呂誠倫 王學(xué)凱

摘要：引入?yún)R率變動引力模型，采用“一帶一路”沿線64個國家2002 - 2015年面板數(shù)據(jù)，研究匯率變動和外貿(mào)依存度對出口貿(mào)易的影響，結(jié)果顯示：匯率變動不是影響中國對“一帶一路”沿線國家出口貿(mào)易的最重要因素，人民幣升值促進(jìn)了出口貿(mào)易，原因在于中國“一帶一路”沿線國家的匯率變動不是很大;外貿(mào)依存度對出口貿(mào)易影響顯著且存在雙重門檻效應(yīng)，外貿(mào)依存度越小，出口潛力越大;兩國之間距離對出口貿(mào)易有顯著負(fù)向影響;締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易的影響尚未顯現(xiàn)。因此，我國應(yīng)保持人民幣匯率基本穩(wěn)定，以外貿(mào)依存度大小分類實(shí)施不同貿(mào)易政策，繼續(xù)推進(jìn)“一帶一路”國家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，并細(xì)化自由貿(mào)易協(xié)定。

關(guān)鍵詞：匯率變動;外貿(mào)依存度;出口貿(mào)易

中圖分類號：F275.6

文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A

文章編號：1003-7217（2019） 03-0113-06

一、引言

自2013年提出“一帶一路”倡議以來，中國與“一帶一路”沿線國家經(jīng)貿(mào)關(guān)系發(fā)展進(jìn)入了全面快速發(fā)展新時(shí)期，中國與“一帶一路”國家貿(mào)易合作不斷深化、貿(mào)易依存度不斷擴(kuò)大，已經(jīng)成為我國出口貿(mào)易新亮點(diǎn)。但中國與“一帶一路”國家進(jìn)出口貿(mào)易增速先降后升，出口貿(mào)易增速變化劇烈[1]。如何平穩(wěn)有序擴(kuò)大中國與“一帶一路”國家出口貿(mào)易，成為中國與有關(guān)國家面臨的現(xiàn)實(shí)問題，也是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)課題。

主流經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍認(rèn)為，國際出口貿(mào)易由國家競爭優(yōu)勢決定，中國應(yīng)該針對“一帶一路”國家的不同比較優(yōu)勢，考慮各種復(fù)雜因素的影響，采取不同合作戰(zhàn)略，拓展雙邊多邊出口貿(mào)易[2，3]。事實(shí)上，中國與“一帶一路”國家雙邊或多邊出口貿(mào)易增長由眾多因素決定，如關(guān)稅水平、貿(mào)易便利化水平、運(yùn)輸便利化水平、經(jīng)濟(jì)自由化程度、是否建立自由貿(mào)易區(qū)等[4，5]。不少學(xué)者認(rèn)為匯率對出口貿(mào)易有重要影響，但具體影響依賴于與國際經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。早期諸多研究一般基于馬歇爾一勒納模型原理展開，一些學(xué)者認(rèn)為匯率貶值會擴(kuò)大出口[6];另一些則認(rèn)為匯率波動不利于出口貿(mào)易發(fā)展[7 -10]。隨著理論的發(fā)展，也有學(xué)者認(rèn)為具有期權(quán)性質(zhì)的匯率波動有利于出口貿(mào)易[11];當(dāng)然，還有學(xué)者認(rèn)為匯率波動對出口貿(mào)易的影響具有不確定性[12，13]。人民幣匯率對中國出口貿(mào)易影響問題，學(xué)術(shù)界一直充滿爭議：有的認(rèn)為人民幣升值將減少出口貿(mào)易[14 -17]，有的認(rèn)為人民幣升值對出口貿(mào)易的影響具有不確定性[18-21]。隨著“一帶一路”倡議的不斷推進(jìn)，一些學(xué)者開始關(guān)注人民幣匯率對“一帶一路”國家出口貿(mào)易的影響。曹偉等（2016）采用“一帶一路”沿線國家面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期人民幣升值并不帶來進(jìn)口的增加，反過來說，進(jìn)口國貨幣相對人民幣貶值，會使出口減少[22]。楊廣青和杜海鵬（2015）實(shí)證研究顯示，人民幣升值波動會對“一帶一路”沿線國家出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響，并且升值的影響大于波動的影響[23]。此外，有學(xué)者還結(jié)合H-O模型與引力模型技術(shù)，討論了外貿(mào)依存度對出口貿(mào)易的影響[24-27]，后續(xù)研究還不斷加入人均收入、開放度（即外貿(mào)依存度）、區(qū)域貿(mào)易協(xié)定等解釋變量，使引力模型的擬合程度更貼近現(xiàn)實(shí)情況。這些基于引力模型的線性實(shí)證研究，大多表明外貿(mào)依存度對出口貿(mào)易有正向影響[28]。一些新近的擴(kuò)展研究，進(jìn)一步討論了貿(mào)易依存度對“一帶一路”具體國家或行業(yè)出口貿(mào)易的影響效應(yīng)[29-31]。這些研究揭示了國際出口貿(mào)易乃至中國與“一帶一路”國家出口貿(mào)易發(fā)展的復(fù)雜性。

不過，雖然已有研究深入探討了國際出口貿(mào)易諸多內(nèi)在因素的作用機(jī)理與效應(yīng)，有關(guān)匯率變動、外貿(mào)依存度與出口貿(mào)易的關(guān)系研究成果也十分豐富，并且不少研究涉及中國與“一帶一路”國家出口貿(mào)易問題，初步研究了匯率或貿(mào)易依存度因素對中國與“一帶一路”國家出口貿(mào)易發(fā)展的影響效應(yīng)。但已有研究一是研究對象主要是少數(shù)“一帶一路”國家，代表性不足;二是割裂了匯率因素與貿(mào)易依存度因素;三是匯率因素大多關(guān)注匯率水平，忽視匯率波動對出口貿(mào)易的影響;四是實(shí)證分析主要采用線性計(jì)量模型技術(shù)，也沒有考慮中國與“一帶一路”國家出口貿(mào)易的約束因素的差異性，因而匯率與貿(mào)易依存度在中國與“一帶一路”國家出口貿(mào)易關(guān)系的作用效應(yīng)還需要進(jìn)一步深入研究。為此，本文在已有研究基礎(chǔ)上，把“一帶一路”國家樣本數(shù)目擴(kuò)大到64個，在非線性門檻面板模型中，同時(shí)引入?yún)R率、匯率波動與貿(mào)易依存度等變量，建立出口貿(mào)易供給引力模型，著重研究匯率與貿(mào)易依存度對中國與“一帶一路”國家出口貿(mào)易的影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)匯率與貿(mào)易依存度對樣本國家出口貿(mào)易存在非對稱效應(yīng)[32]。

二、計(jì)量模型與說明

（一）計(jì)量模型

Goldstein和Khan（1985）較早研究匯率變動與出口貿(mào)易的關(guān)系.為后來研究匯率與出口的學(xué)者提供了很好的基礎(chǔ)。根據(jù)其經(jīng)典模型，匯率變動對出口貿(mào)易的影響為：

exp=f（y，rp，ev）?????????????????????????????????????? （1）

其中，y表示進(jìn)口國收入水平;rp為出口國匯率水平，表示出口價(jià)格;ev表示匯率波動。

參考Fabiosa（2002）和Dekle等（2006）的方法，以及張伯偉和田朔（2014）[21]構(gòu)建的模型①，本國供給和進(jìn)口供給共同構(gòu)成了外國消費(fèi)者的產(chǎn)品供給，而出口供給為與匯率、價(jià)格水平、進(jìn)口國總需求等因素相關(guān)的函數(shù)：

其中i表示出口國，j表示進(jìn)口國，t為時(shí)間，exp表示i對歹的出口額，e表示兩國間的匯率水平，ev表示兩國間的匯率波動，z表示進(jìn)口國的外貿(mào)依存度，con為影響兩國貿(mào)易的其它控制變量。

根據(jù)學(xué)者對引力模型的研究，兩國的GDP和人均GDP、反映運(yùn)輸成本的兩國距離，以及是否締結(jié)貿(mào)易協(xié)定，都可能對出口貿(mào)易產(chǎn)生重要影響，因此，本文以經(jīng)典模型為基礎(chǔ)，結(jié)合出口供給模型和引力模型，以及中國出口貿(mào)易的特點(diǎn)構(gòu)建計(jì)量模型如下：

其中exgdp和imgdp表示出口國和進(jìn)口國GDP;exgdp和imgdp表示出口國和進(jìn)口國人均GDP;dis為兩國之間的距離，這里選用兩國首都之間的距離;fta表示兩國之間是否存在貿(mào)易協(xié)定。

（二）變量及數(shù)據(jù)說明

本文所選變量含義見表1。匯率變動包括匯率水平和匯率波動，其中匯率水平選取間接標(biāo)價(jià)法下的匯率，即匯率上升表示人民幣升值;匯率波動為即期匯率較前期的變化值與前期值的比值。選擇“一帶一路”沿線64個國家②2002 - 2015年的數(shù)據(jù)，貿(mào)易數(shù)據(jù)主要來源于UN Comtrade數(shù)據(jù)庫③，匯率數(shù)據(jù)來源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫，GDP和人均GDP主要來源于WEO數(shù)據(jù)庫④。有些國家的某些年份數(shù)據(jù)缺失，以及虛擬變量⑤，本文都做了合理化的處理。

一般而言，人民幣升值會影響中國對其它國家的出口，所以，匯率水平對出口貿(mào)易的預(yù)期影響為負(fù)。同樣，人民幣間接匯率正向波動，表示人民幣升值可能減少出口貿(mào)易。一國的外貿(mào)依存度大，表明依賴進(jìn)出口，所以，對中國的出口貿(mào)易影響為正。一國的GDP越大，表明進(jìn)出口能力都很強(qiáng)，所以，GDP對出口貿(mào)易有正向影響。對于人均GDP，出口國人均GDP越高，表明國內(nèi)消費(fèi)能力越強(qiáng)，出口反而可能會減少;進(jìn)口國人均GDP越高，表明購買能力越強(qiáng)，進(jìn)口則可能會增加。兩國之間的距離從某種程度上反映了運(yùn)輸成本，成本越高，出口貿(mào)易可能越少。締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定一般會增加出口貿(mào)易。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）匯率變動與出口貿(mào)易

1.匯率變動對出口影響的檢驗(yàn)（見表2）。根據(jù)式（3）進(jìn)行混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)的回歸，通過Wald檢驗(yàn)拒絕了固定效應(yīng)模型，由于存在兩國距離這類不隨時(shí)間變化的變量，固定效應(yīng)模型的解釋力顯得不足。通過Hausman檢驗(yàn)，P值為0.1864，無法拒絕原假設(shè)，所以隨機(jī)效應(yīng)模型更有效。在混合效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇中，通過BP檢驗(yàn)，拒絕了原假設(shè)，因此，最終選用隨機(jī)效應(yīng)模型，這樣可有效分析不隨時(shí)間改變的變量的影響。另外，本文還列出了兩步系統(tǒng)GMM模型的擬合結(jié)果。

從表2可以看出：（1）匯率變動不是影響中國與“一帶一路”沿線國家出口貿(mào)易的最重要因素。隨機(jī)效應(yīng)模型與兩步系統(tǒng)GMM模型中，匯率水平均不顯著，匯率波動也只是在兩步系統(tǒng)GMM模型中顯著，且系數(shù)非常小，也可以說影響非常小。這與之前學(xué)者的研究結(jié)論不太一致，一般都認(rèn)為本國匯率升值將減少本國出口。這可能是因?yàn)椤耙粠б宦贰毖鼐€國家與中國的貿(mào)易尚處于探索和發(fā)展階段，進(jìn)口國更多地關(guān)注貿(mào)易商品量的余缺，而不太重視匯率水平及波動。加之“一帶一路”沿線國家的金融發(fā)展水平都不高，對匯率變動的感知可能也不是很足。（2）進(jìn)口國的GDP對出口貿(mào)易有顯著的正向影響，出口國GDP、進(jìn)口國人均GDP和出口國人均GDP這三個變量對出口貿(mào)易的影響不太顯著。進(jìn)口國GDP越高，說明其進(jìn)口能力越大，所以，進(jìn)口國GDP對出口貿(mào)易的影響為正。（3）兩國之間距離對出口貿(mào)易有顯著負(fù)向影響。兩國之間距離反映的是貿(mào)易的運(yùn)輸成本，距離越遠(yuǎn)意味著運(yùn)輸成本越大，出口貿(mào)易相應(yīng)地會受到負(fù)面影響，這符合預(yù)期，也與絕大多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論相一致。（4）締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易的影響尚未顯現(xiàn)。隨機(jī)效應(yīng)模型中的自由貿(mào)易協(xié)定變量并不顯著，兩步系統(tǒng)GMM模型中的自由貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易的影響為負(fù)，這不符合自由貿(mào)易協(xié)定關(guān)于促進(jìn)雙邊或多變貿(mào)易的情形?？赡苁且?yàn)樵谶x定的“一帶一路”沿線64個國家中，與中國締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定的國家只有東盟10國、巴基斯坦和格魯吉亞，巴基斯坦和格魯吉亞的締結(jié)時(shí)間都在2015年及之后，這在選定的樣本里并沒有體現(xiàn)出自由貿(mào)易協(xié)定的效果，東盟10國的締結(jié)時(shí)間也僅為2010年及之后的幾年，與總體樣本相比，締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定的樣本量較小，無法真正顯示自由貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易的影響。

2.穩(wěn)定性檢驗(yàn)（見表3）。通過LR檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，拒絕原假設(shè)，說明時(shí)間效應(yīng)顯著。參考楊廣青和杜海鵬（2015）[23]的研究思路，引入2005年匯率改革為虛擬變量，對上述隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。此外，還根據(jù)國家數(shù)量⑥分樣本進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

由表3可知：（1）匯率變動對出口貿(mào)易的影響有限。匯率水平和匯率波動在其它三個模型中都不顯著，只有在隨機(jī)效應(yīng)模型4中，匯率水平對出口貿(mào)易的影響顯著為正。匯率水平提高意味著人民幣升值，中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易更多。升值促進(jìn)出口的結(jié)論⑦顯然與傳統(tǒng)理論相悖，但從近年來的實(shí)際情況看，人民幣升值與出口水平上升是既成事實(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果符合中國實(shí)際。根據(jù)張伯偉和田朔（2014）[21]的研究結(jié)論，人民幣貶值和升值幅度如果較小將促進(jìn)出口，而人民幣大幅升值則會抑制出口，匯率變動的臨界值為9.7%。本文選擇的樣本區(qū)間是2002 - 2015年，以中國與泰國為例，2002年人民幣兌泰銖的匯率中間價(jià)是“1人民幣兌5.2247泰銖”，2015年人民幣兌泰銖的匯率中間價(jià)是“1人民幣兌5.5556泰銖”，人民幣間接標(biāo)價(jià)法下的升值幅度低于10%。2002 - 2015年人民幣兌美元的匯率變動幅度較大，但中國與“一帶一路”沿線國家的匯率變動幅度在所選樣本區(qū)間內(nèi)并不是特別大，大多符合張伯偉和田朔（ 2014）[21]的臨界值，因而在“一帶一路”沿線國家中，匯率變動對出口貿(mào)易的影響有限這一結(jié)論具有一定的合理性。（2）進(jìn)口國GDP顯著正向影響出口貿(mào)易。在四個隨機(jī)效應(yīng)模型中，進(jìn)口國的GDP都在10%顯著性水平下對出口貿(mào)易有正向影響，這與前面擬合的結(jié)果相一致。（3）兩國之間距離都顯著負(fù)向影響出口貿(mào)易，即距離越遠(yuǎn)，運(yùn)輸成本越大，出口貿(mào)易越小。（4）締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易影響有限。在2005年中國匯率改革之后，締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定可以促進(jìn)出口貿(mào)易，而此前的影響并不顯著。在選定樣本的前32個國家，締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定可促進(jìn)中國的出口貿(mào)易，而在后32個國家中，這樣的影響并不顯著。

（二）外貿(mào)依存度與出口貿(mào)易

由表2可知，不管是隨機(jī)效應(yīng)模型，還是兩步系統(tǒng)GMM模型，外貿(mào)依存度對出口貿(mào)易都有顯著的正向影響。但各個模型中，外貿(mào)依存度的系數(shù)從0.50到0.94不等，所以，外貿(mào)依存度對出口貿(mào)易的影響可能存在一個或者多個門檻值。根據(jù)Hansen（1999）的設(shè)定，首先設(shè)定單一門檻模型：

yit=μi+β1xitI（qit≤γ）+β2xitI（qit≤γ）+eit

其中，yit是被解釋變量，xit是解釋變量，qit是門檻變量，γ是門檻值，μi表示個體效應(yīng)，eit為服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的隨機(jī)擾動項(xiàng)，β1、β2是估計(jì)系數(shù)。

門檻面板模型的第一步在于搜索門檻值，進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。通過Stata12對外貿(mào)依存度作為門檻變量進(jìn)行1000次的Bootstrap抽樣，得到表4結(jié)果，其中單一門檻和雙重門檻的F值都很大，P值也在1%水平下顯著，而三重門檻并不顯著，可以認(rèn)為外貿(mào)依存度這一變量存在雙重門檻效應(yīng)。

通過估計(jì)系數(shù)得到殘差平方和，逐步搜索殘差平方和可以得到最小殘差平方和，對應(yīng)數(shù)值即為門檻估計(jì)值。根據(jù)計(jì)算結(jié)果可知，外貿(mào)依存度的第一個門檻估計(jì)值為0.762，第二個門檻估計(jì)值為0.450。借助似然比函數(shù)圖，可更清晰認(rèn)識門檻估計(jì)值及其置信區(qū)間的生成過程。圖1表示的是雙重門檻估計(jì)值的生成過程。

門檻面板模型的第二步在于模型估計(jì)。從表5可以看出：（1）外貿(mào)依存度的雙重門檻效應(yīng)顯著。在兩個門檻估計(jì)值劃分的三個區(qū)間中，外貿(mào)依存度對出口貿(mào)易的正向影響都在1%水平下顯著o（2）外貿(mào)依存度對出口貿(mào)易的影響隨外貿(mào)依存度數(shù)值變大而減少。當(dāng)外貿(mào)依存度小于0. 450時(shí)，其對出口貿(mào)易的拉動作用是2.016;當(dāng)外貿(mào)依存度介于0.450～0.762之間時(shí)，其對出口貿(mào)易的拉動作用為1.230;當(dāng)外貿(mào)依存度超過0.762時(shí)，對出口貿(mào)易的拉動作用僅有0.714。

四、結(jié)論與建議

通過以上模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：（1）匯率變動不是影響中國與“一帶一路”沿線國家出口貿(mào)易的最重要因素，人民幣升值卻使出口增加，原因在于中國與“一帶一路”沿線國家的匯率變動不是很大。匯率水平和匯率波動在幾個模型中顯著性均不足，僅有的匯率水平正向顯著，以及匯率波動的正向影響，得出的是“升值促進(jìn)出口”這樣非常規(guī)的結(jié)論，但這和中國近年來的實(shí)際情況相吻合。（2）外貿(mào)依存度對出口貿(mào)易影響顯著且存在雙重門檻效應(yīng)，外貿(mào)依存度越小，對出口貿(mào)易的拉動作用越大。經(jīng)濟(jì)全球化不斷發(fā)展，各國的貿(mào)易緊密度逐步提高，外貿(mào)依存度越小的國家或地區(qū)，其融人全球貿(mào)易的潛力越大，如果一國外貿(mào)依存度已經(jīng)很大，則該國出口貿(mào)易的潛力就相對較小。（3）兩國之間距離對出口貿(mào)易有顯著負(fù)向影響。距離越遠(yuǎn)，出口國的運(yùn)輸成本就越高，相應(yīng)地從出口貿(mào)易中獲益就越小，可能因此減少出口。（4）締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易的影響尚未顯現(xiàn)。一般而言，兩國或多國締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定有利于雙邊或多邊貿(mào)易，即締結(jié)自由貿(mào)易協(xié)定將擴(kuò)大出口貿(mào)易。但由于中國與“一帶一路”沿線國家締結(jié)自由貿(mào)易的時(shí)間很短，尚在進(jìn)一步探索中，因而自由貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易的影響還沒有完全顯示出來。

基于以上研究結(jié)論，提出如下政策建議：（1）保持人民幣匯率基本穩(wěn)定，重點(diǎn)研究“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易需求?？上鄬档蛯R率變動的關(guān)注，轉(zhuǎn)為重點(diǎn)研究這些國家的貿(mào)易需求結(jié)構(gòu)與數(shù)量。（2）以外貿(mào)依存度大小分類實(shí)施不同貿(mào)易政策。針對外貿(mào)依存度較小的國家，加大出口力度;針對外貿(mào)依存度適中的國家，注重出口結(jié)構(gòu);針對外貿(mào)依存度較大的國家，提升出口質(zhì)量。（3）繼續(xù)推進(jìn)“一帶一各”國家的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，細(xì)化自由貿(mào)易協(xié)定。推進(jìn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于降低中國出口貿(mào)易成本，進(jìn)而提高出口貿(mào)易;細(xì)化自由貿(mào)易協(xié)定，使協(xié)定內(nèi)容落到實(shí)處，方可實(shí)現(xiàn)自由貿(mào)易協(xié)定對出口貿(mào)易的促進(jìn)作用。

注釋：

①張伯偉和田朔（2014）構(gòu)建的模型可以看出，匯率水平本身和匯率 波動都是影響出口貿(mào)易的因素。

②這6 4個國家為初始公布的“一帶一路”沿線國家，少于參加20 1 7 年“一帶一路”國際合作高峰論壇的國家數(shù)量。

③2 00 2 2 0 0 5年中國對黑山和塞爾維亞的出口金額，根據(jù)2 00 7 2 0 1 6年中國對這兩國的出口金額比例，約1：4進(jìn)行分拆折算 得到。

④2002- 2015年孟加拉國和巴勒斯坦GDP與人均GDP、伊拉克 2002年人均GDP、敘利亞201 1 2015年GDP和人均GDP數(shù)據(jù) 來源于wind，經(jīng)過折算得到。巴勒斯坦GDP和人均GDP來源于 TRADEING ECONOMICS，敘利亞20 1 1年GDP和人均GDP為 2 010年與2012年的平均值、2013-2015年以2010-2012年的 平均增速折算得到。

⑤根據(jù)商務(wù)部網(wǎng)站，中國 東盟自貿(mào)區(qū)于2010年正式啟動，故2002

2009年為0，2010年及之后為1，中國一巴基斯坦自貿(mào)區(qū)于中 國一格魯吉亞自貿(mào)區(qū)均是2015午及以后達(dá)成協(xié)議。

⑥此處的國家排序是根據(jù)各國英文名字的首字母進(jìn)行排序，如第一 個國家是阿富汗，第3 2個國家是黎巴嫩，第3 3個國家是立陶宛， 第6 4個國家是也門。

⑦張伯偉和田朔（2014）在研究匯率波動對出口貿(mào)易的非線性影響 時(shí)，也得出了相同的結(jié)論。

參考文獻(xiàn)：

[1] 國家信息中心.“一帶一路”貿(mào)易合作大數(shù)據(jù)報(bào)告2018[R]. ht-tps：//www. yidaiyilu. gov. cn/mydsj bg. htm#p= 12018.5.

[2] 徐梁.基于中國與“一帶一路”國家比較優(yōu)勢的動態(tài)分析[J].管理世界，2016 （2）：170-171.

[3] 馮宗憲.中國和“一帶一路”沿線國家的區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作發(fā)展[M].西安：西安交通大學(xué)出版社，2017.

[4] 李萍.中國與“一帶一路”沿線國家貿(mào)易潛力和貿(mào)易效率及其決定因素——基于隨機(jī)前沿引力模型的實(shí)證研究[J].國際商務(wù)研究，2018（5）：5- 16.

[5] 孔慶峰，董虹蔚.“一帶一路”國家的貿(mào)易便利化水平測算與貿(mào)易潛力研究[J].國際貿(mào)易問題，2015 （12）：158 -168.

[6] Felmingham B S.Where is the Australian J-curve？[J]. Bulle-tin of Economic Research， 1988， 40（1）：43-56.

[7]Demirden T， Pastine. Flexible exchange rates and the J-curve：an alternative approach[J]. Economics Letters， 1995， 48（3）：373-377。

[8] Clark P. Uncertainty， exchange rate risk， and the level of in-ternational trade[J]. Economic Inquiry， 1973， 11（3）： 303-313.

[9] Hooper P S，W Kohlhagen. The effect of exchange rate uncer-tainty on the prices and volume of international trade [J].Journal of International Economics， 1978， 8（4）：483-511.

[10] Chowdhury，R Abdur. Does exchange rate volatility depresstrade flows？ evidence from error-correction models[J]. TheReview of Economics and Statistics， 1993， 75（4）：700-706.

[11] Dellas，H B Zilberfarb. Real exchange rate volatility and inter-national trade：a reexamination of the theory[J]. Southern E-conomic Journal， 1993， 59（4）：641 647.

[12] Barkoulas J T. Exchange rate effects on the volume and varia-bility of trade flows[J]. Journal of International Money andFinance， 2002， 21（4）：418 496.

[13] OECD. To what extent do exchange rates and their volatilityaffect trade[R]. 0ECD Trade Policy Papers No. 119， 2011.

[14] 曹陽，李劍武.人民幣實(shí)際匯率水平與波動對進(jìn)出口貿(mào)易的影響——基于1980- 2004年的實(shí)證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2006（5）：56-59.

[15] 谷宇，高鐵梅.人民幣匯率波動性對中國進(jìn)出口影響的分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2007 （10）：49- 57.

[16] 李宏彬等.人民幣匯率對企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的影響——來自中國企業(yè)的實(shí)證研究[J].金融研究，2011（2）：1-16.

[17] 戴翔，張二震.危機(jī)沖擊、匯率波動與出口績效——基于跨國面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].金融研究，2011（8）：47 - 56.

[18] 李廣眾，Voon P.實(shí)際匯率錯位、匯率波動性及其對制造業(yè)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析：1978-1998年平行數(shù)據(jù)研究[J].管理世界，2004（11）：22- 28.

[19] 盧向前，戴國強(qiáng).人民幣實(shí)際匯率波動對我國進(jìn)出口的影響：1994-2003[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（5）：31-39.

[20] 姜茜，李榮林.人民幣匯率對中美雙邊貿(mào)易的影響——基于多邊匯率與雙邊匯率的研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2010（3）：61-67.

[21] 張伯偉，田朔.匯率波動對出口貿(mào)易的非線性影響——基于國別面板數(shù)據(jù)的研究[J].國際貿(mào)易問題，2014（6）：131-139.

[22] 曹偉等.人民幣匯率變動、鄰國效應(yīng)與雙邊貿(mào)易——基于中國與“一帶一路”沿線國家空間面板模型的實(shí)證研究[J].金融研究，2016（9）：50- 66.

[23] 楊廣青，杜海鵬.人民幣匯率波動對我國出口貿(mào)易的影響——基于“一帶一路”沿線79個國家和地區(qū)面板數(shù)據(jù)的研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2015 （11）：43 - 50.

[24] Tinbergen J. Shaping the world economy： suggestions for aninternational economic policy[M].New York： The TwentiethCentury Fund，1962.

[25] Poyhonen P. A tentatlve model for the volume of trade be-tween countries[J]. Weltwirtschaftliches Archiv， 1963（90）：93-100。

[26] Linnemann Han. An econometric study of international tradeflows[M].Amsterdam： North-Holland， 1966.

[27] Bergstrand J. The gravity equation in international trade：some mlcroeconomic foundations and empirical evidence[J].Review of Economics and Statistics， 1985（67）：474-481.

[28] 盛斌，廖明中.中國的貿(mào)易流量與出口潛力：引力模型的研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2004（2）：3-12.

[29] 張雅，李捷.“一帶一路”倡議下中國與泰國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素及潛力研究[J].對外貿(mào)易，2018（8）：19-21.

[30] 劉若斯，丁浩.“一帶一路”倡議下中國與伊朗的產(chǎn)業(yè)合作分析[J].湖湘論壇，2017 （5）：115-119.

[31] 張劍光，張鵬.中國與“一帶一路”國家的貿(mào)易效率與影響因素研究[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2017（8）：4-23.

[32] 姜莉.我國主體功能區(qū)理論研究進(jìn)展與述評——“一帶一路”類區(qū)域調(diào)控的啟示[J].哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會科學(xué)版，2017（1）：69- 78.