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摘要：本文在既有文獻的基礎(chǔ)上，通過結(jié)合我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的特點，研究了人民幣實際匯率錯位對出口貿(mào)易的影響。文中提出了更加合理的模型，引入關(guān)稅(出口退稅額)、政府支出、貿(mào)易條件等變量，通過Johansen協(xié)整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測方差分解等計量方法進行了實證檢驗，結(jié)果表明，1978～2005年，人民幣實際匯率錯位對出口貿(mào)易產(chǎn)生負面影響。其后，運用--~離散選擇模型(L。加模型)進一步對二者關(guān)系進行了考察，得出了人民幣實際匯率錯位幅度與凈出口呈負相關(guān)的結(jié)論，即匯率錯位幅度越小，越有利于出口，從而出現(xiàn)貿(mào)易順差。

關(guān)鍵詞：人民幣實際匯率錯位；出口貿(mào)易；Johansen協(xié)整檢驗；誤差修正模型；Logit模型

一、問題的提出

在經(jīng)濟全球化、經(jīng)濟一體化和金融全球化的大趨勢下，各個國家都必須利用自己的比較優(yōu)勢在國際貿(mào)易中獲得利益。匯率正是一國在國際貿(mào)易中使用的核心變量。均衡合意的匯率水平有利于一國對外貿(mào)易和金融交易的順利進行，有利于經(jīng)濟的內(nèi)外協(xié)調(diào)發(fā)展。然而在現(xiàn)實中，實際匯率往往不在均衡合意的匯率水平上，匯率錯位是經(jīng)常出現(xiàn)且不可避免的現(xiàn)象。所謂實際匯率錯位(RealExchangeRateMisalignment)，是實際有效匯率偏離均衡匯率的狀態(tài)。實際匯率錯位會對一國出口、進口、外商直接投資、收入分配、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、就業(yè)、資源配置、經(jīng)濟增長等各個方面都產(chǎn)生影響。如果能夠判斷匯率錯位的影響是正面的還是負面的；與出口貿(mào)易之間有多大程度的相關(guān)性，是否存在因果關(guān)系；以及解決如何從短期非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)過渡等問題，就可以指導(dǎo)各個國家更加理性地融入到國際貿(mào)易的領(lǐng)域中來。對于我國來說，出口貿(mào)易增長是拉動經(jīng)濟增長的重要“引擎”之一。因此，考察人民幣實際匯率錯位對我國出口貿(mào)易的影響具有很重要的實際意義。

二、文獻綜述

Edwards(1988)最早以12個發(fā)展中國家為研究對象，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實際匯率錯位對經(jīng)濟增長有顯著的負面影響。[1]其后，大量的研究結(jié)果表明發(fā)展中國家的實際匯率錯位對經(jīng)濟增長、出口、農(nóng)業(yè)部門增長都有顯著的負影響(Cottni,CavalloandKhan(1990)[2];DanielH.PickandThomasL.Vollrath(1994)[3],OfairRazin(1997)[4],GueDaeCho,MinKyoungKim,EdwinSun,HyunJin&WonW.Koo[5])。Ghura&Grennes(1993)通過對非洲撒哈拉沙漠以南的33個國家進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實際匯率錯位對經(jīng)濟增長、出口、進口、儲蓄、投資有負面影響。[6]RazinandCollins(1997)以93個發(fā)達和發(fā)展中國家為樣本進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實際匯率錯位對經(jīng)濟增長有顯著的負面影響。[7]DomacandShabsigh(1999)通過對埃及、約旦、摩洛哥和突尼斯的研究，發(fā)現(xiàn)實際匯率錯位對經(jīng)濟增長有明顯的負面影響。[8-9]DanielH.PickandThomasL.VollrathBleaney&Greenaway(2001)對非洲14個國家實際匯率錯位對制造業(yè)出口貿(mào)易的影響進行研究，Sekkat&Varoudakis(2000)對11個國家實際匯率錯位對制造業(yè)出口貿(mào)易的影響進行研究，結(jié)果都表明實際匯率錯位對出口貿(mào)易具有不利影響。[10]

對于我國來說，現(xiàn)有研究主要集中在人民幣均衡實際匯率與實際匯率錯位水平的衡量與估算上。Chou&Shih(1998)，Zhang(2001)，ZhijunZhao&ToshikiKanamori(2004)分別對我國實際匯率的錯位水平進行了估計，研究表明，90年代以來，人民幣名義匯率與實際匯率水平均出現(xiàn)了不同程度的低估。[11-12]張曉樸(2001)運用ERER模型和BEER模型測算了人民幣均衡匯率和人民幣匯率的錯位情況，并主要對實際匯率高估的危害進行了研究。[13]林伯強(2002)基于均衡實際匯率理論，應(yīng)用經(jīng)濟計量方法實證分析了自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。[14]唐國興和徐劍剛(2003)研究了人民幣實際匯率錯位的經(jīng)濟效應(yīng)，結(jié)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。[15]李廣眾和LanP.Voon(2004)利用制造業(yè)SITC3位數(shù)代碼商品1978～1998年對不同國家出口的平行數(shù)據(jù)，采用似不相關(guān)估計方法對我國出口商品需求方程系統(tǒng)進行了估計，分析強調(diào)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(shù)分析中表現(xiàn)為對出口具有不利影響。[10]施建淮和余海豐(2005)運用行為均衡匯率模型對人民幣均衡實質(zhì)匯率和匯率失調(diào)程度進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)1997年以來硬釘住美元的匯率政策是造成人民幣匯率失調(diào)的一個主要宏觀政策因素。[16]吳麗華和王鋒(2005)運用BEER模型和協(xié)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(jīng)濟效應(yīng)。[9]

迄今為止，對于人民幣實際匯率錯位對實際經(jīng)濟變量，如出口貿(mào)易、投資等方面影響的研究文獻比較少。因此必須通過構(gòu)建模型，運用計量經(jīng)濟學方法進一步實證檢驗人民幣實際匯率錯位對出口貿(mào)易的影響。本文的創(chuàng)新之處在于：

1.我國是經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的發(fā)展中國家，市場化手段不是很成熟，貿(mào)易管制和壁壘相對較多，金融市場欠發(fā)達，尤其是遠期外匯市場發(fā)展非常落后。如果把外國學者的模型和變量直接照搬到我國來用是存在缺陷的。因此，本文針對我國具體情況提出了更加合理的模型，引入了新的變量。例如：由于我國長期以來采取的是“獎出限入”的進出口政策，所以引入了關(guān)稅變量(出口退稅額)。由于我國政府行政權(quán)力色彩比較濃厚，往往也會對出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，因此引入政府支出變量等。

2.在Johansen協(xié)整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測方差分解等計量方法檢驗的基礎(chǔ)上，運用二元離散選擇模型(Logit模型)進一步對人民幣匯率錯位對出口貿(mào)易的影響進行了考察，將被解釋變量出口貿(mào)易作為一種二元離散變量，分為兩種狀態(tài)，分別是凈進口和凈出口。如果是凈進口的話，賦值為0；如果是凈出口的話，賦值為1。從而從一個新的視角具體量化了匯率錯位的幅度與凈出口之間的關(guān)系。

三、模型分析

相關(guān)理論文獻對于出口需求方程的估計，通常采用以下形式：

其中，EX[，t]為出口額，Y[，it]為實際GDP，X[，it]為實際匯率，M[，it]為實際匯率錯位，i表示國家，t表示時間范圍。

本文在上述模型的基礎(chǔ)上，提出了更加合適的模型(對數(shù)線性形式)，并增加了若干變量，如關(guān)稅變量(TOT)，政府支出變量(GOV)和貿(mào)易條件變量(TOT)來反映我國的實際情況，如下：

其中，LEX表示出口貿(mào)易；LM表示匯率錯位，用當期實際有效匯率與名義匯率的差額，再除以實際有效匯率的比率絕對值來衡量；LGDP表示本國實際GDP，衡量本國的出口供給能力；LYF是主要出口伙伴國實際GDP的加權(quán)平均值，衡量出口伙伴國的實際收入。本文選擇了2005年與我國出口貿(mào)易額最多的前十名國家和地區(qū)的GDP加權(quán)平均數(shù)作為變量，分別是美國(21.4％)，歐盟(19.6％)，中國香港(15.1％)，日本(10.5％)，東盟(7.5％)，韓國(4.7％)，中國臺灣省(2.1％)，加拿大(1.6％)，俄羅斯(1.5％)，澳大利亞(1.4％)。LTOT代表貿(mào)易條件，是出口/進口的價格指數(shù)；LTAX表示出口退稅額，衡量我國政府對出口企業(yè)的變相補貼；LGOV表示政府支出額，反映政府的行政干預(yù)在經(jīng)濟中的作用。α[，1]，α[，2]，α[，3]，α[，4]，α[，5]，α[，6]都是系數(shù)項，是常數(shù)項。文中數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒各期、國際貨幣基金組織(IMF:InternationalFinancialStatistics)、中國商務(wù)部網(wǎng)站()、中華人民共和國海關(guān)統(tǒng)計網(wǎng)站()及高校財經(jīng)數(shù)據(jù)庫網(wǎng)站()，數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1978～2005年。

四、實證檢驗

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(wěn)性，這是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的前提條件；如果確認各變量有單位根，再進行Johansen協(xié)整檢驗；若協(xié)整關(guān)系存在，利用誤差修正模型反映變量之間的動態(tài)調(diào)節(jié)機制；其后，使用格蘭杰因果檢驗，證明變量之間的因果關(guān)系；再使用脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測方差分解來描述因變量自身滯后值的一個標準差隨機擾動項所產(chǎn)生的影響；最后，構(gòu)建二元離散選擇模型(Logit模型)進一步檢驗匯率錯位幅度與出口貿(mào)易順差或逆差之間的關(guān)系。

(一)單位根檢驗

首先，將所有變量取對數(shù)，以消除異方差的影響。在檢驗時，依據(jù)赤池信息準則(AIC)最小化原則，選擇趨勢項和常數(shù)項是否存在以及最優(yōu)滯后變量的階數(shù)，來確定ADF檢驗的基本類型(c，t，q)。其中c表示常數(shù)項，t表示趨勢項，q表示滯后階數(shù)。通過檢驗，發(fā)現(xiàn)LEX、LM、LGDP、LYF、LTOT、LTAX和LGOV在10％的顯著性水平下均接受了原假設(shè)，為非平穩(wěn)變量。其次，我們分別對它們?nèi)∫浑A差分，結(jié)果△LEX、△LM、△LYF、△LTOT、△LTAX和△LGOV在5％顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)變量；△LGDP在10％顯著性水平下拒絕原假設(shè)(稍弱)，成為平穩(wěn)變量，即所有變量均為一階單整，記為Ⅰ(1)。結(jié)果見表1。

(二)Johansen協(xié)整檢驗

如果非平穩(wěn)變量之間的線性組合能構(gòu)成平穩(wěn)關(guān)系，則這些非平穩(wěn)變量就是協(xié)整的，即存在著某種長期均衡關(guān)系。利用Johansen協(xié)整檢驗判斷上述非平穩(wěn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進一步確定它們之間的符號關(guān)系和具體的似然比數(shù)值。首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。

在VAR模型的基礎(chǔ)上，可以得到協(xié)整檢驗的具體結(jié)果，如表2所示。

從表2可以看出，這些變量之間至多存在兩個協(xié)整關(guān)系，其中標準化系數(shù)的一個協(xié)整方程如下：

LEX=0.0296LM-0.013310LGDP+0.9822LYF+0.4242LGOV+0.2221LTAX-0.1957LTOT-0.9123(4)

最大似然比：262.4969

(4)式表明，出口貿(mào)易的大小主要受到外國加權(quán)GDP的正相關(guān)影響，外國當年GDP每增加1個百分點，我國出口貿(mào)易額就增加0.9822個百分點；我國政府支出的增加也會增加出口，政府支出每增加1個百分點，我國出口貿(mào)易額就增加0.4242個百分點；我國出口退稅額與出口也呈正相關(guān)關(guān)系，出口退稅額越大，出口激勵越大，出口貿(mào)易額越增加；貿(mào)易條件與出口呈負相關(guān)關(guān)系，表明我國進口越多，出口才有可能越多，進出口是相得益彰的。另一方面，匯率錯位和本國GDP的系數(shù)非常微小，估計可能是存在多重共線性問題。因此，將匯率錯位和本國GDP這兩個變量提出來再做一次協(xié)整檢驗，得到：

LEX=-0.2822LM+0.7094LGDP(5)

最大似然比：95.6431

(5)式說明出口貿(mào)易與我國GDP呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系，我國GDP每增加1個單位，出口貿(mào)易額增加0.7094個單位；出口貿(mào)易與匯率錯位之間呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，匯率錯位幅度每增加1個百分點，出口貿(mào)易額就會減少0.2822個百分點。匯率錯位幅度越大，抑制出口增加的作用越明顯。

(三)誤差修正模型

根據(jù)格蘭杰定理，具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)變量都可以表示成誤差修正模型(其中誤差修正項包含了長期均衡關(guān)系)。上文已經(jīng)證明了各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此存在描述變量之間由短期波動向長期波動調(diào)整的誤差修正模型。誤差修正模型把變量的長短期參數(shù)集于一體，可以很好地描述變量之間的長期均衡關(guān)系對短期變動“負反饋”的調(diào)整機制。我們將模型改寫為如下的誤差修正模型的形式：

(6)式中，誤差彈性系數(shù)為-0.0137，該系數(shù)反映了誤差修正模型自我修正的動態(tài)機制。如果在當年，匯率錯位幅度對出口產(chǎn)生影響，那么在接下來的一年，誤差修正項就會逐漸減弱這種影響。顯然誤差修正項的系數(shù)越大，系統(tǒng)自我修正功能就越強。匯率錯位的短期波動會導(dǎo)致出口的波動，但受長期均衡機制的影響，通過誤差修正模型的反向調(diào)整，使得波動程度不太大，其一定會回歸到長期均衡路徑。而且，在不考慮其他方面對出口貿(mào)易影響的條件下，實際匯率錯位向長期均衡水平的調(diào)整會對出口產(chǎn)生有利的影響。

(四)格蘭杰因果檢驗

利用格蘭杰因果檢驗法對出口貿(mào)易與實際匯率錯位之間的因果關(guān)系做進一步分析，可以看出，在最優(yōu)滯后期為2時，檢驗結(jié)果拒絕了LM不是LEX的Granger原因的原假設(shè)，沒有拒絕LEX不是LM的Granger原因的原假設(shè)(見表3)，說明匯率錯位正是出口貿(mào)易變動的原因。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)反映了來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響，以及其影響的路徑變化。預(yù)測方差分解將系統(tǒng)的預(yù)測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻，從而了解到各信息(Innovation)對模型內(nèi)生變量的相對重要性，即變量的貢獻占總貢獻的比例。通過比較這個比例，就可以估計出該變量的作用時滯，還可以估計出該變量效用的相對大小。如圖1，可以看出實際匯率錯位引起出口貿(mào)易的調(diào)節(jié)路徑。將反應(yīng)時間設(shè)定為10期，給定初始的一單位實際匯率錯位的沖擊，匯率錯位的正向沖擊在短期內(nèi)促進了出口的增長，在第2.5期達到了最大值，然后迅速下降，在第4.5期達到最低點，然后開始逐步趨于穩(wěn)定，并有緩慢微弱上升。根據(jù)對LM的VAR模型進行方差分解的結(jié)果，LM對LEX的影響在第1期是最大，達到15.74％，越往后期越小，在第10期達到最小，只占到LEX預(yù)測誤差的11.50％。這表明，這種影響機制在短期內(nèi)明顯，越往后期越微弱，最終趨于穩(wěn)定狀態(tài)。此外，出口貿(mào)易LEX的正向自沖擊，明顯地有利于自身的改善。

(六)二元離散選擇模型(Logit模型)

在以上實證檢驗的基礎(chǔ)上，本文將運用二元離散選擇模型(Logit模型)進一步對人民幣匯率錯位幅度與出口貿(mào)易順、逆差的關(guān)系進行考察，該模型是McFadden于1973年首次提出。其采用的是logistic概率分布函數(shù)。其形式是：

x[，i]表示匯率錯位的幅度，對于給定的x[，i]，p[，i]表示將會出現(xiàn)凈出口額的概率，將被解釋變量出口貿(mào)易作為一種二元離散變量，分為兩種狀態(tài)，分別是凈進口和凈出口。如果是凈進口的話，賦值為0；如果是凈出口的話，賦值為1。通過Eviews計量軟件中的BinaryChoice選項，得出結(jié)果，常數(shù)項為2.301，系數(shù)項為-0.211，代入得到：=2.301-0.211X[，i]。表4僅給出取值從1到20的情況下，當年出口貿(mào)易是凈進口或者凈出口的概率大小。

結(jié)果顯示：當匯率錯位幅度是1％時，出口貿(mào)易是凈出口的概率是86.0566％；當匯率錯位幅度是2％時，凈出口的概率是86.7496％；依此類推，當匯率錯位幅度是20％時，凈出口的概率僅為12.7973％。說明如果匯率錯位幅度越小，越有利于出口，出口貿(mào)易是凈出口的概率越高，則出現(xiàn)貿(mào)易順差；如果匯率錯位幅度越大，越不利于出口，出口貿(mào)易是凈出口的概率越小，則出現(xiàn)貿(mào)易逆差。匯率錯位包括低估錯位和高估錯位，低估錯位相當于匯率升值，高估錯位相當于匯率貶值。只有當匯率保持或者接近均衡合意的匯率水平時，才是帕累托最優(yōu)的，有利于出口，從而形成貿(mào)易順差；如果匯率高估錯位幅度越大，顯而易見不利于出口；如果匯率低估錯位幅度越大，也不利于出口，這與常識上的匯率定理有些沖突?？赡艿慕忉屖牵m然匯率過度低估使得微觀經(jīng)濟主體的出口傾向較高，但是從國際、國內(nèi)宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的角度來看，匯率過度低估必然會在市場上形成匯率升值預(yù)期，引發(fā)短期投機資本流入的投機沖擊，引發(fā)國際收支危機和貨幣危機，還可能遭受到其他貿(mào)易伙伴國家的報復(fù)，不利于世界經(jīng)濟和國際貿(mào)易格局的穩(wěn)定，所以在現(xiàn)實經(jīng)濟貿(mào)易中，過度低估錯位也可能不利于出口。

五、結(jié)論

本文通過利用1978～2005年的數(shù)據(jù)，運用Johansen協(xié)整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)、預(yù)測方差分解以及二元離散選擇模型(Logit模型)，對人民幣實際匯率錯位對出口貿(mào)易的影響進行了實證分析。得出以下三個結(jié)論：

1.在本文中加入的關(guān)稅、政府支出和貿(mào)易條件等變量與出口貿(mào)易之間的協(xié)整關(guān)系顯著，其中本國GDP、外國加權(quán)GDP、本國政府支出、出口退稅額與出口額呈正相關(guān)，匯率錯位、貿(mào)易條件與出口額呈負相關(guān)。

2.人民幣實際匯率錯位與出口貿(mào)易之間呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，實際匯率錯位幅度每增加1個百分點，出口貿(mào)易額就會減少0.2822個百分點。錯位幅度越大，抑制出口增加的作用越明顯。這種影響機制在短期內(nèi)表現(xiàn)顯著，越往后期越微弱，最終趨于穩(wěn)定狀態(tài)。

3.匯率錯位幅度與凈出口呈負相關(guān)。匯率錯位幅度越小，越有利于出口，出現(xiàn)貿(mào)易順差；匯率錯位幅度越大，越不利于出口，出現(xiàn)貿(mào)易逆差。

因此，應(yīng)該大力完善人民幣匯率的形成機制，進一步參考一攬子貨幣、有管理的浮動匯率制度，促使人民幣實際有效匯率和名義匯率能夠統(tǒng)一，減少錯位，避免錯估，更好地調(diào)節(jié)出口貿(mào)易，促進我國對外貿(mào)易的發(fā)展。