汇率水平、汇率波动对服务业出口增长的影响——跨国证据与中国表现

胡宗彪 周 佳

一、引言

随着人均国民收入的提高，服务业在国民经济发展中的“黏合剂”功能将逐步提升，对一国产业结构升级的作用也日益凸显。《2017年国民经济和社会发展统计公报》显示，2017年我国服务业增加值占GDP的比重达到51.6%，高出第二产业11.1个百分点；同时，服务业增加值比上年增长8%，高于总体（6.9%）以及第一产业（3.9%）和第二产业（6.1%）的增长率。服务业已成为我国新一轮经济增长的“火车头”，意味着中国经济由工业主导向服务业主导加快转变。然而，根据世界银行的统计数据，2015年全球的服务业平均占比达到69.1%，其中，高收入经济体和中等收入经济体分别为74.2%和57.1%，这表明我国服务业的发展仍有很长的路要走。与国内服务业发展滞后相对应的另一个事实是，虽然我国服务贸易保持了较快增长，但总体国际竞争力还相对不足，仍是对外贸易的一大“短板”。按照国际收支手册第六版（BPM6）统计的《中国国际收支平衡表》数据显示，虽然我国服务出口已由1982年的27亿美元增长到2017年的2065亿美元（增长了75.5倍），但服务贸易逆差逐年增加，2017年再创历史新高（达到2654亿美元）。与此形成鲜明对比的是，我国商品贸易继续实现顺差，2017年达到4761亿美元。商品出口已由1982年的199亿美元增长到2017年的22165亿美元（增长了110.4倍）。因此，如何进一步基于开放视角促进国内服务业发展及培育服务业国际竞争新优势、进而促进服务业出口增长并减少服务贸易逆差是当前我国外贸发展和产业升级需要解决的关键问题之一。

鉴于此，本文将汇率因素对国际商品贸易的影响研究拓展至国际服务贸易领域，这对于我们认识汇率影响国际贸易的部门差异具有重要的理论和现实意义。特别是为避免现有的部分文献对“汇率变动”与“汇率波动”两个概念的混淆与误用，我们将汇率区分为“汇率水平”和“汇率波动”两个维度，前者表示汇率的时间变化趋势（即汇率升值或贬值），后者则表示汇率水平变动的幅度大小（即汇率风险）。在细致测算汇率波动等变量的基础上，本文拟采用97个国家1990—2014年的大样本跨国面板数据，重点从四个方面（即汇率对服务业出口和商品出口的影响差异、汇率影响服务业出口增长的收入组别差异及部门差异、中国样本的专门考察）考察汇率水平、汇率波动对服务业出口增长的影响。本文将汇率水平和汇率波动纳入到同一个研究框架，既可以避免遗漏变量偏误，又可以使研究结论更加准确地为中国汇率政策制定或调整提供参考。

二、相关文献回顾

一般而言，汇率水平通过改变出口产品的相对价格来影响出口竞争力以及部门间的资源再配置过程；而汇率波动作为汇率风险因素，对出口商或者投资者的经营决策将产生重要影响。因此，在遗漏汇率因素的情形下研究服务业出口增长可能引起估计系数的偏误，研究结论也可能引起误导。实际上，已有文献将汇率作为出口增长的重要影响因素进行了研究，只是都局限在国际商品贸易领域。为避免部分文献对汇率水平变动与汇率波动的混淆与误用，我们按照汇率水平和汇率波动两个方面回顾其与出口贸易关系的相关文献。

关于汇率水平与出口贸易的关系研究，现有文献大致可分为两类：第一类是针对特定国家的研究；第二类则是采用跨国数据的研究。与大量的针对商品贸易的研究相比，目前专门研究汇率水平影响服务业出口增长的文献仍显不足。基于Freund&Pierola的研究思路，Eichengreen&Gupta同时考察了实际汇率对商品出口、传统服务出口和现代服务出口增长的影响，结果表明实际汇率对出口增长具有重要作用，特别是对服务出口的影响可能更大，并且汇率水平对现代服务出口的影响要大于对传统服务出口的影响①。戴翔、张二震采用中国1994—2013年的时间序列数据的研究显示，人民币实际有效汇率上升（升值）对服务业出口有显著为负的影响，这与Eichengreen&Gupta（2012） 的结论基本一致②。然而，邱小欢对美国数据的研究却得到了相反结论③。由此可见，目前关于汇率水平与服务业出口关系的研究结论仍未达成一致。

关于汇率波动与出口贸易的关系研究，目前同样主要局限在国际商品贸易领域。据我们掌握的资料来看，目前还没有将汇率波动纳入到服务贸易的相关研究。在理论层面，Broll等使用投资组合理论研究了国际企业的最佳生产决策，结果表明汇率风险增加对贸易可能具有消极、积极或中性影响④。总体而言，主要包括总体和部门两个层面的研究。总体层面的研究表明，汇率波动与国际贸易的关系大致有五种：一是汇率波动对国际贸易存在显著负影响⑤；二是汇率波动对不同国家的影响存在差异⑥；三是汇率波动对国际贸易存在正影响⑦；四是汇率波动对国际贸易不存在显著影响⑧；五是汇率波动对国际贸易的影响存在进口和出口之间的差异⑨。进一步，为避免总出口数据引起的总量偏误，有部分文献在部门层面展开了研究，结果表明汇率波动的影响存在部门差异性，如Uprasen&Zolin（2017）对韩国和日本之间69个出口行业的研究⑩。

毫无疑问，上述研究对于我们认识和把握汇率水平及其波动对国际商品贸易的影响起到了非常重要的作用，对于服务贸易领域的研究也具有一定的参考价值。然而，现有文献主要局限于有形的商品贸易领域，忽略了汇率对服务业出口增长的经验研究，忽略了对中国的系统研究。其局限性主要体现在以下几个方面：第一，近年来虽有文献开始将汇率纳入到国际服务贸易影响因素的研究，但无一例外地只考虑了汇率水平这一个维度；第二，关于汇率与服务业出口增长的研究，现有文献主要是从国家宏观层面展开，且忽略了汇率波动这个与汇率水平同等重要的因素；第三，部分文献使用的是某一国的时间序列数据，样本量过少容易导致计量估计问题，比如遗漏变量引起的内生性偏误；第四，服务业部门的构成庞杂、性质差异和目标多元等复杂性特征，使我们有必要从部门层面进行细化深入研究。因此，作为对现有文献的补充和拓展，我们采用97个国家1990—2014年间的大样本跨国面板数据，运用固定效应模型从四个方面细致考察汇率水平及其波动对服务业出口增长的影响。

三、模型、变量与数据说明

1.经验模型与变量选取

为了比较分析汇率水平及其波动对商品出口与服务出口的影响差异，我们遵循前期相关研究成果的基本思路和方法对经验模型进行合理设定。首先将汇率水平作为核心解释变量，以衡量汇率水平的变化趋势对出口贸易的影响；同时，由于国民收入体现的是居民对商品或服务的购买能力，当国民收入提高（降低）时，一方面，居民对国内及国外商品和服务产品的需求会增加（减少）；另一方面，也可能存在本地市场效应（home market effect，HME）。因此，我们设定的初步模型为：

其中，Yit表示i国在t年的服务出口或商品出口，ypcpit和xrpdit分别表示i国在t年的人均国民收入和汇率水平，di表示国家固定效应，用以控制不随时间变化的不可观测的个体特征；dt表示不随个体变化的不可观测的时间固定效应，可以用来捕获各国间在经济政策等方面的周期波动。我们将国家和时间均设定为固定效应的原因主要在于：一是与随机效应相比，固定效应是一种更为稳健的估计；二是即使存在多边阻力的情形下，固定效应仍是一致性估计。不过，与Eichengreen&Gupta（2012）不同的是，我们还将汇率波动作为另一个核心解释变量（volit）。因为汇率水平变动衡量的只是水平趋势变化，而汇率波动作为国际贸易中的汇率风险因素，变化方向和幅度大小直接影响着贸易双方对价格的预期，进而影响贸易决策。因此，最终模型如下：

其中，Xit是对出口贸易有重要影响的控制变量向量，以避免遗漏重要解释变量引起的内生性偏误，具体如下：

（1）贸易成本因素。Novy指出，国际贸易成本（如关税和运输成本等）的下降是世界各国对外贸易快速增长的重要原因之一⑪。特别是服务产品的生产消费同时性特征导致的邻近负担也能部分地解释为什么服务贸易低于商品贸易。可见，作为打开所有其他开放宏观经济学之谜的钥匙，贸易成本对出口的影响毋庸置疑。然而，如何测度贸易成本一直存在困难。作为次优选择，本文以关税率作为国家间贸易成本的替代变量，原因在于这一变量在EIU数据库中容易获取，即我们采用所有产品的简单平均关税率衡量（tariff_sm）。实际上，引进关税就好比在两国的价格之间插上一片楔子，贸易国在更高价格水平上提供商品或服务，而消费者需求却在减少，因此进口需求也减少。对于出口国来说，价格下降使得供给减少而需求上升，从而导致出口供给下滑。

（2） 内向FDI和外向FDI。已有研究表明，服务业内向FDI对我国服务业出口的促进效应要高于其替代效应，即FDI对服务业出口的总体影响是正向的⑫。另外，外向FDI不仅显著地提高了企业出口占销售的比例，而且还提高了企业出口的概率⑬。这表明不论是内向FDI还是外向FDI都能对出口产生影响。在指标的选取上，为避免前期内向FDI和外向FDI对出口贸易水平的持续影响，以及国家规模大小的影响，我们采用内向FDI存量占GDP的比率表示内向FDI水平（insr）、外向FDI存量占GDP的比率表示外向FDI水平（oudc）。

（3）总体经济的效率水平。基于异质性企业贸易理论的研究显示，与制造业企业类似，服务出口企业在生产率、工资等方面均存在溢价，并且生产率更高的企业通过自我选择进入出口市场，即“自我选择效应”得到了大量支持。基于这一逻辑可以推测，如果一个国家的总体生产率较高，那么该国企业拥有更高生产率的概率更大，更容易导致更多企业参与出口。因此，本文以全要素生产率增长率衡量总体经济的效率水平，用fapg表示。

（4） 互联网使用率（internet users）。互联网作为一种先进媒介，其发展能够极大地增进信息交换与交流。一方面，信息沟通程度的加深使得厂商能够突破地域限制，有助于贸易对象和市场的扩大；另一方面，通过互联网能够降低海外市场的进入成本，有助于促进双边贸易的增长。因此，我们采用百人中使用网络的人数衡量互联网使用率，用iu表示。

（5）加入WTO的时间。总体而言，我国加入世贸组织后的外贸环境有所改善，商品和服务业出口结构不断优化。以服务贸易为例，我国1995—2001年间的服务业出口年均增长8.2%，而自2002年服务贸易领域逐步扩大对外开放以来，2002—2015年间的年均增长率达到13%。因此，加入WTO有助于国际贸易环境的改善和贸易成本的降低，进而有利于出口增长。我们采用加入WTO的时间虚拟变量进行衡量（djw），即一国在加入WTO后，djw取1，入世前则取0。

2.数据说明

EIU-Country Data为本文的大样本经验研究提供了可能，该数据库是全面获取全球各国宏观经济指标的历史、当前及未来预测数值的专业实证经济分析库，在全球宏观经济研究领域享有相当的权威性。我们从EIU数据库可以直接获取的原始数据如下：服务出口（xser）、商品出口（mexp）、各国与美元的双边名义汇率（xrpd）、实际有效汇率（xrre）、用购买力平价 （PPP） 衡量的人均收入（ypcp）、内向FDI存量水平（insr）、外向FDI存量水平（oudc）、全要素生产率增长率（fapg）。各国与美元的双边实际汇率（rery）通过如下公式计算得到：rery=xrpd×pus/pcn，其中，Pus、Pcn分别表示美国和其他各经济体的CPI指数（均是以2005年=100）。各国加入WTO的时间（djw） 来源于各国入世时间表。语言因素（es）来源于美国中央情报局公布的《the world factbook》。国家分组标准、服务业分部门出口、贸易成本（tariff_wm）、互联网使用率（iu） 均来自世界银行World Development Indicators（WDI） 数据库。

从EIU数据库下载的原始样本经济体有201个，我们根据研究的核心解释变量对其进行筛选，主要是删除了采用固定汇率制度的经济体，即样本期内变量xrpd保持不变的，删除了实际有效汇率存在大量缺失的经济体。最终选取的经济体有97个，时间区间为1990—2014年。所有出口贸易数据的单位为10亿美元，由于全要素生产率增长率（fapg）存在负数，所以只对其余所有变量取自然对数，以减轻变量的趋势因素导致的时间序列相关和各经济体之间的异方差性。

3.汇率波动

根据现有文献，汇率波动的测度方法主要有四种：第一，使用即期与前一期的差分与前一期的比值（即变动率）表示。第二，采用移动标准差法，具体又分为两种，一是使用汇率对数一阶差分的移动标准差；二是使用对数实际汇率的移动平均值的标准差。第三，使用ARCH或GARCH方法进行估计。第四，采用汇率与其预测值之差的方差（预测值根据自回归方程得到）表示。根据以上文献以及本文研究目标的实际情况，我们主要采用移动标准差法和GARCH模型对汇率波动进行测量。然而在GARCH效应的检验中，我们并未发现各国货币与美元的年度双边汇率变化存在较为显著的GARCH效应，因此无法使用GARCH模型对汇率波动进行测算。故在计量分析中主要采用移动标准差方法的第一种，并且为了考察移动时间窗口长短对估计结果的可能影响，同时使用3年和5年移动标准差进行计算。

表1 变量的描述性统计

此外，为了考察汇率水平指标的不同对估计结果的可能影响，我们同时选取名义汇率（xrpd）、实际汇率（rery）和基于CPI计算的实际有效汇率（xrre）三种。对于每一种汇率水平指标，都分别采用两种汇率波动指标进行测度：一是对数一阶差分的3年移动标准差 （分别表示为 vol_MA3、vol_MAR3、vol_EMA3）；二是对数一阶差分的5年移动标准差（分别表示为vol_MA5、vol_MAR5、vol_EMA5）。

表1报告了各变量的描述性统计结果，同时我们还通过计算相关系数矩阵发现，解释变量之间的相关系数绝大部分都在0.3以下，表明不存在高度相关性。因此，本文选取这些指标作为解释变量不会产生严重的多重共线性问题，从而使得分析结果更为准确可靠⑭。

四、模型估计与结果分析

1.汇率与服务业出口增长：与商品出口比较

表2报告了汇率水平及其波动对服务出口和商品出口的影响结果。我们发现，在引入更多的控制变量后，方程（3）和（4）的决定系数（R2）要明显高于方程（1） 和（2），并且方程（3） 和（4） 的汇率水平系数与方程（1）和（2）截然相反，表明遗漏内向FDI等控制变量后存在结果偏误。因此，我们使用方程（4）的结果对变量间的关系进行解释更具可靠性。不难看出，汇率水平（xrpd）上升（即本币相对于美元贬值）对服务出口有显著的正向影响。汇率水平每上升1个百分点，服务出口将增加0.145个百分点。然而，不论是哪个方程，汇率波动（vol_MA3）的估计系数并不显著，表明汇率波动对服务业出口并不存在明显影响。作为对比，我们使用方程（8）分析汇率水平及其波动对商品出口的实际影响。结果显示方程（5）—（8）的汇率水平对商品出口同样具有显著的正向影响，汇率水平每上升1个百分点，商品出口相应增加0.048个百分点。对于汇率波动，当我们逐步增加控制变量后，其统计显著性由强变弱，系数符号由负变正，但在方程（8）中不再具有显著性。这表明遗漏内向FDI等控制变量同样会引起汇率波动系数的估计有偏。

表2 汇率水平及其波动与服务业出口增长：与商品出口比较

由此可以得出结论，在控制对服务出口和商品出口有重要影响的因素后，名义汇率水平上升对服务业出口及商品出口的影响方向相同，即本币相对于美元贬值能够提升出口贸易竞争力，有助于增加服务和商品出口。但对比方程（4） 与方程（8） 发现，汇率水平对服务业出口的影响系数要大于其对商品出口的影响，这一发现与Eichengreen&Gupta（2012）高度一致。同时，汇率波动对两者的影响均不具有统计学意义上的显著性，这与邱小欢（2011）基于美国数据得出的“汇率风险有助于推动服务出口”的结论相反，这可能是由于汇率波动测量指标不同引起的。

在控制变量中，用购买力平价衡量的人均收入对服务出口和商品出口存在显著的促进作用，人均收入每增加1%，服务和商品分别增加1.16%和1.05%的出口，这意味着商品和服务业领域都存在显著的“本地市场效应”。外向FDI和内向FDI对服务业和商品出口都有促进作用，表明对外直接投资与出口存在互补效应，利用外资能够通过技术外溢效应作用于出口。互联网使用率的提高对于服务和商品出口都有正向影响，不过只有商品出口是统计显著的。加入WTO对服务和商品出口虽存在正向影响，但目前该指标相比其他指标的影响较弱，还不具有统计学意义上的显著性；遗憾的是，国家经济效率（TFP增长率）并未发挥出对出口竞争力提升的促进作用。以关税率衡量的贸易成本对服务出口起到了促进作用，意味着商品贸易成本上升会引致更多的服务业出口。

表3 稳健性检验结果

为了考察不同汇率水平指标及汇率波动测度方法对估计结果的影响，我们进一步以各国货币与美元的双边实际汇率（rery）以及各国的实际有效汇率（xrre） 替代双边名义汇率（xrpd），对于汇率波动，则采用三种汇率水平指标的对数一阶差分的5年移动标准差 （vol_MA5、vol_MAR5、vol_EMA5）替代原来的3年移动标准差（vol_MA3、vol_MAR3、vol_EMA3）。表3报告了汇率水平及其波动与服务业出口增长的稳健性检验结果。具体而言，第（1）和（2） 列为双边名义汇率，第（3） 和（4） 列为实际有效汇率，第（5） 和（6） 列为双边实际汇率，奇数列为相应汇率指标的对数一阶差分的3年移动标准差，偶数列为5年移动标准差。不难发现，绝大多数变量的系数符号以及显著性都比较稳健。然而，对于核心解释变量，我们发现了一个有趣的现象，即实际有效汇率和双边实际汇率的水平变动对服务业出口的影响一致，但与双边名义汇率的影响方向截然相反（需要注意的是，实际有效汇率水平第（3） 和第（4） 列的上升表示本币升值，与名义汇率和实际汇率相反）。并且，采用双边实际汇率衡量的汇率波动出现了显著的正向影响，这与邱小欢（2011）的结论相一致。不过，采用3年移动标准差还是五年移动标准差对结果并不存在显著影响。

2.汇率与服务业出口增长：分国家收入组别

表4报告了汇率水平及其波动对不同收入组别经济体的服务业出口的影响。收入组别的划分依据来源于世界银行网站。估计结果显示，所有解释变量对不同收入组别经济体都存在异质性影响。具体而言，从高收入和中等收入（包括中低和中高收入两大类）两个组别对比来看，汇率水平及其波动对中等收入经济体的影响结果与总体结果（表2）基本一致，且这种一致性来自于中高收入组别第（4）列，即汇率水平上升（本币贬值）有助于中高收入经济体增加服务出口（弹性系数为0.1444），但汇率波动无显著影响。然而，中低收入组别和高收入组别的表现一致，即汇率水平变动对两个组别的服务业出口不存在显著影响，而汇率波动却存在显著为正的影响，且对中低收入经济体的影响大于对高收入经济体的影响（弹性系数分别为0.1164和0.0637）。

表4 汇率水平及其波动与服务业出口增长：分国家收入组别

我们关于汇率水平的估计结果，与Eichengreen&Gupta（2012） 运用1980—2009年间的跨国面板数据，并采用发展中国家虚拟变量与实际汇率的交叉项进行回归的结果不同，他们的结果显示汇率水平变化对发达国家与发展中国家的影响不存在显著差别。关于汇率波动的估计结果，则与邱小欢（2010） 采用自回归分布滞后（ARDL） 模型对美国（为高收入经济体）服务业出口的研究结论一致，他们认为美元汇率波动风险能促进美国服务业出口的增长，这一定程度上体现了美国服务出口商多为风险偏好型。其他控制变量同样存在对不同收入组别的差异性影响，如收入水平对服务业出口的显著正向影响主要存在于中高收入和高收入经济体，对中低收入组别并不存在显著影响，这意味着服务业出口的本地市场效应受到收入水平高低的影响，收入水平过低可能会影响到本地市场效应的发挥。

3.汇率与服务业出口增长：分服务部门组别

表5报告了汇率水平及其波动对服务业细分部门的影响结果。与按收入组别的估计结果一样，汇率水平及其波动对不同服务业部门出口的影响同样存在异质性。具体而言，汇率水平上升（本币贬值）对计算机及信息服务出口和旅游服务出口具有显著的负向影响，且对前者的影响大于对后者，即汇率水平每上升1%，计算机及信息服务出口和旅游服务出口将分别下降0.782%和0.371%。一般而言，汇率上升（本币贬值）降低了本国商品或服务的相对价格，进而可以通过竞争力提升来促进出口。计算机及信息服务和旅游服务出口的估计结果与这一理论预期相悖，可能是由于在平均意义上，本国货币的贬值，意味着国内经济发展不佳，进而使得国外对于国内服务的需求不足，这也可以从人均收入（ypcp）的系数得到一定体现。而汇率水平对金融服务业与运输服务业的出口增长不具有统计意义上的显著影响，且影响系数的符号方向也不一致。这充分表明汇率水平对服务业出口的影响存在较大的部门差异性，不同服务业部门在面对汇率升值或贬值时的出口决策存在差异。

汇率波动对金融服务业、计算机及信息服务业、旅游服务业的出口贸易存在显著正向影响，汇率波动幅度每增加1%，三者将分别上升0.093%、0.147%和0.05%，可见其对计算机及信息服务出口的促进作用最大，对旅游服务出口的正向影响则较小。这表明汇率波动对这三个部门的出口增长存在一定的促进作用，且这种促进作用具有显著的统计学意义。这一实际结果与我们通常的经济学直觉也存在一定差异，一般认为当面对汇率的不确定性时，企业可能选择观望而影响出口。计算机及信息服务、金融服务和旅游服务出口的实际估计结果表明，汇率波动对于某些服务业部门可能存在不同程度的促进作用，我们不能出于主观判断而认为汇率波动对于所有的服务业部门出口都存在负面影响。然而，汇率波动对运输服务出口却存在显著的负向影响，汇率波动幅度每增加1%，运输服务出口将下降0.056%，这说明贸易量较大的运输服务在面临较大的汇率波动风险时，更可能选择观望或等待贸易。由此可见，不论是汇率水平还是汇率波动，其对服务业出口的影响均存在显著的部门差异，不仅如此，汇率水平与汇率波动对服务业部门出口的影响也同样不同。因此，在考察汇率水平及其波动与服务业出口的关系时，若忽略部门差异则可能带来研究结论的误导。

表5 汇率水平及其波动与服务业出口增长：分服务部门组别

4.汇率与服务及商品出口增长：中国的表现

为了考察中国样本与上述跨国大样本的经验结果是否一致，我们进一步采用中国样本进行再次估计，结果报告于表6。其中，第（1）—（4） 列的被解释变量为服务业出口、第（5）—（8） 列为商品出口。对服务业出口方程和商品出口方程的估计中，我们依然采取逐步引入更多解释变量的策略。考虑到2005年中国进行了人民币汇率制度改革，因此在所有方程中均包括了反映这一因素的变量，即引入一个虚拟变量，2005年之前的年份取0，2005年至今则取值1，用变量d2005表示。在逐步引入解释变量的过程中，服务业出口方程的第（3） 列和商品出口方程的第（7） 列具有各自最大的R2值，故我们主要使用这两列的结果进行对比分析。对中国而言，人民币汇率上升（即人民币对美元贬值）对中国服务业出口及商品出口都存在显著为正的积极影响，人民币汇率每上升1%，中国服务业和商品出口将分别增加0.9%和0.7%，可见人民币汇率水平对服务业出口的影响要大于商品出口，这一结果与跨国样本估计结果一致。但是，不论是服务出口方程还是商品出口方程，人民币汇率水平的影响系数都要远远大于跨国样本估计的0.15%和0.05%，这表明人民币汇率水平对出口贸易（包括服务和商品）的影响要高于跨国样本的平均值。

表6 汇率水平及其波动与服务业出口增长：中国的表现

人民币汇率波动对中国服务业出口和商品出口的影响均为正，且对前者的正向影响要大于对后者，这与跨国样本的估计结果基本一致。人民币汇率波动幅度每上升1%，服务业出口和商品出口将分别增加0.013%和0.006%，虽然缺乏统计意义上的显著性，但在一定程度上仍然表明了人民币汇率波动对中国服务业及商品出口可能存在正向作用。一个可能的解释是中国的出口企业对货币风险有较强偏好，且服务贸易企业的风险偏好程度更为明显。人民币汇率制度改革对服务业及商品出口的影响均不具有统计显著性。人均收入每增加1%，服务和商品出口将分别增加1.44%和1.74%。而跨国样本中得到的相应结果分别为1.16%和1.05%（见表2），这意味着中国样本与跨国样本的结果一样，也存在着显著的“本地市场效应”，只是商品出口和服务出口的本地市场效应大小排序有所差异。

五、研究结论与政策启示

本文采用97个经济体1990—2014年间的大样本跨国面板数据，考察了汇率水平、汇率波动对服务业出口增长的实际影响，并与商品贸易进行了对比分析，进而检验了不同收入组别和不同服务业分部门的差异表现，最后是对中国样本的考察。主要结论如下：第一，总体来看，汇率水平上升（即本币相对于美元贬值）对服务业出口和商品出口都有显著的正向影响，且对前者的影响弹性要大于对后者，即相同的汇率贬值会引起更多的服务业出口；从平均意义上看，汇率波动对服务业出口和商品出口增长均不具有统计上的显著影响。人均收入对服务业和商品出口均存在显著的促进作用，即都存在显著的“本地市场效应”。第二，汇率水平、汇率波动对不同收入组别经济体都存在异质性影响。汇率水平及其波动对中等收入经济体的影响结果与跨国总体估计结果基本一致，且这种一致性来自于中高收入组别。中低收入组别和高收入组别的表现一致，即汇率水平变动对两个组别的服务业出口不存在显著影响，而汇率波动存在显著为正的影响，且对中低收入经济体的影响大于对高收入经济体。第三，汇率水平及其波动对不同服务业部门出口的影响同样存在异质性。汇率水平上升（本币贬值）只对计算机及信息服务出口和旅游服务出口具有显著的负向影响，但对金融服务业与运输服务业的出口增长不具有统计意义上的显著影响。汇率波动对金融服务业、计算机及信息服务业、旅游服务业的出口存在一定的促进作用，但对运输服务出口却存在显著为负的影响。第四，人民币贬值对中国服务业出口及商品出口都存在显著为正的影响，且对前者的影响要大于对后者，这一结果与跨国样本的估计结果一致。人民币汇率波动对中国服务业出口和商品出口的影响也均为正，且对前者的正向影响要大于对后者。中国商品和服务业领域也存在着显著的“本地市场效应”，只是商品出口和服务出口的本地市场效应大小排序与跨国样本的结果有所差异。

本文结论具有重要的启示意义。首先，虽然汇率水平在平均意义上对服务出口和商品出口的影响方向具有一致性，但应该注意到这种影响对于服务出口更为明显，因此在制定汇率政策时，必须考虑汇率贬值或升值对服务出口和商品出口的差异影响。其次，鉴于汇率水平及其波动对不同收入组别经济体以及不同服务业部门的影响存在差异，在讨论汇率对出口贸易的影响时，除了从总体上进行理解和把握外，还应按服务业细分部门、按不同收入组别进行分别讨论。第三，从总体影响方向上看，汇率水平对中国的影响并无特殊性。但在影响弹性大小上，人民币汇率水平对中国服务和商品出口的影响要大于跨国样本的平均值，意味着在中国对外出口贸易发展过程中，将汇率纳入到外贸政策的考虑因素是必要的。第四，不论是在中国样本还是在跨国样本估计结果中，均发现了汇率波动对部分收入组别经济体或部分服务业部门的出口增长存在促进作用。因此，如何通过人民币汇率的适度波动来扩大中国服务业出口，应该引起管理者的足够重视。

注释：

①B.Eichengreen and P.Gupta,The Real Exchange Rate and Export Growth：Are Services Different?MPRA Working Paper,No.43358,2012.

② 戴翔、张二震：《人民币汇率变动是否影响了中国服务出口增长》，《金融研究》2014年第11期。

③ 邱小欢：《服务出口与实际汇率动态关系分析：基于美国数据的考察》，《国际商务》 （对外经济贸易大学学报）2011年第1期。

④ U.Broll,J.E.Wahl and W－K.Wong，Elasticity of Risk Aversion and International Trade,Economics Letters,2006,92(1),pp.126－130.

⑤F.Vieira and R.MacDonald,Exchange Rate Volatility and Exports：A Panel Data Analysis,Journal of Economic Studies,2017,43(2),pp.203－221.

⑥ M.Bahmani－Oskooee and A.Gelan,Exchangerate Volatility and International Trade Performance：Evidence from 12 African Countries,Economic Analysis and Policy,2018,58,pp.14－21.

⑦L.Achy and K.Sekkat,The European Single Currency and MENA’s Exports to Europe,Review of Development Economics,2003,7,pp.563－582.

⑧P.Boug and A.Fagereng,Exchange Rate Volatility and Export Performance：A Co－Integrated VAR Approach,Applied Economics,2010,42,pp.851－864.

⑨U.Andrew,Exchange Rate Volatility Effect on Trade Variations in Nigeria,Mediterranean Journal of Social Sciences,2013,4(6),pp.401－406.

⑩U.Uprasen and M.B.Zolin,The Impact of Exchange Rate Volatility on Korea－Japan Trade Flows：An Industry Level Analysis,Journal of International Trade&Commerce,2017,13(3),pp.1－27.

⑪ D.Novy,Gravity Redux：Measuring International Trade Costs with Panel Data,Economic Inquiry,2013,51(1),pp.101－121.

⑫ 王恕立、胡宗彪：《服务业FDI流入与东道国服务贸易出口——基于中国数据的经验研究》，《国际贸易问题》2010年第11期。

⑬ 毛其淋、许家云：《中国对外直接投资促进抑或抑制了企业出口？》，《数量经济技术经济研究》2014年第9期。

⑭ 需要详细结果的读者可向作者索取。