顏銀根 李安琪

（南京審計大學，江蘇 南京 211815）

一、引言

隨著中國對外開放的不斷深化，與進出口貿(mào)易有著緊密關聯(lián)的人民幣匯率制度也幾經(jīng)變化，從改革初期的復匯率制到盯住美元匯率制，再到有管理的浮動匯率制，匯率制度的變革推動了人民幣國際化的進程，同時也影響著中國進出口貿(mào)易的水平和結構。要評估匯率制度市場化改革的出口貿(mào)易效應，有必要回顧改革開放以來人民幣匯率制度的變遷。在過去的40余年間，人民幣匯率制度經(jīng)歷了5個階段：1979～1984年，單一匯率—雙重匯率—單一匯率；1985～1993年，官方匯率與外匯調(diào)劑價并存的復匯率制；1994～2004年，盯住美元匯率制；2005～2015年，有管理的浮動匯率制；2015年至今，匯率制度市場化的深度改革。其中，2005年匯率制度改革是最深刻的一次，實現(xiàn)了從單一盯住美元的固定匯率制到參考一籃子貨幣的有管理的浮動匯率制的轉變。在有管理的浮動匯率制實施期間，人民幣兌美元出現(xiàn)了大幅升值，中國商品出口額占世界出口總額的比重也從7.25%增至12.32%，躍居世界第一。①數(shù)據(jù)來源：聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議（UNCTAD），作者計算得到。

從改革初期的復匯率制到現(xiàn)行的有管理的浮動匯率制，2005年的匯率制度改革無疑在中國匯率制度市場化改革中最具跨越性。相關文獻分析了匯率水平、匯率波動以及匯率預期等對出口貿(mào)易的影響，但匯率制度市場化改革的出口貿(mào)易效應研究并不多見，針對2005年人民幣由固定匯率制向浮動匯率制改革的出口貿(mào)易效應研究更是罕見。隨著人民幣正式加入特別提款權（SDR），人民幣市場化的進程不斷加快，分析匯率制度市場化改革對出口貿(mào)易的影響對中國經(jīng)濟社會的發(fā)展具有重要意義。

二、文獻綜述與影響機制

（一）文獻綜述

在眾多影響出口貿(mào)易的因素中，最具代表性的因素包括出口國與貿(mào)易伙伴國民總收入（Tinbergen，1962）、國家間的地理距離（Tinbergen，1962）、外商直接投資（Vernon，1966）、有效匯率（Warner and Kreinin，1983）等。其中，對于企業(yè)出口而言，匯率制度具有最直接和重要的影響。

開放經(jīng)濟中匯率制度的影響也是根本性的，對貿(mào)易條件沖擊（Broda，2004）、貨幣危機（程惠芳等，2016）和通貨膨脹（白雪飛等，2009）等均具有重要作用。早期的研究如Frankel和Wei（1993）指出，雙邊匯率制度的不穩(wěn)定程度對貿(mào)易規(guī)模有一定影響，但其影響程度有限。近些年，一些學者通過對貨幣聯(lián)盟（相當于完全的固定匯率制）以及盯住匯率制的研究發(fā)現(xiàn)，固定匯率制和盯住匯率制對國際貿(mào)易有積極作用，能夠顯著促進雙邊貿(mào)易額和國際貿(mào)易的快速增長（Klein and Shambaugh，2006；Tsangarides et al，2010）。針對中國對不同國家的實際匯率制度對出口規(guī)模的影響，施炳展和張雅睿（2016）發(fā)現(xiàn)，1995～2010年固定匯率制度貿(mào)易對象的出口規(guī)模是浮動匯率制度貿(mào)易對象的1.3～1.92倍。崔小勇等（2016）發(fā)現(xiàn)，無論是固定匯率制度還是浮動匯率制度都會抑制貿(mào)易水平，而中間匯率制度則在較大程度上促進了貿(mào)易發(fā)展。

2005年匯率制度改革是一次重大變革，自此人民幣從盯住美元的單一匯率制度轉向參考一籃子貨幣的有管理的浮動匯率制度，這一變革對消費者價格指數(shù)、就業(yè)、工業(yè)產(chǎn)出、貿(mào)易爭端、貿(mào)易平衡等多個方面都產(chǎn)生了一定影響（Du et al，2021），也對出口具有重要作用。雖有研究發(fā)現(xiàn)，匯改促使人民幣每升值1%，出口減少3.874%（劉啟仁和張曉莉，2012），2005年匯改導致中國的出口增長率減少20.33%（Du et al，2021），但是，從2005年匯率制度改革至今，人民幣經(jīng)歷多次一定幅度的升值和貶值，因此，匯改對不同企業(yè)、不同行業(yè)和對不同國家的出口產(chǎn)生的影響并不確定。王利平等（2007）研究發(fā)現(xiàn)，不同行業(yè)和不同類型的企業(yè)對2005年匯改風險的適應情況是迥異的，但多數(shù)企業(yè)的出口同比增長更多。匯率制度改革也會對出口定價產(chǎn)生一定影響，主要集中于出口歷史短、缺乏海外市場經(jīng)驗的廠商（胡冬梅等，2010）。

（二）影響機制

2005年人民幣匯率制度改革對出口貿(mào)易的影響主要通過匯率水平和匯率波動產(chǎn)生。

匯率水平對出口貿(mào)易的影響主要通過匯率彈性的變化和匯率傳遞的變化影響價格機制而產(chǎn)生。如果馬勒條件成立，①即一國進出口需求彈性之和大于1。匯率貶值將促進一國出口，相關研究也證實了這一假說（巴曙松等，2007；盧向前和戴國強，2005）。值得一提的是，匯率彈性分析是基于匯率完全傳遞的假設（曹偉，2016）。事實上，依市定價、較高的通脹環(huán)境、中間產(chǎn)品進口、出口產(chǎn)品質(zhì)量、企業(yè)生產(chǎn)率等都可能導致匯率的不完全傳遞甚至逆?zhèn)鬟f，進而影響匯率價格機制對出口的作用。整體而言，人民幣匯率變動對出口價格具有較高的匯率傳遞率（陳平等，2016），是否促進出口貿(mào)易取決于匯率水平。2005年匯率制度改革后人民幣匯率雖歷經(jīng)多次變動，但其在市場化改革驅使下逐漸趨于均衡的匯率水平可能對出口貿(mào)易具有促進作用。

匯率波動對出口貿(mào)易的影響主要是影響企業(yè)出口面臨的不確定性。對于風險厭惡型的企業(yè)而言，匯率波動性的增加無疑會對國際貿(mào)易產(chǎn)生不利影響（Gagnon，1993）。但是，也有一些研究指出，匯率風險的增加會加速企業(yè)重組，從而促進貿(mào)易（De Grauwe，1988）。有關人民幣匯率波動的相關研究指出，匯率波動對不同貿(mào)易國的影響可能是不同的（孫霄翀和宋逢明，2008），人民幣匯率波動推動了對東南亞的出口貿(mào)易（曹偉和林守武，2017），甚至不同范圍的波動也會產(chǎn)生不同的影響（張伯偉和田朔，2014），從而帶來一系列結構性變化，但對整體出口貿(mào)易的影響并無定論。就2005年匯改而言，一方面，匯改后人民幣匯率波動幅度的增加可能通過加速企業(yè)重組促進出口貿(mào)易，另一方面，匯改也促進中國外匯市場交易品種及幣種的增加、清算和信息設施建設及分層做市商制度的進一步完善，為企業(yè)運用金融工具規(guī)避外匯風險打造更良好的環(huán)境，從而促進企業(yè)出口。

三、模型設定、數(shù)據(jù)處理及變量選擇

理論上，2005年匯率制度改革可能通過匯率水平、匯率波動促進出口貿(mào)易，為驗證這一假說，本文采取合成控制法構建模型以量化匯改對中國出口貿(mào)易的作用。

（一）模型設定

2005年匯率制度改革屬于“準自然”試驗，對于這類政策可采用反事實框架進行評估。相較于匹配差分（PSM-DID）的方法，合成控制法可以基于結果變量以數(shù)據(jù)驅動將對照組單元加權合成虛擬的實驗組，并將其與真實的實驗組進行對比（Khandker et al，2009），對對照組的要求更低，從而能夠有效評估這一政策帶來的影響。因此，本文采用Abadie（2021）介紹的線性因子合成控制模型，基于對照組單元的出口數(shù)據(jù)構造“未經(jīng)歷2005年匯改的中國出口數(shù)據(jù)”，以評估2005年匯改的出口貿(mào)易效應。

其中，i表示出口國家（地區(qū)），t表示年份。δt為時間趨勢變量，Zi和μi分別為影響出口變量Yit N的可觀測和不可觀測變量，θt和λt為對應系數(shù)，εit為誤差項。由于μi不可觀測，其系數(shù)λt也無法較好地估計，合成控制法認為可通過找到一組權重W使得對照組重現(xiàn)實驗組特征，構造出反事實數(shù)據(jù)，從而避免對θt、λt等參數(shù)進行估計（Kaul et al，2022）。

根據(jù)2005年匯率制度改革前的實驗組與對照組數(shù)據(jù)，通過嵌套約束二次優(yōu)化得到最優(yōu)的一組權重W*，使得構造的反事實數(shù)據(jù)與真實數(shù)據(jù)之間的距離最小。進一步來說，可根據(jù)均方根預測誤差（RMSPE）對反事實數(shù)據(jù)與真實數(shù)據(jù)之間的差異進行判斷。①合成控制模型推導過程可向作者索取。

（二）數(shù)據(jù)來源、處理及變量選擇

1.樣本期及對照組選取

研究樣本期為1995～2015年，選擇這一時期主要是因為在1994年和2015年中國外匯市場都進行了較大的匯率制度改革，這一時期的數(shù)據(jù)能夠更加“干凈”地分析2005年匯率制度改革的政策效應。

在對照組的選取上，本文以Shambaugh匯率制度分類數(shù)據(jù)為標準，②網(wǎng)站網(wǎng)址為：https://iiep.gwu.edu/jay-c-shambaugh/，該數(shù)據(jù)對不同國家和地區(qū)實行的固定匯率制度進行了更細致的分類，將固定匯率制度分為4類傳統(tǒng)固定匯率制度和非傳統(tǒng)固定匯率制度。選出1995～2015年與中國2005年前事實匯率制度一致的44個國家（地區(qū)）。③早期關于匯率制度的研究多數(shù)采用IMF發(fā)布的《匯兌安排及匯兌限制年度報告》（Annual Report On Exchange Arrangements and Exchange Restrictions）中的各國名義匯率，但各國存在隱性盯住、有管理的浮動等實際匯率制度，這也導致各國事實匯率制度與IMF的標準存在差異。剔除數(shù)據(jù)缺失嚴重的21個國家（地區(qū)）以及受政治干擾因素影響較大的塞內(nèi)加爾、尼日爾和斯威士蘭等3個國家，得到最終對照組單元20個。表1則進一步表明，樣本期間，中國出口到絕大多數(shù)對照組單元的商品占中國出口比重、各對照組單元出口至中國的商品占本國出口比重的均值較小，這意味著，對照組國家（地區(qū)）受到中國2005年匯率制度改革的影響較小，能夠更好地構造出未經(jīng)匯改的合成中國。

表1 1995～2015年中國與各對照組國家（地區(qū)）出口比重的均值 單位：%

2.結果變量指標選取

鑒于合成控制法要求對照組與實驗組的數(shù)據(jù)有較高的相似度，④當實驗組數(shù)據(jù)大幅偏離對照組數(shù)據(jù)時，無法通過對照組構建合成的實驗組數(shù)據(jù)。如果按照中國的經(jīng)濟體量，無法構建中國的合成實驗組。為解決這一問題，同時考慮到規(guī)模經(jīng)濟和技術溢出對出口的影響，本文采用出口技術復雜度作為結果變量，并進行對數(shù)化處理以控制異方差。參考Hausmann等（2007）的方法，先根據(jù)公式（2）計算研究期間每年HS92六分位下的產(chǎn)品層面技術復雜度PRODYk：

其中，i代表出口國，k代表六分位下不同種類的產(chǎn)品，xik為i國出口k類商品的金額，Xi為i國商品出口總額，perGDPi為i國人均GDP。

再根據(jù)公式（3）按照各國各產(chǎn)品出口占出口總額的比重將產(chǎn)品技術復雜度PRODYk加權，即可得到各國出口技術復雜度。HS92六分位下的產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)來源于CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫，①http://www.cepii.fr/CEPII/en/bdd_modele/presentation.asp?id=37.人均GDP數(shù)據(jù)來源于世界銀行《全球發(fā)展指數(shù)》（WDI）數(shù)據(jù)庫。

3.控制變量指標選取

在控制變量的選擇方面（表2），參照Hannan（2017）的做法，依據(jù)引力模型從出口需求、出口供給和貿(mào)易成本3個方面選取變量。②雖然Hausmann等（2007）的研究指出人均GDP與出口技術復雜度具有正相關關系，但中國出口技術復雜度遠高于類似人均GDP水平的國家，因此，本文未將人均GDP列入控制變量。在出口需求方面，依據(jù)IMF的DOTS（Direction of Trade Statistics）雙邊出口數(shù)據(jù)計算出貿(mào)易國的權重，再根據(jù)該權重計算貿(mào)易國的加權國民收入總值、人均國民收入并作對數(shù)化處理。出口供給方面包括：世界銀行《全球發(fā)展指數(shù)》（WDI）中的出口國（地區(qū)）國民生產(chǎn)總值增長率、人口增長率和對數(shù)化的人口規(guī)模指標以及表示信息技術水平的移動蜂窩覆蓋率，③移動蜂窩覆蓋率指標由WDI數(shù)據(jù)庫中移動蜂窩訂閱人數(shù)（每100人）除以100計算得到。代表對外投資凈流入情況的滯后2期對外投資凈流入占GDP之比，依據(jù)IMF的DOTS雙邊出口數(shù)據(jù)計算得到的出口貿(mào)易集中度指標。①貿(mào)易集中度指標為出口國（地區(qū)）出口至第一大貿(mào)易伙伴商品占商品出口總額的比值。在貿(mào)易成本方面，將CEPII數(shù)據(jù)庫中的加權貿(mào)易距離作為出口可變成本，②加權貿(mào)易距離中的貿(mào)易距離為出口國與各貿(mào)易國首都之間的距離，根據(jù)出口國向各貿(mào)易伙伴的出口額（貨物）占該國總出口（貨物）的比例對貿(mào)易距離加權，再取其對數(shù)即為加權貿(mào)易距離。同時選取經(jīng)濟自由度指數(shù)（Index of Economic Freedom）中的貿(mào)易自由度評分作為出口固定成本。③由于弗雷澤研究所（The Fraser Institute）中的經(jīng)濟自由度評分與經(jīng)濟自由度指數(shù)（Index of Economic Freedom）高度相似，因此經(jīng)濟自由度指數(shù)（Index of Economic Freedom）數(shù)據(jù)庫中缺失的中國香港數(shù)據(jù)用弗雷澤研究所（The Fraser Institute）世界經(jīng)濟自由度數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)填補。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

此外，按照Abadie（2021）所述，在合成控制法中結果變量的干預前值對重現(xiàn)不可觀測的影響因子起著至關重要的作用。因此，通過對比控制變量在之前變量的基礎上包含1995～2005年出口技術復雜度對數(shù)值均值、兩年出口技術復雜度對數(shù)值、3年出口技術復雜度對數(shù)值3種情況下得到的模型預測均方誤（RMSPE），選取1995年、2001年和2004年的出口技術復雜度對數(shù)值3個變量加入控制變量中。④文中缺失數(shù)據(jù)采用平滑移動法進行了處理。

四、實證結果及其檢驗

對基準模型實證分析發(fā)現(xiàn)，2005年匯改促進了中國商品的出口貿(mào)易，一系列穩(wěn)健性檢驗也證實了其顯著性，異質(zhì)性檢驗結果則表明匯改對不同類別商品具有異質(zhì)性。

（一）基準模型

采用基準合成控制模型，得到合成中國對應的6個對照組單元權重（表3），其中，荷蘭的權重高達30.2%，巴拿馬和愛沙尼亞次之，其余3個對照組權重之和為31.8%，滿足權重構成稀疏性的特征。樣本期間，中國出口到6個對照組單元的商品占總商品出口比重的均值均不超過2.88%，6國出口至中國商品總額占本國出口總額的均值均不超過7.37%。⑤原始數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織《貿(mào)易方向統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》（Direction of Trade Statistics），經(jīng)作者計算得到。由此，我們可以判定合成中國具有相對獨立性，中國匯率制度改革對合成中國的影響不大。

表3 合成中國的各對照組單元權重 單位：%

圖1為1995～2015年真實中國及合成中國的出口技術復雜度對數(shù)值，垂直虛線表示2005年匯率制度改革發(fā)生的時間點，可以看出，2005年匯改前合成中國與真實中國的出口技術復雜度較為接近，樣本期的RMSPE值僅為0.02，因而反事實數(shù)據(jù)的可信度較高，滿足了事前一致的假設；2005年匯率制度改革后，合成中國與真實中國的出口技術復雜度逐漸偏離，樣本期的RMSPE值達到0.06，真實中國的出口技術復雜度顯著高于合成中國。換而言之，2005年匯率制度改革對中國出口復雜度具有顯著促進作用。值得一提的是，2008年金融危機后，中國在2008年7月至2010年6月重回盯住美元的匯率制度，導致這一期間中國出口技術復雜度出現(xiàn)了一定幅度的下降，此后受2011年歐債危機影響，中國出口技術復雜度在2011～2013年有所下滑。進一步可以計算出中國2005～2015年出口技術復雜度的年均增幅約為1.45%，合成中國的年均增幅僅為1.26%。由此，可以判斷出2005年匯率制度改革對中國出口技術復雜度的提升幅度約為1.83‰。

圖1 1995～2015年真實中國及合成中國的出口技術復雜度

（二）穩(wěn)健性檢驗

采用安慰劑檢驗、依次剔除1個權重為正的控制單元及更換預測變量3種方法進行穩(wěn)健性檢驗，均證實基準模型具備一定的穩(wěn)健性。

1.安慰劑檢驗

采用類似Abadie等（2010）的方法，假定對照組國家（地區(qū)）也在2005年進行了匯率制度改革，并將這一結果與實驗組中國的匯率制度改革效果進行比較。如果對照組合成值與真實值之差小于實驗組，則可以判斷合成控制法的結果較為可靠。為避免2005年前擬合誤差的影響，本文剔除匯改前RMSPE水平高于實驗組中國水平1.77倍的對照組，圖2為1995～2015年實驗組中國和其余對照組的匯率制度改革效果，可以看出對照組的合成與真實出口技術復雜度在匯率制度改革后的差異均低于實驗組中國。由此可以進一步驗證，2005年匯率制度改革對中國出口技術復雜度提升的作用較為顯著。

圖2 1995～2015年各國家（地區(qū)）真實及合成 出口技術復雜度對數(shù)的差值（RMSPE＜0.04）

2.剔除對照組單元

采用類似Abadie等（2015）提出的迭代法進行檢驗，依次剔除1個權重為正的對照組單元重新基于合成控制法構造合成中國。從圖3可以看出，剔除了1個權重為正的對照組單元后，結果并沒有發(fā)生明顯改變，2005年匯率制度改革仍明顯影響真實中國與合成中國的出口技術復雜度差值，再次驗證了基準模型結論的穩(wěn)健性。

圖3 1995～2015年剔除1個權重為正的國家后合成 中國與真實中國的出口技術復雜度對數(shù)值

3.更替控制變量

鑒于目前合成控制法研究對于是否應該將事件發(fā)生前的結果變量納入控制變量并無統(tǒng)一論斷。為更好地進行穩(wěn)健性檢驗，本文采用了3種變換：（1）控制變量僅包含全部結果變量預測前值；（2）控制變量包含全部結果變量預測前值及協(xié)變量（可觀測的控制變量）；（3）控制變量包含3個年份結果變量（1995年、2000年及2004年）觀測值及協(xié)變量。①檢驗模型（1）和模型（2）的結果完全一致，證實了基于回歸給定預測變量相對權重的方法會給其中結果變量賦予更高的權重，在預測變量中加入全部的結果變量預測前值的確可能使得模型忽略其他協(xié)變量。圖4和圖5分別為第1種和第3種控制變量替換的安慰劑檢驗結果，可以發(fā)現(xiàn)其結果與上述研究一致。

圖4 1995～2015年各國家（地區(qū)）真實及合成 出口技術復雜度對數(shù)的差值(RMSPE＜0.04) （第1種變換）

圖5 1995～2015年各國家（地區(qū)）真實及合成 出口技術復雜度對數(shù)的差值(RMSPE＜0.04) （第3種變換）

（三）異質(zhì)性檢驗

為進一步分析2005年匯率制度改革對中國出口貿(mào)易的作用，參考Lall（2000）的研究，將出口產(chǎn)品分成初級產(chǎn)品、資源型產(chǎn)品、低技術產(chǎn)品、中等技術產(chǎn)品、高技術產(chǎn)品5類，①參照聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計網(wǎng)站（UN Trade Statistics）中代碼對照表將HS92六分位產(chǎn)品代碼轉化為SITC Rev.2分類（https://unstats.un.org/unsd/trade/classifications/correspondence-tables.asp），再與Lall（2000）列出的產(chǎn)品分類進行對應。分別計算得到各國各類產(chǎn)品的出口技術復雜度并將其對數(shù)值作為結果變量，控制變量與基準模型保持一致，基于合成控制模型分別進行反事實數(shù)據(jù)的估計，得到產(chǎn)品分類后合成中國對應的對照組單元權重（表4）。其中，合成控制法僅將中國香港作為唯一對照組預測未經(jīng)匯改時中國內(nèi)地的低技術產(chǎn)品出口復雜度，鑒于合成控制法無法選擇合適的對照組構造出合成中國低技術產(chǎn)品出口技術復雜度，本文僅分析2005年匯改分別對初級產(chǎn)品、資源型產(chǎn)品、中等技術產(chǎn)品和高技術產(chǎn)品的具體作用。

表4 合成中國的各對照組單元權重 單位：%

圖6和圖7分別顯示匯改后合成中國初級產(chǎn)品、資源型產(chǎn)品的出口技術復雜度對數(shù)值明顯高于真實中國，且安慰劑檢驗結果均證實了匯改作用效果的顯著性，②限于篇幅，安慰劑檢驗結果未報告，備索。這表明2005年匯率制度改革對中國初級產(chǎn)品、資源型產(chǎn)品的出口具有顯著的抑制作用。匯改后中國2005～2015年初級產(chǎn)品出口技術復雜度均值為294,201.26美元，相較于合成中國的667,843.67美元下降了約55.95%，而匯改后資源型產(chǎn)品出口技術復雜度均值為2,188,205.36美元，相較于合成中國下降了16.91%。

圖6 1995～2015年真實中國及合成中國 初級產(chǎn)品出口技術復雜度

圖7 1995～2015年真實中國及合成中國 資源型產(chǎn)品出口技術復雜度

相反，匯率制度改革對中國中等技術產(chǎn)品及高技術產(chǎn)品的出口具有顯著促進作用（圖8和圖9），2005年后真實中國的中等、高技術產(chǎn)品出口技術復雜度均高于合成中國，安慰劑檢驗結果則表明模型具備一定的穩(wěn)健性。③限于篇幅，安慰劑檢驗結果未報告，備索。通過進一步計算可以發(fā)現(xiàn)，在2005～2015年間，匯改使得中國中等、高技術產(chǎn)品出口技術復雜度均值分別提升了約10.29%和27.86%。

圖8 1995～2015年真實中國及合成中國 中等技術產(chǎn)品出口技術復雜度

圖9 1995～2015年真實中國及合成中國 高技術產(chǎn)品出口技術復雜度

五、結論與啟示

中國匯率制度歷經(jīng)數(shù)次調(diào)整，其中影響最深遠的便是2005年匯率制度改革，之后逐漸趨于均衡的匯率水平對出口具有積極影響，此次匯改也通過加速企業(yè)重組、便利規(guī)避企業(yè)外匯風險促進了企業(yè)出口，從而形成了匯率制度改革的出口貿(mào)易效應。為量化2005年人民幣匯率制度市場化改革對中國出口貿(mào)易效用，本文選擇1995～2015年匯率制度與中國匯改前一致的20個國家（地區(qū)）作為對照組，通過合成控制法進行反事實檢驗，研究結果表明：（1）2005年匯率制度市場化改革顯著促進了中國出口技術復雜度的增長，提升幅度約為1.83‰。采用安慰劑檢驗、依次剔除1個權重為正的對照單元、更換控制變量包含結果變量形式的穩(wěn)健性檢驗，進一步證實了2005年匯率制度市場化改革出口貿(mào)易效應的顯著性。（2）2005年匯率制度市場化改革對不同產(chǎn)品的效用具有異質(zhì)性，在2005～2015年間，匯改使得中國初級、資源型產(chǎn)品出口技術復雜度均值分別下降了約55.95%和16.91%，而促使中等和高技術產(chǎn)品出口技術復雜度均值分別提升了約10.29%和27.86%。

上述結果表明，2005年匯率制度市場化改革具有顯著的正向出口貿(mào)易效應，其效應的異質(zhì)性也有利于中國出口貿(mào)易結構的調(diào)整。改革開放以來，中國的匯率制度經(jīng)歷了一系列改革，匯率制度市場化程度得到了穩(wěn)步提升。匯率制度改革為中國資本賬戶開放奠定了基礎，更是人民幣國際化進程中的重要一環(huán)。2017年以來中國的出口貿(mào)易增長率連年下降，2018年和2019年的出口貿(mào)易增長率分別下降了3.66%和5.46%。2020年新冠肺炎疫情后，全球經(jīng)濟受到巨大沖擊，中國的出口貿(mào)易較上年僅上漲了1.84%，穩(wěn)外貿(mào)穩(wěn)外資工作需要進一步加強。上述研究結論指出，人民幣匯率制度市場化改革能夠產(chǎn)生顯著的正向出口貿(mào)易效應。這就表明，通過人民幣匯率制度市場化改革，有望推動中國的出口貿(mào)易，從而達成穩(wěn)外貿(mào)的目標。