中國貨幣互換協(xié)議，又稱央行雙邊本幣互換協(xié)議，旨在通過降低雙邊貿易成本、規(guī)避第三國匯率波動來促進雙邊貿易發(fā)展。本文基于理論機制分析探討中國貨幣互換協(xié)議締結的驅動因素，并利用系統(tǒng)GMM模型，探究貨幣互換協(xié)議政策以及貨幣互換協(xié)議締結的驅動因素對雙邊貿易的影響。結果表明中國貨幣互換協(xié)議對雙邊貿易具有創(chuàng)造效應，但仍存在效用滯后和力度不足問題。貨幣互換協(xié)議締結的驅動因素——雙邊貿易成本和第三國匯率波動，對雙邊貿易表現為顯著負向影響。因此，本文基于中國貨幣互換協(xié)議的作用機理及研究結果提出三點政策建議：（1）加強貨幣合作，擴大貨幣互換范圍，增加與已簽訂國家的貨幣互換額度。（2）構建和諧融洽的國際關系，提高貨幣互換金額的動用率。（3）營造良好的貨幣互換環(huán)境，充分發(fā)揮貨幣互換穩(wěn)定匯率波動，降低貿易成本的功能。 一、引言 當今世界面臨著百年未有之大變局，全球化與反全球化思潮并存，國際經貿規(guī)則進入重構期。 國際結算貨幣的單一化會導致參加國際結算的國家面臨因一國國際收支惡化而引發(fā)貨幣危機的威脅。 為應對美元霸權以及「美國優(yōu)先」的反全球化政策取向，全球去美元化浪潮逐步升級，進而可能引發(fā)全球貨幣體系的解構和重構，從而為人民幣國際化發(fā)展帶來契機。中國貨幣互換協(xié)議是一個雙向合作過程，通過約定匯率的雙邊本幣互換模式為對方國家提供融資便利，掃除了協(xié)議國央行投資人民幣儲備資產還需經由第三國貨幣美元的匯兌風險，進而降低了雙邊貿易成本，是在當前多邊貿易體系和全球化遭遇貿易保護主義沖擊的嚴峻考驗下，推動協(xié)議國與中國雙邊貿易發(fā)展、區(qū)域貿易人民幣主導型結算乃至人民幣國際化的關鍵舉措。中國貨幣互換協(xié)議符合新形勢下習近平總書記倡導構建人類命運共同體的戰(zhàn)略構想，推動各國互利共贏、共同發(fā)展，為貫徹「一帶一路」建設提供經貿往來支持，有利于我國在全球經貿規(guī)則重構中占有一席之地。 由于其重要的現實意義，中國貨幣互換政策于2008年底開始實施起至今一直受到社會各界的廣泛關注。近年來，與中國簽訂貨幣互換協(xié)議的新簽國家和續(xù)簽國家都明顯增加，尤其是2018年，人民銀行先后與馬來西亞、白俄羅斯、印度尼西亞、哈薩克斯坦、澳大利亞、英國、阿爾巴尼亞、南非、智利9個國家和地區(qū)的央行續(xù)簽了本幣互換協(xié)議，并與尼日利亞、日本新簽了本幣互換協(xié)議，截止至2018年底已與38國簽訂互換協(xié)議，總金額超過9萬億元人民幣。數據來源：根據中國人民銀行官網宏觀審慎管理局數據計算所得。雖然中國貨幣互換政策得到了廣泛認可，但在當下國際貿易局勢動蕩、國際關系復雜多變的形勢下，中國貨幣互換協(xié)議有沒有真正促進雙邊貿易的發(fā)展尚無定論。 中國貨幣互換協(xié)議在當下具有重要意義，亟需厘清中國貨幣互換協(xié)議的理論機制，明確實施效果，從而為貨幣互換政策的進一步落實提出切實可行的政策建議。據此，本文提出的問題是，中國貨幣互換協(xié)議締結的主要驅動因素有哪些？這些因素對雙邊貿易有何影響？在這些因素的作用下，中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿易的聯(lián)動效應及其機理何在？本文后續(xù)結構安排如下：第二部分是基于貨幣互換協(xié)議締結的驅動因素及其與雙邊貿易聯(lián)動效應的文獻分析。第三部分為探究中國貨幣互換協(xié)議的理論機制、貨幣互換協(xié)議與雙邊貿易關系的現狀，并提出相應的研究假設。第四部分為研究設計，包括經驗模型設定、變量和數據處理過程。第五部分為計量檢驗結果與分析，包括單位根檢驗、基準回歸和穩(wěn)健性檢驗。第六部分是結論和政策建議。 二、文獻綜述 貨幣互換的相關研究集中在貨幣互換的發(fā)展、目的和作用三個方面。文章將從政府間貨幣互換協(xié)議的發(fā)展歷程、貨幣互換協(xié)議締結的驅動因素、貨幣互換與雙邊貿易的聯(lián)動效應三個方面對國內外研究進行綜述。 （一）政府間貨幣互換協(xié)議的發(fā)展 歷程與驅動因素 最早的央行間貨幣互換可追溯至20世紀60年代十國集團創(chuàng)建的互惠性貨幣互換協(xié)議，但實施效果并不理想。其主要用于解決流動性短缺問題，且過分注重自身利益，這使人們對互換安排的長期影響產生質疑。1997—1998 年亞洲金融危機爆發(fā)后，為增加外匯儲備，東盟國家與中日韓三國開始著手簽訂一系列貨幣互換協(xié)議，將其作為地區(qū)性金融合作「清邁協(xié)議」的重要制度基礎。國際金融危機爆發(fā)后，全球范圍內建立了多個國際貨幣互換網絡，東亞地區(qū)的貨幣互換協(xié)議的發(fā)展出現了新的趨勢，部分國家開始超越區(qū)域金融合作框架，轉而采取由各自中央銀行簽署雙邊協(xié)議，以本幣換取本幣的形式相互提供流動性。其中以中國為典型代表。這種政府間的雙邊本幣互換，引起了國內外學者的廣泛關注，針對貨幣互換協(xié)議締結的驅動因素，主要集中在兩個方面：降低第三國匯率波動風險、減少貿易成本。 從中國與協(xié)議國雙方角度出發(fā)，通過貨幣互換獲取外幣資金進行外匯市場干預，有利于維持本國匯率穩(wěn)定。同時，貨幣互換還可相互為對方企業(yè)在兩國之間進行的貿易與投資活動提供融資便利，從而達到降低企業(yè)匯率風險和促進雙邊貿易發(fā)展的目的。從協(xié)議國角度出發(fā)，貨幣互換協(xié)議的簽署，提高了人民幣可得性，掃清了一國央行投資人民幣儲備資產還需經由第三方貨幣的匯兌風險，有利于貿易伙伴國企業(yè)應對國際流動沖擊，并減少企業(yè)跨境貿易投資時由于匯率波動而產生的交易成本。影響針對貨幣互換協(xié)議與雙邊貿易的聯(lián)動效應，學者這多從理論上闡述貨幣互換協(xié)議的簽署對雙邊貿易的影響，均認為通過簽署貨幣互換協(xié)議，協(xié)議國可直接使用人民幣進行貿易結算，有助于穩(wěn)定匯率波動，減少交易成本，維持金融穩(wěn)定，從而促進雙邊貿易。但也有反對意見認為，中國與其他國家或地區(qū)簽訂的貨幣互換協(xié)議在美元主導的貿易結構中，可在一定程度上降低人民幣的脆弱性，但這一經濟政策目標是無效的。 近年來，針對政府間貨幣互換的實證研究逐漸增多，但也未達成一致見解。采用傾向得分匹配的方法研究得出人民幣互換協(xié)議的簽訂能夠有效緩解雙邊貿易中的幣種結算和匯率風險等問題，從而促進雙邊貿易發(fā)展，且對協(xié)議簽訂對方貿易的促進作用要大于對中國貿易的促進作用。對互換協(xié)議簽訂對方而言，人民幣互換協(xié)議的簽訂對促進其出口的作用大于進口。 基于投資引力模型，利用混合回歸和2SLS工具變量法對中國采取的對外經濟戰(zhàn)略進行了實證分析，研究發(fā)現雙邊貨幣互換協(xié)議的簽署可以促進中國工業(yè)制成品出口?；?013-2018年人民幣在19個主要國家或地區(qū)跨境收付的面板數據得出簽訂貨幣互換協(xié)議、使用共同語言等因素會顯著正向地促進對象國或地區(qū)在跨境經貿活動中使用人民幣結算規(guī)模。但通過面板數據實證分析表明人民幣互換協(xié)議對于中國與周邊經濟體的貿易并無顯著影響。通過合成控制法研究中國與斯里蘭卡貨幣互換的貿易創(chuàng)造效應，研究發(fā)現，出口貿易的創(chuàng)造效應顯著，但進口貿易的創(chuàng)造效應則不顯著。 綜上所述，協(xié)議國與中國簽訂貨幣互換協(xié)議主要目的是規(guī)避第三國匯率波動風險、減少貿易成本，從而更好地推動雙邊貿易的發(fā)展。但中國貨幣政策的實施效果如何？與雙邊貿易的聯(lián)動效應表現如何？學術界并未得出完全一致的結論，尤其缺少從貨幣互換的作用機制出發(fā)的實證研究，且模型穩(wěn)健性方面有待考量。因此下文著重從貨幣互換的機制分析出發(fā)提出研究假說，并通過實證分析證明假說的合理性，并為確保研究結果的可靠性，對模型進行全面的穩(wěn)健性檢驗。 三、理論機制與現狀分析 （一）中國貨幣互換協(xié)議的機制分析 央行貨幣互換的實質是兩家中央銀行彼此向對方提供短期的本幣貸款，是一國（地區(qū)）的中央銀行或貨幣當局與另一國（地區(qū)）的中央銀行或貨幣當局簽署的一份協(xié)議，屬于法律合約。合約規(guī)定，在一定期限內，通過約定兩國貨幣間的匯率，承諾為了一定的目的可以相互交換各自的本幣。以人民幣與他國貨幣互換為例，雙邊本幣互換的具體步驟如圖1所示，對方央行可以發(fā)起互換，以本國貨幣質押，按照約定的匯率交換等值人民幣，從而獲取人民幣的等值短期流動性貸款，期滿后歸還人民幣本金和利息。在協(xié)議行使的開始和結束，雙方央行發(fā)起和收回的都為本幣，而且互換發(fā)起后，協(xié)議雙方還將定期根據最新雙邊匯率調整互換金額，減少因某一方貨幣匯率波動引起的質押物減值風險。但由于需要在期滿后支付利息，國際貿易中的利率風險提高。 第三國匯率波動性和較高的雙邊貿易成本是中國貨幣互換協(xié)議締結的驅動因素。傳統(tǒng)的雙邊貿易采用第三方貨幣（美元）結算，一國與非美國的國家進行貿易時，需要將本國貨幣換算成美元，進行國際支付，對方國需要將收到的美元再換算成自己國家的貨幣。以美元作為中介需要支付各種手續(xù)費，且雙方均承擔匯兌損失風險。簽署本幣互換協(xié)議之后，雙方擁有對方國家貨幣的外匯儲備增加。協(xié)議雙方國家都可以將一定額度的本國貨幣注入對方國家金融體系中去，為對方國家提供本國貨幣的流動性支持。具體地，央行通過互換將得到的對方貨幣注入本國金融體系，使得本國商業(yè)機構可以借到對方貨幣，用于支付從對方的進口商品，從而使得雙邊貿易中出口企業(yè)可收到本幣計值的貨款。 由此可見，通過雙邊本幣互換，直接采用兩國貨幣作為結算，不再使用美元作為中介，節(jié)省了美元兌換時的中介費以及通過第三方貨幣結算帶來的政策壁壘等其他方面的貿易成本，規(guī)避了一國對美元實際有效匯率波動帶來的匯率風險，雙邊貿易成本和第三國匯率波動風險的降低，促進了雙方更深層次的經貿合作。 當然，不可否認，以美聯(lián)儲為核心的貨幣互換網絡，由美聯(lián)儲與各國央行直接進行貨幣互換，將美元直接互換注入其他國家央行和銀行業(yè)體系，緩解美元短缺。其是在IMF之外由發(fā)達國家央行通過自身的努力構建的一個補充流動性的安排，對于穩(wěn)定發(fā)達國家金融市場乃至全球金融體系都有積極作用。以美元為中心的貨幣互換在國際金融危機爆發(fā)、IMF資金救助無效的困境下，提供了一個比較靈活、資金規(guī)?？梢匝杆僭黾拥氖袌龈深A資金池，對于緩解危機沖擊、救助一些受危機沖擊的國家提供了可動用的流動性 基于以上分析，本文提出以下假設： 假設1:雙邊貿易成本和第三國匯 率波動性與雙邊貿易呈負相關關 系。 （二）中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿易的現狀分析 通過機制分析不難發(fā)現，理論意義上雙邊本幣互換對雙邊貿易存在促進作用，這也是央行開展雙邊本幣互換的主要目的。但現實情況又如何呢？為全面分析貨幣互換協(xié)議對雙邊貿易的影響，本文將雙邊貿易分為協(xié)議國從中國進口、協(xié)議國對中國出口（簡稱「進口、出口），基于實際數據進行統(tǒng)計分析。首先，分國別研究雙邊本幣互換協(xié)議簽訂后，各國家與中國的貿易量的變化趨勢，其次，從整體和分國別的角度借助相關性研究判斷貨幣互換規(guī)模與雙邊貿易量的關系，進一步探究貨幣互換規(guī)模對雙邊貿易的影響，從而對雙邊本幣互換對雙邊貿易的影響有一個基于現實的直觀認識。 首先，從是否簽訂貨幣互換協(xié)議的角度，分析中國內地與36國（地區(qū)）尼日利亞和日本作為2018年的新簽國家暫不考慮。協(xié)議簽訂前后貿易和投資的變化。圖2表述的是與中國內地簽訂貨幣互換協(xié)議的36 個國家（地區(qū)）在協(xié)議簽訂前后進口、出口的變化趨勢。從圖 2可以看出，進口方面，36個協(xié)議國（地區(qū)）中除蒙古、瑞士、俄羅斯、加拿大、蘇里南、塔吉克斯坦和埃及7個國家在協(xié)議簽訂后進口量沒有明顯上升外，其余國家（地區(qū)）的進口量均有所上升，且多數國家（地區(qū)）上升趨勢十分顯著；出口方面，除白俄羅斯、哈薩克斯坦、泰國、巴西、阿爾巴尼亞、瑞士、俄羅斯、卡塔爾、蘇里南、南非10個國家外，其余國家（地區(qū)）的出口量均有所上升。因此，總體而言，貨幣互換協(xié)議的簽訂對進口和出口均存在一定程度的促進作用，大多數國家（地區(qū)）在貨幣互換協(xié)議簽訂后雙邊貿易呈現出增長趨勢，但也存在小部分國家（地區(qū)）在貨幣互換協(xié)議簽訂后雙邊貿易沒有增長，貨幣互換協(xié)議的簽訂對簽訂國間雙邊貿易的影響有待進一步探究。 進一步，從互換規(guī)模的角度，本文采用皮爾森相關系數。從整體上看，貨幣互換規(guī)模與雙邊貿易呈中等程度正相關。分國別（地區(qū)）看,進口方面，除白俄羅斯、匈牙利、瑞士、塔吉克斯坦的貨幣互換規(guī)模與進口量呈弱負相關或無相關性外，其余國家（地區(qū)）均為正相關，其中韓國、中國香港、馬來西亞、新加坡、新西蘭、泰國、巴基斯坦、澳大利亞和英國的貨幣互換規(guī)模與進口的相關性極強；出口方面，阿根廷表現為強負相關，白俄羅斯、南非、阿爾巴尼亞和塔吉克斯坦為弱負相關或無相關性，大多數國家（地區(qū)）的貨幣互換規(guī)模與出口量呈正向的強、極強相關性。 基于以上現狀分析，對中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿易的聯(lián)動效應有了初步認識。本文提出以下假設： 假設 2：中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿易的聯(lián)動效應表現為貨幣互換協(xié)議的貿易創(chuàng)造效應。 四、研究設計 （一）經驗模型設定 引力模型最初源自牛頓萬有引力思想，迄今已成為國際上研究經貿關系及其影響因素最重要的經驗工具。在國際貿易領域，最近十多年有大量的文獻運用引力模型進行研究，貿易引力模型作為分析雙邊貿易量的工具已在國際貿易中得到廣泛應用。Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963) 最早將引力模型運用到國際貿易領域，他們認為兩國經貿合作規(guī)模與經濟總量成正比，與兩國間距離成反比。后來許多學者在運用引力模型時，往往根據自身研究需要進一步拓展引力模型，在經典模型基礎上加入變量來增強模型的解釋能力。引力模型的擴展主要是引入兩類變量：一類是內生變量，如人口、平均關稅水平、實際匯率通貨膨脹等；另一類是虛擬變量，如是否簽訂自貿協(xié)定，是否加入WTO、是否是APEC成員國等。因此，為探究貨幣互換協(xié)議對中國與協(xié)議國雙邊貿易的影響，本文采用貿易引力模型，并基于理論機制的梳理對基本的貿易引力模型進行適當拓展，研究貨幣互換協(xié)議對雙邊貿易的影響。在以往學者貿易引力模型的基礎 上，考慮模型的動態(tài)效應，需引入進口和出口的一期滯后項，被解釋變量滯后一期引入，使得模型成為典型的動態(tài)面板模型，從而導致解釋變量具有內生性，且違背了解釋變量與擾動項不相關的假設。標準的固定效應模型或隨機效應模型估計方法得到的參數估計量不是無偏且一致的估計量。為有效控制內生性問題，修正未觀察到的個體異質性問題、遺漏變量偏誤和測量誤差，綜合了差分GMM 估計和水平 GMM估計的優(yōu)點，提出了更為有效的系統(tǒng) GMM 估計方法（System GMM），采用內生解釋變量的滯后項作為工具變量。因此本文將使用stata13.0軟件中的xtabond2 命令進行系統(tǒng)GMM 的動態(tài)面板估計。結果需報告三項檢驗指標：Sargan 檢驗值、AR（1)和 AR（2）。Sargan檢驗值用來判斷工具變量的有效性，進行過度識別約束檢驗。AR（1）和AR（2）用于檢驗殘差中是否有一階和二階序列相關，GMM估計的一致性要求差分殘差的一階序列相關、二階序列不相關。具體動態(tài)面板模型設定為： （二）變量與數據處理 本文選取2007-2017年11雙邊本幣互換協(xié)議起始于2009年初，且《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》對2006年及以前年份的國別投資數據只包含非金融類直接投資，因此選取2007年為起始年份。年間，與中國簽訂雙邊本幣互換的33中國香港和新加坡為轉口貿易，貿易成本無法計算，因此在實證分析中將其排除；烏茲別克斯坦與中國內地的貨幣互換協(xié)議現已失效且沒有重新簽訂，故不在模型考慮范圍內。個國家（地區(qū)）的11*33的面板數據做實證檢驗的樣本數據，采用系統(tǒng)GMM方法對模型進行估計，同時為消除異方差性，對較大數值的解釋變量進行了對數化處理。表2列示了指標變量的含義和數據來源，變量的具體說明如下。 1.被解釋變量 雙邊貿易分為進口貿易和出口貿易，為研究貨幣互換協(xié)議的貿易效應，本文從進口、出口兩個方面來分析貨幣互換協(xié)議對中外雙邊貿易的影響，以協(xié)議國對中國出口(ex）、協(xié)議國從中國進口（im)分別作為被解釋變量進行研究。同時引入進口和出口的一期滯后項，被解釋變量滯后一期包含在解釋變量中既可作為部分遺漏變量的代理變量，也反映了進口和出口自身的慣性和持續(xù)影響 2.關鍵變量 基于上文貨幣互換協(xié)議對雙邊貿易的作用機制分析，本文選取中國與協(xié)議國在某時期的貨幣互換額(swaps）、協(xié)議國對美元實際有效匯率的波動性（vol）和中國與協(xié)議國在某時期的貿易成本(cost)作為關鍵變量。 (1）貨幣互換額（swaps）。借鑒朱志強（2018）的做法，用貨幣互換額度衡量貨幣互換協(xié)議不僅可以表述貨幣互換簽訂的狀態(tài)，還可以描述貨幣互換額的變化。默認簽訂當年6月份及之前認為已經簽訂，7月份及之后認為沒有簽訂。 考慮貨幣互換對雙邊貿易的影響可能存在滯后效應，以中韓貨幣互換為例，中國早在2009年便與韓國簽訂了貨幣互換協(xié)議，直到第一次續(xù)簽后，韓國才首次動用了貨幣互換的額度。因此，在實證中引入貨幣互換額的滯后一期作為解釋變量。 (2）貿易成本（cost）。一般認為，貿易成本包括關稅、配額等政策成本以及運輸、保險等環(huán)境成本(李永等，2012）。借鑒Evennt和 Keller (2002)、Anderson 和Van Wincoop （2003）等眾多學者的做法，利用間接法測度貿易成本。本文最終運用 Novy（2012)改進后的引力模型對中國與協(xié)議國雙邊貿易成本進行測度。其基本理論框架形式如下： 上式中，Tij表示貿易成本，Xij代表i國向j國的出口、Xji代表j國向i國的出口，Xi和Xj分別代表i國和j國的出口額，Yi和Yj分別為i國和j國的國內生產總值。p 和S分別表示貿易產品替代彈性和可貿易產品份額，借鑒Evennt和 Keller(2002)、Anderson 和Van Wincoop （2003）、Novy（2012）等人的研究經驗，本文取S為0.8，ρ取值為8。 （3）第三國匯率波動性（vol）。在中國與協(xié)議國的雙邊貿易中，將美國視為第三國，采用雙邊實際有效匯率表示第三國匯率?，F有文獻有較多方法估計匯率波動性，如標準差、移動平均、ARCH方法、GARCH方法以及非參數估計方法等。但本文在GARCH 效應的檢驗中，并沒有得到i國對美元的實際有效匯率均存在較為顯著的ARCH 或 GARCH 效應，故無法使用ARCH類模型對匯率波動進行估算。因此，本文借鑒胡宗彪等（2019）的做法，采用移動標準差方法，即用實際有效匯率對數一階差分的3年移動標準差表示匯率波動。 3.控制變量 為提供模型可靠性，防止遺漏變量造成模型估計的偏誤，根據現有文獻（Baier and Bergstrand,2007;Magee，2008），本文控制了一系列能夠影響雙邊貿易的變量。主要包括兩類：一類是兩國比較優(yōu)勢的影響因素。比較優(yōu)勢決定了兩國的潛在貿易互補關系，從而影響兩國實際貿易互補關系。因此本文選取中國與協(xié)議國國內生產總值的乘積（gg）、協(xié)議國與中國產業(yè)結構差異程度（ind）、中國對外直接投資總額（ofdi）、協(xié)議國實際利用外資總額(fdi)作為兩國比較優(yōu)勢的代理變量；另一類控制變量為影響雙邊貿易實現的阻力或引力因素，本文將協(xié)議國對人民幣實際有效匯率(reer）、協(xié)議國的政府治理質量(gi)、協(xié)議國是否與中國簽訂自貿協(xié)定（fta）、協(xié)議國是否與中國相鄰（nb）以及兩國首都的最小距離（lnD）四個變量作為控制變量。值得說明的是，協(xié)議國的政府治理質量（gi）用全球治理指數的算數平均值衡量。產業(yè)結構差異程度（ind）利用變異系數法確定權重，通過東道國與中國第二、三產業(yè)增加值的比重差計算加權平均值的方法合成，用于反映東道國與中國的產業(yè)結構差異程度。 五、計量檢驗結果與解析 （一）單位根檢驗 在進行系統(tǒng)GMM 估計前，為避免「偽回歸」，首先需要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。為確保檢驗結果的可靠性，本文同時采用LLC檢驗、Fisher-ADF 檢驗和 Fisher-PP 檢驗三種方法對實證數據進行平穩(wěn)性檢驗。由表3可知，除協(xié)議國治理質量變量在Fisher-ADF 檢驗下不平穩(wěn)，所有變量的原始序列均5%顯著性水平下平穩(wěn)，可認為原始面板數據為平穩(wěn)面板。 （二）回歸結果分析 利用STATA13軟件對方程（2）、方程（3）進行系統(tǒng)GMM 回歸的估計結果如表4所示。進口方程waid chi2=98.23，P 值為0，出口方程waid chi2=4300.16，P 值為0，說明聯(lián)合顯著性 Wald 檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕了解釋變量為零的原假設，模型在整體上非常顯著；殘差序列相關性的 Arrellano-Bond AR 檢驗表明不存在二階序列相關[AR（2）的P值均大于0.1]，說明原模型的誤差項不存在序列相關性，符合系統(tǒng)GMM的使用條件；且Sargan 檢驗結果顯示 P值均大于 0.1,故所有工具變量均有效，模型設置較為合理。 對實證結果的具體分析如下：一期滯后的進口額、出口額作為解釋變量，分別在10%和1%的顯著性水平下對因變量具有正向影響，系數分別為 0.411、0.865，說明協(xié)議國與中國的雙邊貿易具有較大慣性和持續(xù)性。對于關鍵變量，當期貨幣互換額（lnswaps1)對雙邊貿易沒有顯著影響，但滯后一期的貨幣互換額（L.lnswaps1)在10%的顯著性水平下對進口和出口均有正向作用，影響系數分別為0.01和0.002。這可能是因為協(xié)議國在與中國簽訂貨幣互換協(xié)議和動用貨幣安排上存在時差，使得貨幣互換政策的作用具有滯后性。以韓國為例，作為最早與中國簽訂貨幣互換協(xié)議的國家，早在2019年就與中國簽訂了貨幣互換協(xié)議，但在2013年韓國央行才首次動用了與中國簽署的用于貿易結算的貨幣互換安排《韓國央行首次動用與中國的貨幣互換安排》，資料來源：http: //cwto.mofcom.gov.cn/article/d/201301/2013010001411 7.shtml.。貿易成本（cost1）對出口和進口分別在5%和1%的顯著水平下具有負向影響，影響系數分別為-2.104和-0.312。協(xié)議國對美元實際有效匯率的波動性（vol1)對進口和出口分別在1%和10%顯著水平下具有負向影響，影響系數分別為-1.641 和-0.273。 以上實證結果分析表明本文假設成立，貨幣互換政策以及貨幣互換協(xié)議締結的驅動因素均對雙邊貿易有顯著影響。其中，中國貨幣互換協(xié)議與雙邊貿易的聯(lián)動效應表現為貨幣互換協(xié)議的貿易創(chuàng)造效應，雙邊貿易成本和第三國匯率波動性與雙邊貿易呈負相關關系。 （三）穩(wěn)健性檢驗 為得出貨幣互換協(xié)議及其締結的驅動因素對雙邊貿易影響的穩(wěn)健性估計結果，提升論文的研究價 值，增加研究的邊際貢獻度，本文 將貨幣互換額（swaps）、貿易 產品替代彈性ρ=8時的貿易成本(cost1）、實際有效匯率對數一階差分的3年移動標準差表示匯率波動（vol1）作為關鍵變量時的估計結果視為基準組，分別對三個關鍵變量進行替代，模型估計結果如表5所示。聯(lián)合顯著性 Wald 檢驗結果表明模型在整體上非常顯著；殘差序列相關性的Arrellano-Bond AR檢驗表明模型符合系統(tǒng) GMM的使用條件；且Sargan檢驗結果表明工具變量均有效，模型設置較為合理。 1.替換貨幣互換額頁（swaps1）為簽約啞變量（swaps2)為了進一步確認貨幣互換協(xié)議(swaps)對雙邊貿易的正向影響，將swaps1 貨幣互換額替換為swaps2簽約啞變量，由分組一可得，關鍵解釋變量系數符號及顯著性不發(fā)生變化。值得注意的是，貨幣互換額（swaps1)系數估計值明顯小于啞變量（swaps2)系數估計值，這可能表明簽約與否比起實際簽約金額，對雙邊貿易具備更強的解釋力度。 2.替換貿易成本（cost1）變量為了進一步確認貿易成本（cost)對雙邊貿易的負向影響，將貿易產品替代彈性p=8時的cost1 替換為p=10時的cost2。由分組2可得，關鍵解釋變量系數符號及顯著性不發(fā)生變化，表明貿易成本對雙邊貿易的減少確有解釋力度。 3.替換第三國匯率波動性（vol1)為進一步確認第三國匯率波動性 (vol)對雙邊貿易的負向影響，將實際有效匯率對數一階差分的3年移動標準差表示匯率波動（vol1) 替換為實際有效匯率對數一階差分的5年移動標準差表示的匯率波動(vol2）。由分組 3可得，關鍵解釋變量系數符號及顯著性不發(fā)生變化，表明第三國匯率波動性可解釋雙邊貿易的減少。 六、結論與政策建議變量 本文第四部分與第四五部分的實證檢驗與第三部分基于內在機理的關系分析具有一致性，本文所建模型具有理論意義和現實價值，通過本文分析可為中國貨幣互換協(xié)議的推進提供方向和指引，為加速人民幣國際化進程擴大通路。借助中國與33個貨幣互換協(xié)議國 2007—2017年的雙邊貿易數據，實證度量貨幣互換協(xié)議的簽訂對雙邊貿易的影響。通過定性分析和定量分析，本文得出如下主要結論： （1)從作用機制出發(fā)，中國貨幣互換協(xié)議締結的驅動因素主要包括第三國匯率波動性和雙邊貿易成本。（2）模型回歸結果顯示，中國貨幣互換協(xié)議的簽訂對雙邊貿易的影響表現為貿易創(chuàng)造效應，其中協(xié)議是否簽訂本身比貨幣互換金額的影響程度更大。雙邊貿易成本、協(xié)議國對美元的實際有效匯率波動性對雙邊貿易有明顯負向作用。 根據上述研究結論，本文提出三點政策建議。第一，加強貨幣合作，擴大貨幣互換范圍，增加與已簽訂國家的貨幣互換額度。中國貨幣互換協(xié)議政策確有成效，貨幣互換協(xié)議的簽訂和互換規(guī)模的提高均可促進中國與協(xié)議國雙邊貿易的增長。因此，央行應在現有情況下，一方面要積極與未簽訂雙邊本幣互換協(xié)議的國家簽訂貨幣互換協(xié)議，一方面要維持并加強與已簽訂雙邊本幣互換協(xié)議的國家的貨幣合作，進一步續(xù)簽協(xié)議并增加貨幣互換額度。第二，構建和諧融洽的國際關系，提高貨幣互換金額的動用率?，F階段中國貨幣互換協(xié)議已在促進雙邊貿易方面發(fā)揮了一定的積極促進作用，但仍存在效用滯后和力度不足的問題。為最大限度地發(fā)揮貨幣互換協(xié)議對雙邊貿易的促進作用，還需要和諧融洽的國家間關系為政策實施提供保障，從而提高貨幣互換金額的動用率，通過動用雙邊貨幣互換進行貿易結算，使得中國與協(xié)議國兩國企業(yè)將獲得穩(wěn)定的融資，并減少外匯風險敞口和交易成本。第三，營造良好的貨幣互換環(huán)境，充分發(fā)揮貨幣互換穩(wěn)定匯率波動，降低貿易成本的功能。貿易成本的提高不利于雙邊貿易的發(fā)展，協(xié)議國對美元實際有效匯率的波動性也會抑制出口貿易。上文分析得出，央行間本幣互換通過約定匯率，可以越過中間貨幣美元來穩(wěn)定匯率波動，同時沒有第三方國家的介入也降低了雙邊貿易的貿易成本。鑒于此，我國應借助「一帶一路」倡議大力發(fā)展的契機，加大與「一帶一路」沿線國家的自貿區(qū)建設，促進文化相融，加強政治溝通，雙方政府應通過建立健全貨幣互換資金啟用機制為對方商業(yè)銀行在使用貨幣互換項下資金時提供制度保障，從而基于政治、經濟、文化各層面，為貨幣互換政策發(fā)揮作用營造良好環(huán)境。