《中国货币互换协议缔结的驱动因素和双边贸易联动效应》
该文是关于货币互换和货币互换协议开题报告范文和中国货币有关论文范文检索.
摘 要 中国货币互换协议,又称央行双边本币互换协议,旨在通过降低双边贸易成本、规避第三国汇率波动来促进双边贸易发展.本文基于理论机制分析探讨中国货币互换协议缔结的驱动因素,并利用系统 GMM模型,探究货币互换协议政策以及货币互换协议缔结的驱动因素对双边贸易的影响.结果表明中国货币互换协议对双边贸易具有创造效应,但仍存在效用滞后和力度不足问题.货币互换协议缔结的驱动因素——双边贸易成本和第三国汇率波动,对双边贸易表现为显著负向影响.因此,本文基于中国货币互换协议的作用机理及研究结果提出三点政策建议：（1）加强货币合作,扩大货币互换范围,增加與已签订国家的货币互换额度.（2）构建和谐融洽的国际关系,提高货币互换金额的动用率.（3）营造良好的货币互换环境,充分发挥货币互换稳定汇率波动,降低贸易成本的功能.
关键词 中国货币互换协议 贸易成本 第三国汇率波动性 双边贸易
一、引 言
当今世界面临着百年未有之大变局,全球化与反全球化思潮并存,国际经贸规则进入重构期.
国际结算货币的单一化会导致参加国际结算的国家面临因一国国际收支恶化而引发货币危机的威胁.为应对美元霸权以及“美国优先”的反全球化政策取向,全球去美元化浪潮逐步升级,进而可能引发全球货币体系的解构和重构,从而为人民币国际化发展带来契机（李欢丽和李石凯,2019）.中国货币互换协议是一个双向合作过程,通过约定汇率的双边本币互换模式为对方国家提供融资便利,扫除了协议国央行投资人民币储备资产还需经由第三国货币美元的汇兑风险,进而降低了双边贸易成本,是在当前多边贸易体系和全球化遭遇贸易保护主义冲击的严峻考验下,推动协议国与中国双边贸易发展、区域贸易人民币主导型结算乃至人民币国际化的关键举措.中国货币互换协议符合新形势下总书记倡导构建人类命运共同体的战略构想,推动各国互利共赢、共同发展,为贯彻“一带一路”建设提供经贸往来支持,有利于我国在全球经贸规则重构中占有一席之地.
由于其重要的现实意义,中国货币互换政策于2008年底开始实施起至今一直受到社会各界的广泛关注.近年来,与中国签订货币互换协议的新签国家和续签国家都明显增加,尤其是2018年,人民银行先后与马来西亚、白俄罗斯、印度尼西亚、哈萨克斯坦、澳大利亚、英国、阿尔巴尼亚、南非、智利9个国家和地区的央行续签了本币互换协议,并与尼日利亚、日本新签了本币互换协议,截止至2018年底已与38国签订互换协议,总金额超过9万亿元人民币.数据来源：根据中国人民银行宏观审慎管理局数据计算所得.虽然中国货币互换政策得到了广泛认可,但在当下国际贸易局势动荡、国际关系复杂多变的形势下,中国货币互换协议有没有真正促进双边贸易的发展尚无定论.中国货币互换协议在当下具有重要意义,亟需厘清中国货币互换协议的理论机制,明确实施效果,从而为货币互换政策的进一步落实提出切实可行的政策建议.据此,本文提出的问题是,中国货币互换协议缔结的主要驱动因素有哪些?这些因素对双边贸易有何影响?在这些因素的作用下,中国货币互换协议与双边贸易的联动效应及其机理何在?本文后续结构安排如下：第二部分是基于货币互换协议缔结的驱动因素及其与双边贸易联动效应的文献分析.第三部分为探究中国货币互换协议的理论机制、货币互换协议与双边贸易关系的现状,并提出相应的研究假设.第四部分为研究设计,包括经验模型设定、变量和数据处理过程.第五部分为计量检验结果与分析,包括单位根检验、基准回归和稳健性检验.第六部分是结论和政策建议.
二、文献综述
货币互换的相关研究集中在货币互换的发展、目的和作用三个方面.文章将从政府间货币互换协议的发展历程、货币互换协议缔结的驱动因素、货币互换与双边贸易的联动效应三个方面对国内外研究进行综述.
(一)政府间货币互换协议的发展历程与驱动因素
最早的央行间货币互换可追溯至20世纪60年代十国集团创建的互惠性货币互换协议（张明,2012）,但实施效果并不理想.其主要用于解决流动性短缺问题,且过分注重自身利益（Aizenman and Pasricha,2009）,这使人们对互换安排的长期影响产生质疑.1997—1998年亚洲金融危机爆发后,为增加外汇储备,东盟国家与中日韩三国开始着手签订一系列货币互换协议,将其作为地区性金融合作“清迈协议”的重要制度基础.国际金融危机爆发后,全球范围内建立了多个国际货币互换网络,东亚地区的货币互换协议的发展出现了新的趋势,部分国家开始超越区域金融合作框架,转而采取由各自银行签署双边协议,以本币换取本币的形式相互提供流动性.其中以中国为典型代表（杨权,2010）.
这种政府间的双边本币互换,引起了国内外学者的广泛关注,针对货币互换协议缔结的驱动因素,主要集中在两个方面：降低第三国汇率波动风险、减少贸易成本.从中国与协议国双方角度出发,通过货币互换获取外币资金进行外汇市场干预,有利于维持本国汇率稳定（汪洋等,2015）.同时,货币互换还可相互为对方企业在两国之间进行的贸易与投资活动提供融资便利,从而达到降低企业汇率风险和促进双边贸易发展的目的（梅德平,2014）.从协议国角度出发,货币互换协议的签署,提高了人民币可得性,扫清了一国央行投资人民币储备资产还需经由第三方货币的汇兑风险（朱孟楠和曹春玉,2019）,有利于贸易伙伴国企业应对国际流动冲击,并减少企业跨境贸易投资时由于汇率波动而产生的交易成本（Liao and McDowell,2015;杨权和杨秋菊,2018）.
(二)货币互换协议对双边贸易的影响
针对货币互换协议与双边贸易的联动效应,学者这多从理论上阐述货币互换协议的签署对双边贸易的影响,均认为通过签署货币互换协议,协议国可直接使用人民币进行贸易结算,有助于稳定汇率波动,减少交易成本,维持金融稳定,从而促进双边贸易（Jeffrey A.Frankel,Andrew K.Rose,2000;张明,2012;和鲁凤玲,2012;李巍和朱艺泓,2014;杨春等,2019）.但也有反对意见认为,中国与其他国家或地区签订的货币互换协议在美元主导的贸易结构中,可在一定程度上降低人民币的脆弱性,但这一经济政策目标是无效的（McDowell D,2019）.
近年来,针对政府间货币互换的实证研究逐渐增多,但也未达成一致见解.张策等（2018）采用倾向得分匹配的方法研究得出人民币互换协议的签订能够有效缓解双边贸易中的币种结算和汇率风险等问题,从而促进双边贸易发展,且对协议签订对方贸易的促进作用要大于对中国贸易的促进作用.对互换协议签订对方而言,人民币互换协议的签订对促进其出口的作用大于进口.姜琬馨（2018）基于投资引力模型,利用混合回归和2SLS工具变量法对中国采取的对外经济战略进行了实证分析,研究发现双边货币互换协议的签署可以促进中国工业制成品出口.王珊珊、张晓倩（2019）基于2013-2018年人民币在19个主要国家或地区跨境收付的面板数据得出签订货币互换协议、使用共同语言等因素会显著正向地促进对象国或地区在跨境经贸活动中使用人民币结算规模.但王南（2014）通过面板数据实证分析表明人民币互换协议对于中国与周边经济体的贸易并无显著影响.胡树林、黎思琦（2019）通过合成控制法研究中国与斯里兰卡货币互换的贸易创造效应,研究发现,出口贸易的创造效应显著,但进口贸易的创造效应则不显著.
综上所述,协议国与中国签订货币互换协议主要目的是规避第三国汇率波动风险、减少贸易成本,从而更好地推动双边贸易的发展.但中国货币政策的实施效果如何?与双边贸易的联动效应表现如何?学术界并未得出完全一致的结论,尤其缺少从货币互换的作用机制出发的实证研究,且模型稳健性方面有待考量.因此下文着重从货币互换的机制分析出发提出研究假说,并通过实证分析证明假说的合理性,并为确保研究结果的可靠性,对模型进行全面的稳健性检验.
三、理论机制与现状分析
(一)中国货币互换协议的机制分析
央行货币互换的实质是两家银行彼此向对方提供短期的本币贷款（汪洋等,2015）,是一国（地区）的银行或货币当局与另一国（地区）的银行或货币当局签署的一份协议,属于法律合约.合约规定,在一定期限内,通过约定两国货币间的汇率,承诺为了一定的目的可以相互交换各自的本币.以人民币与他国货币互换为例,双边本币互换的具体步骤如图1所示,对方央行可以发起互换,以本国货币质押,按照约定的汇率交换等值人民币,从而获取人民币的等值短期流动性贷款,期满后归还人民币本金和利息.在协议行使的开始和结束,双方央行发起和收回的都为本币,而且互换发起后,协议双方还将定期根据最新双边汇率调整互换金额,减少因某一方货币汇率波动引起的质押物减值风险.但由于需要在期满后支付利息,国际贸易中的利率风险提高.
第三国汇率波动性和较高的双边贸易成本是中国货币互换协议缔结的驱动因素.传统的双边贸易采用第三方货币（美元）结算,一国与非美国的国家进行贸易时,需要将本国货币换算成美元,进行国际支付,对方國需要将收到的美元再换算成自己国家的货币.以美元作为需要支付各种手续费,且双方均承担汇兑损失风险.签署本币互换协议之后,双方拥有对方国家货币的外汇储备增加.协议双方国家都可以将一定额度的本国货币注入对方国家金融体系中去,为对方国家提供本国货币的流动性支持.具体地,央行通过互换将得到的对方货币注入本国金融体系,使得本国商业机构可以借到对方货币,用于支付从对方的进口商品,从而使得双边贸易中出口企业可收到本币计值的货款.由此可见,通过双边本币互换,直接采用两国货币作为结算,不再使用美元作为,节省了美元兑换时的费以及通过第三方货币结算带来的政策壁垒等其他方面的贸易成本,规避了一国对美元实际有效汇率波动带来的汇率风险,双边贸易成本和第三国汇率波动风险的降低,促进了双方更深层次的经贸合作.当然,不可否认,以美联储为核心的货币互换网络,由美联储与各国央行直接进行货币互换,将美元直接互换注入其他国家央行和银行业体系,缓解美元短缺.其是在IMF之外由发达国家央行通过自身的努力构建的一个补充流动性的安排,对于稳定发达国家金融市场乃至全球金融体系都有积极作用.以美元为中心的货币互换在国际金融危机爆发、IMF资金救助无效的困境下,提供了一个比较灵活、资金规模可以迅速增加的市场干预资金池,对于缓解危机冲击、救助一些受危机冲击的国家提供了可动用的流动性（徐明棋,2016）.基于以上分析,本文提出以下假设：
假设1：双边贸易成本和第三国汇率波动性与双边贸易呈负相关关系.
(二)中国货币互换协议与双边贸易的现状分析
通过机制分析不难发现,理论意义上双边本币互换对双边贸易存在促进作用,这也是央行开展双边本币互换的主要目的.但现实情况又如何呢?为全面分析货币互换协议对双边贸易的影响,本文将双边贸易分为协议国从中国进口、协议国对中国出口（简称“进口、出口”）,基于实际数据进行统计分析.首先,分国别研究双边本币互换协议签订后,各国家与中国的贸易量的变化趋势,其次,从整体和分国别的角度借助相关性研究判断货币互换规模与双边贸易量的关系,进一步探究货币互换规模对双边贸易的影响,从而对双边本币互换对双边贸易的影响有一个基于现实的直观认识.
首先,从是否签订货币互换协议的角度,分析中国内地与36国（地区）尼日利亚和日本作为2018年的新签国家暂不考虑.协议签订前后贸易和投资的变化.图2表述的是与中国内地签订货币互换协议的36个国家（地区）在协议签订前后进口、出口的变化趋势.从图2可以看出,进口方面,36个协议国（地区）中除蒙古、瑞士、俄罗斯、加拿大、苏里南、塔吉克斯坦和埃及7个国家在协议签订后进口量没有明显上升外,其余国家（地区）的进口量均有所上升,且多数国家（地区）上升趋势十分显著;出口方面,除白俄罗斯、哈萨克斯坦、泰国、巴西、阿尔巴尼亚、瑞士、俄罗斯、卡塔尔、苏里南、南非10个国家外,其余国家（地区）的出口量均有所上升.因此,总体而言,货币互换协议的签订对进口和出口均存在一定程度的促进作用,大多数国家（地区）在货币互换协议签订后双边贸易呈现出增长趋势,但也存在小部分国家（地区）在货币互换协议签订后双边贸易没有增长,货币互换协议的签订对签订国间双边贸易的影响有待进一步探究.
进一步,从互换规模的角度,本文采用皮尔森相关系数（ρ）
变量X与Y的皮尔森相关系数公式为ρx,y等于cov（X,Y） σXσY等于E[（X-μX）（Y-μY）] σXσY.
探究互换规模与贸易投资的相关性.ρ取值在-1与+1之间,若ρ>0,表明两个变量是正相关,即一个变量的值越大,另一个变量的值也会越大;反之负相关.ρ的绝对值越大表明相关性越强,绝对值在0.8-1.0表示极强相关、0.6-0.8强相关、0.4-0.6中等程度相关、0.2-0.4弱相关、0.0-0.2极弱相关或无相关.从整体上看,货币互换规模与双边贸易呈中等程度正相关.分国别（地区）看,进口方面,除白俄罗斯、匈牙利、瑞士、塔吉克斯坦的货币互换规模与进口量呈弱负相关或无相关性外,其余国家（地区）均为正相关,其中韩国、中国香港、马来西亚、新加坡、新西兰、泰国、巴基斯坦、澳大利亚和英国的货币互换规模与进口的相关性极强;出口方面,阿根廷表现为强负相关,白俄罗斯、南非、阿尔巴尼亚和塔吉克斯坦为弱负相关或无相关性,大多数国家（地区）的货币互换规模与出口量呈正向的强、极强相关性.
基于以上现状分析,对中国货币互换协议与双边贸易的联动效应有了初步认识.本文提出以下假设：
假设2：中国货币互换协议与双边贸易的联动效应表现为货币互换协议的贸易创造效应.
四、研究设计
(一)经验模型设定
引力模型最初源自牛顿万有引力思想,迄今已成为国际上研究经贸关系及其影响因素最重要的经验工具.在国际贸易领域,最近十多年有大量的文献运用引力模型进行研究,贸易引力模型作为分析双边贸易量的工具已在国际贸易中得到广泛应用.Tinbergen（1962）和Poyhonen （1963）最早将引力模型运用到国际贸易领域,他们认为两国经贸合作规模与经济总量成正比,与两国间距离成反比.后来许多学者在运用引力模型时,往往根据自身研究需要进一步拓展引力模型,在经典模型基础上加入变量来增强模型的解释能力.引力模型的扩展主要是引入两类变量：一类是内生变量,如人口（李豫新和郭颖慧,2013）、平均关税水平（王孝松等,2014）、实际汇率（王术华、田治威,2014）、通货膨胀等;另一类是虚拟变量,如是否签订自贸协定（宋晶,2011）,是否加入WTO（郝景芳和马弘,2012）、是否是APEC成员国（金缀桥、杨逢珉,2015）等.因此,为探究货币互换协议对中国与协议国双边贸易的影响,本文采用贸易引力模型,并基于理论机制的梳理对基本的贸易引力模型进行适当拓展,研究货币互换协议对双边贸易的影响.
在以往学者贸易引力模型的基础上,考虑模型的动态效应,需引入进口和出口的一期滞后项,被解释变量滞后一期引入,使得模型成为典型的动态面板模型（胡兵、乔晶,2013）,从而导致解释变量具有内生性,且违背了解释变量与扰动项不相关的假设.标准的固定效应模型或随机效应模型估计方法得到的参数估计量不是无偏且一致的估计量.为有效控制内生性问题,修正未观察到的个体异质性问题、遗漏变量偏误和测量误差,Blundell和Bond （1998）综合了差分GMM估计和水平GMM估计的优点,提出了更为有效的系统GMM估计方法（System GMM）,采用内生解释变量的滞后项作为工具变量.因此本文将使用 stata13.0软件中的xtabond2命令进行系统 GMM的动态面板估计.结果需报告三项检验指标：Sargan检验值、AR（1）和AR（2）.Sargan检验值用来判断工具变量的有效性,进行过度识别约束检验.AR（1）和AR（2）用于检验残差中是否有一阶和二阶序列相关,GMM估计的一致性要求差分残差的一阶序列相关、二阶序列不相关.具体动态面板模型设定为：
(二)变量与数据处理
本文选取2007-2017年11双边本币互换协议起始于2009年初,且《中国对外直接投资统计公报》对2006年及以前年份的国别投资数据只包含非金融类直接投资,因此选取2007年为起始年份.年间,与中国签订双边本币互换的33中国香港和新加坡为转口贸易,贸易成本无法计算,因此在实证分析中将其排除;乌兹别克斯坦与中国内地的货币互换协议现已失效且没有重新签订,故不在模型考虑范围内.个国家（地区）的11*33的面板数据做实证检验的样本数据,采用系统GMM方法对模型进行估计,同时为消除异方差性,对较大数值的解释变量进行了对数化处理.表2列示了指标变量的含义和数据来源,变量的具体说明如下.
1.被解释变量
双边贸易分为进口贸易和出口贸易,为研究货币互换协议的贸易效应,本文从进口、出口两个方面来分析货币互换协议对中外双边贸易的影响,以协议国对中国出口（ex）、协议国从中国进口（im）分别作为被解释变量进行研究.同时引入进口和出口的一期滞后项,被解释变量滞后一期包含在解释变量中既可作为部分遗漏变量的变量,也反映了进口和出口自身的惯性和持续影响.
2.关键变量
基于上文货币互换协议对双边贸易的作用机制分析,本文选取中国与协议国在某時期的货币互换额（swaps）、协议国对美元实际有效汇率的波动性（vol）和中国与协议国在某时期的贸易成本（cost）作为关键变量.
（1）货币互换额（swaps）.借鉴朱志强（2018）的做法,用货币互换额度衡量货币互换协议不仅可以表述货币互换签订的状态,还可以描述货币互换额的变化.默认签订当年6月份及之前认为已经签订,7月份及之后认为没有签订.考虑货币互换对双边贸易的影响可能存在滞后效应,以中韩货币互换为例,中国早在2009年便与韩国签订了货币互换协议,直到第一次续签后,韩国才首次动用了货币互换的额度.因此,在实证中引入货币互换额的滞后一期作为解释变量.
（2）贸易成本（cost）.一般认为,贸易成本包括关税、配额等政策成本以及运输、保险等环境成本（李永等,2012）.借鉴Evennt和Keller（2002）、Anderson和Van Wincoop（2003）等众多学者的做法,利用间接法测度贸易成本.本文最终运用Novy（2012）改进后的引力模型对中国与协议国双边贸易成本进行测度.其基本理论框架形式如下：
上式中,Tij表示贸易成本,Xij代表i国向j国的出口、Xji代表j国向i国的出口,Xi和Xj分别代表i国和j国的出口额,Yi和Yj分别为i国和j国的国内生产总值.ρ和S分别表示贸易产品替代弹性和可贸易产品份额,借鉴Evennt和 Keller（2002）、Anderson和Van Wincoop（2003）、Novy（2012）等人的研究经验,本文取S为0.8,ρ取值为8.
（3）第三国汇率波动性（vol）.在中国与协议国的双边贸易中,将美国视为第三国,采用双边实际有效汇率表示第三国汇率.现有文献有较多方法估计汇率波动性,如标准差、移动平均、ARCH方法、GARCH方法以及非参数估计方法等.但本文在GARCH效应的检验中,并没有得到i国对美元的实际有效汇率均存在较为显著的 ARCH或GARCH效应,故无法使用ARCH类模型对汇率波动进行估算.因此,本文借鉴胡宗彪等（2019）的做法,采用移动标准差方法,即用实际有效汇率对数一阶差分的3年移动标准差表示汇率波动.
3.控制变量
为提供模型可靠性,防止遗漏变量造成模型估计的偏误,根据现有文献（Baier and Bergstrand,2007;Magee,2008）,本文控制了一系列能够影响双边贸易的变量.主要包括两类：一类是两国比较优势的影响因素.比较优势决定了两国的潜在贸易互补关系,从而影响两国实际贸易互补关系（毛海欧和刘海云,2019）.因此本文选取中国与协议国国内生产总值的乘积（gg）、协议国与中国产业结构差异程度（ind）、中国对外直接投资总额（ofdi）、协议国实际利用外资总额（fdi）作为两国比较优势的变量;另一类控制变量为影响双边贸易实现的阻力或引力因素,本文将协议国对人民币实际有效汇率（reer）、协议国的政府治理质量（gi）、协议国是否与中国签订自贸协定（fta）、协议国是否与中国相邻（nb）以及两国首都的最小距离（lnD）四个变量作为控制变量.值得说明的是,协议国的政府治理质量（gi）用全球治理指数的算数平均值衡量.产业结构差异程度（ind）利用变异系数法确定权重,通过东道国与中国第二、三产业增加值的比重差计算加权平均值的方法合成,用于反映东道国与中国的产业结构差异程度（徐朝阳,2010;干春晖等,2011;顾雪松等,2016）.
五、计量检验结果与解析
(一)单位根检验
在进行系统GMM估计前,为避免“伪回归”,首先需要对各变量进行平稳性检验.为确保检验结果的可靠性,本文同时采用LLC检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验三种方法对实证数据进行平稳性检验.由表3可知,除协议国治理质量变量在Fisher-ADF检验下不平稳,所有变量的原始序列均5%显著性水平下平稳,可认为原始面板数据为平稳面板.
(二)回归结果分析
利用STATA13软件对方程（2）、方程（3）进行系统GMM回归的估计结果如表4所示.进口方程waid chi2等于98.23,P值为0,出口方程waid chi2等于4300.16,P值为0,说明联合显著性Wald检验都在1%的显著性水平下拒绝了解释变量为零的原假设,模型在整体上非常显著;残差序列相关性的Arrellano-Bond AR检验表明不存在二阶序列相关[AR（2）的P值均大于0.1],说明原模型的误差项不存在序列相关性,符合系统GMM的使用条件;且Sargan检验结果显示P值均大于0.1,故所有工具变量均有效,模型设置较为合理.
对实证结果的具体分析如下：一期滞后的进口额、出口额作为解释变量,分别在10%和1%的显著性水平下对因变量具有正向影响,系数分别为0.411、0.865,说明协议国与中国的双边贸易具有较大惯性和持续性.对于关键变量,当期货币互换额（lnswaps1）对双边贸易没有显著影响,但滞后一期的货币互换额（L.lnswaps1）在10%的显著性水平下对进口和出口均有正向作用,影响系数分别为0.01和0.002.这可能是因为协议国在与中国签订货币互换协议和动用货币安排上存在时差,使得货币互换政策的作用具有滞后性.以韩国为例,作为最早与中国签订货币互换协议的国家,早在2019年就与中国签订了货币互换协议,但在2013年韩国央行才首次动用了与中国签署的用于贸易结算的货币互换安排《韩国央行首次动用与中国的货币互换安排》,资料来源：http：//cwto.mofcom.gov.cn/http://127.1.1.1:801/xdl.php?url等于http://gzslib.vip.qikan.com/Text/article/d/201301/20130100014117.shtml.贸易成本（cost1）对出口和进口分别在5%和1%的显著水平下具有负向影响,影响系数分别为-2.104和-0.312.协议国对美元实际有效汇率的波动性（vol1）对进口和出口分别在1%和10%显著水平下具有負向影响,影响系数分别为-1.641和-0.273.以上实证结果分析表明本文假设成立,货币互换政策以及货币互换协议缔结的驱动因素均对双边贸易有显著影响.其中,中国货币互换协议与双边贸易的联动效应表现为货币互换协议的贸易创造效应,双边贸易成本和第三国汇率波动性与双边贸易呈负相关关系.
(三)稳健性检验
为得币互换协议及其缔结的驱动因素对双边贸易影响的稳健性估计结果,提升论文的研究价值,增加研究的边际贡献度,本文将货币互换额（swaps）、贸易产品替代弹性ρ等于8时的贸易成本（cost1）、实际有效汇率对数一阶差分的3年移动标准差表示汇率波动（vol1）作为关键变量时的估计结果视为基准组,分别对三个关键变量进行替代,模型估计结果如表5所示.联合显著性Wald检验结果表明模型在整体上非常显著;残差序列相关性的Arrellano-Bond AR检验表明模型符合系统GMM的使用条件;且Sargan检验结果表明工具变量均有效,模型设置较为合理.
1.替换货币互换额（swaps1）为签约哑变量（swaps2）
为了进一步确认货币互换协议（swaps）对双边贸易的正向影响,将swaps1货币互换额替换为 swaps2签约哑变量,由分组一可得,关键解释变量系数符号及显著性不发生变化.值得注意的是,货币互换额（swaps1）系数估计值明显小于哑变量（swaps2）系数估计值,这可能表明签约与否比起实际签约金额,对双边贸易具备更强的解释力度.
2.替换贸易成本（cost1）变量
为了进一步确认贸易成本（cost）对双边贸易的负向影响,将贸易产品替代弹性ρ等于8时的cost1替换为ρ等于10时的cost2.由分组2可得,关键解释变量系数符号及显著性不发生变化,表明贸易成本对双边贸易的减少确有解释力度.
3.替换第三国汇率波动性（vol1）变量
为进一步确认第三国汇率波动性（vol）对双边贸易的负向影响,将实际有效汇率对数一阶差分的3年移动标准差表示汇率波动（vol1）替换为实际有效汇率对数一阶差分的5年移动标准差表示的汇率波动（vol2）.由分组3可得,关键解释变量系数符号及显著性不发生变化,表明第三国汇率波动性可解释双边贸易的减少.
六、结论与政策建议
本文第四部分与第四五部分的实证检验与第三部分基于内在机理的关系分析具有一致性,本文所建模型具有理论意义和现实价值,通过本文分析可为中国货币互换协议的推进提供方向和指引,为加速人民币国际化进程扩大通路.借助中国与33个货币互换协议国2007—2017年的双边贸易数据,实证度量货币互换协议的签订对双边贸易的影响.通过定性分析和定量分析,本文得出如下主要结论：（1）从作用机制出发,中国货币互换协议缔结的驱动因素主要包括第三国汇率波动性和双边贸易成本.（2）模型回归结果显示,中国货币互换协议的签订对双边贸易的影响表现为贸易创造效应,其中协议是否签订本身比货币互换金额的影响程度更大.双边贸易成本、协议国对美元的实际有效汇率波动性对双边贸易有明显负向作用.
根据上述研究结论,本文提出三点政策建议.第一,加强货币合作,扩大货币互换范围,增加与已签订国家的货币互换额度.中国货币互换协议政策确有成效,货币互换协议的签订和互换规模的提高均可促进中国与协议国双边贸易的增长.因此,央行应在现有情况下,一方面要积极与未签订双边本币互换协议的国家签订货币互换协议,一方面要维持并加强与已签订双边本币互换协议的国家的货币合作,进一步续签协议并增加货币互换额度.第二,构建和谐融洽的国际关系,提高货币互换金额的动用率.现阶段中国货币互换协议已在促进双边贸易方面发挥了一定的积极促进作用,但仍存在效用滞后和力度不足的问题.为最大限度地发挥货币互换协议对双边贸易的促进作用,还需要和谐融洽的国家间关系为政策实施提供保障,从而提高货币互换金额的动用率,通过动用双边货币互换进行贸易结算,使得中国与协议国两国企业将获得稳定的融资,并减少外汇风险敞口和交易成本.第三,营造良好的货币互换环境,充分发挥货币互换稳定汇率波动,降低贸易成本的功能.贸易成本的提高不利于双边贸易的发展,协议国对美元实际有效汇率的波动性也会抑制出口贸易.上文分析得出,央行间本币互换通过约定汇率,可以越过中间货币美元来稳定汇率波动,同时没有第三方国家的介入也降低了双边贸易的贸易成本.鉴于此,我国应借助“一带一路”倡议大力发展的契机,加大与“一带一路”沿线国家的自贸区建设,促进文化相融,加强政治沟通,双方政府应通过建立健全货币互换资金启用机制为对方商业银行在使用货币互换项下资金时提供制度保障,从而基于政治、经济、文化各层面,为货币互换政策发挥作用营造良好环境.
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（責任编辑：彭琳）
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