收支的影響研究——服務(wù)貿(mào)易與商品貿(mào)易相同嗎？[J].廣西財經(jīng)學(xué)院學(xué)報，2019（2）.

[12]姜琬馨.OFDI、貿(mào)易與貨幣互換——中國捆綁式的對外經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略選擇[J].國際商務(wù)財會，2018（7）.

[13]李歡麗，李石凱.強(qiáng)勢美元周期、去美元化浪潮與人民幣國際化戰(zhàn)略調(diào)整[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2019（5）.

[14]李巍，朱藝泓.貨幣盟友與人民幣的國際化——解釋中國央行的貨幣互換外交[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治，2014（2）.

[15]李豫新，郭穎慧.邊境貿(mào)易便利化水平對中國新疆維吾爾自治區(qū)邊境貿(mào)易流量的影響——基于貿(mào)易引力模型的實證分析[J].國際貿(mào)易問題，2013（10）.

[16]梅德平.中國央行貨幣互換與跨境貿(mào)易的人民幣結(jié)算[J].江漢論壇，2014（10）.

[17]汪洋，榮璟，萬鵬.貨幣互換協(xié)議是推進(jìn)人民幣國際化的利器嗎[J].國際金融，2015（8）.

[18]王丹，魯鳳玲.人民銀行貨幣互換實踐[J].中國金融，2012（4）.

[19]王南.人民幣貨幣互換的貿(mào)易效應(yīng)——基于中國與周邊國家和地區(qū)貿(mào)易的實證分析[J].生產(chǎn)力研究，2014（10）.

[20]王珊珊，張曉倩.貨幣互換、自由貿(mào)易協(xié)定與跨境人民幣結(jié)算的發(fā)展——基于Heckman兩步法和PSM的實證檢驗[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2019（8）.

[21]王雪，胡未名，楊海生.匯率波動與我國雙邊出口貿(mào)易：存在第三國匯率效應(yīng)嗎？[J].金融研究，2016（7）.

[22]徐朝陽.工業(yè)化與后工業(yè)化：“倒U型”產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷[J].世界經(jīng)濟(jì)，2010（12）.

[23]徐明棋.央行貨幣互換：對國際貨幣體系的影響[J].社會科學(xué)，2016（3）.

[24]楊春，李箐，邵若.中日本幣互換新協(xié)議的作用和影響分析[J].金融理論與教學(xué)，2019（4）.

[25]楊權(quán)，楊秋菊.外匯儲備、雙邊貨幣互換與流動性沖擊[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2018（11）.

[26]楊權(quán).全球金融動蕩背景下東亞地區(qū)雙邊貨幣互換的發(fā)展——東亞金融合作走向及人民幣角色調(diào)整[J].國際金融研究，2010（6）.

[27]張策，甘靜蕓，唐博文.人民幣互換協(xié)議的貿(mào)易效應(yīng)研究——兼評人民幣互換對推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)的影響[J].金融監(jiān)管研究，2018（11）.

[28]朱孟楠，曹春玉.人民幣儲備需求的驅(qū)動因素——基于“一帶一路”倡議的實證檢驗[J].國際金融研究，2019（6）.

[29]朱志強(qiáng).人民幣貨幣互換對雙邊貿(mào)易的影響——基于引力模型的實證分析[D].南京大學(xué)國際商務(wù)專業(yè)碩士論文，2018（4）.

[30]Aizenman J，Pasricha G K.Selective Swap Arrangements and the Global Financial Crisis：Analysis and interpretation[J].International Review of Economics & Finance，2010（19）.

[31]Anderson J E，Van Wincoop E.Gravity with Gravitas：a Solution to the Border Puzzle [J].American Economic Review，2003，3（1）.

[32]Blundell，Bond.Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models [J].Journal of Econometrics，1998，87（1）.

[33]Barer S L，Bergstrand J H.Do Free Trade Agreements Actually Increase Members International Trade？ [J].Journal of International Economics，2007，71（1）.

[34]Evenett S J，Keller W.On Theories Explaining the Success of the Gravity Equation [J].Journal of Political Economy，2002，110（2）.

[35]Frankel J A，Rose A K.Estimating the Effect of Currency Unions on Trade and Output [R].NBER Working Paper.2000.

[36]Liao，Steven，McDowell Daniel.Redback Rising：Chinas Bilateral Swap Agreements and Renminbi Internationalization [J].International Studies Quarterly，2015，59（3）.

[37]McDowell D.The （Ineffective） Financial Statecraft of Chinas Bilateral Swap Agreements [J].Development and Change，2019，50（1）.

[38]Magee C.New Measures of Trade Creation and Trade Diversion [J].Journal of International Economics，2008，75（2）.

[39]Novy D.Gravity Redux：Measuring International Trade Costs With Panel Data[J].Economic Inquiry，2013（51）.

[40]Poyhonen P.A Tentative Model for the Volume of Trade between Countries.Weltwirtschaftiches Archiv，1963（90）.

[41]Tinbergen J.Shaping the World Economy，an Analysis of World Trade Flows[M].New York：Twentieth Century Fund，1962.

（責(zé)任編輯：彭琳）