人民幣均衡匯率錯位對進出口的影響

摘要：本文基于協整理論，運用單位根檢驗、 二步法、誤差修正模型和二元選擇Probit和Logit模型，對人民幣均衡匯率錯位對進、出口的影響進行了實證分析。本文的創新之處：在模型中引入了反映我國“二元經濟結構”特征的三個控制變量——工農業對GDP的貢獻度之差，城鄉居民家庭恩格爾系數之差，第一產業和第二產業人口構成之差參與回歸檢驗，顯著性很強，使得模型更可信和穩定。結論表明：人民幣均衡匯率錯位對進、出口均有不同程度的負面影響，對進口的負面影響稍大于出口；人民幣均衡匯率錯位對進口向長期均衡水平的調整比出口更加有利；人民幣均衡匯率高估錯位幅度越大，越有利于進口；低估錯位幅度越大，越有利于出口。 

關鍵詞：人民幣均衡匯率錯位；進出口；協整； Probit模型;Logit模型

中圖分類號：F822文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2007（02）-0046-06

一、引言

均衡匯率（Equilibrium Exchange Rate）是一國經濟資源合理配置、富有效率的理論上的最優價格，是一國貨幣對外幣值的帕累托最優狀態。然而在現實中，實際匯率經常發生錯位，往往不在均衡匯率水平上。均衡匯率錯位（Equilibrium Exchange Rate Mis alignment）會對一國對外經濟的方方面面產生諸多負面影響。特別是對于像我國這樣正處于經濟轉型階段的發展中國家來說，應對這些負面影響將顯得更加復雜和重要。因為我國具有轉型經濟國家普遍具有的“二元經濟結構”特征，即工業和農業發展極端不平衡，城鄉居民收入差距明顯，農村勞動力不斷地向工業轉移，勞動力市場處于非均衡狀況等。因此，本文旨在“二元經濟結構”特征的框架下，研究人民幣均衡匯率錯位對進、出口有多大程度的影響，進、出口對均衡匯率錯位是否具有向長期均衡水平調整的自我修正的動態機制，均衡匯率錯位與凈出

口、凈進口之間具有何種關系等，這些問題都具有很重要的現實意義。

二、文獻綜述

從大量的國外研究文獻可以看出，匯率錯位會對一國的出口產生負面影響。Edwards ［1］，Cottni， Cavallo Khan ［2］，Ghura Grennes ［3］，Daniel H.Pick Thomas L Vollrath ［4］，Ofair Razin Susan M ［5］，Domac Shabsigh ［6］，Gue Dae Cho， MinKyoung Kim， Edwin Sun， Hyun Jin Won W. Koo ［7］均發現匯率錯位對經濟增長有明顯的負面影響。

對于我國來說，Zhang Zhichao ［8］，Zhijun Zhao Toshiki Kanamori ［9］研究表明在90年代以來，人民幣名義匯率與實際匯率水平均出現了不同程度的低估。張曉樸［10］運用ERER和BEER模型測算了人民幣均衡匯率和人民幣匯率的錯位情況。林伯強［11］基于均衡實際匯率理論，實證分析了自20世紀50年代中期至2000年期間人民幣實際匯率狀況，估計出人民幣均衡實際匯率，進而測算了不同階段實際匯率錯位的狀況。唐國興和徐劍剛［12］研究了人民幣實際匯率錯位的經濟效應，結果認為實際匯率錯位對進口與GDP之比、出口與GDP之比、投資與GDP之比有顯著的負面影響。李廣眾和Lan P.Voon［13］強調實際匯率風險、實際匯率錯位對不同商品出口量的影響，其中匯率錯位在大多數情況下表現為對出口具有不利影響。施建淮和余海豐［14］運用行為均衡匯率模型對人民幣均衡實際匯率和匯率失調程度進行了實證研究。吳麗華和王鋒［15］運用BEER模型和協整理論，測算了人民幣實際匯率錯位的季度狀況，劃分階段研究了人民幣實際匯率錯位的經濟效應。

本文在前人研究的基礎上，結合我國的實際國情，對人民幣均衡匯率錯位對進、出口的影響進行了具體的量化分析。創新點在于：

1. 由于我國具有“二元經濟結構”特征的國情，即工業和農業發展極端不平衡，城鄉收入差距明顯，勞動力市場不均衡。因此在模型中引入了反映“二元經濟結構”特征的三個控制變量，即工農業對GDP貢獻度之差，城鄉居民家庭恩格爾系數之差，第一產業和第二產業人口構成之差作為代理變量，參與回歸檢驗。

2. 在運用單位根檢驗、E-C兩步法和誤差修正模型檢驗的基礎上，又運用了二元選擇Probit和Logit模型進一步對人民幣均衡匯率錯位對進、出口的影響進行了考察。將進出口的差額作為二元離散變量，分為兩種狀態，分別是凈進口和凈出口。如果是凈出口的話，賦值為0；如果是凈進口的話，賦值為1，從概率統計的新視角進行了分析。

三、人民幣均衡匯率錯位對進出口影響的實證分析

本文對于進、出口需求方程的估計，采用以下形式：

其中，EX表示出口；IM表示進口；MIS表示人民幣均衡匯率錯位；GDP表示我國GDP；FGDP是外國GDP的加權平均值。本文選擇了與我國貿易往來密切的美國、香港、日本和韓國4個國家和地區，用它們每年的GDP乘以相應年份的出口份額，得到GDP的加權平均數作為代理變量；DAI是工農業對GDP貢獻度之差；DEN是城鄉居民家庭恩格爾系數之差，用來衡量城鄉居民生活水平的高低差別，基期為1978年（1978年=100）。DL是第一產業和第二產業人口構成之差，使用可比價格計算得出（以1978年為基期）。

人民幣均衡匯率錯位的數據來源于吳麗華、王鋒的研究成果［15 ］；GDP、城鄉居民家庭恩格爾系數之差（DEN）、第一產業和第二產業人口構成之差（DL）的數據來源于國家統計局網站《中國統計年鑒》各期，網址是http://www.stats.gov.cn；出口（EX）、進口（IM）、外國加權GDP（FGDP）和工農業對GDP貢獻度之差（DAI）的數據來源于Bureau van Dijk Electronic Publishing（簡稱BvD）中Economist Intelligence Unit（簡稱EIU）Countrydata數據庫，網站是https://eiu.bvdep.com。均衡匯率錯位的數據的樣本期間為1984～2004年，其他數據樣本期間為1980～2005年。

表1 單位根檢驗結果

注：*表示在10%的顯著性水平下接受原假設。**表示在1%的顯著性水平下拒絕原假設。***表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設。

本文采用Eviews軟件，首先對各變量進行單位根檢驗，以確定變量的平穩性；如果確認各變量有單位根，再進行E-G兩步法協整檢驗；若協整關系存在，利用誤差修正模型反映變量之間的動態調節機制；最后，使用二元選擇Probit和Logit模型對進出口差額的概率進行統計分析。

（一）單位根檢驗在檢驗時，依據赤池信息準則（AIC）最小化原則選擇趨勢項，以及確定常數項是否存在，確定最優滯后變量的階數，即設定單位根檢驗的基本類型（c，t，q）。其中c表示常數項，t表示趨勢項，q表示滯后階數。通過檢驗，從表1中可以看出，EX，IM，MIS，GDP，FGDP，DAI，DEN和DL在10％的顯著性水平下均接受了原假設，為非平穩變量。其次，我們分別對它們取一階差分，結果ΔEX，ΔMSI，ΔGDP，ΔFGDP，ΔDAI和ΔDEN在1%顯著性水平下均拒絕原假設，為平穩變量，ΔIM和ΔDL和在5%顯著性水平下拒絕原假設(稍弱)，成為平穩變量，即所有變量均為一階單整。

（二）協整檢驗

運用E-G兩步法進行協整檢驗。第一步，用普通最小二乘法做靜態回歸。結果表明，回歸方程各變量的系數都是顯著的（見表2和表3）。

表2 出口與人民幣均衡匯率錯位的靜態回歸結果

表3進口與人民幣均衡匯率錯位的靜態回歸結果

第二步，對靜態回歸殘差做ADF單位根檢驗，對模型的殘差進行自相關Q統計量檢驗，JB正態性檢驗，ARCH檢驗和White異方差檢驗。結果表明，殘差不存在單位根，是平穩序列，模型設定十分理想。

從表2和表3的結果看出，各個變量均具有很強的顯著性。進、出口分別與人民幣均衡匯率錯位（MIS）；GDP；外國加權GDP（FGDP），還有“二元經濟結構”特征的三個控制變量DAI，DEN和DL之間存在一個標準化系數協整關系，協整方程為：

EX=-1.2608×MIS+1.6677×GDP-1.6848×FGDP-4.8839×DAI-6.5344×END+3.1216×DL(3)

IM=-1.6051×MIS+1.6303×GDP-1.7855×FGDP-5.0003×DAI-6.9367×DEN+3.5847×DL(4)

（3）和（4）式表明，出口與進口的大小分別與人民幣均衡匯率錯位、GDP、外國加權GDP、工農業對GDP貢獻度、城鄉居民家庭恩格爾系數之差、第一產業和第二產業人數構成之差有顯著的協整關系。人民幣均衡匯率錯位的系數分別為-1.2608和-1.5051，這表明人民幣均衡匯率錯位對出口和進口均有不同程度的負面影響：人民幣均衡匯率每錯位1個百分點，就會引起出口減少1.2608個百分點，進口減少1.5051個百分點，對進口的負面影響稍大于出口。

（三）誤差修正模型

根據格蘭杰定理，具有協整關系的非平穩變量都可以表示成誤差修正模型。上文已經證明了各變量之間存在協整關系，接下來考察變量之間由短期波動向長期波動調整的誤差修正模型。誤差修正模型的表達式如下：

（5）式中出口的誤差彈性系數為0.0415，表明出口對人民幣均衡匯率錯位的自我修正的動態機制不明顯，人民幣均衡匯率錯位的短期波動會導致進口的波動，而且波動有可能擴大。（6）式中進口的誤差彈性系數為-0.0497，表明進口對人民幣均衡匯率錯位具有由短期波動到長期均衡調整的自我修正的動態機制，是一種長期均衡關系對短期變動“負反饋”的調整機制。若均衡匯率錯位在當年對進口產生負面影響，那么在接下來的一年，誤差修正項就會逐漸減弱這種影響。均衡匯率錯位的短期波動導致進口的波動，但受長期均衡機制的影響，通過誤差修正模型的反向調整，使得其一定會回歸到長期均衡路徑。因此，人民幣均衡匯率錯位對進口向長期均衡水平的調整比出口更加有利。

（四）二元選擇Probit和Logit模型的統計分析

在以上檢驗的基礎上，本文將運用Probit和Logit模型進一步對人民幣均衡匯率錯位對進、出口的影響進行考察。將進出口的差額（出口—進口）作為二元離散變量，分為兩種狀態，分別是凈出口和凈進口，作為被解釋變量。如果是凈出口的話，賦值為0；如果是凈進口的話，賦值為1。將這個二元離散變量與人民幣均衡匯率錯位（MIS）、GDP、外國加權GDP（FGDP），還有“二元經濟結構”特征的三個控制變量DAI，DEN和DL聯合進行回歸檢驗，得到結果如下：

Probit模型的yi的表達式是：

yi=-0.0197×MIS-0.0133×GDP+0.0235×FGDP+0.0892×DAI-0.3284×DEN-0.0327×DL(7)

因此，Probit模型的概率模型為：

因此，Logit模型的概率模型為：

人民幣均衡匯率錯位幅度與當年凈出口的概率大小見表4。

表4人民幣均衡匯率錯位與凈出口概率表（單位：%）



圖1人民幣均衡匯率錯位與凈出口的關系

從表4和圖1中看出，人民幣均衡匯率錯位可以明顯地分為四個階段，分別是1985年以前、1986～1995年、1996～2003年和2004年至今。1985年以前，人民幣出現了持續的高估錯位，即存在貶值壓力，特別是在1984年出現了嚴重的內外不均衡。從1986～1995年，人民幣出現了持續的低估錯位（1989年是一個異點），即存在升值壓力，其中在1993年匯率低估錯位達到了-21.80%的水平。從1996～2003年，人民幣又出現了持續的高估錯位，即存在貶值壓力，其中在1997年和2002年匯率高估錯位都超過了10%。從2004年以來，人民幣又出現了低估錯位，而且低估的趨勢越來越明顯，即人民幣存在著升值壓力。

1985年前匯率持續高估錯位，導致凈出口的Probit概率和Logit概率在33.30%和32.36%水平以內。從1986～1995年匯率持續低估的情況下，凈出口的Probit概率和Logit概率分別達到過45.62%和70.85%的水平。從1996～2003年匯率持續高估的情況下，凈出口的Probit概率和Logit概率均在13.35%和11.33%以下，說明匯率的持續高估不利于貿易順差。在2002年匯率高估錯位達到10.57%的水平下，凈出口Probit概率和Logit概率分別只有1.74%和2.74%。從2003年以來，凈出口的Probit概率和Logit概率均開始逐年上升，從0.82%上升到1.79%，1.24%上升到1.84%，并且有繼續上升趨勢明顯，說明人民幣低估錯位，即存在升值壓力，有利于維持貿易順差。這說明，人民幣均衡匯率高估錯位幅度越大，凈出口的概率越小，越有利于進口，貿易逆差；人民幣均衡匯率低估錯位幅度越大，凈出口的概率越大，越有利于出口，貿易順差。

四、結論

本文基于協整理論，運用單位根檢驗、E-G二步法、誤差修正模型和二元選擇Probit和Logit模型，對人民幣均衡匯率錯位對進、出口的影響進行了實證分析，得出以下四個結論：

1．在模型中引入的反映我國“二元經濟結構”特征的三個控制變量——工農業對GDP的貢獻度之差，城鄉居民家庭恩格爾系數之差，第一產業和第二產業人口構成之差，顯著性很強，使得模型更可信和穩定。

2．進、出口的大小分別與人民幣均衡匯率錯位、GDP、外國加權GDP、工農業對GDP貢獻度、城鄉居民家庭恩格爾系數之差、第一產業和第二產業人數構成之差有顯著的協整關系。其中，人民幣均衡匯率每錯位1個百分點，會引起出口減少1.2608個百分點，進口減少1.5051個百分點，對進口的負面影響稍大于出口。

3．出口對人民幣均衡匯率錯位的自我修正的動態機制不明顯，進口對人民幣均衡匯率錯位具有由短期波動到長期均衡調整的動態機制。人民幣均衡匯率錯位對進口向長期均衡水平的調整對出口更加有利。

4．人民幣均衡匯率高估錯位幅度越大，凈出口的概率越小，越有利于進口，貿易逆差；人民幣均衡匯率低估錯位幅度越大，凈出口的概率越大，越有利于出口，貿易順差。

因此，應該大力完善人民幣匯率形成機制，形成合理、穩定的均衡匯率水平，促使人民幣實際匯率保持在均衡匯率水平上，減少均衡匯率錯位，這樣才能更好地調節我國進出口貿易的發展。

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責任編輯、校對：郭燕慶

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