謝非 袁露航

摘要：貿(mào)易摩擦、新冠疫情使我國經(jīng)濟貿(mào)易面臨嚴峻挑戰(zhàn)，人民幣匯率波動及貿(mào)易壁壘將常態(tài)化地影響我國出口貿(mào)易。在加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局背景下，文章基于HS分類原則，選取WTO等機構(gòu)的貿(mào)易數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建BEER模型測算了人民幣匯率失衡程度;通過建立固定效應面板模型研究了人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘雙因素對我國出口行業(yè)影響的異質(zhì)性。研究表明：人民幣匯率失衡對我國出口貿(mào)易整體上具有顯著負向影響，非關稅壁壘對我國出口貿(mào)易整體上具有顯著正向影響;關稅和非關稅構(gòu)成的貿(mào)易壁壘與人民幣匯率失衡雙因素對我國出口貿(mào)易具有顯著抑制作用，并對不同出口行業(yè)的影響存在異質(zhì)性;人民幣匯率失衡與非關稅壁壘雙因素對大多行業(yè)均具有顯著負向影響，人民幣匯率失衡與關稅壁壘雙因素對不同行業(yè)影響的正負效應及程度大小有異質(zhì)性。因此，建議通過運行逆周期因子等完善人民幣匯率自我修正機制;通過引導出口企業(yè)了解使用外匯衍生品等促進外匯衍生品市場運行機制的健全;通過加強“海外倉”建設及深耕RCEP框架下的東盟十國市場等實施出口行業(yè)差異化貿(mào)易策略;通過提升自主科技創(chuàng)新能力等加快出口行業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，推動雙循環(huán)，實現(xiàn)我國出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

關鍵詞：匯率失衡;貿(mào)易壁壘;出口貿(mào)易;異質(zhì)性;雙循環(huán)

中圖分類號：F74;F752.5;F752.62文獻標志碼：A文章編號：1008-5831（2021）05-0045-17

引言

國際地緣政治沖突、貿(mào)易摩擦、新冠疫情沖擊、國內(nèi)經(jīng)濟增速放緩等一系列國際國內(nèi)不利因素正嚴峻影響著我國進出口貿(mào)易，影響著我國經(jīng)濟社會的高質(zhì)量發(fā)展。據(jù)我國海關總署數(shù)據(jù)，2020年第一季度我國外貿(mào)進出口總值為6.57萬億元人民幣，同比下降6.4%。其中，出口同比下降11.4%。同期我國動物產(chǎn)品類行業(yè)出口較上一年降低18%，車輛及船舶運輸行業(yè)出口同比降低11%;而植物產(chǎn)品類行業(yè)出口較上一年增長5.7%，皮革產(chǎn)品類行業(yè)出口同比增長4.8%?？梢娢覈隹谛袠I(yè)正面臨嚴峻挑戰(zhàn)。

2020年7月30日中央政治局會議指出，“加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”。2020年11月14日習近平總書記在中國國際進口博覽會上強調(diào)，中國新發(fā)展格局不是封閉的國內(nèi)循環(huán)，而是更加開放的國內(nèi)國際雙循環(huán)。出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展是暢通外循環(huán)的重要途徑，是暢通國內(nèi)生產(chǎn)要素內(nèi)循環(huán)的推動力。

2005年7月21日我國實施以市場供求為基礎，參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率彈性不斷增強并進入長期升值通道。2015年“811”匯改以來，人民幣匯率波動幅度及頻率進一步增大，并出現(xiàn)周期性貶值特征。2020年初受新冠疫情等一系列內(nèi)外部因素影響，人民幣貶值壓力加大，同年5月底人民幣兌美元匯率一度收跌至7.16，創(chuàng)2019年8月以來新低。在新冠疫情可防可控、國內(nèi)經(jīng)濟企穩(wěn)向好的背景下，2020年10月9日人民幣對美元匯率直接跳漲1000個基點，突破6.70關口，人民幣匯率或出現(xiàn)失衡現(xiàn)象。

貿(mào)易保護主義、單邊主義成為影響我國出口貿(mào)易的又一重要因素。據(jù)中國貿(mào)易救濟信息網(wǎng)數(shù)據(jù)，近20年以來我國是遭受貿(mào)易壁壘最多的國家之一，2001—2019年全球反傾銷案件中我國占比接近30%，全球反補貼案件中我國占比接近40%，全球保障措施案件中我國占比更是超80%。2018年3月以來，以美國為首的相關國家，對我國實施一系列關稅與非關稅的貿(mào)易制裁措施，并挑起貿(mào)易爭端。2019年全球?qū)ξ覈l(fā)起的貿(mào)易救濟案件共102起，其中化工及制造業(yè)遭受貿(mào)易壁壘案件50起，食品類行業(yè)遭受貿(mào)易壁壘案件8起，紡織品類行業(yè)遭受貿(mào)易壁壘案件6起。至今美對華關稅共加征了五輪四批次，涉及電子信息、農(nóng)產(chǎn)品等多個行業(yè)。由關稅與非關稅構(gòu)成的貿(mào)易壁壘對我國不同出口行業(yè)構(gòu)成影響。

綜上，人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘或?qū)⒊B(tài)化地影響我國出口貿(mào)易。人民幣匯率失衡或貿(mào)易壁壘單因素從理論和現(xiàn)實兩方面均影響著我國出口貿(mào)易。人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘雙因素疊加是否還會對我國出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，其影響程度大小以及對各行業(yè)出口影響是否存在異質(zhì)性呢？為暢通外循環(huán)，形成國際國內(nèi)雙循環(huán)的新發(fā)展格局，實現(xiàn)我國出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展，研究人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘雙因素對我國出口行業(yè)影響的異質(zhì)性具有重要現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述

（一）匯率失衡度量

均衡匯率的概念最早是由NurKes[1]提出，Williamson[2]在此基礎上提出均衡匯率的測算方法（FEER），胡春田和陳智君[3]、李佳[4]等學者也應用FEER理論測算人民幣匯率的均衡水平。但該模型存在一定缺陷，沒有考慮短期周期性因素和隨機干擾因素的影響。MacDonald和Clark[5]在此基礎上提出BEER模型測算匯率均衡值及失衡程度，克服了FEER模型的問題，被學者們廣泛應用。嚴太華和程歡運用BEER模型發(fā)現(xiàn)1997年Q1至2013年Q4期間，人民幣實際匯率在均衡匯率水平附近波動幅度不超過±2%[6]。姚宇惠和王育森對長短期因素影響匯率的機制進行了全面分析，通過BEER模型對1998—2014年人民幣兌美元均衡匯率進行了測算[7]。田詩文基于BEER模型測算了1997年Q1至2018年Q4的人民幣均衡匯率與匯率失衡程度，研究發(fā)現(xiàn)匯率失衡是常態(tài)，人民幣匯率在考察期內(nèi)共經(jīng)歷了3次低估和3次高估[8]。

（二）貿(mào)易壁壘度量

現(xiàn)有文獻關于貿(mào)易壁壘的度量主要分為非關稅壁壘與關稅壁壘度量。非關稅壁壘的衡量主要有四種方法：其一，貿(mào)易壁壘頻率，主要用于計算非關稅措施出現(xiàn)的頻率和非關稅措施的產(chǎn)品覆蓋率[9-10];其二，貿(mào)易壁壘持久度[11];其三，價格對比測度[12]，該方法的一個理論條件是一價定律;其四，比率指標法[13]，指非關稅措施影響的進口商品所占比重。關稅壁壘的衡量主要有三種方法：其一，關稅有效保護率法，該方法最早是由加拿大經(jīng)濟學家Barber[14]提出，Balassa[15]和Corden[16]指出關稅有效保護率是由于關稅的存在使產(chǎn)品的價格高于無關稅時的價格帶來的收益再減去進口中間品關稅導致的額外成本。趙亮等[17]、段玉婉等[18]運用該方法進行了研究。其二，貿(mào)易限制指數(shù)法[19-20]。其三，累積關稅成本法，即測算產(chǎn)品價格中隱含的關稅成本[21-22]。

（三）匯率失衡、貿(mào)易壁壘對出口影響的研究

Mody和Taylor認為人民幣升值對企業(yè)出口定價和出口數(shù)量會產(chǎn)生負面影響，有助于緩解中國國際貿(mào)易的不平衡[23]。蔣文婷、付波航發(fā)現(xiàn)人民幣實際匯率失衡對我國出口造成負面影響，并且實際匯率失衡還可通過實際匯率的波動間接影響進出口貿(mào)易[24]。目前從行業(yè)層面研究匯率失衡對出口貿(mào)易影響的文獻較少，謝非和胡小英[25]認為人民幣匯率失衡對出口行業(yè)的影響存在異質(zhì)性，且具有不同的時滯效應。

現(xiàn)有研究大多認為貿(mào)易壁壘會對出口產(chǎn)生消極影響[26-28]，但也有研究認為貿(mào)易壁壘對出口貿(mào)易也有積極作用或者不確定性[29-30]。從行業(yè)層面，現(xiàn)有文獻主要針對貿(mào)易壁壘對某一特定行業(yè)的影響進行研究，進行行業(yè)間橫向比較的研究較少，且主要針對食品、電子信息業(yè)等[31-33]。

（四）國內(nèi)外研究述評

國內(nèi)外學者關于匯率失衡、貿(mào)易壁壘及其對出口貿(mào)易影響的相關研究成果較多，但尚有以下不足：第一，匯率失衡的度量以基于行為均衡理論的BEER模型應用最為廣泛，但其控制變量的選擇具有一定的主觀性;第二，現(xiàn)有文獻對貿(mào)易壁壘的衡量較少同時考慮關稅壁壘與非關稅壁壘兩方面因素;第三，目前鮮有人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘雙因素同時對出口貿(mào)易影響的相關研究，也鮮有雙因素對出口行業(yè)影響的異質(zhì)性研究成果。

二、人民幣匯率失衡度量

（一）模型設定

借鑒MacDonald和Clark[5]提出的行為均衡匯率（BehavioralEquilibriumExchangeRate，BEER）模型，該模型主要通過找出影響人民幣實際有效匯率的短期、中期及長期因素，運用時間序列模型檢驗各變量之間是否存在協(xié)整關系，并在協(xié)整關系存在的基礎上導出人民幣均衡匯率，進而測算出人民幣實際有效匯率的失衡程度，其數(shù)學表達式如下：

其中，Yt代表人民幣實際有效匯率，X1t、X2t、X3t分別代表影響人民幣實際有效匯率的短期、中期和長期因素，α1、α2、α3分別代表變量X1t、X2t、X3t的系數(shù)矩陣，εt為隨機干擾項。

將各解釋變量的當前值代入式（1）中，可得到當前人民幣均衡匯率CEER（CurrentEquilibriumExchangeRate），即：

通過HP濾波技術(shù)可得到各解釋變量的長期均衡值LFX1t、LFX2t、LFX3t，將其代入式（1），可得到長期人民幣均衡匯率LEER（Long-termEquilibriumExchangeRate），即：

在此基礎上，可計算人民幣實際有效匯率的當前失衡程度（CurrentMisalignment，CMT）和人民幣實際有效匯率的長期失衡程度（Long-termMisalignment，LMT），即：

（二）指標選取與數(shù)據(jù)來源

本文在MacDonald和Clark[5]研究基礎上，綜合參考嚴太華和程歡[6]、姚宇惠和王育森[7]、田詩文[8]等諸多學者的相關研究，同時根據(jù)當前我國經(jīng)濟形勢與國情等相關因素，并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，選取了廣義貨幣供應量（MoneySupply，MS）、政府支出（GovernmentExpenditure，GE）、貿(mào)易條件（TermsofTrade，TOT）、勞動生產(chǎn)率（LaborProductivity，LP）、國外凈資產(chǎn)（NetForeignAssets，NFA）、貿(mào)易開放度（Openness，OPEN）6個變量作為影響人民幣實際有效匯率的短期、中期和長期因素。

1.人民幣實際有效匯率（RealEffectiveExchangeRate，REER）

一國的名義有效匯率是該國與所有貿(mào)易伙伴國雙邊名義匯率的加權(quán)平均數(shù)，能夠較好反映一國商品及服務貿(mào)易的國際競爭力。實際有效匯率則剔除了通貨膨脹對該國貨幣購買力的影響，能夠更好反映該國貨幣的對外價值。因此，本文選取國際貨幣基金組織（IMF）公布的人民幣實際有效匯率。

2.廣義貨幣供應量（MoneySupply，MS）

在其他條件不變的情況下，貨幣供應量增加會導致本國物價水平上升，進而本國貨幣購買力下降，使得本幣貶值。另一方面，貨幣供應量的增加會通過收入效應、價格效應以及通貨膨脹預期效應，使得利率提高，導致本幣升值。因此，本文選取中國人民銀行公布的M2作為廣義貨幣供應量的代理指標。

3.政府支出（GovernmentExpenditure，GE）

政府支出在一定程度上代表本國的財政政策。一國的財政收支能夠通過影響社會總需求、物價水平、儲蓄及投資等，進而影響本國貿(mào)易及國際收支，從而對匯率產(chǎn)生影響。因此，本文選取財政部公布的財政赤字作為政府支出的代理指標。

4.貿(mào)易條件（TermsofTrade，TOT）

貿(mào)易條件是指在一定時期內(nèi)，一國出口單位商品可以交換的外國進口商品的數(shù)量。該指標可反映一國的對外貿(mào)易狀況，一般情況下，貿(mào)易條件改善將有利于一國經(jīng)常項目收支，使得本幣升值;相反，則使本幣貶值。因此，本文選取中經(jīng)網(wǎng)公布的出口商品價格指數(shù)與進口商品價格指數(shù)之比作為貿(mào)易條件的代理指標。

5.勞動生產(chǎn)率（LaborProductivity，LP）

根據(jù)巴拉薩—薩繆爾森效應，一國貿(mào)易品部門的勞動生產(chǎn)率提高時，該部門工資水平也會提高，由于各部門工資水平具有平均化趨勢，非貿(mào)易品部門工資水平也會提高，進而物價水平會上升，使得匯率上升。因此，本文選取世界銀行公布的中國人均GDP與世界人均GDP之比作為勞動生產(chǎn)率的代理指標。

6.國外凈資產(chǎn)（NetForeignAssets，NFA）

國外凈資產(chǎn)主要是由外匯、黃金占款和央行在國際金融機構(gòu)的凈資產(chǎn)構(gòu)成。當一國的國外凈資產(chǎn)提高時，國外收益增加，使經(jīng)常項目收支狀況得到改善，導致匯率升值。因此，本文選取中國人民銀行公布的外匯儲備作為國外凈資產(chǎn)的代理指標。

7.貿(mào)易開放度（Openness，OPEN）

一國貿(mào)易開放度提高，其貿(mào)易自由化程度加深，此時進口大幅增加，貿(mào)易收支形成逆差，導致本幣貶值。若開放程度較低，貿(mào)易壁壘和資本管制則較強，此時進口減少，出口增加，導致本幣升值。因此，本文選取中經(jīng)網(wǎng)公布的進出口總額與GDP之比作為貿(mào)易開放度的代理指標。

為增強數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，保持結(jié)果的準確性，本文選擇對數(shù)據(jù)較大的變量（REER、NFA、GE、MS）進行對數(shù)處理，因此，構(gòu)建如下方程式：

（三）均衡匯率及匯率失衡程度測算

本文的考察期為1994—2018年，為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，需要對模型中各變量數(shù)據(jù)進行ADF檢驗，結(jié)果如表1所示。

根據(jù)檢驗結(jié)果可知，TOT、LnGE皆為平穩(wěn)序列，即為I（0）。其余變量為一階單整序列，即為I（1）。因此，接下來通過Engle-Granger兩步法檢驗模型各變量間是否存在協(xié)整關系，結(jié)果如表2所示。

在得到殘差序列之后，本文對殘差序列進行ADF檢驗，結(jié)果如表3所示。

由檢驗結(jié)果可知，殘差序列的t統(tǒng)計量小于1%顯著性水平下的臨界值，表明殘差序列是平穩(wěn)的。因此，各變量之間存在長期均衡關系，協(xié)整方程表示如下：

將各解釋變量的當前值代入式（7）中，可得到當前人民幣均衡匯率（CEER）對數(shù)值，通過換算得到當前人民幣均衡匯率（CEER），將CEER代入式（4）得到人民幣實際有效匯率當前失衡程度CMT。通過使用HP濾波技術(shù)得到各變量的長期均衡值，將其代入式（7）中，得到長期人民幣均衡匯率（LEER）對數(shù)值，并通過換算得到長期人民幣均衡匯率（LEER），再將LEER代入式（5）得到人民幣實際有效匯率長期失衡程度LMT。

（四）人民幣匯率失衡程度分析

從圖1與圖2可看出，人民幣匯率失衡呈現(xiàn)階段性特征，人民幣實際有效匯率高估與低估現(xiàn)象交替出現(xiàn)，匯率高估程度最大為2001年的10.08%，匯率低估程度最大為2005年的6.03%，且匯率高估與低估呈現(xiàn)聚集現(xiàn)象。1994至1996年為匯率低估階段，由于1994年我國實行了大規(guī)模的稅制改革，平均出口退稅率從1993年的11.2%提高到17%，導致均衡匯率上升，人民幣匯率低估。1997至2003年為匯率高估階段，受東南亞金融危機的影響，加之1997年我國平均出口退稅率從17%降低到8.3%，因而均衡匯率下降，人民幣匯率高估。2004至2012年為匯率低估階段，隨著我國外匯儲備不斷增加，加之短期外債快速上升、美元疲軟等因素，人民幣均衡匯率不斷上升，匯率出現(xiàn)低估。2013至2016年為匯率高估階段，由于美國經(jīng)濟復蘇，并逐步推出量化寬松政策，同時2015年“8.11”匯改將我國匯率制度進一步完善，并且當時我國經(jīng)濟處于轉(zhuǎn)型升級期，資本流出，人民幣均衡匯率下降，匯率出現(xiàn)高估。2016至2018年為匯率低估階段。2016年10月1日，人民幣加入特別提款權(quán)貨幣籃子（SDR）正式生效，進一步推動了人民幣國際化，推動人民幣均衡匯率逐步上行，同時在2018年中美貿(mào)易摩擦背景下，人民幣匯率貶值壓力增大，多重因素致使該階段人民幣匯率被低估。

三、人民幣匯率失衡、貿(mào)易壁壘對我國出口行業(yè)影響的異質(zhì)性研究

（一）模型設定

為探究人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘對出口行業(yè)的異質(zhì)性影響，參考王孝松等[27]、譚曉芬等[34]的相關研究，構(gòu)造如下面板模型進行實證分析：

在上面的方程中，i代表行業(yè)，t代表年份。EXit表示i行業(yè)在第t年的出口貿(mào)易情況，主要指行業(yè)出口額。LMTit表示i行業(yè)在第t年所表現(xiàn)的人民幣匯率失衡程度，由于模型研究的是長期動態(tài)關系，故此選用長期匯率失衡（LMT）。關稅壁壘及非關稅壁壘均是貿(mào)易壁壘的表現(xiàn)，由于統(tǒng)計口徑不同，因此本文選取關稅壁壘及非關稅壁壘兩個指標衡量貿(mào)易壁壘，TFfwit是指i行業(yè)在第t年所遭受貿(mào)易伙伴國的非關稅壁壘，主要包括反傾銷、反補貼、特別保障措施等;TFlwit是指i行業(yè)在第t年所遭受貿(mào)易伙伴國的關稅壁壘，LMTit×TFfwit表示匯率失衡與非關稅壁壘的交叉項，LMTit×TFlwit表示匯率失衡與關稅壁壘的交叉項。根據(jù)經(jīng)濟學理論，對外貿(mào)易也受技術(shù)創(chuàng)新、利用外資等多種因素的影響，每種因素都在不同程度上影響著出口貿(mào)易。因此，回歸中本文也控制了一系列與出口貿(mào)易相關的變量Zit，包括技術(shù)創(chuàng)新RD、人民幣實際有效匯率REER、外商直接投資FDI、貿(mào)易開放度OPEN及貿(mào)易條件TOT。

（二）指標選取及數(shù)據(jù)來源

本文參考HS（HarmonizedSystem）分類，將出口行業(yè)劃分為22類。實證研究時本文選擇剔除掉數(shù)據(jù)波動性較大，占比較小的第22類行業(yè)（特殊交易品及未分類商品）。由于數(shù)據(jù)的不完整性及局限性，同時為保持結(jié)論的準確性，本文的考察期為2006年至2018年。為削弱數(shù)據(jù)的波動性及可能存在的異方差，除人民幣匯率失衡數(shù)據(jù)具有特殊性之外，其余變量均作對數(shù)處理，相關指標選取如下。

1.被解釋變量：EXit

出口貿(mào)易（EXit）數(shù)據(jù)來源于海關總署。本文采用行業(yè)出口貿(mào)易額來衡量我國行業(yè)出口貿(mào)易水平，行業(yè)按照HS編碼分類（21類、97章）分別整理可得，單位為億美元。

2.核心解釋變量：LMTit、TFfwit、TFlwit

（1）人民幣匯率失衡程度（LMTit）主要由第三部分測算可得。

（2）關稅壁壘（TFlwit）數(shù)據(jù)來源于WTO數(shù)據(jù)庫。本文根據(jù)c國i出口行業(yè)在t年進口關稅平均水平（AVict）乘以我國t年i行業(yè)對c國家出口額（EMict）占i行業(yè)t年世界出口總額（EMwict）的權(quán)重，在此基礎上將所有對我國實施關稅壁壘國家的指標相加，可得我國i出口行業(yè)在第t年所遭受世界其他國家的關稅壁壘，表達式如下：

（3）非關稅壁壘（TFfwit）數(shù)據(jù)來源于WTO數(shù)據(jù)庫，是我國i出口行業(yè)在t年所遭受貿(mào)易伙伴國發(fā)起的反傾銷（ADP）、反補貼（CV）、數(shù)量限制（QR）、保障措施（SG）等傳統(tǒng)非關稅壁壘及衛(wèi)生和植物檢疫（SPS）、技術(shù)性貿(mào)易壁壘（TBT）等新型非關稅壁壘的案件數(shù)之和。

3.控制變量：RD、REER、FDI、OPEN、TOT

由于研發(fā)強度提高將推動技術(shù)創(chuàng)新（RD）進而導致全要素生產(chǎn)率提高，在一定程度上會促進出口貿(mào)易;人民幣實際有效匯率（REER）能夠較好反映一國商品及服務貿(mào)易的國際競爭力，較準確地反映一國貨幣的對外價值;外商直接投資（FDI）即國外企業(yè)或產(chǎn)品的進入會帶來國際貿(mào)易市場規(guī)則、先進管理及技術(shù)創(chuàng)新能力等，有助于推動一國出口貿(mào)易增長;貿(mào)易開放度（OPEN）的提高將促使貿(mào)易壁壘下降和貿(mào)易自由化程度加深;貿(mào)易條件（TOT）改善意味著單位出口商品可換回更多數(shù)量的進口商品，可用于反映一國對外貿(mào)易狀況。因此，本文選取上述變量對回歸模型加以控制，其中人民幣實際有效匯率（REER）的數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織，技術(shù)創(chuàng)新（RD）、外商直接投資（FDI）、貿(mào)易開放度（OPEN）及貿(mào)易條件（TOT）的數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)。

所有變量的描述性統(tǒng)計見表4。

（三）基準回歸

對模型進行回歸分析前，首先需對模型中各變量的平穩(wěn)性進行檢驗，即單位根檢驗。為確保估計結(jié)果的有效性，本文將同時使用同質(zhì)性的LLC方法及異質(zhì)性的Fisher-ADF方法進行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗，結(jié)果如表5所示。

由檢驗結(jié)果可知，模型中所有變量均為原序列平穩(wěn)。在此基礎上，本文采用Kao檢驗對模型各變量間的長期均衡關系進行協(xié)整檢驗，結(jié)果表明p值在5%顯著性水平上拒絕原假設，證明模型各解釋變量間存在明顯的協(xié)整關系，由此排除“偽回歸”可能，并進行下一步的回歸分析。首先對面板數(shù)據(jù)進行F檢驗及LR檢驗，結(jié)果表明模型均在1%顯著性水平上拒絕原假設，由此需進行Hausman檢驗，判斷模型應選擇固定效應還是隨機效應模型進行估計，檢驗結(jié)果拒絕了隨機效應估計方法。因此，本文使用固定效應模型對總體樣本進行估計，并在此基礎上增加核心解釋變量之間的交叉項，回歸結(jié)果詳見表6。

由表6第（1）列可知，未引入人民幣匯率失衡與貿(mào)易壁壘交叉項時，關稅壁壘未通過顯著性檢驗，人民幣匯率失衡和非關稅壁壘均通過顯著性檢驗，人民幣匯率失衡前系數(shù)顯著為負，表明當人民幣實際有效匯率相對于長期均衡匯率處于低估階段，匯率失衡程度擴大有利于出口;當人民幣實際有效匯率相對于長期均衡匯率處于高估階段，匯率失衡程度擴大會抑制出口。非關稅壁壘系數(shù)顯著為正，說明非關稅壁壘對出口貿(mào)易具有正向影響。究其原因，當貿(mào)易伙伴成立案件要對我國出口行業(yè)實施非關稅壁壘措施時，客觀上會釋放出關于產(chǎn)品質(zhì)量等方面的有效信息。出口企業(yè)為了維持原有市場地位及利潤水平，會通過技術(shù)創(chuàng)新等措施提升產(chǎn)品質(zhì)量，突破目的國設置的非關稅壁壘，進而推動出口貿(mào)易。對于控制變量而言，技術(shù)創(chuàng)新、人民幣實際有效匯率、外商直接投資、貿(mào)易開放度、貿(mào)易條件均通過顯著性檢驗，并與行業(yè)的出口貿(mào)易呈顯著正相關。說明當技術(shù)創(chuàng)新、人民幣實際有效匯率、外商直接投資、貿(mào)易開放度、貿(mào)易條件上升時，行業(yè)出口貿(mào)易會增加，這與陳蓉和徐培源[35]、宋偉良和賈秀錄[36]等學者所得結(jié)論一致。

為進一步探討行業(yè)在同時遭受人民幣匯率失衡與貿(mào)易壁壘雙因素時，出口貿(mào)易是否會受到影響。本文在表6第（2）列中引入人民幣匯率失衡與關稅壁壘、非關稅壁壘的交叉項，回歸結(jié)果顯示所有解釋變量皆通過顯著性檢驗。在未引入交叉項前，關稅壁壘未通過顯著性檢驗，而引入交叉項后，關稅壁壘與出口貿(mào)易之間呈顯著負相關，這表示引入交叉項使得模型更加穩(wěn)健，同時說明人民幣匯率失衡對關稅壁壘與出口貿(mào)易間的關系起到調(diào)節(jié)作用。同時引入交叉項后，人民幣匯率失衡前的系數(shù)顯著為正，與未引入時的情況相反，說明貿(mào)易壁壘也調(diào)節(jié)了人民幣匯率失衡與出口貿(mào)易間的關系。人民幣匯率失衡與貿(mào)易壁壘交叉項前系數(shù)均顯著為負，這意味著，當出口行業(yè)遭受到關稅及非關稅構(gòu)成的貿(mào)易壁壘與人民幣匯率失衡雙因素疊加時，其出口貿(mào)易會受到顯著抑制。

（四）分行業(yè)面板回歸

由于各行業(yè)具有異質(zhì)性，其出口貿(mào)易受到人民幣匯率失衡與關稅壁壘、非關稅壁壘的影響也各不相同。因此，為研究不同出口行業(yè)在受到該雙因素時的變化情況，本文參照HS分類及李艷麗等[37]、鄧創(chuàng)和李雨林[38]等學者的相關研究，按照出口產(chǎn)品原材料及性質(zhì)分為以下五類行業(yè)。由于產(chǎn)品特殊屬性等問題，在總體樣本基礎上選擇剔除第21類（藝術(shù)品、收藏品及古物），同時由于按照HS類編碼回歸，樣本數(shù)量過少，故本文選取HS章編碼進行分行業(yè)面板回歸，以確保結(jié)果的準確性（見表7）。

回歸結(jié)果如表8所示，表明人民幣匯率失衡對大部分行業(yè)出口貿(mào)易具有顯著影響，但其影響大小及方向表現(xiàn)出異質(zhì)性。人民幣匯率失衡與第一類行業(yè)出口貿(mào)易呈顯著正相關，表明人民幣匯率高估會促進該類行業(yè)出口貿(mào)易，而低估會產(chǎn)生抑制作用。同時人民幣匯率失衡對第三類、第五類行業(yè)的出口貿(mào)易影響顯著為負，表明人民幣匯率低估會促進此類行業(yè)出口貿(mào)易，而高估使其出口下降。非關稅壁壘與第二類、第五類行業(yè)出口貿(mào)易呈顯著正相關，而對第一類、第三類、第四類行業(yè)出口影響不顯著。可能在于采用HS章編碼將行業(yè)細分時，非關稅壁壘對不同出口產(chǎn)品影響具有差異性。如農(nóng)業(yè)為遭受非關稅壁壘較多的行業(yè)之一，但回歸結(jié)果中非關稅壁壘對農(nóng)業(yè)出口貿(mào)易影響不顯著，因為非關稅壁壘對谷物類產(chǎn)品出口影響并不明顯，但對魚肉及水果蔬菜類產(chǎn)品出口具有抑制作用，故整體上導致非關稅壁壘對第一類行業(yè)出口不顯著。同時，由于各行業(yè)出口產(chǎn)品不同特征及對外貿(mào)易業(yè)務不同特點，關稅壁壘對各行業(yè)出口貿(mào)易的影響也各不相同。關稅壁壘對第一類、第四類行業(yè)出口貿(mào)易顯著為負，對第三類、第五類行業(yè)出口貿(mào)易顯著為正。

同時，人民幣匯率失衡與貿(mào)易壁壘雙因素對大部分行業(yè)出口貿(mào)易的影響均顯著。第二類、第三類、第五類行業(yè)人民幣匯率失衡與非關稅壁壘交叉項前的系數(shù)顯著為負，說明當該類行業(yè)面臨人民幣匯率失衡及非關稅壁壘雙因素時，其出口貿(mào)易會受到顯著負向沖擊。而第一類、第四類行業(yè)交叉項前的系數(shù)不顯著，但人民幣匯率失衡或貿(mào)易壁壘單因素對其行業(yè)出口貿(mào)易影響顯著，說明在此類行業(yè)中，人民幣匯率失衡及非關稅壁壘二者未產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，導致該雙因素對其出口貿(mào)易影響不顯著。同時，人民幣匯率失衡與關稅壁壘雙因素對第一類行業(yè)出口貿(mào)易具有顯著抑制作用，表明當人民幣匯率失衡程度進一步加深時，該類行業(yè)遭受到貿(mào)易伙伴國設置的關稅壁壘水平更高，其出口貿(mào)易會下降。而第三類、第五類行業(yè)交叉項前系數(shù)顯著為正，表明人民幣匯率失衡與關稅壁壘雙因素對此類行業(yè)出口貿(mào)易具有促進作用。究其原因，當行業(yè)同時受到人民幣匯率失衡與關稅壁壘影響時，對企業(yè)自身可能產(chǎn)生了激勵效應，企業(yè)從管理、人力等其他方面付出努力從而提升出口。第四類行業(yè)人民幣匯率失衡與貿(mào)易壁壘交叉項前系數(shù)均不顯著，但關稅壁壘與其出口貿(mào)易呈顯著負相關，說明關稅壁壘對調(diào)節(jié)人民幣匯率失衡與該類行業(yè)出口貿(mào)易間的關系作用不明顯。同時，第四類行業(yè)大部分產(chǎn)品為基礎加工貿(mào)易，貿(mào)易壁壘技術(shù)制約條件較低，受人民幣匯率失衡影響不顯著。因此，人民幣匯率失衡與貿(mào)易壁壘雙因素對該類行業(yè)出口貿(mào)易影響不大。

對于控制變量而言，技術(shù)創(chuàng)新對大部分行業(yè)出口貿(mào)易影響效果不顯著，而在整體回歸時，技術(shù)創(chuàng)新對我國行業(yè)出口貿(mào)易整體上具有顯著正向影響。原因可能在于當進行分行業(yè)面板回歸時，采取HS章編碼使得行業(yè)異質(zhì)性效果更為明顯，此時采用統(tǒng)一的技術(shù)創(chuàng)新指標可能導致影響效果不顯著。而人民幣實際有效匯率、外商直接投資、貿(mào)易開放度及貿(mào)易條件與大多數(shù)行業(yè)出口貿(mào)易呈顯著的正相關，這與上文分析所得結(jié)論一致。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.改變模型估計的對象

在上文進行分行業(yè)面板回歸時，本文采用HS章編碼改變模型估計樣本對象，回歸結(jié)果顯示：人民幣匯率失衡、非關稅壁壘、關稅壁壘及人民幣匯率失衡與貿(mào)易壁壘交叉項等核心解釋變量顯著性結(jié)果與基準回歸結(jié)果大體一致，且控制變量回歸結(jié)果也無明顯差異，表明對該模型采用不同樣本進行實證分析時對研究結(jié)論并未產(chǎn)生實質(zhì)性影響。

2.替換核心指標

為了保證核心解釋變量與被解釋變量之間回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選擇采用替換被解釋變量的方法。前文的被解釋變量是采用行業(yè)出口貿(mào)易總額EXit衡量我國行業(yè)出口貿(mào)易水平。在進行穩(wěn)健性回歸時，本文選擇采取行業(yè)出口競爭力ECit（Exportcompetitiveness），即行業(yè)當期出口貿(mào)易額占我國同期出口總額的比例作為被解釋變量，以進一步驗證人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘對行業(yè)出口貿(mào)易的影響，回歸結(jié)果見表9。

可以看出，在替換被解釋變量衡量指標之后，模型中主要解釋變量依舊顯著。表9第（1）列是整體回歸加入交叉項時的結(jié)果，第（2）列是穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。對比可見，人民幣匯率失衡、非關稅壁壘、關稅壁壘以及人民幣匯率失衡與貿(mào)易壁壘的交叉項的結(jié)果仍然顯著，且變量前的符號相同，系數(shù)變動不大。同時對于控制變量，技術(shù)創(chuàng)新、貿(mào)易開放與行業(yè)出口競爭力仍呈顯著正相關，這與郭夢迪等[39]、付書科等[40]的研究結(jié)果一致。其余控制變量沒有通過顯著性檢驗，表明人民幣實際有效匯率、外商直接投資和貿(mào)易條件對行業(yè)出口競爭力影響效果不明顯。但從整體看，穩(wěn)健性檢驗變量并未發(fā)生實質(zhì)性的改變，穩(wěn)健性回歸的結(jié)果也支持了本文之前的結(jié)論，表明該模型整體上是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論及建議

隨著“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的不斷推進，人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘逐漸常態(tài)化，或?qū)⒁l(fā)一系列的貿(mào)易效應。因此，本文基于HS分類原則，檢驗了人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘對我國出口貿(mào)易的影響，并進一步探究了人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘對出口行業(yè)的異質(zhì)性影響，得到以下結(jié)論。

第一，從研究樣本區(qū)間看，人民幣實際有效匯率圍繞當前均衡匯率和長期均衡匯率上下波動，人民幣實際有效匯率最大高估程度為10.08%，最大低估程度為8.57%，其余時段基本保持在10%的失衡程度以內(nèi)，并沒有偏離合理區(qū)間。這與國內(nèi)外經(jīng)濟形勢的變化、人民幣預期及相關制度政策調(diào)整有關。同時長期匯率失衡與短期匯率失衡變動趨勢基本保持一致，但總體上長期匯率失衡比短期匯率失衡幅度高。

第二，從整體看，人民幣匯率失衡與我國出口貿(mào)易顯著負相關，表明當人民幣實際有效匯率相對于長期均衡匯率低估時，會促進我國出口貿(mào)易;當人民幣實際有效匯率相對于長期均衡匯率高估時，會抑制我國出口貿(mào)易。非關稅壁壘與我國出口貿(mào)易呈顯著正相關。關稅及非關稅構(gòu)成的貿(mào)易壁壘與人民幣匯率失衡雙因素對我國出口貿(mào)易具有顯著抑制作用，表明當面臨人民幣匯率失衡程度進一步擴大時，遭受貿(mào)易壁壘多的行業(yè)，出口貿(mào)易會產(chǎn)生下降趨勢。

第三，基于異質(zhì)性分析結(jié)果，人民幣匯率失衡對第一類行業(yè)（如動植物、食品、煙草飲料業(yè)等）的出口貿(mào)易具有顯著正向影響，表明匯率低估會抑制該行業(yè)出口貿(mào)易，匯率高估會產(chǎn)生促進作用。人民幣匯率失衡對第三類（如礦制、陶瓷、非金屬業(yè)等）、第五類（如橡塑、木制、紙制業(yè)等）行業(yè)的出口貿(mào)易具有顯著負向沖擊，其出口受匯率失衡的影響與以上情況相反。非關稅壁壘對第二類（如電子信息、化工制造、交通運輸業(yè)等）、第五類（如橡塑、木制、紙制業(yè)等）行業(yè)的出口貿(mào)易影響作用明顯;關稅壁壘對大部分行業(yè)都具有顯著影響。人民幣匯率失衡與非關稅壁壘雙因素對第二類（如電子信息、化工制造、交通運輸業(yè)等）、第三類（如礦制、陶瓷、非金屬業(yè)等）、第五類（如橡塑、木制、紙制業(yè)等）行業(yè)出口貿(mào)易的影響具有顯著負向沖擊;人民幣匯率失衡與關稅壁壘雙因素對第一類（如動植物、食品、煙草飲料業(yè)等）、第三類（如礦制、陶瓷、非金屬業(yè)等）、第五類（如橡塑、木制、紙制業(yè)等）行業(yè)出口貿(mào)易具有顯著影響，并且不同行業(yè)所受影響方向及大小等各不相同。這是由于近年來我國技術(shù)密集型產(chǎn)品國際競爭力增強，對貿(mào)易伙伴構(gòu)成威脅與挑戰(zhàn)，導致我國技術(shù)性行業(yè)出口遭受貿(mào)易壁壘措施較多。同時，我國大量加工貿(mào)易出口行業(yè)，如陶瓷、橡塑、礦制品等，為從事簡單加工或組裝活動的低附加值行業(yè)，不具備生產(chǎn)所要求的核心技術(shù)，在分工體系中沒有話語權(quán)，導致其加工產(chǎn)品出口時不僅遭受嚴酷的貿(mào)易壁壘措施，同時受人民幣匯率失衡影響也較大。而第四類行業(yè)（如紡織、皮革、雜制業(yè)等）由于其出口產(chǎn)品特性，受人民幣匯率失衡影響弱，故而雙因素對其出口貿(mào)易影響作用不明顯。

研究結(jié)果充分表明人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘對不同出口行業(yè)貿(mào)易具有異質(zhì)性影響。因此基于上述結(jié)論，本文提出以下對策建議。

第一，完善人民幣匯率自我修正機制，維持人民幣匯率合理均衡水平。當前我國經(jīng)濟已進入新發(fā)展格局，堅持實施有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率長期處于相對均衡的合理區(qū)間。但受新冠疫情、貿(mào)易沖突等一系列因素影響，人民幣匯率出現(xiàn)失衡狀態(tài)，高估與低估現(xiàn)象交替出現(xiàn)。因此，建議適時調(diào)整外匯風險準備金率、綜合運用財政及貨幣等政策進行逆周期調(diào)節(jié)，完善人民幣匯率自我修正機制，充分發(fā)揮人民幣匯率優(yōu)化配置國內(nèi)外資源和要素的指揮棒作用，為聯(lián)通國際國內(nèi)雙循環(huán)，推動我國出口行業(yè)貿(mào)易便利提供更加有效的政策支持。

第二，健全人民幣外匯衍生品市場運行機制，引導出口企業(yè)了解使用外匯衍生產(chǎn)品，降低企業(yè)匯率風險。目前我國外匯市場已擁有外匯遠期、掉期、期權(quán)以及貨幣互換等基礎性人民幣外匯衍生品工具，基本能滿足市場匯率避險需求。但我國出口企業(yè)對外匯衍生品知之甚少，用之更少，主動管控匯率風險意識較弱。因此，建議相關部門建立與企業(yè)的溝通、聯(lián)絡、指導機制，做好外匯衍生品及匯率風險管控知識普及和宣傳工作，并有條件放寬外匯衍生品交易的實需限制，適時推出人民幣外匯期貨交易，增強人民幣匯率全球定價權(quán)，降低企業(yè)匯率避險成本。

第三，實施出口行業(yè)差異化貿(mào)易策略。研究表明，人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘對不同行業(yè)出口貿(mào)易具有異質(zhì)性影響。因此，建議對不同出口行業(yè)實施差異化的出口貿(mào)易策略。在當前全球產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈循環(huán)受阻的背景下，對出口企業(yè)，需加強“海外倉”建設，有效對接企業(yè)出口產(chǎn)品與海外消費者精準需求，加快出口企業(yè)商品及服務率先“走出去”，及時送達到海外消費者手中。對受人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘影響較小的出口行業(yè)（如皮革、紡織、雜制業(yè)等），可加大力度拓寬海外業(yè)務覆蓋面，利用其產(chǎn)品競爭優(yōu)勢在出口貿(mào)易談判時爭取采用人民幣結(jié)算。對受人民幣匯率失衡及貿(mào)易壁壘影響較大的出口行業(yè)（如電子信息、化工制造、農(nóng)業(yè)等），可采取如下措施：一是政府部門應在通關政策、出口退稅、科技創(chuàng)新補貼、低息貸款等方面提供政策傾斜;二是企業(yè)應合理選擇出口押匯、遠期結(jié)匯等多元化外匯衍生工具來鎖定匯率風險;三是在出口國和結(jié)售匯幣種選擇上進行深入研究，實現(xiàn)出口貿(mào)易市場多元化戰(zhàn)略，在《區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關系協(xié)定》（RCEP）簽署背景下，加強對東盟十國出口市場的深耕細作，提升企業(yè)出口效益。

第四，加快出口行業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，提升我國商品及服務貿(mào)易的國際競爭力。當前我國高端制造產(chǎn)品出口競爭力不強，出口結(jié)構(gòu)以勞動密集型產(chǎn)品和加工貿(mào)易為主;出口企業(yè)缺乏核心技術(shù)，部分商品處于全球價值鏈的低端。因此，建議對低附加值等傳統(tǒng)出口行業(yè)，通過開發(fā)新品種、采用新工藝新技術(shù)提高產(chǎn)品附加值，在國際分工體系中掌握話語權(quán);對高新技術(shù)行業(yè)，加強科技自主創(chuàng)新能力，解決核心技術(shù)領域“卡脖子”問題，提升產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈現(xiàn)代化水平，促使出口行業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，打通國際循環(huán)，加快“中國制造”向“中國智造”的嬗變，實現(xiàn)我國出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

參考文獻：

[1]NURKESR.Conditionsofinternationalmonetaryequilibrium[C]//ReadingintheTheoryofInternationalTrade，AmericanEconomicsAssociation，1945（5）：3-34.

[2]WILLIAMSONJ.Estimatingequilibriumexchangerates[M].Washington，DC：PetersonInstitutePress，1994：177-245.

[3]胡春田，陳智君.人民幣是否升值過度：來自基本均衡匯率（1994—2008）的證據(jù)[J].國際金融研究，2009（11）：55-65.

[4]李佳.人民幣基本均衡匯率（FEER）研究[D].上海：復旦大學，2012.

[5]MACDONALDR，CLARKPB.Exchangeratesandeconomicfundamentals：AmethodologicalcomparisonofBEERsandFEERs[R].IMFWorkingPapers，1998，67：1-38.

[6]嚴太華，程歡.1997—2013年人民幣均衡匯率失調(diào)程度的實證研究[J].經(jīng)濟問題，2015（1）：50-54.

[7]姚宇惠，王育森.人民幣均衡匯率的再研究：1998—2015[J].國際金融研究，2016（12）：23-32.

[8]田詩文.基于BEER模型的人民幣均衡匯率與匯率失衡研究[J].世界經(jīng)濟與政治論壇，2019（5）：1-23.

[9]MOVCHANBA，YAKOVCHUKKY.Gradedthermalbarriercoatings，depositedbyEB-PVD[J].SurfaceandCoatingsTechnology，2004，188/189：85-92.

[10]杜凱，周勤.中國對外直接投資：貿(mào)易壁壘誘發(fā)的跨越行為[J].南開經(jīng)濟研究，2010（2）：44-63.

[11]余振，周冰惠，謝旭斌，等.參與全球價值鏈重構(gòu)與中美貿(mào)易摩擦[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（7）：24-42.

[12]BRADFORDS.ThewelfareeffectsofdistributionregulationsinOECDcountries[J].EconomicInquiry，2005，43（4）：795-811.

[13]NOGUSJJ，OLECHOWSKIA，WINTERSLA.Theextentofnontariffbarrierstoindustrialcountriesimports[J].TheWorldBankEconomicReview，1986，1（1）：181-199.

[14]BARBERCL.Canadiantariffpolicy[J].TheCanadianJournalofEconomicsandPoliticalScience，1955，21（4）：513-530.

[15]BALASSAB.Tariffprotectioninindustrialcountries：Anevaluation[J].JournalofPoliticalEconomy，1965，73（6）：573-594.

[16]CORDENWM.Thestructureofatariffsystemandtheeffectiveprotectiverate[J].JournalofPoliticalEconomy，1966，74（3）：221-237.

[17]趙亮，陶紅軍，吳秋萍.我國豬肉進口關稅有效保護水平估算[J].華中農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2017（3）：51-58，151.

[18]段玉婉，劉丹陽，倪紅福.全球價值鏈視角下的關稅有效保護率：兼評美國加征關稅的影響[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（7）：62-79.

[19]FEENSTRARCF.Newproductvarietiesandthemeasurementofinternationalprices[J].AmericanEconomicReview，1994，84（1）：157-177.

[20]陳勇兵，陳小鴻，曹亮，等.中國進口需求彈性的估算[J].世界經(jīng)濟，2014（2）：28-49.

[21]DIAKANTONIA，ESCAITHH，ROBERTSM，etal.Accumulatingtradecostsandcompetitivenessinglobalvaluechains[R].WTOStaffWorkingPaper，No.ERSD-2017-02，2017.

[22]倪紅福，龔六堂，陳湘杰.全球價值鏈中的關稅成本效應分析：兼論中美貿(mào)易摩擦的價格效應和福利效應[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2018（8）：74-90.

[23]MODYA，TAYLORMP.Regionalvulnerability：ThecaseofEastAsia[J].JournalofInternationalMoneyandFinance，2007，26（8）：1292-1310.

[24]蔣文婷，付波航.人民幣實際匯率失調(diào)對進出口效應的實證研究[J].中國商貿(mào)，2014（11）：117-119.

[25]謝非，胡小英.人民幣匯率失調(diào)對我國進出口行業(yè)影響的異質(zhì)性研究[J].重慶大學學報（社會科學版），2020（4）：54-69.

[26]BOWNCP.TradedisputesandtheimplementationofprotectionundertheGATT：Anempiricalassessment[J].JournalofInternationalEconomics，2004，62（2）：263-294.

[27]王孝松，施炳展，謝申祥，等.貿(mào)易壁壘如何影響了中國的出口邊際：以反傾銷為例的經(jīng)驗研究[J].經(jīng)濟研究，2014（11）：58-71.

[28]王亞星，李峰.如何跨越貿(mào)易壁壘：基于出口技術(shù)復雜度視角的研究[J].國際商務研究，2018（1）：30-43.

[29]李昕.中美貿(mào)易摩擦：基于GTAP可計算一般均衡模型分析[J].國際貿(mào)易問題，2012（11）：50-65.

[30]徐惟，卜海.技術(shù)貿(mào)易壁壘設置與出口國創(chuàng)新決策的博弈分析[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2019（6）：79-85.

[31]劉濤，田鑫.進出口食品安全監(jiān)管“新常態(tài)”及應對探析[J].重慶理工大學學報（社會科學），2017（7）：119-124.

[32]曹裕，李青松，李業(yè)梅.技術(shù)貿(mào)易壁壘對食品企業(yè)技術(shù)選擇決策影響的博弈研究[J].中國管理科學，2017（8）：184-196.

[33]樊秀峰，郭嫚嫚，魏昀妍.技術(shù)性貿(mào)易壁壘對中國高新技術(shù)產(chǎn)品出口二元邊際的影響：以“一帶一路”沿線國家為例[J].西安交通大學學報（社會科學版），2019（1）：18-27.

[34]譚小芬，王雅琦，盧冰.匯率波動、金融市場化與出口[J].金融研究，2016（3）：15-30.

[35]陳蓉，許培源.進出口產(chǎn)品多樣化的貿(mào)易條件改善效應：來自中國制造業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].國際貿(mào)易問題，2015（12）：133-144.

[36]宋偉良，賈秀錄.貿(mào)易便利化對中國產(chǎn)品出口的影響研究：基于G20國家的計算[J].宏觀經(jīng)濟研究，2018（11）：102-115.

[37]李艷麗，曾啟，高尚.匯率對出口價格傳遞的門限效應：考慮不同行業(yè)競爭優(yōu)勢的分析[J].中央財經(jīng)大學學報，2018（5）：117-128.

[38]鄧創(chuàng)，李雨林.新常態(tài)時期中國對外貿(mào)易仍能促進經(jīng)濟增長嗎：基于分類進出口貿(mào)易的動態(tài)計量分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2016（6）：4-16.

[39]郭夢迪，郭江，衛(wèi)平.技術(shù)創(chuàng)新對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口競爭力的影響[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報，2018（3）：21-29.

[40]付書科，陳梓清，魯庭婷，等.技術(shù)創(chuàng)新對中國制造業(yè)競爭力的影響研究[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2017（12）：166-168.