有效匯率變動對中國體育用品出口的動態影響
——基于結構突變檢驗與TVP-VAR模型的實證分析

周 昀

改革開放以后，我國體育產業受到發達國家梯度轉移的影響而迅速發展壯大起來。2014年，我國體育產業的規模總量已經超過1.35萬億元，實現增加值達到4 041億元，占當年GDP的比例也達到了0.64%。此外，2011—2014年，體育產業年均增長率均超過12%，為我國經濟增長注入了新動力。體育用品制造業占據我國體育產業前列，而體育用品制造業的增長又主要依賴于體育用品的出口[1]。截止2016年年底，我國體育用品的主要出口市場已經遍布全球100多個國家和地區，，主要包括美國、日本、德國、韓國和加拿大等。從體育用品出口貿易的方式來看，我國主要以加工貿易和代工貿易為主[2]。

在此背景下，我國“十三五”規劃明確提出加快體育產業發展，因此，如何擴大體育用品出口，已經成為理論與實踐研究的重要課題，而重點則在于識別出影響其增長的因素是什么。在影響進出口貿易的眾多因素之中，匯率問題的研究是學者們長期關注的重要因素之一[3-6]。這主要是因為：（1）匯率的變化能夠影響出口商品的相對價格，致使該商品的國際競爭力隨之變化；（2）預期外的匯率變動會構成出口貿易風險，進而對企業的生產、投資等能力造成不利影響。

綜上所述，現有研究主要集中于匯率變動對一國進出口貿易總額的影響[7-9]，而匯率變動與不同行業進出口的關聯性研究還較為缺乏，尤其是專門針對匯率變動與我國體育用品出口聯動關系的研究更是少之又少。因此，以往針對匯率變動與一國進出口貿易關系的研究結論，是否適用于體育用品出口，還有待檢驗。換言之，深度把握匯率變動與我國體育用品出口之間的關系，展開深入的定量研究不可或缺。

鑒于此，本文做出以下幾點改進。（1）首次對比分析有效匯率變動對中國體育用品出口的動態影響。現有文獻僅考慮人民幣兌美元匯率產生的影響，而忽略了其他國家貨幣的影響，并不能真實地反映中國體育用品出口至100多個國家的現實情況，因此本文選取有效匯率替代人民幣兌美元匯率。（2）首次引用基于IO模型的Perron檢驗對實證所需數據進行結構突變檢驗。由于我國正處于供給側結構性改革的關鍵時期，而在改革階段的產業結構調整極易導致經濟數據發生結構突變，一旦經濟數據發生結構突變，現有文獻使用的線性計量模型就會出現統計性偏誤。（3）首次將經濟變量發生結構突變的可能性考慮進來，引入TVP-VAR模型分析有效匯率與我國體育用品出口之間的動態關聯性。現行的實證方法多存在平穩性假設前提，既忽略了經濟變量發生結構突變的可能性，又未考慮經濟變量之間的非線性關系，TVP-VAR模型可以彌補現行實證方法的不足。

1 研究方法

1.1 文獻資料調研

以匯率、有效匯率、體育用品、進出口、結構突變檢驗和TVP-VAR模型等為關鍵詞，對中國知網、人大復印資料全文數據庫、維普中文期刊數據庫、WIND金融數據庫、國家統計局和國研網等數據庫進行文獻與數據搜集、整理與分析，為本文的深入研究提供理論支撐。

1.2 數理統計方法

1.2.1 結構突變檢驗 結構突變，是指數據的確定性趨勢在外部突發的較大沖擊下發生改變的情況，一般可以分為2種類型：（1）瞬時突變，即數據的確定性趨勢在沖擊發生后立即發生改變，不存在滯后期的影響，一般用附加異常值模型（Additive Outlier Model，簡稱AO模型）進行表示；（2）緩慢漸變，即數據的確定性趨勢在沖擊發生后逐漸地發生變化，一般用新息異常值模型（Innovational Outlier Model，簡稱IO模型）進行表示。此外，在AO模型或者IO模型之下，結構突變又可以細分為4種類型進行考慮：（1）非趨勢數據的水平（level）突變；（2）趨勢數據的截距（intercept）突變；（3）趨勢數據的趨勢（trend）突變；（4）趨勢數據的截距和趨勢雙突變。

我國經濟正處于結構調整的關鍵時期，而調整階段極可能會導致經濟數據在生成過程中產生突變，一旦經濟數據發生結構突變，現有文獻使用的線性計量模型就會出現統計性偏誤。因此，在構建本文的計量模型之前，有必要對經濟數據進行結構突變檢驗。

1.2.2 TVP-VAR模型 自從C.A.SIMS[10]提出向量自回歸（Vector Autoregressive，VAR）模型以來，該模型在不同領域得到廣泛使用，但是該模型對常系數的假設不能解釋變量在發生突變后的非線性關系。為了解決該問題，學者們提出了眾多的改進模型，其中以時變參數模型運用較多。在實際運用中，本文將參考J.NAKAJIMA等[11]提出的時變參數向量自回歸（Time-varying Parameter Vector Autoregressive，TVP-VAR）模型。相較于傳統的方法而言，TVP-VAR模型刻畫有效匯率對中國體育用品出口的動態影響，既能克服經濟數據發生結構突變帶來的不利影響，又能夠利用時變的脈沖響應分析不同突變時期下二者之間的動態關系。

1.3 統計分析

首先，本文運用Excel軟件對搜集到的數據進行編碼、歸納與整理。其次，運用Eviews軟件對相關數據進行描述性統計以及結構突變檢驗。最后，基于結構突變的前提下，運用Matlab軟件對相關數據構建TVP-VAR模型，對模型的穩健性進行檢驗，并對整理的數據進行時變關聯性分析，對研究結論的科學性、穩定性進行嚴格要求，具體的使用會在后文進行展示。

2 研究假設與變量選取

2.1 研究假設

通過文獻資料調研發現，有關匯率變動對一國貨物出口影響的理論與經驗研究，國內外大量學者已經開始廣泛關注。國外學者的研究起步較早，但是由于不同學者選擇的研究對象和研究方法不同，導致他們的結論也不盡相同。D.BOYD等[7，9，12]認為，匯率的升值可以顯著抑制本國出口；M.H.MOFFETT等[13-14]的研究表明，美元匯率的變動對美國的貿易收支沒有顯著影響；而J.W.LEE等[8]貿易收支，并且在一定程度上出現了逆差擴大的現象。

就中國的研究現狀而言，學者們主要支持以下2種截然不同的觀點：（1）魏巍賢等[15-18]通過實證研究發現，實際匯率的變動會對我國進出口貿易產生顯著的影響；（2）謝建國等[19-21]利用協整分析發現，實際匯率的變動并未顯著改善我國進出口。

基于以上分析，現有文獻均忽略了結構突變對數據產生的影響，雖然可以同時處理多個變量的研究，但是對變量間的動態分析卻無能為力。因此，本文運用TVP-VAR模型對以下假設進行驗證。假設H1：從短期來看，有效匯率的變動對體育用品出口有正向引導作用；假設H2：從長期來看，有效匯率的變動對體育用品出口有負向引導作用；假設H3：在考慮結構突變的情況下，有效匯率的變動對體育用品出口的影響程度在不同階段存在顯著差異。

2.2 變量選取

根據相關文獻的做法，在考慮有效匯率變動對體育用品出口的影響時，還需要將相關宏觀經濟變量納入考慮范圍，以確保研究結論的科學性[22]。考慮到數據的可獲取性，本文最終采用2009年1月—2016年12月的月度數據，選取有效匯率、體育用品出口交貨值和經濟增長3個指標作為研究變量，具體如下。

（1）有效匯率（NEER）。有效匯率通常會考慮與我國進出口貿易非常緊密的一些國家貨幣對人民幣匯率的綜合影響，可以刻畫出人民幣與其他有關國家貨幣的相對變化趨勢。現有文獻僅考慮人民幣兌美元匯率產生的影響，而忽略了其他國家貨幣的影響，并不能真實地反映中國體育用品出口至100多個國家的現實情況，因此本文選取有效匯率替代人民幣兌美元匯率。數據來源于國際清算銀行網站。

（2）體育用品出口交貨值（EDV）。體育用品出口交貨值可以作為一國體育制造業參與世界體育經濟的重要指標。相較于僅納入實際出口貨物為統計對象的體育用品出口總額而言，體育用品出口交貨值直接來自于生產企業，企業生產的體育用品不論是自營還是代理出口，均被納入統計范圍。數據來源于國家統計局網站。

（3）經濟增長（y）。由于表示國內經濟增長的GDP指標是季度數據，時間跨度較長，不適宜于本文的研究，故本文選取規模以上工業增加值同比增速進行替代。數據來源于WIND金融數據庫。

在構建實證模型之前，仍需對原始數據進行相關的處理。為了消除不同量綱的影響，對有效匯率以及體育用品出口交貨值進行對數化處理，分別記為LNNEER和LNEDV，而經濟增長已經是同比增長數據，就無需對數化處理。

3 實證分析

3.1 結構突變檢驗

通過觀察有效匯率、體育用品出口交貨值和經濟增長的時間序列發現，3個變量均隨著時間的改變有上升或者下降的變動趨勢，在基于IO模型進行結構突變檢驗時應包含截距和趨勢項，因此選取截距和趨勢可能均會發生突變的IO-4模型（式（1））進行Perron檢驗[23]：

式中：Xt為第t期的分析變量，此處分別指有效匯率（LNNEER）、體育用品出口交貨值（LNEDV）和經濟增長（y）；TB為突變時間；Dt(TB)為第t期的截距突變量，當t=TB+1時，Dt(TB)=1，其他時候均為0；DTt為第t期的趨勢突變量，當t＞TB時，DTt=t-TB，其他時候均為0；DUt為第t期的突變虛擬變量，當t＞TB時，DUt=1，其他時候均為0；μ為截距項；β、θ、γ、δ、α和αi為參數；Xt-i為滯后i期的值；Δ為差分符號；εt為誤差項。

在具體操作時，使用Eviews-9軟件進行建模：第1步，通過Eviews-9軟件導入LNNEER、LNEDV和y3個變量的數據；第2步，打開LNNEER，點擊View-Breakpoint Unit Root Test；第3步，進入操作界面，按照本文的研究需要，選取IO-4模型進行檢驗；第4步，仿照第2步與第3步對LNEDV和y進行類似的檢驗。最終得到模型的實證結果（式（2）～式（4）），并將模型的檢驗結果歸納總結（見表1）：

表1 基于IO模型的結構突變檢驗結果

結果顯示，有效匯率、體育用品出口交貨值以及經濟增長在研究的樣本區間內均發生了結構突變：（1）有效匯率的檢驗統計量（-4.78）高于對應的臨界值（-5.18），突變點位置為2014年7月，這表明有效匯率是帶有結構突變的單位根過程；（2）體育用品出口交貨值的檢驗統計量（-5.44）低于對應的臨界值（-5.18），突變點位置為2011年12月，這表明體育用品出口交貨值是帶有結構突變的趨勢平穩過程；（3）經濟增長的檢驗統計量（-16.36）低于對應的臨界值（-5.18），突變點位置為2012年1月，這表明經濟增長是帶有結構突變的趨勢平穩過程（見表1）。

3.2 基于TVP-VAR模型的基本結果分析

本文借鑒J.NAKAJIMA等[11]的做法，應用MCMC（Markov Chain Monte Carlo）算法對TVP-VAR模型進行估計各參數的CD收斂診斷值以及無效影響因子Inefficiency見表2。從收斂性來看，各元素的CD值均未超過5%的臨界值1.96，表明收斂于后驗分布的零假設不能被拒絕；每個元素的Inefficiency數值都比抽樣次數10 000次要小，其中最大值約為93（見表2）。因此，用MCMC方法得到的樣本個數對于模型的后驗推斷是足夠的。

表2 MCMC方法估計的結果及診斷

3.3 基于TVP-VAR模型的脈沖響應

與現有研究匯率對我國體育用品出口影響的模型有所不同，TVP-VAR模型可以通過時變參數計算不同滯后期的脈沖對所有變量在每個時間點上的響應程度，根據不同的脈沖響應程度可以觀察匯率對我國體育用品出口的動態影響。

基于VAR模型的滯后階準則，確定TVP-VAR模型的滯后階數為2，因此，本文采用Matlab軟件構建含有有效匯率、體育用品出口交貨值和經濟增長3個變量的TVP-VAR（2）模型：

式中：LNNEERt、LNNEERt-1和LNNEERt-2分別為第t期、t-1期和t-2期有效匯率；LNEDVt、LNEDVt-1和LNEDVt-2分別為第t期、t-1期和t-2期體育用品出口交貨值；yt、yt-1和yt-2分別為第t期、t-1期和t-2期經濟增長；βij,t、αij,t、hij,t（i=1,2,3;j=1,2）分別為對應的參數；εit(i=1,2,3)為誤差項。

由于參數在研究區間內一直處于變化狀態，數據量非常大，不易于進行展示。根據現有文獻所采用的一般做法，僅展示每個參數協方差矩陣 Σβ、Σa和 Σh的對角線元素。表2中，(Σβ)i、(Σa)i和(Σh)i（ i=1，2）分別為這3個協方差矩陣的對角線元素。

由式（5）～式（7）所構成的TVP-VAR模型中，如果ε1t發生變化，不僅當前的LNNEER立即發生變化，而且還會通過當前的LNNEER影響到未來的LNNEER、LNEDV和y。脈沖響應函數就能夠描述這些影響的軌跡，從而顯示出任意一個變量的擾動是如何通過TVP-VAR模型影響其他變量，最終又反饋到變量自身的過程。為了可以保證所有變量在不同時點上的可比性，設定變量沖擊項的大小與研究區間內隨機波動的均值相等。所有變量滯后1期、6期和12期的動態脈沖響應可以反映它們在短期、中期和長期相互影響的情況（見圖1）。

圖1 滯后1、6、12期的動態的脈沖響應（基于TVP-VAR模型）

首先，體育用品出口的脈沖響應（見圖1第1行）。（1）有效匯率的變動對體育用品出口滯后1期的影響在不同時期均為正，而滯后6期和12期的影響在不同時期均為負。這表明，當人民幣幣值處于上升階段的時候，盡管體育用品出口在短期內也會有所上升，但中長期來看，出口會受到較為顯著的抑制作用。（2）經濟增長的變動對體育用品出口滯后1期、6期和12期的影響在不同時期均為正，而且滯后6期和12期的正向影響從2013年開始出現了較為明顯的下降趨勢。這表明，隨著國內經濟的快速增長，體育用品出口也得到了快速提高，但隨著人民幣對外升值導致出口產品外銷價格優勢下降，出口量也逐漸放緩了增長速度。

其次，有效匯率的脈沖響應（見圖1第2行）。（1）有效匯率對體育用品出口滯后1期的隨機擾動在不同時期均呈正向響應，而對滯后6期和12期的隨機擾動均呈負向響應。這主要是因為，從短期來看，體育用品出口的增加會促進人民幣的需求，進而會提高人民幣的價值；而從中長期來看，體育用品出口的增加，會致使國外的貿易保護措施與日俱增，逆全球化趨勢日益明顯，會抑制國內經濟增長，進而不利于人民幣的價值穩定。（2）有效匯率對經濟增長滯后1期的隨機擾動在不同時期均無顯著響應，而對滯后6期和12期的隨機擾動均呈正向響應。這主要是因為，經濟增長對人民幣匯率的影響在短期內會存在滯后，而從中長期來看，對人民幣幣值的穩定有很明顯的促進作用。

最后，經濟增長的脈沖響應（見圖1第3行）。（1）體育用品出口的變動對經濟增長滯后1期的脈沖響應在不同時期均不明顯，而滯后6期和12期的脈沖響應均為負。這主要是因為，體育用品出口的增加，一方面會促進國內貿易順差，有利于經濟的增長；而另一方面會致使國外的貿易保護措施與日俱增，逆全球化趨勢日益明顯，會抑制國內經濟增長，而且后者的逆全球化趨勢所帶來的抑制作用會越來越明顯。（2）有效匯率的變動對經濟增長滯后1期、6期和12期的脈沖響應在不同時期均為正。這主要是因為，有效匯率的增加會提升市場對人民幣升值的預期，既有利于國外資本的涌入，又有利于人民幣國際化，對國內經濟起到非常大的促進作用。

下文將更深入地分析體育用品出口與各變量之間的動態關系在不同結構突變階段是否發生變化。根據前文結構突變檢驗的結論，本文選取2011年12月、2012年1月和2014年7月3個時期作為結構突變階段，對比分析不同結構突變階段的脈沖響應（見圖2）。

圖2 不同結構突變階段脈沖響應對比（基于TVP-VAR模型）

首先，有效匯率以及經濟增長的變動對體育用品出口的脈沖響應影響方向在不同階段完全一致，而脈沖響應影響程度在不同階段存在顯著差異（見圖2第1行）。（1）給定有效匯率一個單位的外部沖擊，體育用品出口在2011年12月、2012年1月和2014年7月的短期響應均為正，而中長期響應均為負；前2個階段脈沖響應值的絕對值基本相同，在短期明顯大于2014年7月，在中長期明顯小于2014年7月。（2）給定經濟增長一個單位的外部沖擊，體育用品出口在2011年12月、2012年1月和2014年7月的脈沖響應均為正；前2個階段的脈沖響應值基本相同，且均明顯大于2014年7月。

其次，體育用品出口以及經濟增長的變動對有效匯率的脈沖響應影響方向以及程度在不同階段不存在顯著差異（見圖2第二行）。（1）體育用品出口對有效匯率的沖擊在2011年12月、2012年1月和2014年7月影響方向及程度基本相同，中短期的影響為正，而長期的影響為負。（2）經濟增長對有效匯率的沖擊在2011年12月、2012年1月和2014年7月影響方向及程度基本相同，短期的影響為負，而中長期的影響為正。

最后，體育用品出口以及有效匯率的變動對經濟增長的脈沖響應影響方向在不同階段不存在顯著差異，前者的影響程度在不同階段也不存在顯著差異，而后者的影響程度在不同階段存在顯著差異。（1）體育用品出口對經濟增長的沖擊在2011年12月、2012年1月和2014年7月影響方向及程度基本相同。（2）有效匯率對經濟增長的沖擊在2011年12月、2012年1月和2014年7月影響方向基本相同（均為正），而前2個階段的脈沖響應值在中長期明顯小于2014年7月。

綜上可知：（1）從短期來看，有效匯率與體育用品出口互為正向引導作用；（2）從長期來看，有效匯率與體育用品出口互為負向引導作用；（3）在考慮結構突變的情況下，有效匯率的變動對體育用品出口的影響程度在不同階段存在顯著性差異，而后者對前者的影響程度在不同階段不存在顯著性差異。實證結果對本文提出的3個假設均作出驗證。

3.4 穩健性檢驗

為了增強本文研究結論的穩健性，采用VAR模型對有效匯率與我國體育用品出口之間的關系進行驗證。通過總結發現，VAR模型的實證結果與TVP-VAR模型的實證結果無顯著性差異，這進一步表明TVP-VAR模型實證結果是穩健的。

3.5 主要結論

本文通過文獻綜述發現，現有研究主要集中于匯率變動對一國進出口貿易總額的影響，而匯率變動與不同行業進出口的關聯性研究還較為缺乏，尤其是專門針對匯率變動與我國體育用品出口聯動關系的研究更是少之又少。因此，選用2009年1月—2016年12月的月度數據，首次采用結構突變檢驗和TVPVAR模型，從定量分析的角度研究有效匯率變動對中國體育用品出口的動態影響，以彌補現有研究的不足，并得到以下3點主要結論。

（1）本文首次引用基于IO模型的Perron檢驗，對有效匯率、體育用品出口和經濟增長進行結構突變檢驗，發現它們在研究的樣本區間內均發生了結構突變。具體而言：有效匯率是帶有結構突變的單位根過程，突變點位置為2014年7月；體育用品出口是帶有結構突變的趨勢平穩過程，突變點位置為2011年12月；經濟增長是帶有結構突變的趨勢平穩過程，突變點位置為2012年1月。

（2）本文首次將經濟變量發生結構突變的可能性考慮進來，引入TVP-VAR模型分析有效匯率與我國體育用品出口之間的動態關聯性。首先，從短期來看，有效匯率與體育用品出口互為正向引導作用。具體而言：有效匯率的變動對體育用品出口滯后1期的影響在不同時期均為正；后者對前者滯后1期的影響在不同時期也均為正。其次，從長期來看，有效匯率與體育用品出口互為負向引導作用。具體而言：有效匯率的變動對體育用品出口滯后6期以及12期的影響在不同時期均為負；后者對前者滯后6期和12期的影響在不同時期也均為負。最后，在考慮結構突變的情況下，有效匯率的變動對體育用品出口的影響程度在不同階段存在顯著性差異，而后者對前者的影響程度在不同階段不存在顯著性差異。

（3）運用VAR模型對TVP-VAR模型實證結果進行穩健性檢驗。通過總結發現，VAR模型的實證結果與TVP-VAR模型的實證結果無顯著性差異，這進一步表明TVP-VAR模型實證結果是穩健的。

4 政策建議

根據上述的研究結論發現，我國正處于供給側結構性改革的關鍵階段，有效匯率、體育用品出口和經濟增長都有發生結構突變的可能性，這在某種程度上會影響變量之間已有的聯動關系，應當運用科學的方法實時掌握變量之間的動態關聯路徑，以應對突發情況。

首先，保證公共政策連續性與穩定性。隨著我國社會主義市場經濟的深入發展，以及供給側結構性改革逐步進入深水區，公共政策連續性與穩定性缺失就是一個極其典型的問題。要保證政策的連續性與穩定性，非常重要的一個因素就是服務實體經濟的需求。與此同時，根據國內外的新形勢、新情況，還要不斷提高相關政策的靈活度，有針對性地調控政策的實施重點與力度。

其次，促進體育產業轉型升級，提高體育產品國際競爭力。從長期來看，人民幣升值，既會提高出口企業的成本，又會降低體育產品國際競爭力和出口份額。為了能夠緩解人民幣升值造成的不利影響，我國體育用品中小企業應當積極穩妥地推進自身技術轉型升級與產品研發能力，從體育產業的品牌、創新、國際化、產業轉移、標準化、集群與市場共生發展等6個關鍵領域進行變革，提高體育用品附加值與核心競爭力[24]。

最后，完善貿易壁壘預警機制，積極參與國際出口貿易法規以及產品標準體系的制定。隨著我國對外開放進一步深化，出口貿易順差也逐漸擴大，盡管關稅壁壘的作用有所減弱，但是長期存在的非關稅壁壘卻仍會增加我國出口企業的生產成本，阻礙，我國體育用品中小企業的國際化。我國應利用自身的國際影響力，積極參與“一帶一路”建設，構建多邊貿易體系，進行貿易維權，利用優勢發揮話語權。

[1]鐘華梅，王兆紅，程冬艷.體育用品出口貿易結構的穩定性及影響因素研究[J].首都體育學院學報，2017，29（1）：13-16.

[2]席玉寶，劉應，金濤.我國體育用品出口狀況分析[J].體育科學，2005，25（12）：22-27.

[3]戴翔，張二震.人民幣匯率變動是否影響了中國服務出口增長[J].金融研究，2014（11）：22-34.

[4]王宇哲，張明.人民幣升值究竟對中國出口影響幾何[J].金融研究，2014（3）：27-40.

[5]EICHENGREEN B，GUPTA P.Exports of Services：Indian Experience in Perspective[R].MPRA Paper，2012，No.37409.

[6]FREUND C，PIEROLA M D.Export Surges[J].Journal of Development Economics，2012，97（2）：387-395.

[7]BOYD D，CAPORALE G M，SMITH R.Real Exchange Rate Effects on the Balance of Trade：Co-integration and the Marshall-LERNER Condition[J].International Journal of Finance&Economics，2001，6（3）：187-200.

[8]LEE J W，MCKIBBIN W J，PARK Y C.Transpacific Trade Imbalance：Causes and Cures[J].World Economy，2006，29（3）：281-303.

[9]REZITIS A N，BROWN B A.Pass-through of Exchange Rate and Tariffs in Greek-US Tobacco Trade[J].Agricultural Economics，1999，21（2）：269-277.

[10]SIMS C A.Macroeconomics and Reality[J].Econometrica，1980，48（1）：1-48.

[11]NAKAJIMA J，KASUYA M，WATANABE T.Bayesian Analysis of Time-varying Parameter Vector Autoregressive Model for the Japanese Economy and Monetary Policy[J].Journal of Japanese and International Economies，2011，25（3）：225-245.

[12]KOO W W，ZHUANG R.The Role of Exchange Rate in Sino-U.S.Bilateral Trade[J].Contemporary Economic Policy，2007，25（3）：362-373.

[13]MOFFETT M H.The J-curve revisited：an Empirical Examination for the United States[J].Journal of International Money and Finance，1989，8（3）：425-444.

[14]NADENICHEK J.The Japan-US Trade Imbalance：a Real Business Cycle Perspective[J].Japan and the World Economy，2000，12（3）：255-271.

[15]魏巍賢.中國出口與有效匯率的關系分析[J].統計研究，1997（5）：45-50.

[16]盧向前，戴國強.人民幣實際匯率波動對我國進出口的影響[J].經濟研究，2005（5）：31-39.

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

[18]黃錦明.人民幣實際有效匯率變動對中國進出口貿易的影響：基于1995-2009年季度數據的實證研究[J].國際貿易問題，2010（9）：117-122.

[19]謝建國，陳漓高.人民幣匯率與貿易收支：協整研究與沖擊分解[J].世界經濟，2002（10）：27-34.

[20]宋兆晗.人民幣實際有效匯率與我國貿易收支[J].世界經濟情況，2008（5）：28-35.

[21]韋軍亮.中國對外貿易的彈性分析：基于UECM模型的邊限協整研究[J].世界經濟文匯，2008（6）：20-33.

[22]陳頗.人民幣匯率變動對我國體育用品制造業出口貿易結構的影響：基于2006.1—2010.5月度數據的實證研究[J].北京體育大學學報，2012，35（7）：18-25.

[23]PERRON P.The Great Crash，the Oil Price Shock and the Unit Root Hypothesis[J].Econometrica：Journal of the Econometric Society，1989，57：1361-1401.

[24]楊明，劉榮華.中國體育用品制造產業集群發展現狀及影響因素研究[J].天津體育學院學報，2015，30（2）：93-98.