摘要：本文基于协整理论，运用单位根检验、 二步法、误差修正模型和二元选择�Probit和Logit�模型，对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行了实证分析。本文的创新之处：在模型中引入了反映我国“二元经济结构”特征的三个控制变量――工农业对GDP的贡献度之差，城乡居民家庭恩格尔系数之差，第一产业和第二产业人口构成之差参与回归检验，显著性很强，使得模型更可信和稳定。结论表明：人民币均衡汇率错位对进、出口均有不同程度的负面影响，对进口的负面影响稍大于出口；人民币均衡汇率错位对进口向长期均衡水平的调整比出口更加有利；人民币均衡汇率高估错位幅度越大，越有利于进口；低估错位幅度越大，越有利于出口。 � 关键词：人民币均衡汇率错位；进出口；协整； �Probit模型;Logit�模型� 中图分类号：F822文献标识码：A 文章编号：1002-2848-2007（02）-0046-06��� 一、引言� 均衡汇率（Equilibrium Exchange Rate）是一国经济资源合理配置、富有效率的理论上的最优价格，是一国货币对外币值的帕累托最优状态。然而在现实中，实际汇率经常发生错位，往往不在均衡汇率水平上。均衡汇率错位（Equilibrium Exchange Rate Mis alignment）会对一国对外经济的方方面面产生诸多负面影响。特别是对于像我国这样正处于经济转型阶段的发展中国家来说，应对这些负面影响将显得更加复杂和重要。因为我国具有转型经济国家普遍具有的“二元经济结构”特征，即工业和农业发展极端不平衡，城乡居民收入差距明显，农村劳动力不断地向工业转移，劳动力市场处于非均衡状况等。因此，本文旨在“二元经济结构”特征的框架下，研究人民币均衡汇率错位对进、出口有多大程度的影响，进、出口对均衡汇率错位是否具有向长期均衡水平调整的自我修正的动态机制，均衡汇率错位与净出 口、净进口之间具有何种关系等，这些问题都具有很重要的现实意义。� 二、文献综述� 从大量的国外研究文献可以看出，汇率错位会对一国的出口产生负面影响。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］均发现汇率错位对经济增长有明显的负面影响。� 对于我国来说，Zhang Zhichao ［8］，Zhijun Zhao & Toshiki Kanamori ［9］研究表明在90年代以来，人民币名义汇率与实际汇率水平均出现了不同程度的低估。张晓朴［10］运用ERER和BEER模型测算了人民币均衡汇率和人民币汇率的错位情况。林伯强［11］基于均衡实际汇率理论，实证分析了自20世纪50年代中期至2000年期间人民币实际汇率状况，估计出人民币均衡实际汇率，进而测算了不同阶段实际汇率错位的状况。唐国兴和徐剑刚［12］研究了人民币实际汇率错位的经济效应，结果认为实际汇率错位对进口与GDP之比、出口与GDP之比、投资与GDP之比有显著的负面影响。李广众和Lan P.Voon［13］强调实际汇率风险、实际汇率错位对不同商品出口量的影响，其中汇率错位在大多数情况下表现为对出口具有不利影响。施建淮和余海丰［14］运用行为均衡汇率模型对人民币均衡实际汇率和汇率失调程度进行了实证研究。吴丽华和王锋［15］运用BEER模型和协整理论，测算了人民币实际汇率错位的季度状况，划分阶段研究了人民币实际汇率错位的经济效应。� 本文在前人研究的基础上，结合我国的实际国情，对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行了具体的量化分析。创新点在于：� 1. 由于我国具有“二元经济结构”特征的国情，即工业和农业发展极端不平衡，城乡收入差距明显，劳动力市场不均衡。因此在模型中引入了反映“二元经济结构”特征的三个控制变量，即工农业对GDP贡献度之差，城乡居民家庭恩格尔系数之差，第一产业和第二产业人口构成之差作为代理变量，参与回归检验。� 2. 在运用单位根检验、E-C两步法和误差修正模型检验的基础上，又运用了二元选择�Probit和Logit�模型进一步对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行了考察。将进出口的差额作为二元离散变量，分为两种状态，分别是净进口和净出口。如果是净出口的话，赋值为0；如果是净进口的话，赋值为1，从概率统计的新视角进行了分析。� 三、人民币均衡汇率错位对进出口�影响的实证分析 本文对于进、出口需求方程的估计，采用以下形式：� 其中，EX表示出口；IM表示进口；MIS表示人民币均衡汇率错位；GDP表示我国GDP；FGDP是外国GDP的加权平均值。本文选择了与我国贸易往来密切的美国、香港、日本和韩国4个国家和地区，用它们每年的GDP乘以相应年份的出口份额，得到GDP的加权平均数作为代理变量；DAI是工农业对GDP贡献度之差；DEN是城乡居民家庭恩格尔系数之差，用来衡量城乡居民生活水平的高低差别，基期为1978年（1978年=100）。DL是第一产业和第二产业人口构成之差，使用可比价格计算得出（以1978年为基期）。� 人民币均衡汇率错位的数据来源于吴丽华、王锋的研究成果［15 ］；GDP、城乡居民家庭恩格尔系数之差（DEN）、第一产业和第二产业人口构成之差（DL）的数据来源于国家统计局网站《中国统计年鉴》各期，网址是�http://www.stats.省略；�出口（EX）、进口（IM）、外国加权GDP（FGDP）和工农业对GDP贡献度之差（DAI）的数据来源于�Bureau van Dijk Electronic Publishing（简称BvD）中Economist Intelligence Unit（简称EIU）Countrydata数据库，网站是https://eiu.省略。均衡汇率错位的数据的样本期间为1984～2004年，其他数据样本期间为1980～2005年。� 表1 单位根检验结果 注：*表示在10%的显著性水平下接受原假设。**表示在1%的显著性水平下拒绝原假设。***表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。 本文采用Eviews软件，首先对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性；如果确认各变量有单位根，再进行E-G两步法协整检验；若协整关系存在，利用误差修正模型反映变量之间的动态调节机制；最后，使用二元选择�Probit和Logit�模型对进出口差额的概率进行统计分析。� （一）单位根检验��在检验时，依据赤池信息准则（AIC）最小化原则选择趋势项，以及确定常数项是否存在，确定最优滞后变量的阶数，即设定单位根检验的基本类型（c，t，q）。其中c表示常数项，t表示趋势项，q表示滞后阶数。通过检验，从表1中可以看出,EX，IM，MIS，GDP，FGDP，DAI，DEN和DL在10％的显著性水平下均接受了原假设，为非平稳变量。其次，我们分别对它们取一阶差分，结果ΔEX，ΔMSI，ΔGDP，ΔFGDP，ΔDAI和ΔDEN在1%显著性水平下均拒绝原假设，为平稳变量，ΔIM和ΔDL和在5%显著性水平下拒绝原假设(稍弱)，成为平稳变量，即所有变量均为一阶单整。��
（二）协整检验� 运用E-G两步法进行协整检验。�第一步，用普通最小二乘法做静态回归。结果表明，回归方程各变量的系数都是显著的（见表2和表3）。� 表2 出口与人民币均衡汇率错位的静态回归结果 表3进口与人民币均衡汇率错位的静态回归结果 第二步，对静态回归残差做ADF单位根检验，对模型的残差进行自相关Q统计量检验，JB正态性检验，ARCH检验和White异方差检验。结果表明，残差不存在单位根，是平稳序列，模型设定十分理想。� 从表2和表3的结果看出，各个变量均具有很强的显著性。进、出口分别与人民币均衡汇率错位（MIS）；GDP；外国加权GDP（FGDP），还有“二元经济结构”特征的三个控制变量DAI，DEN和DL之间存在一个标准化系数协整关系，协整方程为：� 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，出口与进口的大小分别与人民币均衡汇率错位、GDP、外国加权GDP、工农业对GDP贡献度、城乡居民家庭恩格尔系数之差、第一产业和第二产业人数构成之差有显著的协整关系。人民币均衡汇率错位的系数分别为-1.2608和-1.5051，这表明人民币均衡汇率错位对出口和进口均有不同程度的负面影响：人民币均衡汇率每错位1个百分点，就会引起出口减少1.2608个百分点，进口减少1.5051个百分点，对进口的负面影响稍大于出口。� （三）误差修正模型� 根据格兰杰定理，具有协整关系的非平稳变量都可以表示成误差修正模型。上文已经证明了各变量之间存在协整关系，接下来考察变量之间由短期波动向长期波动调整的误差修正模型。误差修正模型的表达式如下：� （5）式中出口的误差弹性系数为0.0415，表明出口对人民币均衡汇率错位的自我修正的动态机制不明显，人民币均衡汇率错位的短期波动会导致进口的波动，而且波动有可能扩大。（6）式中进口的误差弹性系数为-0.0497，表明进口对人民币均衡汇率错位具有由短期波动到长期均衡调整的自我修正的动态机制，是一种长期均衡关系对短期变动“负反馈”的调整机制。若均衡汇率错位在当年对进口产生负面影响，那么在接下来的一年，误差修正项就会逐渐减弱这种影响。均衡汇率错位的短期波动导致进口的波动，但受长期均衡机制的影响，通过误差修正模型的反向调整，使得其一定会回归到长期均衡路径。因此，人民币均衡汇率错位对进口向长期均衡水平的调整比出口更加有利。� （四）二元选择�Probit和Logit模型的统计分析� 在以上检验的基础上，本文将运用Probit和Logit�模型进一步对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行考察。将进出口的差额（出口―进口）作为二元离散变量，分为两种状态，分别是净出口和净进口，作为被解释变量。如果是净出口的话，赋值为0；如果是净进口的话，赋值为1。将这个二元离散变量与人民币均衡汇率错位（MIS）、GDP、外国加权GDP（FGDP），还有“二元经济结构”特征的三个控制变量DAI，DEN和DL联合进行回归检验，得到结果如下：� Probit模型的y�i的表达式是：� y�i=-0.0197×MIS-0.0133×GDP+0.0235×�FGDP+0.0892×DAI-0.3284×DEN-0.0327×DL(7)� 因此，Probit模型的概率模型为：� 因此，Logit模型的概率模型为：� 人民币均衡汇率错位幅度与当年净出口的概率大小见表4。�� 表4人民币均衡汇率错位与净出口概率表（单位：%） � 图1人民币均衡汇率错位与净出口的关系� 从表4和图1中看出，人民币均衡汇率错位可以明显地分为四个阶段，分别是1985年以前、1986～1995年、1996～2003年和2004年至今。1985年以前，人民币出现了持续的高估错位，即存在贬值压力，特别是在1984年出现了严重的内外不均衡。从1986～1995年，人民币出现了持续的低估错位（1989年是一个异点），即存在升值压力，其中在1993年汇率低估错位达到了-21.80%的水平。从1996～2003年，人民币又出现了持续的高估错位，即存在贬值压力，其中在1997年和2002年汇率高估错位都超过了10%。从2004年以来，人民币又出现了低估错位，而且低估的趋势越来越明显，即人民币存在着升值压力。� �1985年前汇率持续高估错位，导致净出口的Probit概率和Logit概率在33.30%和32.36%水平以内。从1986～1995年汇率持续低估的情况下，净出口的Probit概率和Logit概率分别达到过45.62%和70.85%的水平。从1996～2003年汇率持续高估的情况下，净出口的Probit概率和Logit概率均在13.35%和11.33%以下，说明汇率的持续高估不利于贸易顺差。在2002年汇率高估错位达到10.57%的水平下，净出口Probit概率和Logit概率分别只有1.74%和2.74%。从2003年以来，净出口的Probit概率和Logit概率均开始逐年上升，从0.82%上升到1.79%，1.24%上升到1.84%，并且有继续上升趋势明显，说明人民币低估错位，即存在升值压力，有利于维持贸易顺差。这说明，人民币均衡汇率高估错位幅度越大，净出口的概率越小，越有利于进口，贸易逆差；人民币均衡汇率低估错位幅度越大，净出口的概率越大，越有利于出口，贸易顺差。�� 四、结论� 本文基于协整理论，运用单位根检验、E-G二步法、误差修正模型和二元选择�Probit和Logit�模型，对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行了实证分析，得出以下四个结论：� 1．在模型中引入的反映我国“二元经济结构”特征的三个控制变量――工农业对GDP的贡献度之差，城乡居民家庭恩格尔系数之差，第一产业和第二产业人口构成之差，显著性很强，使得模型更可信和稳定。� 2．进、出口的大小分别与人民币均衡汇率错位、GDP、外国加权GDP、工农业对GDP贡献度、城乡居民家庭恩格尔系数之差、第一产业和第二产业人数构成之差有显著的协整关系。其中，人民币均衡汇率每错位1个百分点，会引起出口减少1.2608个百分点，进口减少1.5051个百分点，对进口的负面影响稍大于出口。� 3．出口对人民币均衡汇率错位的自我修正的动态机制不明显，进口对人民币均衡汇率错位具有由短期波动到长期均衡调整的动态机制。人民币均衡汇率错位对进口向长期均衡水平的调整对出口更加有利。� 4．人民币均衡汇率高估错位幅度越大，净出口的概率越小，越有利于进口，贸易逆差；人民币均衡汇率低估错位幅度越大，净出口的概率越大，越有利于出口，贸易顺差。� 因此，应该大力完善人民币汇率形成机制，形成合理、稳定的均衡汇率水平，促使人民币实际汇率保持在均衡汇率水平上，减少均衡汇率错位，这样才能更好地调节我国进出口贸易的发展。� 参考文献：�
［1］Edwards S. Exchange rate mis alignment in developing countries ［J］. World Bank Research Observer，1989，l 4(1)：3-21.� ［2］Cottani J A，Cavallo D F，Khan M S. Real exchange rate behavior and economic performance in LDCs ［J］. Economic Development and Cultural Change，1990，39(1)：61-76.� ［3］Ghura D，Grenner T J. The real exchange rate and macroeconomic performance in Sub-Saharan Africa ［J］. Journal of Development Economics，1993，42(1)：155-174.� ［4］Pick, D H，Vollrath, T L. Real exchange rate mis alignment and agriculture export performance in developing countries ［J］. Economic Development and Cultural Change，1994，42( 3)：555-571.� ［5］Razin O，Collins S M. Real exchange rate mis alignments and growth ［R］. NBER Working Paper，1997，No. 6174.� ［6］Domac I, Shabsigh G. Real exchange rate behavior and economic growth：evidence from Egypt，Jordan，Morocco and Tunisia ［R］. IMF Working Paper，1999，No. 40.� ［7］Gue Dae Cho，MinKyoung Kim，Edwin Sun，Hyun Jin，Won W. Koo. Nominal exchange rate mis alignment：is it particularly important to agricultural trade? ［R］. Agribusiness & Applied Economics Report，2003，No. 516.� ［8］Zhang Zhichao. Real exchange rate mis alignment in China：an empirical investigation ［J］. Journal of Comparative Economics，2001，29(1)：80-94.� ［9］Zhijun Zhao, Toshiki Kanamori. Mis alignment of Ren�� minbi exchange rate revaluation：estimation and implications ［R］. ADB Institute Research Paper，2005，No. 7.� ［10］张晓朴. 人民币均衡汇率研究［M］. 北京：中国金融出版社，2001.� ［11］林伯强. 人民币均衡汇率的估计与实际汇率错位的测算［J］. 经济研究，2002，（12）：60-69.� ［12］唐国兴，徐剑刚. 现代汇率理论及模型研究［M］. 北京：中国金融出版社，2003.� ［13］李广众,Lan P.Voon. 实际汇率错位、汇率波动性及其对制造业出口贸易影响的实证分析：1978-1998年平行数据研究［J］. 管理世界，2004，（11）：22-28� ［14］施建淮，余海丰. 人民币均衡汇率与汇率失调：1991-2004［J］. 经济研究，2005（4）：34-45.� ［15］吴丽华，王锋. 人民币实际汇率错位的经济效应实证研究［J］.经济研究，2006（7）：15-28.� 责任编辑、校对：郭燕庆 注:本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文
摘要：本文基于协整理论，运用单位根检验、 二步法、误差修正模型和二元选择�Probit和Logit�模型，对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行了实证分析。本文的创新之处：在模型中引入了反映我国“二元经济结构”特征的三个控制变量――工农业对GDP的贡献度之差，城乡居民家庭恩格尔系数之差，第一产业和第二产业人口构成之差参与回归检验，显著性很强，使得模型更可信和稳定。结论表明：人民币均衡汇率错位对进、出口均有不同程度的负面影响，对进口的负面影响稍大于出口；人民币均衡汇率错位对进口向长期均衡水平的调整比出口更加有利；人民币均衡汇率高估错位幅度越大，越有利于进口；低估错位幅度越大，越有利于出口。 � 关键词：人民币均衡汇率错位；进出口；协整； �Probit模型;Logit�模型� 中图分类号：F822文献标识码：A 文章编号：1002-2848-2007（02）-0046-06��� 一、引言� 均衡汇率（Equilibrium Exchange Rate）是一国经济资源合理配置、富有效率的理论上的最优价格，是一国货币对外币值的帕累托最优状态。然而在现实中，实际汇率经常发生错位，往往不在均衡汇率水平上。均衡汇率错位（Equilibrium Exchange Rate Mis alignment）会对一国对外经济的方方面面产生诸多负面影响。特别是对于像我国这样正处于经济转型阶段的发展中国家来说，应对这些负面影响将显得更加复杂和重要。因为我国具有转型经济国家普遍具有的“二元经济结构”特征，即工业和农业发展极端不平衡，城乡居民收入差距明显，农村劳动力不断地向工业转移，劳动力市场处于非均衡状况等。因此，本文旨在“二元经济结构”特征的框架下，研究人民币均衡汇率错位对进、出口有多大程度的影响，进、出口对均衡汇率错位是否具有向长期均衡水平调整的自我修正的动态机制，均衡汇率错位与净出 口、净进口之间具有何种关系等，这些问题都具有很重要的现实意义。� 二、文献综述� 从大量的国外研究文献可以看出，汇率错位会对一国的出口产生负面影响。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］均发现汇率错位对经济增长有明显的负面影响。� 对于我国来说，Zhang Zhichao ［8］，Zhijun Zhao & Toshiki Kanamori ［9］研究表明在90年代以来，人民币名义汇率与实际汇率水平均出现了不同程度的低估。张晓朴［10］运用ERER和BEER模型测算了人民币均衡汇率和人民币汇率的错位情况。林伯强［11］基于均衡实际汇率理论，实证分析了自20世纪50年代中期至2000年期间人民币实际汇率状况，估计出人民币均衡实际汇率，进而测算了不同阶段实际汇率错位的状况。唐国兴和徐剑刚［12］研究了人民币实际汇率错位的经济效应，结果认为实际汇率错位对进口与GDP之比、出口与GDP之比、投资与GDP之比有显著的负面影响。李广众和Lan P.Voon［13］强调实际汇率风险、实际汇率错位对不同商品出口量的影响，其中汇率错位在大多数情况下表现为对出口具有不利影响。施建淮和余海丰［14］运用行为均衡汇率模型对人民币均衡实际汇率和汇率失调程度进行了实证研究。吴丽华和王锋［15］运用BEER模型和协整理论，测算了人民币实际汇率错位的季度状况，划分阶段研究了人民币实际汇率错位的经济效应。� 本文在前人研究的基础上，结合我国的实际国情，对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行了具体的量化分析。创新点在于：� 1. 由于我国具有“二元经济结构”特征的国情，即工业和农业发展极端不平衡，城乡收入差距明显，劳动力市场不均衡。因此在模型中引入了反映“二元经济结构”特征的三个控制变量，即工农业对GDP贡献度之差，城乡居民家庭恩格尔系数之差，第一产业和第二产业人口构成之差作为代理变量，参与回归检验。� 2. 在运用单位根检验、E-C两步法和误差修正模型检验的基础上，又运用了二元选择�Probit和Logit�模型进一步对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行了考察。将进出口的差额作为二元离散变量，分为两种状态，分别是净进口和净出口。如果是净出口的话，赋值为0；如果是净进口的话，赋值为1，从概率统计的新视角进行了分析。� 三、人民币均衡汇率错位对进出口�影响的实证分析 本文对于进、出口需求方程的估计，采用以下形式：� 其中，EX表示出口；IM表示进口；MIS表示人民币均衡汇率错位；GDP表示我国GDP；FGDP是外国GDP的加权平均值。本文选择了与我国贸易往来密切的美国、香港、日本和韩国4个国家和地区，用它们每年的GDP乘以相应年份的出口份额，得到GDP的加权平均数作为代理变量；DAI是工农业对GDP贡献度之差；DEN是城乡居民家庭恩格尔系数之差，用来衡量城乡居民生活水平的高低差别，基期为1978年（1978年=100）。DL是第一产业和第二产业人口构成之差，使用可比价格计算得出（以1978年为基期）。� 人民币均衡汇率错位的数据来源于吴丽华、王锋的研究成果［15 ］；GDP、城乡居民家庭恩格尔系数之差（DEN）、第一产业和第二产业人口构成之差（DL）的数据来源于国家统计局网站《中国统计年鉴》各期，网址是�http://www.stats.省略；�出口（EX）、进口（IM）、外国加权GDP（FGDP）和工农业对GDP贡献度之差（DAI）的数据来源于�Bureau van Dijk Electronic Publishing（简称BvD）中Economist Intelligence Unit（简称EIU）Countrydata数据库，网站是https://eiu.省略。均衡汇率错位的数据的样本期间为1984～2004年，其他数据样本期间为1980～2005年。� 表1 单位根检验结果 注：*表示在10%的显著性水平下接受原假设。**表示在1%的显著性水平下拒绝原假设。***表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。 本文采用Eviews软件，首先对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性；如果确认各变量有单位根，再进行E-G两步法协整检验；若协整关系存在，利用误差修正模型反映变量之间的动态调节机制；最后，使用二元选择�Probit和Logit�模型对进出口差额的概率进行统计分析。� （一）单位根检验��在检验时，依据赤池信息准则（AIC）最小化原则选择趋势项，以及确定常数项是否存在，确定最优滞后变量的阶数，即设定单位根检验的基本类型（c，t，q）。其中c表示常数项，t表示趋势项，q表示滞后阶数。通过检验，从表1中可以看出,EX，IM，MIS，GDP，FGDP，DAI，DEN和DL在10％的显著性水平下均接受了原假设，为非平稳变量。其次，我们分别对它们取一阶差分，结果ΔEX，ΔMSI，ΔGDP，ΔFGDP，ΔDAI和ΔDEN在1%显著性水平下均拒绝原假设，为平稳变量，ΔIM和ΔDL和在5%显著性水平下拒绝原假设(稍弱)，成为平稳变量，即所有变量均为一阶单整。��
（二）协整检验� 运用E-G两步法进行协整检验。�第一步，用普通最小二乘法做静态回归。结果表明，回归方程各变量的系数都是显著的（见表2和表3）。� 表2 出口与人民币均衡汇率错位的静态回归结果 表3进口与人民币均衡汇率错位的静态回归结果 第二步，对静态回归残差做ADF单位根检验，对模型的残差进行自相关Q统计量检验，JB正态性检验，ARCH检验和White异方差检验。结果表明，残差不存在单位根，是平稳序列，模型设定十分理想。� 从表2和表3的结果看出，各个变量均具有很强的显著性。进、出口分别与人民币均衡汇率错位（MIS）；GDP；外国加权GDP（FGDP），还有“二元经济结构”特征的三个控制变量DAI，DEN和DL之间存在一个标准化系数协整关系，协整方程为：� 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，出口与进口的大小分别与人民币均衡汇率错位、GDP、外国加权GDP、工农业对GDP贡献度、城乡居民家庭恩格尔系数之差、第一产业和第二产业人数构成之差有显著的协整关系。人民币均衡汇率错位的系数分别为-1.2608和-1.5051，这表明人民币均衡汇率错位对出口和进口均有不同程度的负面影响：人民币均衡汇率每错位1个百分点，就会引起出口减少1.2608个百分点，进口减少1.5051个百分点，对进口的负面影响稍大于出口。� （三）误差修正模型� 根据格兰杰定理，具有协整关系的非平稳变量都可以表示成误差修正模型。上文已经证明了各变量之间存在协整关系，接下来考察变量之间由短期波动向长期波动调整的误差修正模型。误差修正模型的表达式如下：� （5）式中出口的误差弹性系数为0.0415，表明出口对人民币均衡汇率错位的自我修正的动态机制不明显，人民币均衡汇率错位的短期波动会导致进口的波动，而且波动有可能扩大。（6）式中进口的误差弹性系数为-0.0497，表明进口对人民币均衡汇率错位具有由短期波动到长期均衡调整的自我修正的动态机制，是一种长期均衡关系对短期变动“负反馈”的调整机制。若均衡汇率错位在当年对进口产生负面影响，那么在接下来的一年，误差修正项就会逐渐减弱这种影响。均衡汇率错位的短期波动导致进口的波动，但受长期均衡机制的影响，通过误差修正模型的反向调整，使得其一定会回归到长期均衡路径。因此，人民币均衡汇率错位对进口向长期均衡水平的调整比出口更加有利。� （四）二元选择�Probit和Logit模型的统计分析� 在以上检验的基础上，本文将运用Probit和Logit�模型进一步对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行考察。将进出口的差额（出口―进口）作为二元离散变量，分为两种状态，分别是净出口和净进口，作为被解释变量。如果是净出口的话，赋值为0；如果是净进口的话，赋值为1。将这个二元离散变量与人民币均衡汇率错位（MIS）、GDP、外国加权GDP（FGDP），还有“二元经济结构”特征的三个控制变量DAI，DEN和DL联合进行回归检验，得到结果如下：� Probit模型的y�i的表达式是：� y�i=-0.0197×MIS-0.0133×GDP+0.0235×�FGDP+0.0892×DAI-0.3284×DEN-0.0327×DL(7)� 因此，Probit模型的概率模型为：� 因此，Logit模型的概率模型为：� 人民币均衡汇率错位幅度与当年净出口的概率大小见表4。�� 表4人民币均衡汇率错位与净出口概率表（单位：%） � 图1人民币均衡汇率错位与净出口的关系� 从表4和图1中看出，人民币均衡汇率错位可以明显地分为四个阶段，分别是1985年以前、1986～1995年、1996～2003年和2004年至今。1985年以前，人民币出现了持续的高估错位，即存在贬值压力，特别是在1984年出现了严重的内外不均衡。从1986～1995年，人民币出现了持续的低估错位（1989年是一个异点），即存在升值压力，其中在1993年汇率低估错位达到了-21.80%的水平。从1996～2003年，人民币又出现了持续的高估错位，即存在贬值压力，其中在1997年和2002年汇率高估错位都超过了10%。从2004年以来，人民币又出现了低估错位，而且低估的趋势越来越明显，即人民币存在着升值压力。� �1985年前汇率持续高估错位，导致净出口的Probit概率和Logit概率在33.30%和32.36%水平以内。从1986～1995年汇率持续低估的情况下，净出口的Probit概率和Logit概率分别达到过45.62%和70.85%的水平。从1996～2003年汇率持续高估的情况下，净出口的Probit概率和Logit概率均在13.35%和11.33%以下，说明汇率的持续高估不利于贸易顺差。在2002年汇率高估错位达到10.57%的水平下，净出口Probit概率和Logit概率分别只有1.74%和2.74%。从2003年以来，净出口的Probit概率和Logit概率均开始逐年上升，从0.82%上升到1.79%，1.24%上升到1.84%，并且有继续上升趋势明显，说明人民币低估错位，即存在升值压力，有利于维持贸易顺差。这说明，人民币均衡汇率高估错位幅度越大，净出口的概率越小，越有利于进口，贸易逆差；人民币均衡汇率低估错位幅度越大，净出口的概率越大，越有利于出口，贸易顺差。�� 四、结论� 本文基于协整理论，运用单位根检验、E-G二步法、误差修正模型和二元选择�Probit和Logit�模型，对人民币均衡汇率错位对进、出口的影响进行了实证分析，得出以下四个结论：� 1．在模型中引入的反映我国“二元经济结构”特征的三个控制变量――工农业对GDP的贡献度之差，城乡居民家庭恩格尔系数之差，第一产业和第二产业人口构成之差，显著性很强，使得模型更可信和稳定。� 2．进、出口的大小分别与人民币均衡汇率错位、GDP、外国加权GDP、工农业对GDP贡献度、城乡居民家庭恩格尔系数之差、第一产业和第二产业人数构成之差有显著的协整关系。其中，人民币均衡汇率每错位1个百分点，会引起出口减少1.2608个百分点，进口减少1.5051个百分点，对进口的负面影响稍大于出口。� 3．出口对人民币均衡汇率错位的自我修正的动态机制不明显，进口对人民币均衡汇率错位具有由短期波动到长期均衡调整的动态机制。人民币均衡汇率错位对进口向长期均衡水平的调整对出口更加有利。� 4．人民币均衡汇率高估错位幅度越大，净出口的概率越小，越有利于进口，贸易逆差；人民币均衡汇率低估错位幅度越大，净出口的概率越大，越有利于出口，贸易顺差。� 因此，应该大力完善人民币汇率形成机制，形成合理、稳定的均衡汇率水平，促使人民币实际汇率保持在均衡汇率水平上，减少均衡汇率错位，这样才能更好地调节我国进出口贸易的发展。� 参考文献：�
［1］Edwards S. Exchange rate mis alignment in developing countries ［J］. World Bank Research Observer，1989，l 4(1)：3-21.� ［2］Cottani J A，Cavallo D F，Khan M S. Real exchange rate behavior and economic performance in LDCs ［J］. Economic Development and Cultural Change，1990，39(1)：61-76.� ［3］Ghura D，Grenner T J. The real exchange rate and macroeconomic performance in Sub-Saharan Africa ［J］. Journal of Development Economics，1993，42(1)：155-174.� ［4］Pick, D H，Vollrath, T L. Real exchange rate mis alignment and agriculture export performance in developing countries ［J］. Economic Development and Cultural Change，1994，42( 3)：555-571.� ［5］Razin O，Collins S M. Real exchange rate mis alignments and growth ［R］. NBER Working Paper，1997，No. 6174.� ［6］Domac I, Shabsigh G. Real exchange rate behavior and economic growth：evidence from Egypt，Jordan，Morocco and Tunisia ［R］. IMF Working Paper，1999，No. 40.� ［7］Gue Dae Cho，MinKyoung Kim，Edwin Sun，Hyun Jin，Won W. Koo. Nominal exchange rate mis alignment：is it particularly important to agricultural trade? ［R］. Agribusiness & Applied Economics Report，2003，No. 516.� ［8］Zhang Zhichao. Real exchange rate mis alignment in China：an empirical investigation ［J］. Journal of Comparative Economics，2001，29(1)：80-94.� ［9］Zhijun Zhao, Toshiki Kanamori. Mis alignment of Ren�� minbi exchange rate revaluation：estimation and implications ［R］. ADB Institute Research Paper，2005，No. 7.� ［10］张晓朴. 人民币均衡汇率研究［M］. 北京：中国金融出版社，2001.� ［11］林伯强. 人民币均衡汇率的估计与实际汇率错位的测算［J］. 经济研究，2002，（12）：60-69.� ［12］唐国兴，徐剑刚. 现代汇率理论及模型研究［M］. 北京：中国金融出版社，2003.� ［13］李广众,Lan P.Voon. 实际汇率错位、汇率波动性及其对制造业出口贸易影响的实证分析：1978-1998年平行数据研究［J］. 管理世界，2004，（11）：22-28� ［14］施建淮，余海丰. 人民币均衡汇率与汇率失调：1991-2004［J］. 经济研究，2005（4）：34-45.� ［15］吴丽华，王锋. 人民币实际汇率错位的经济效应实证研究［J］.经济研究，2006（7）：15-28.� 责任编辑、校对：郭燕庆 注:本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文