Ｃｈｉｎａ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ ｖｏｌｕｍｅ ７（２） 引 一圉汇率的变化及其对国内价格变化的传导效应已广泛地引起经济学 家关沣。尽管目前国内已有许多研究讨论汇率和贸易的关系（如谢建国和陈 漓高，２００２；何帆和张斌，２００３；梁琦和徐原，２００６等），但从价格传递的 渠道研究汇率变化与贸易流之间关系的研究却相对比较少。目前，中国是美 国的第二大贸易伙伴。自２００５年７月起，我国放弃人民币对美元的同定汇 率制度转而盯住一篮子货币，并对美元升值。在此后的五年中，人民币对美 元升值了约２０％，从１美元兑８．３元升值至ｌ美元兑６．８元。与此同时，中 同对美同的出口也从２００６年的２０３４亿美元增加到２００８年的２５２３亿美元。 当然，观察到这一现象并不足以说明人民币的升值会导致中国对美国出口增 加——因为除汇率外的其他因素也会导致我国对美国出口的增加。但不管如 何，人民币升值对中国对美国出口的影响是一个值得深入研究的课题。 初看起来，道理似乎很直观：人民币升值使得我国的出口品变得更加昂 贵，出口会相应减少，而进口也会相应增加。但事实上，问题远非如此简单。 如Ｆｅｅｎｓｔｒａ（１ ９９８）所述，双边贸易量主要是受两个贸易国家的ＧＤＰ、运输 成本的大小和其贸易自由化程度影响的。由于汇率与关税对一国国内价格的 影响本质上是一致的，因此汇率也可类似地归人与关税同类的双边贸易“冰 ｉ１１”运输成本。从这一角度上讲，汇率变动对双边贸易的影响仍然是一个实 证问题。 正如Ａｎｄｅｒｓｏｎ和Ｖａｎ Ｗｉｎｃｏｏｐ（２００３）指出，引力模型也许是当今唯一 能成功地解释双边贸易额的理论模 。在它最简单的形式中，引力模 意味 着双边贸易额与贸易国的ＧＤＰ直接成比例。本文因此采用一个一般均衡理 论模 来研究人民币升值对中美双边贸易的影响。简单地说，人民币升值会 对美国国内价格产生一定的价格传递作用，而这又会影响中美双边贸易额。 换言之，由于美国是贸易大国，汇率变动如同征收关税一样会产生“贸易条 件”方面的变化。 类似于本文的研究还有其他探索汇率和贸易方面的论文。正如Ｇｏｌｄｂｅｒｇ ４８ 中大管理研究２０１２年第７卷（２） 和Ｋｎｅ￣ｅｒ（１９９７）所介绍的，探索汇率与商品价格关系的文献主要集中在以 下三个方面：汇率的传导，一价定律，根据市场定价（ｐｒｉｃｉｎｇ ｔｏ ｍａｒｋｅｔ）。 Ｆｅｅｎｓｔｒａ（１９８９）发现：利用日本和美国的行业数据可以很好地检证关税和汇 率对进口价格的影响的确是对称的。最近，Ｂｅｒｇｉｎ和Ｆｅｅｎｓｔｒａ（２００８）也研 究了美国从采用固定汇率国（如中国）进口份额的变化会如何影响汇率对于 美国进口价格的传导。在这篇文章中我们将进一步研究汇率变化如何通过使 得进口厂商的贸易条件改善和不完全的汇率传导来影响双边贸易。 本文首先构建了含有汇率在内的引力模型，并据此理论模型进行结构式 的实证回归。本文发现人民币对美元升值显著地减少了中国对美国的出口。 具体地，给定其他不变，人民币升值１０％，中国对美国的出口将减少１２％。 该发现对于不同计量方法和不同时期估计均为稳健显著。因此，即使不考虑 人民币升值对我国从美国进口的正面影响，人民币升值对降低中美双边贸易 的不平衡，并避免相应潜在的贸易冲突作用也是明显的。 本文安排如下：第二部分简要介绍我国的汇率改革，第二＝部分构建一个 含汇率的引力理论模型，第四部分描述如何估计这个含有汇率的引力理论的 结构性回归模型，第五部分是主要的回归结果和敏感性分析，第六部分小结。 正如林毅夫（Ｌｉｎ，２００３）所指出的，如同许多其他欠发达国家一样，在 改革开放以前，中国采取了重Ｔ业优先的发展战略。由于重Ｔ业项目多为资 本密集 ，其项目所需要的仪器多半无法在国内生产，因而需要进口。然而 其时由于我国出口量较少，且多限于出口低附加值的农产品和资源 产品， 因而外汇资源也就非常稀缺。因此，中国政府不得不高估人民币汇率来降低 为发展重Ｔ业项目所需进口的仪器成本。这样，在改革开放初期（１９８０年）， 人民币对美元的汇率定为１．５元兑１美元，政府严重高估人民币。 随后，从１９８４年的十年中，中国则采用汇率双轨制（余淼杰，２００９ａ）。 一个是官方的固定汇率体系，另一个则是由市场决定汇率的外汇互换市场。 在官方的固定汇率体系中，汇率于１９８６年同定在３．５元对１美元的水平。而 ４９ Ｃｈｉｎａ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ ｖｏｌｕｍｅ ７（２） 在非官 轨中，进口商与出口商以及其他有外汇供给或需求的市场参与者按 照市场决定的汇率进行交易。非官方轨由于受到较少的监管，在这个市场中 出口厂商能卖掉他们额外的储备，因而美元设定在一个更高的均衡价格。 １９９４年１月，中国政府决定汇率并轨，并于１９９３年贬值３０％。同时，允许 经常账户可自由兑换。所以，１９９４年的汇率变化可视为人民币汇率的第一个 结构性变化。 在随后的十年中，人民币对美元汇率被同定在８．３人民币兑ｌ美元水平。 即使在东南亚金融危机（１９９７～ｌ９９８）中，许多国家都通过本币贬值来减轻 危机带来的不利冲击（如日元贬值２０％而泰铢贬值近４０％）。而中国政府坚 持汇率同定不变。但人民币汇率的第二个结构性变化则是发生在２００５年６ 月，人民币对美元汇率升值了２％。同时，人民币不再仅仅盯住美元，而是 盯住包括美元、Ｈ元等货币在内的一篮子货币。事实上，自２００５年至今， 人民币持续稳定升值。在五年内升值已超过２０％。 为什么中国政府在２００５年重估人民币汇率呢？一个重要的原因是中美 双边贸易不平衡。在２００２～２００６年间，中美双边年贸易增长率平均超过２０％。 在２００７年，当双边贸易额（包括从香港的再出口）达到３ｌ８Ｏ亿美元时，中 国已经取代墨西哥成为美同的第二大贸易伙伴。同时，中同对美国保持了很 人的贸易顺差额。２００４年，中美贸易顺差已达１６１０亿美元。更重要的，在 关贸总协定（ＧＡＴＴ）中的第八轮乌拉圭回合谈判中，中美再一次达成关于 纺织品的有关协议（ＡＴＣ：ｔｈｅ ａｇｒｅｅｍｅｎｔ ｏｎ ｔｅｘｔｉｌｅ ａｎｄ ｃｌｏｔｈｉｎｇ），同意在十 年内结束之前已存在的限制发展中国家向发达国家出口的纺织品及成衣协 议（ｍｕｌｔｉ—ｉｆｂｅｒ ａｇｒｅｅｍｅｎｔｓ），即中国同意对每年出口到美国的纺织品额设定 一个上限。由于ＭＦＡ协定到２００５年１月到期失效，随即导致中国向美国的 纺织品出口急剧增长。双边贸易的失衡使得美国国内贸易保护主义重新抬 头。来自美国Ｔ会等特殊利益集团通过国会向中国政府施压，如中国不“自 愿”限制对美国的出口，美同同会则会对中国施加贸易制裁。为了避免潜在 的双边贸易战，中国政府同意在２００５年７月２１日人民币对美元升值２％。 同时，汇率允许在一定的区域内浮动。如图１所示，人民币自２００５年开始 进入升值轨道。 ５０ 中大管理研究２０１２年第７卷（２） 图１ 人民币２００５年后进入升值轨道 数据来源：ＣＥＩＣ数据库。图中＇１▲广－代表中国向美国的月度出口量（百万美元），＋代表人民币汇率（美元／人民币）。 可见，改革开放 十年来人民币汇率改革可大致概括为：十年双轨制 （１９８４～１９９４）、十年固定汇率（１９９４～２００４）、和两次结构式调整（１９９４ 年和２００５年）。那么，近期的汇率调整对中国对美国的出口影响如何呢？ 为回答这一问题，先让我们用引力模型对之加以理论引导。 如余淼杰（２００８，２０１０）所介绍的，Ｔｉｎｂｅｒｇｅｎ（１９６２）是第～次使用弓 Ｃｈｉｎａ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ ｖｏｌｕｍｅ ７（２） 力力‘程来描述两国贸易模式。引力方程的最简式表示，双边贸易水平与贸易 围的围内生产总值是成正比例的。随后，Ａｎｄｅｒｓｏｎ（１９７９）运用一个常替代 弹性的效用函数为引力方程提出了一个理论上的微观基础，并南此成为以后 相关研究的标准模式。本文在理论上的创新之处则是把汇率引入引力模型， 从而得以估计出汇率变动对中美双边贸易的影响。 为简化并与文献一致起见，假设每个国家生产唯一的产品种类，因而行 业ｋ中的产品类别ｈ从国ｉ出Ｅｌ到国，等于在围，消费该种产品种类ｈ。假设 国家 １，…Ｊｒ，在行业ｋ中生产Ⅳ腑商品，则有常替代弹性效用函数： ＝ ：（ ） ｄｈｄｋｄｉ ． （ ＞０） （１） 其中ｃ 是Ｊ国消费的ｆ国生产的行业ｋ中产品种类ｈ。替代弹性 由 ＝］／０一Ｐ）给定。类似于Ａｎｄｅｒｓｏｎ和Ｖａｎ Ｗｉｎｃｏｏｐ（２００３），假设给定ｆ和 。 ， ，，对于行业ｋ中所有位于序列｛１…Ｎ ｝中的ｈ和ｈ 来说，有 ｈ ＝ 换言之， 围从 国进Ｅｌ的同行业的所有产品都有相同的价格Ｐ ｍ。 这样， 对各种产品类别而言， ，围的消费量就会是一样的，即： Ｖ，ｚ∈｛１，…Ｎｉ ｝， ＝ｃ ＝Ｃ，ｍ。因此，进口国 代表性消费者效用函数（１） 可表为： 【，＝』＝： １ （ ） ｄｋｄｉ 该消费者根据其预算约束最大化其效用： ： ：（２） （３） ｄｋｄｉ ｌ Ｉ 其中Ｊ， 是美国的ＧＤＰ水平。求解该最大化问题，可得到每个产品类别 的衍生需求函数ｃ 一Ｐｉ ＩＰｋ） （ ／Ｐ ） （４） 其中总价格指数定义如下： 三［ Ｎｉｋ（Ｐｉ ） ｄｋｄｉ］ （５） 最后，美国从中国的进口额为： ｙ ｃｈ ｐ Ｃ ｄｈ＝Ｎ Ｐ ｋＣ丸 ｋ ０ ６ 其中第一个等式是进１２１值的定义，第二个等式则是根据不同品种商品等 价的假设。联立（４），（５）和（６），得到了中国向美国的出１：２１值： ①注意到：虽然同一行、Ｉ 内产品价格不变，ｆ｝Ｉ我们允许不同行、 问的价格町变。这个假设 ｊ以下事实 一致的：丰山车中皇冠型车与凯美锐型车的价格差别相对于其与一支铅笔的价格相比，前者基本可以忽略。 ５２ 中大管理研究Ｘ ｋ＝Ｎ ｐｃｈ ｝Ｐｋ ２０１２年第７卷（２） Ｌ ） 尽管如此，双边贸易也受出口国产品数量Ⅳ 的影响，但问题是ＪＶ 是 难以观察的。为回归估计的需要，这里采用Ｋｒｕｇｍａｎ（１９７９）年首先使用的 垄断竞争模 来帮助我们消去（７）式中的出１５产品数量。 正如Ｋｒｕｇｍａｎ（１９７９）、Ｂａｉｅｒ和Ｂｅｒｇｓｔｒａｎｄ（２００１）和Ｆｅｅｎｓｔｒａ（２００２） 指出，考虑一个典型的新古典追求利润最大化的企业 。当给定商品的产量 （ ｃｈ）及其同定成本（ ＝ ＋ ）和等边际成本（ ）时，劳动力（ ）是该 （８） 企业在行业ｋ中唯一的投入： 代表性企业的垄断竞争均衡意味着两个条件： 第一，对于代表ｌ生厂商来说，边际收益等于边际成本。因为当国家ｆ的 产品种类数量 很大的时候，需求弹性等于替代弹性 ，可得到了第一个 均衡条件： ｐｐ２ｈ＝ Ｗｃｈ 其中中国的工资用Ｗ 表示。 （９） 第二，由于企业可自由进出，每个企业得到零利润。因此中国行业ｋ代 表性企业的利润函数是 ＝ ｙ；ｈ—Ｗ幽（ ＋ 业ｋ的代表性企业的均衡生产水平 ： ｃｈ— ），Ｎ ＪｔｇＮ算出了中国行 砭“ （１＿ ） 其中给定Ｐ， 和 都是同定参数后， 是常数。现记中美之间汇率 水平（￥１ＲＭＢ）为Ｐ，则中国的ＧＤＰ用美元来计量为ｙ曲＝击 中Ｓ 是行业ｋ占ＧＤＰ的比重，将此式代人（７）中，可得： 其 ｘ；Ｌ，－ ｓｋＣｈｙｃｈ ｙ，ｋ ，．，¨／ （１。） 因此，双边贸易量取决于汇率水平及贸易国的ＧＤＰ，出口代表性企业的 产量和各种价格指数。 Ｃｈｉｎａ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ ｖｏｌｕｍｅ ７（２） 赣 为估计引力 ‘程（１０），现先将两边取对数： ｌｎ ＝ｌｎ（Ｙ曲 ）一ＩｎＰ—Ｉｎ ＋Ｉｎ ｃｈ＋（１一ｏｒ）ＩｎＰ帅， 、 ｌ Ｊ， ＋（１一ｏ＇）ｌｎ 一Ｉｎ 汇率对交易两围价格的影响起着同关税近似的“冰…”交易成本 （Ｓａｍｕｅｌｓｏｎ，１９５２）的作用。根据关税和汇率间的对称“传递”假说，如同 一大同采用进口关税会降低世界价格一样，人民币升值也可视为降低出口国 的产品价格。换言之，汇率对进口品价格起着一定的传导作用（ｐａｓｓ．ｔｈｒｏｕｇｈ）。 这个关系用下式来表示：Ｐｍ ：Ｐ（ ） 其中 ＜１。沣意到Ｐ幽 ， 为含成本、 保险、运输费在内的到岸价，而ｐ 则为离岸价。取对数后，我们考虑以下 形式。、： Ｉｎ ｐ ｋ： ｋ＋Ｉｎ ｅ＋６Ｉｎ ｐ譬＋＿ｕ １２ 其中，常数项 ， 表明其他所有具体化的边界影响。这样将（１２）带人 （１ １）可得下列估计式： ＩｎＸ ｃｈ＝Ｉｎ（Ｙ，曲 ）一ｏ－Ｉｎ ＋（８（１一 ）一１）ｌｎ ，， 、 ＋［（１一ａ）ａｋ—Ｉｎ 十ｌｌｎ ｃｈ＋（ 一１）ｌｎ ＋（１一 ） 】 在上式中，双边出口的对数值主要受贸易围的ＧＤＰ、汇率，中国的离岸 价价格指数（Ｉｎ ）以及进１２１厂商的对数总价格指数（Ｉｎ ）影响。此外， 双边出口值也受不可观察的出口代表Ｉ生企业产值 的影响。 不过，式（１３）中，除了其他未界定的边界效用（ ），中围ｋ行业中 代表性企业的产值（ ），中国各行业所占ＧＤＰ比重（ ｃｈ）之外，进１２１国 综合价格指数都是无法观测的，因为它取决于等式（５）中无法测量的出口 类别数Ⅳ 。这样，根据Ｆｅｅｎｓｔｒａ（２００３），可把总价格指数项、确定的出 口国生产水平、各种难以明确指出的边界效应都放入误差项 中： ＝（１一 ） 一Ｉｎ ＋Ｉｎ “ｃｈ＋（ 一１）ｌｎ ＋（１一 ） 最后，南于以前的汇率水平可能影响当期的汇率变化。仿照Ｆｅｅｎｓｔｒａ ①注意到采用不同形式来柑述｝Ｌ率的传导效用并不会影响回归结果。 ５４ 中大管理研究２０１２年第７卷（２） （１９８９），每个季度的期望汇率都取当期汇率和其前 季度平均即期汇率的 对数线性函数①。相应的，有如下形式的估计： ３ ｌｎ碟“： ＋ ｌｎＹ，曲＋厦Ｉｎ ｙ ｕ ＋∑屈，ｌｎ 一，＋ Ｉｎｐｋ＂ｈ＋ ， （１４） ／＝０ 注意到，这里我并没有把两个贸易圉ＧＤＰ的系数限制为１个单位。相 反的，而是允许 和 具有一定的灵活性，并让数据来决定其大小。 本部分首先描述数据，随后汇报分析主要的计量回归结果并讨论如何解 决可能存在的汇率内生性问题。最后，梳理分析各种稳健性回归结果。 （一）数据 本文回归所用的数据涵盖范围为２００２年第一季度到２００７年第四季度。 之所以集中考虑这一时期是由于中美双边贸易自中国于２００１年人世以后增 长极为迅速。式（１３）中因变量为ＳＩＴＣ．２位码的美同从中国Ｔ业进口值的 对数值。数据方面采用美国从中围的进口而非中同的出口数据以避免因忽略 中围从香港再出口而造成的数据不准确问题（Ｆｅｅｎｓｔｒａ和Ｈａｎｓｏｎ，２００４）。 而在自变量中，人民币对美元的即时汇率采用季度平均汇率来计量。之所以 不采用每季度结束时的即时汇率则是为了避免该时日的随机波动误差 （Ｆｅｅｎｓｔｒａ，１９８９）②。 至于回归所用的价格数据，最理想的衡量力‘法无疑是使用美国进口产品 的单位批发价来度量。可惜的是，目前尚无法得到这类数据。退而求其次， 本文采用我国Ｔ业价格指数（ＰＰＩ）来衡量出口价格（即离岸价格）。 表１给出各个变量的描述性统计。本文所用数据涵盖２００２—２００７间６２ 个行业的１４８２个季度观察值。文中所用的数据均可公开获得的。如无特殊 指明，则数据可从ＣＥＩＣ数据库中获得 、。在该数据中，贸易伙伴国的ＧＤＰ ①这里先前季度数的不同选取不会影响回归估计结果。 ②也正如Ｍｅｅｓｅ和Ｒｏｇｏｆｆ（１９８３）指出地并由Ｆｅｅｎｓｔｒａ（１９８９）验证的，用季度远期汇率来代替即时 汇率并不会改变估算结果。 ③数据来源：ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ，ｃｅｉｃｄａｔａ ｃｏｒｎ。 ５５ Ｃｈｉｎａ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ ｖｏｌｕｍｅ ７（２） 和人均ＧＤＰ均用美元衡量。按部门分类的美国ＧＤＰ数据（ＮＡＩＣＳ）则可从 美国经济分析局（ＢＥＡ）获得。中同Ｔ业价格指数可从国家统计局的《中国 统计年鉴（２００７）》中得到，注意到１９９５年是基年。表２也提供了ＳＩＴＣ．２ 位码和中国Ｔ业价格指数（ＰＰＩ）分类的对照。 表１基本统计数据（２００２～２００７） 变量名 美Ｉ ＧＤＰ对数（百万） 美 人均ＧＤＰ对数 中 ＧＤＰ对数 观测值数量 均值 标准误差 最小值 最大值 ｌ４８８ １４８８ ｌ４８８ ３．９６７ ４．６０９ ５．７２３ ０．５３１ ０．０３６ ０．１２０ ２．６７９ ５．１４７ ４．５５５ ５．５６０ ４．６６３ ５．９ｌ９ 中圈人均ＧＤＰ对数 中 ＰＰｌ对数（１９９５：ｌ００） 率对数（￥／ＲＭＢ） ｌ４８８ １４８８ ｌ４８８ ２．６０９ １．９８２ ．０．８８８ Ｏ．１１６ ０．１２７ ０．１Ｏ２ ２．４５３ ２．８００ １．４３６ ２．４９６ ．０．９ｌ８ ．０．３９８ 滞后一期｝ｌ：率对数（￥／ＲＭＢ） 滞后二期 ：率对数（￥／ＲＭＢ） 、 ｌ４２６ ｌ３６４ ｌ３０２ ｌ４８８ ｌ４８８ １４８８ ．０．９０９ ．０．９１１ —０．９１３ ７．４２５ ２００４ ２．５００ ０．０ｌ２ ０．０１０ ０．００８ ０．１１６ １．７０８ １．１１８ ．０．９１８ ．０．８８９ ．０．９１８ ．０．８８５ ．０．９１８ ．０．８８９ ７．１６０ ２００２ １ 滞后■期｝１：率对数（￥／ＲＭＢ） 中国基础货币（ＭＩ）对数 年 季度 ７．６２３ ２００７ ４ 中美贸易行业编码 １４８８ ３１．５００ １７．９０１ １ ６２ 表２ ＳＩＴＣ一２位码和中国工业价格指数分类对照表 中国生产者价格指数编码 冶金 中美贸易ＳＩＴＣ一２位码 ２０，４２，４３，４４，４５，６６ 煤炭 石油 化学品 ｌ６．２２ ２３．２４ １９，２８，２９，３０，３２，３３，３４，３５，３６，３８ 装备制造 建筑材料 木材 食品 纺织品 ４６，４７，４８，４９，５０，５１，５２，５３，５４ ５５．５６ １５，３９ １ ２．３ ４ ５，６ ７ ８，９ １０，１１ １２ １４．２１．２５ ２６ ２７ ３１ １８，４１ 服装 皮革 纸 ５７．５８．５９ ｌ３ ３７ １７，４０ 文化教育 手ｌ 艺术 ６０，６１ 注：此处不包含电力行业，因为它不包括在中美双边贸易中。 ５６ 中大管理研究２０１２年第７卷（２） （二）回归估计 表３汇报了人民币对美元汇率变化对双边贸易流的影响。沣意到在所有 的估计中，汇率都是以美元对人民币标价的（￥／￥）。因此，汇率的上升表 明人民币的升值。第（１）列汇报基准的ＯＬＳ结果。主要发现有三： 第一，美国和中国的ＧＤＰ对数值系数均为正且在统计上显著。这一发 现与标准的引力模型相一致：贸易直接与参与贸易国家的ＧＤＰ成比例。给 定其他不变，贸易国规模越大，贸易量越多。 第二，出口国（中国）价格指数系数为负。这也与传统认识相符：较高 的出口价格会使出口下降。 第三个发现也是最有意思的发现是：汇率回归项为负号。这表明人民币 的升值会在统计上显著导致中国向美国出口的减少。为更严格地验证这一发 现是否稳健，由于以前各期的汇率水平可能会影响回归结果（Ｆｅｅｎｓｔｒａ， １９８９），故在回归式第（２）栏中将先前三季节滞后汇率分别纳入回归式。 不过，回归结果表明这些变量系数均不显著。而当期汇率对数值的系数对双 边贸易流的影响仍显著为负。 更进一步地，从式（１２）中可知，双边贸易流也受进口国的加总价格指 数和代表性出口行业产出的影响，而这些又都是不可观察的。因此，我们采 取以下形式的固定效应回归来控制这些因素： Ｅｋｔ＝ ＋谚＋Ｖｋｔ 其中 是未观察到的各行业时间不变的影响， 是随时间变化的固定效 应。 则代表其他模型中未涉及的其他特征。由于样本为季节性数据，年度 和季节同定效应都被包括进来以完全刻划固定效应。第（３）．（４）栏是（１３） 式相应的固定效应回归结果。第（３）栏回归结果表明汇率的回归系数降低 到．１．３３３，这意味着人民币升值１个百分点将会导致中美双边贸易降低１．３３３ 个百分点。第（４）栏回归结果则发现，在控制了同定效用之后，汇率的各 滞后期依然统计上不显著。 （三）内生性问题 值得强调的是，双边汇率并不是外生给定的，而是会受到双边贸易平衡 的影响。如前所述，在２００５年初，纺织品及成衣协议（ＭＦＡ）的到期导致 中国纺织品向美国出口量剧增。结果，中美贸易（中方）顺差急剧增长。这 反过来使得美国国内贸易保护主义的势力抬头。为避免与美国可能发生的贸 易战，中国政府同意在２００５年７月２１日将人民币升值２％。同时，人民币 ５７ Ｃｈｉｎａ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ ｖｏｌｕｍｅ ７（２） 不再盯住美元，而是盯住一篮子货币。可见，双边贸易也会反过来影响汇率。 因此，表３中第（１）．（４）栏所得回归结果有因逆向导致性而产生的内生性 问题。 表３汇率变动对中美贸易的影响（２００２～２００７） 美国从中国的进口 ＯＬＳ ｌＶ （１） （２） （３） （４） （Ｓ） （６） 中 价格指数对数 ．４．１９０＊ —４．０５７＊ —０．０７２ ０．３６４＊ ．４．２９６＊ ０．０２ｌ （－９．３１） （－８．６８） （一０．３９） （１．６６） （－９－３６） （一０．１２） ？ｌ＝率对数（￥／￥） ．５ ２２５｝ ．４ ８９５ ．１．３３３ ．０ ７４２｝｛ ．５．４２４＊｛ ．１．１０８＊ （－９．４４） （一７－４７） （－７．１Ｏ） （－３．１２） （－９．３７） （－５．５７） 滞后．一期汇率对数 ３．４５４ ．０．５００ （－ｏ．１５） （一０．０９） 滞后二期汇率对数 ．４．２６５ ．２．２９０ （－ｏ．１３） （．０＿３４） 滞后■期 率对数 ２．９１３ ２．６２０ （０．１１） （０．５６） 美阁ＧＤＰ对数 ０．２１０木木 ０．２０２＊ ０．０６５＊＊ ０．０５９＊ Ｏ．２１０木木 ０．０６５＊＊ （３．Ｏ６） （２．５９） （２．４７） ｆ２．２８） （３．Ｏ７） （２．４７） 中国ＧＤＰ对数 ２．２９７＊＊ ２．５７８＊＊ ．２．００７ ．１．６６３ ２．３６３＊＊ ．１．９９３ （７．１２） （３．７０） （一０．９３） ｆ・０．４２） （７－２２） （－ｏ．９２） 年度特定 定效应 否 否 足 是 否 足 季度特定固定效应 否 否 是 是 否 是 行业特定【古ｊ定效虚 否 否 足 足 否 是 第一阶段Ｆ统计最 ８１０８．０４５ ５７２３８＿３４± Ａｎｄｅｒｓｏｎ似然 统计量 ３２４２．６４５ ５２９５．６８５ Ｃｒａｇｇ・Ｄｏｎａｌｄ 统计嚣 １ １７３３．７２± ５７７２６．１７５ Ａｎｄｅｒｓｏｎ—Ｒｕｂｉｎ 。统计量 ８８．４００ ３１．０３ｉ Ｐｒｏｂ．＞Ｆ ｏｒ Ｐｒｏｂ．＞ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ 观测值 ｌ４８２ ｌ２９６ １４８２ ｌ２９６ ｌ４８２ １２９６ Ｒ ０．１１ ０．Ｉ１ ０．４９ ０．４５ ０．７ｌ ０．４９ 注：括号内的数字是ｔ值， （ ）表示显著性为１（５）％，｛表示统计量的Ｐ值小于 ０．０１，过度认定测试的Ｈａｎｓｅｎ统计量也是显著的。 Ｔ具变量（１Ｖ）估计法是控制汇率内生性的一个标准方法。这里我们选 取中国的狭义货币存量（Ｍ１）作为Ｔ具变量来进行ＧＭＭ估计。采用ＧＭＭ 估计的主要原因是它对误差项要求的假设较少，并目．相对于最小一般二乘 法，它有能力产生具有异方差的稳健标准误项（Ｈａｌｌ，２００４）。表３的第（５） ５８ 中大管理研究２０１２年第７卷（２） 一（６）栏是运用ＧＭＭ所得的回归结果。 之所以选择Ｍ１作为汇率的工具变量，其经济含义是明显的。如Ｂｅｒｇｉｎ 和Ｆｅｅｎｓｔｒａ（２００８）所指出的：如果政府通过采取紧缩银根以降低货币供给， 则会使利率上升。这样，外国对本国有投资愿望，因而对人民币的超额需求 推动汇率升高。人民币走强时，对美国的出口则可预期减少。当然，为充分 评判该丁具变量的有效性，我们进一步运用多种统计检验作最严格的验证。 首先，表中榆查了回归ｌ方程式的第一阶段Ｆ统计量，以此来检验第一阶 段的Ｔ具变量是否可以排除在回归外。我们在０．１％的水平上拒绝模型被误设 这一零假设。接下来，检验］二具变量是否与内生的解释变量相关。按照 Ａｎｄｅｒｓｏｎ（１ ９８４）的典 相关似然比的检验方法来检验回归式是否可识别的， 我们发现在０．１％的显著性水平表明回归式是可被识别的。第ｉ，我们进一步 检验Ｔ具变量（Ｍ１）是否与内生的解释变量（汇率）是弱相关的。如然，则 回归结果将不可信。Ｃｒａｇｇ和Ｄｏｎａｌｄ（１９９３）提供的Ｆ统计量在一个很高的 显著性水平上拒绝了第一阶段是被弱识别的零假设。最后，Ａｎｄｅｒｓｏｎ和Ｒｕｂｉｎ （１９４９）的 统计‘量拒绝了内生回归系数等于零的原假设。 总之，所有的 统计检验充分表明Ｍ１在这个回归中是一个很好的工具变量。 表３的第（５）．（６）行汇报了用Ｍ１作为Ｔ具变量时所得的回归结果。 第（５）行表明中美汇率对出口的弹性为．５．４２４，这与第（１）栏的基准回归 结果相当接近。尽管如此，在第（６）行中，在控制了双向同定效用及内生 性影响之后，汇率对出口的弹性估计值在绝对量上大大地减少了。不过，其 经济含义却依然十分清晰：人民币升值会显著降低中国对美国的出口。 回归结果具有明显的政策建议。从回归（６）中可知，在控制了汇率的 内生性后，人民币与美向华进口值的弹性为一１．１０８。这意味着如果人民币升 值１０％，则美国从中国的进口值将下降约１１％。所以，即使人民币升值不会 增加中围从美国的进口，人民币升值也的确可以降低中美贸易逆差。 （四）更多的稳键性分析 如前所述，人民币对美元汇率是从２００５年７月后才开始升值的。因此， 如果在回归中包含大量在此之前的样本的话，则汇率对于双边贸易量的影响 可能被低估。因此我们剔除２００５年之前的样本并进行重新估计。 表４汇报了用２００５～２００７年间样本所估计的人民币与美元汇率对中国 ①注意Ｈａｎｓｅｎ榆验也包括在我的估计中，我没有列ｆ“Ｈａｎｓｅｎ柃验因为等式相当一致。 ５９ Ｃｈｉｎａ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ ｖｏｌｕｍｅ ７（２） 对美国出口的影响。结果虽然在量上与表３中所得的结果略有不同，但经济 含义却是一致的：在控制汇率的内生性问题后，人民币升值显著降低中国对 美国的出口。具体地，汇率对双边贸易的点弹性从第（４）栏中的．２．Ｏ７到第 （６）栏中的．１．１７不等。其它如贸易伙伴同的ＧＤＰ变量也与表３中的相应变 量结果接近。 表４汇率变动对中美贸易的影响（２００５ ２００７） 美国从中国的进口 （１） 中旧价格指数对数 ．ＯＬＳ （２） （３） （４） （５） ＩＶ （６） ０．０ｌ２ （－０．０２） ．１．１６８幸 ３．７８５＊＊ ．３．６１ １ ．０．２３２ ．０．８７２ ．３．８５０＊ ｆ－７．０６） 一２．０６９＊＊ ．４．７７０＊ （一７．００） （－６．１４） ｆ－Ｏ－３９１ ｒ－Ｏ．９８） ．‘率对数（￥／ＲＭＢ） 期｝Ｊ：率对数 ４．６５５＊ ．４．５０１木母 ．１－４ｌ２ （一７．２２） （－５．３２） （－２．４１） ｆ－２－３２） （一７．２３） （一１．８０） 滞后一．１８－３７５ ｆ一０．５３） ．８．０１０ （一０．７１） 滞后二期７Ｉ：率对数 滞后■ 期 率对数 美 ＧＤＰ对数 中ｌ玉ｌ ＧＤＰ对数 季度特定 定效 行业特定『古ｌ定效应 第一阶段Ｆ统计最 ２６．７６５ （０．６８） ６．５８３ （１．０６） ３．６１ ５ ｆ０．１３） ３．９４８ ｆ０．３２） ０．２ｌ７料 ０．２６８＊ ０．０６２＊ ０．０５６＊ ｆ２．ｏｏ） （１．８０） ｆ２．４２） ｆ２．０３） ０－２１５ （１．９８） ０．０２７ （１．３８） １．２９６ （１．４０） ．１．３０５ ．３．２０３＊ （一０－４０１ （一Ｏ．６４１ ０．９１８ ｆ０．２９） １．３７８ ｆ１．４８１ １．１６２木幸 （４．６３１ 否 否 否 否 是 足 是 是 否 否 是 足 ２７３９．１０± １ ８５８．７０ｉ Ａｎｄｅｒｓｏｎ似然 统计量 Ｃｒａｇｇ－Ｄｏｎａｉｄ 统计量 ２１２４．５６± １ １０３．８７ｉ １２２５７．１０ｉ ２７６７．５９ｌ Ａｎｄｅｒｓｏｎ．Ｒｕｂｉｎ 统计量 Ｐｒｏｂ．＞Ｆ Ｏｒ Ｐｒｏｂ．＞ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ５２．５５± ０．０００ ３．２１ｌ ０．０００ 观测值 Ｒ０ ７４２ ０．１０ ５５６ ０．１１ ７４２ ０．０６ ５５６ ０．０５ ７４２ Ｏ．１１ ７４２ ０．１１ 注：括号内的数字是ｔ值， （｝ ）表示显著性为１（５）％，￥表示统计量的Ｐ值小于 ０．０ｌ 最后，考虑到大多引力模 都把贸易国的人均ＧＤＰ变量包含在回归元 中，我们因此也在回归中控制贸易国的人均ＧＤＰ变量以检验上述回归结果 是否还稳键。表５汇报了这一结果。可以发现，我们先前的所有发现依然成 中大管理研究２０１２年第７卷（２） 立。人民币升值依然显著地降低中国对美国的出口。有趣的是，两贸易国人 均ＧＤＰ变量回归系数均为负。这并不令人意外：一国的人均ＧＤＰ并不是外 生给定的，它事实上是受该国的制度所影响的（Ａｎｄｅｒｓｏｎ和Ｍａｒｃｏｕｉｌｌｅｒ， ２００２）。不过，这里我们由于该系数统计上并不显著，我们无需太在意这一 点。 表５中国对美国出口的估计（２００２～２００７） ＯＬＳ ＩＶ 美国从中国的进口 ．（１） （２） （３） ．０．０１３ （４） ０．３６５｝｛ （５） ．４．１８６木木 （６） ．０．０１０ 中国价格指数对数 率对数（￥／ＲＭＢ） 滞后一．４．１９２料 ．４．０７２＊ （－９．４０） （－８．７６１ （－ｏ．０７） （．１．６７） （・９－３０） （・０．０５） ４．９６９＊ －４．９１７ ｝ ．１．１２６＊ ．０．７６２＊ ．４．９５７＊ （－８．４９） ｒ一７．３８） ｒ一５．６２） （－３．１３、 （－８．２３） ．１．１２２木木 （－５．５７） 期汇率对数 １．３９２ （．－．０．５３７ （－ｏ．０９） ｏ．０５） 滞后二期汇率对数 滞后三期汇率对数 美国ＧＤＰ对数 中 ＧＤＰ对数 一５．２６０ ０．０７７ ．１．５２１ ｆ一０．２２） （ ０．１５） ．．１．１５７ （．０．１９） （－ｏ．００） ０．２５５＊ ０．２３１半木 ０．０６５＊ ０．０５９＊ ｆ３．４５） （２．８７） ｒ２．４６） ｆ２．２８） ０．２５５ ｆ３．４６） ０．０６６＊ ｆ２．４８１ ４３．９２９ ７４．８４５ （０．５６） （０．３８） ４４．３３９ （０．５７） １０９．１３９ （１．２９） 美国人均ＧＤＰ对数 中国人均ＧＤＰ对数 年度特定 定效应 季度特定『古Ｊ定效应 ９．４２５ （１．６８） ．８．９８７ （１．５５） ．２．１３２ ．２．５８１ ．１．８０６ 是 是 ９．４２９＊ （１．６９） ．２．１２０ （－０．６７） （－Ｏ．６７１ （－ｏ．３９） ４６．２１０ ．７８－３１２ ．１．９０２ 否 否 否 否 是 是 －４６．６４１ ．１１１．０４７ （－０．５８） （－１．２８） （－ｏ．５７） （－ｏ．３８） （－ｏ．８８） （－ｏ．４５） 否 否 是 是 行业特定固定效应 第一阶段Ｆ统计量 Ａｎｄｅｒｓｏｎ似然 统计量 Ｃｒａｇｇ－Ｄｏｎａｌｄ 统计量 Ａｎｄｅｒｓｏｎ－Ｒｕｂｉｎ Ｚ 统计量 Ｐｒｏｂ．＞Ｆ ｏｒ Ｐｒｏｂ．＞ 否 否 是 足 否 是 １９６７４．０１｛ ６９４８０．２２＋ ３８ １６．７６＋ ５２９５．６８ｉ １ ７９８６．６ｌ ５７７２６．１７ｌ ６７．６１± ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ３１．０３＋ ０．０００ 观测值 Ｒ２ １４８２ ０．１１ ｌ２９６ ０．１１ ｌ４８２ ０．４９ ｌ２９６ ０．４５ １４８２ Ｏ．７ｌ １２９６ ０．４９ 注：括号内的数字是ｔ值， （ ）表示显著性为１（５）％，｛表示统计量的Ｐ值小于 ０．０１。 ６ｌ Ｃｈｉｎａ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ ｖｏｌｕｍｅ ７（２） 总之，所有的实证结论均表明人民币的升值显著地减少了中国对美同的出 口。 赣 通过使用２００２～２００７年间的行业面板数据，本文研究人民币升值对中 美双边贸易的影响。与先前其他简化式的回归不同，本文的结构性参数回归 （ｓｔｒｕｃｔｕｒａｌ—ｆｏｒｍ ｐａｒａｍｅｔｅｒｓ ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ）是严格以一个修正的引力理论模型为 引导的。因此，我们得以在统计上和经济上来解释估计结果。估计结果清晰 表明人民币对美元升值显著降低了中国对美国的出口。给定其他不变，人民 币升值１０％，中国对美国的出口将减少１１％。而这些发现对不同计量力 法的 采用和不同时期的调查均是稳健的。 本文的发现也具有重要的政策含义。人民币的持续升值会造成中国对美 国的出口减少。即使不考虑升值对中国从美国进口的正面促进作用，也可知 人民币的升值会一定程度减小中美贸易顺差，这自然会缓解中美一度紧张的 贸易关系。但是却会给国内出口商造成较大的压力。并可能会进一步影响到 我围宏观经济的未来增长。因而，如果要继续保持我国经济的高增长，则宜 把政策重心放在促进内需上。 最后是对本文一些可能的拓展。其一，如果数据可得的话，则宜用真实 水平的离岸价来代替行业价格指数。这样，汇率的传导就能够得到更精确的 识别。其二，也可考虑在模 中加入进口关税变量，以来检验汇率和关税的 对称假说。由于数据限制，我们在此先不探讨这些问题。但却不失为未来研 究的可能力‘向。 参考文献 旧家统计局，《中 统计年鉴２００７）），中罔统汁出版社。 梁琦、徐原，２００６： 率对中国进出口贸易的影响——兼论２００５年人民币汀：率机制 改革，《管碑世界》第１期。 ６２ 中大管理研究２０１２年第７卷（２） 谢建 、 陈漓高，２００２：人民币 率与贸易收支：协整研究和冲击分解，《世界经 济》第９期。 余淼杰， ２００８：发展中国家间的民主进步能促进其双边贸易吗？《经济学（季刊）》 第７卷第４期。 余淼杰，２００９：《中 外外贸改革３０年》，收于《中Ｉ司经济改革ｉ卜年：变与常》， 郑伟硕、罗金义丰编，香港城市大学出版社。 张斌、何帆，２００３：人民币升值策略分析，《目际经济评论》９－１０月号。 Ａｎｄｅｒｓｏｎ，Ｊａｍｅｓ，１ ９７９，Ａ Ｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌ Ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎ ｆｏｒ ｔｈｅ Ｇｒａｖｉｔｙ Ｅｑｕ￣ｉｏｎ，Ａｍｅｒｉｃａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，７５（１），１７８－１９０． Ａｎｄｅｒｓｏｎ，Ｊａｍｅｓ ａｎｄ Ｄｏｕｇｌａｓ Ｍａｒｃｏｕｉｌｌｅｒ，２００２，Ｉｎｓｅｃｕｒｉｔｙ ａｎｄ ｔｈｅ Ｐａｔｔｅｒｎ ｏｆ Ｔｒａｄｅ：Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｏｎ，Ｒｅｖｉｅｗ ｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ，８４（２），３４２－３５２． Ａｎｄｅｒｓｏｎ，Ｊａｍｅｓ ａｎｄ Ｅｒｉｃ Ｖａｎ Ｗｉｎｃｏ０ｐ，２００３，Ｇｒａｖｉｔｙ ｗｉｔｈ Ｇｒａｖｉｔａｓ：Ａ Ｓｏｌｕｔｉｏｎ ｔｏ ｔｈｅ Ｂｏｒｄｅｒ Ｐｕｚｚｌｅ，Ａｍｅｒｉｃａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，９３（１），１７０－１９２． Ａｎｄｅｒｓｏｎ，Ｔ．Ｗ．，１ ９８４，Ｉｎｔｒｏｄｕｃｔｉｏｎ ｔｏ Ｍｕｌｔｉｖａｒｉａｔｅ Ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ Ａｎａｌｙｓｉｓ ２ｎｄ ｅｄ．Ｎｅｗ Ｙｏｒｋ：Ｊｏｈｎ Ｗｉｌｅｙ＆Ｓｏｎｓ． Ａｎｄｅｒｓｏｎ，Ｔ．Ｗ．ａｎｄ Ｈ．Ｒｕｂｉｎ，１９４９，Ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ ｏｆｔｈｅ Ｐａｒａｍｅｔｅｒｓ ｏｆａ Ｓｉｎｇｌｅ Ｅｑｕａｔｉｏｎ ｉｎ ａ Ｃｏｍｐｌｅｔｅ Ｓｙｓｔｅｍ ｏｆ Ｓｔｏｃｈａｓｔｉｃ Ｅｑｕｍｉｏｎｓ，Ａｎｎａｌｓ ｏｆＭａｔｈｅｍａｔｉｃａｌ Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ，２０，４６－６３． Ｂａｉｅｒ，Ｓｃｏｔｔ Ｌ．ａｎｄ Ｊｅｆｆｅｒｙ Ｈ．Ｂｅｒｇｓｔｒａｎｄ，２００１，Ｔｈｅ Ｇｒｏｗｔｈ ｏｆ Ｗｏｒｌｄ Ｔｒａｄｅ：Ｔａｒｉｆｆｓ， Ｔｒａｎｓｐｏｒｔ Ｃｏｓｔｓ，ａｎｄ Ｉｎｃｏｍｅ Ｓｉｍｉｌａｒｉｔｙ，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，５３，１－２７． Ｂｅｒｇｉｎ，Ｐａｕｌ Ｒ．ａｎｄ Ｒｏｂｅ￣Ｃ．Ｆｅｅｎｓｔｒａ，２００８，Ｐａｓｓ—ｔｈｒｏｕｇｈ ｏｆ Ｅｘｃｈａｎｇｅ Ｒａｔｅｓ ａｎｄ Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ Ｂｅｔｗｅｅｎ Ｆｌｏａｔｅｒｓ ａｎｄ Ｆｉｘｅｒｓ，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＭｏｎｅｔａｒｙ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，４１，３５－７０． Ｃｒａｇｇ，Ｊ．Ｇ．ａｎｄ Ｓ．Ｇ．Ｄｏｎａｌｄ，１ ９９３，Ｔｅｓｔｉｎｇ ｌｄｅｎｔｆｉａｂｉｌｉｔｙ ａｎｄ Ｓｐｅｃｉｆｉｃａｔｉｏｎ ｉｎ Ｉｎｓｔｒｕｍｅｎｔａｌ Ｖａｒｉａｂｌｅｓ Ｍｏｄｅｌｓ，Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ Ｔｈｅｏｒｙ，９，２２２・２４０． Ｆｅｅｎｓｔｒ￣Ｒｏｂｅａ Ｃ．，１９８９，Ｓｙｍｍｅｔｒｉｃ Ｐａｓｓ－ｔｈｒｏｕｇｈ ｏｆ Ｔａｒｉｆｆｓ ａｎｄ Ｅｘｃｈａｎｇｅ Ｒａｔｅｓ ｕｎｄｅｒ Ｉｍｐｅｒｆｅｃｔ Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ：Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ｔｅｓｔ，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２７，２５－４５． Ｆｅｅｎｓｔｒａ，Ｒｏｂｅｒｔ Ｃ．，１ ９９８．Ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｄｉｓｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｉｎ ｔｈｅ Ｇｌｏｂａｌ Ｅｃｏｎｏｍｙ，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃ Ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓ．１２．３１－５０． Ｆｅｅｎｓｔｒｍ Ｒｏｂｅ￣Ｃ．，２００２，Ｂｏｒｄｅｒ Ｅｆｆｅｃｔｓ ａｎｄ ｔｈｅ Ｇｒａｖｉｔｙ Ｅｑｕ￣ｉｏｎ：Ｃｏｎｓｉｓｔｅｎｔ Ｍｅｔｈｏｄｓ ｆｏｒ Ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ，Ｓｃｏｔｔｉｓｈ ｌｏｕｒｎａｌ ｆｏＰｏｌｉｔｉｃａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，４９，４９１－５０６． Ｆｅｅｎｓｔｒ￣Ｒｏｂｅｒｔ Ｃ．，２００３，Ａｄｖａｎｃｅｄ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｔｒａｄｅ：Ｔｈｅｏｒｙ ａｎｄ Ｅｖｉｄｅｎｃｅ，Ｐｒｉｎｃｅｔｏｎ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｐｒｅｓｓ． Ｆｅｅｎｓｔｒ￣Ｒｏｂｅｒｔ ａｎｄ Ｇｏｒｄｏｎ Ｈａｎｓｏｎ，２００４，Ｉｎｔｅｒｍｅｄｉａｒｉｅｓ ｉｎ Ｅｎｔｒｅｐ６ｔ Ｔｒａｄｅ：Ｈｏｎｇ Ｋｏｎｇ ６３ Ｃｈｉｎａ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｔｕｄｉｅｓ ｖｏｌｕｍｅ ７（２） Ｒｅ。ｅｘｐｏｒｔｓ ｏｆＣｈｉｎｅｓｅＧｏｏｄｓ，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ＆ＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｔｒａｔｅｇｙ，１３（１），３－３５． Ｇｏｌｄｂｅｒｇ，Ｐ．Ｋ．ａｎｄ Ｍｉｃｈａｅｌ Ｍ．Ｋｎｅｔｔｅｒ１ ９９７ Ｇｏｏｄｓ Ｐｒｉｃｅｓ ａｎｄ Ｅｘｃｈａｎｇｅ Ｒａｔｅｓ：Ｗｈａｔ ，Ｈａｖｅ Ｗｅ Ｌｅａｍｅｄ？Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃ Ｌｉｔｅｒａｔｕｒｅ，３５（３），１２４３．１２７２． Ｈａｌｌ，Ｒ，Ａ．，２００４，Ｇｅｎｅｒａｌｉｚｅｄ Ｍｅｔｈｏｄ ｏｆＭｏｍｅｎｔｓ，Ｏｘｆｏｒｄ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｐｒｅｓｓ． Ｋｒｕｇｍａｎ，Ｐａｕｌ Ｒ．，１ ９７９，Ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ ＲｅｔｕｒｎｓＭｏｎｏｐｏｌｉｓｔｉｃ Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ，ａｎｄ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ ，Ｔｒａｄｅ，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，９，４６９．４７９． Ｌｉｎ，Ｊｕｓｔｉｎ Ｙｉｆｕ，２００３，Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ Ｓｔｒａｔｅｇｙ，Ｖｉａｂｉｌｉｔｙａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｃｏｎｖｅｒｇｅｎｃｅ， ，Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ａｎｄ Ｃｕｌｔｕｒａｌ Ｃｈａｎｇｅ，５ １（２），２７７．３０８． Ｍｅｅｓｅ，Ｒｉｃｈａｒｄ Ａ．ａｎｄ Ｋｅｎｎｅｔｈ Ｒｏｇｏｆ１．１ ９８３Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ｅｘｃｈａｎｇｅ Ｒａｔｅ Ｍｏｄｅｌｓ ｏｆ ｔｈｅ ，Ｓｅｖｅｎｔｉｅｓ：Ｄｏ Ｔｈｅｙ Ｆｉｔ Ｏｕｔ ｏｆ Ｓａｍｐｌｅｓ？Ｊｏｕｒｎａｌ ｆｌｏｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１ ４（１），３－２４． Ｎａｕｇｈｔｏｎ，Ｂａｒｒｙ，２００６，Ｔｈｅ Ｃｈｉｎｅｓｅ Ｅｃｏｎｏｍｙ：Ｔｒａｎｓｉｔｉｏｎｓ ａｎｄ ＧｒｏｗｔｈＭＩＴ Ｐｒｅｓｓ． ，Ｒｏｓｅ，Ａｎｄｒｅｗ Ｋ．，２００４，Ｄｏ Ｗｅ Ｒｅａｌｌｙ Ｋｎｏｗ Ｔｈａｔ ｔｈｅ ＷＴＯ Ｉｎｃｒｅａｓｅｓ Ｔｒａｄｅ？Ａｍｇｒｉｃａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，９４（１ １，９８－１ １４． Ｒｏｓｅ，Ａｎｄｒｅｗ Ｋ．ａｎｄ Ｅｒｉｃ Ｖａｎ Ｗｉｎｃｏｏｐ，２００１Ｎａｔｉｏｎａｌ Ｍｏｎｅｙ ａｓ ａ Ｂａｒｒｉｅｒ ｔｏ ，Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｔｒａｄｅ：Ｔｈｅ Ｒｅａｌ Ｃａｓｅ ｆｏｒ Ｃｕｒｒｅｎｃｙ Ｕｎｉｏｎ３ ８５－３９０． ，Ａｍｅｒｉｃａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，９ １（２）， Ｓａｍｕｅｌｓｏｎ，Ｐａｕｌ，１ ９５２，Ｔｈｅ Ｔｒａｎｓｆｅｒ Ｐｒｏｂｌｅｍ ａｎｄ Ｔｒａｎｓｐｏｒｔ Ｃｏｓｔｓ：Ｔｈｅ Ｔｅｒｍｓ ｏｆ Ｔｒａｄｅ Ｗｈｅｎ Ｉｍｐｅｄｉｍｅｎｔｓ ａｒｅ Ａｂｓｅｎｔ，Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｊｏｕｒｎａｌ，６２，２７８．３０４． Ｔｉｎｂｅｒｇｅｎ，Ｊａｎ，１９６２，Ｓｈａｐｉｎｇ ｔｈｅ Ｗｏｒｌｄ ＥｃｏｎｏｍｙＮｅｗ Ｙｏｒｋ：Ｔｗｅｎｔｉｅｔｈ Ｃｅｎｔｕｒｙ Ｆｕｎｄ． ，Ｗｏｏｌｄｒｉｄｇｅ，Ｊｅｆｆｅｒｙ Ｍ．，２００２，Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｃｒｏｓｓ Ｓｅｃｔｉｏｎ ａｎｄ Ｐａｎｅｌ Ｄａｔａ， ＭＩＴ Ｐｒｅｓｓ． Ｙｕ，Ｍｉａｏｊｉｅ，２００９，Ｒｅｖａｌｕａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ Ｃｈｉｎｅｓｅ Ｙｕａｎ ａｎｄ Ｔｒｉａｄ Ｔｒａｄｅ：Ａ Ｇｒａｖｉｔｙ Ａｓｓｅｓｓｍｅｎｔ，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＡｓｉａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０，６５５—６６８． Ｙｕ，Ｍｉａｏｊｉｅ，２０１０，Ｔｒａｄｅ，Ｄｅｍｏｃｒａｃｙ，ａｎｄ ｔｈｅ Ｇｒａｖｉｔｙ Ｅｑｕａｔｉｏｎ，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ９ １（２）．２８８．３００．