人民幣匯率錯(cuò)位對(duì)出口貿(mào)易影響

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摘要：本文在既有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，通過(guò)結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的特點(diǎn)，研究了人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)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(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測(cè)方差分解等計(jì)量方法進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，1978～2005年，人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響。其后，運(yùn)用--~離散選擇模型(L。加模型)進(jìn)一步對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行了考察，得出了人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位幅度與凈出口呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論，即匯率錯(cuò)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(shí)際匯率錯(cuò)位；出口貿(mào)易；Johansen協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型；Logit模型

一、問(wèn)題的提出

在經(jīng)濟(jì)全球化、經(jīng)濟(jì)一體化和金融全球化的大趨勢(shì)下，各個(gè)國(guó)家都必須利用自己的比較優(yōu)勢(shì)在國(guó)際貿(mào)易中獲得利益。匯率正是一國(guó)在國(guó)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(guó)對(duì)外貿(mào)易和金融交易的順利進(jìn)行，有利于經(jīng)濟(jì)的內(nèi)外協(xié)調(diào)發(fā)展。然而在現(xiàn)實(shí)中，實(shí)際匯率往往不在均衡合意的匯率水平上，匯率錯(cuò)位是經(jīng)常出現(xiàn)且不可避免的現(xiàn)象。所謂實(shí)際匯率錯(cuò)位(RealExchangeRateMisalignment)，是實(shí)際有效匯率偏離均衡匯率的狀態(tài)。實(shí)際匯率錯(cuò)位會(huì)對(duì)一國(guó)出口、進(jìn)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(jì)增長(zhǎng)等各個(gè)方面都產(chǎn)生影響。如果能夠判斷匯率錯(cuò)位的影響是正面的還是負(fù)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(zhǎng)期均衡狀態(tài)過(guò)渡等問(wèn)題，就可以指導(dǎo)各個(gè)國(guó)家更加理性地融入到國(guó)際貿(mào)易的領(lǐng)域中來(lái)。對(duì)于我國(guó)來(lái)說(shuō)，出口貿(mào)易增長(zhǎng)是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要“引擎”之一。因此，考察人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的影響具有很重要的實(shí)際意義。

二、文獻(xiàn)綜述

Edwards(1988)最早以12個(gè)發(fā)展中國(guó)家為研究對(duì)象，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的負(fù)面影響。[1]其后，大量的研究結(jié)果表明發(fā)展中國(guó)家的實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、出口、農(nóng)業(yè)部門(mén)增長(zhǎng)都有顯著的負(fù)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(guò)對(duì)非洲撒哈拉沙漠以南的33個(gè)國(guó)家進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、出口、進(jìn)口、儲(chǔ)蓄、投資有負(fù)面影響。[6]RazinandCollins(1997)以93個(gè)發(fā)達(dá)和發(fā)展中國(guó)家為樣本進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的負(fù)面影響。[7]DomacandShabsigh(1999)通過(guò)對(duì)埃及、約旦、摩洛哥和突尼斯的研究，發(fā)現(xiàn)實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯的負(fù)面影響。[8-9]DanielH.PickandThomasL.VollrathBleaney&Greenaway(2001)對(duì)非洲14個(gè)國(guó)家實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)制造業(yè)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行研究，Sekkat&Varoudakis(2000)對(duì)11個(gè)國(guó)家實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)制造業(yè)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行研究，結(jié)果都表明實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)出口貿(mào)易具有不利影響。[10]

對(duì)于我國(guó)來(lái)說(shuō)，現(xiàn)有研究主要集中在人民幣均衡實(shí)際匯率與實(shí)際匯率錯(cuò)位水平的衡量與估算上。Chou&Shih(1998)，Zhang(2001)，ZhijunZhao&ToshikiKanamori(2004)分別對(duì)我國(guó)實(shí)際匯率的錯(cuò)位水平進(jìn)行了估計(jì)，研究表明，90年代以來(lái)，人民幣名義匯率與實(shí)際匯率水平均出現(xiàn)了不同程度的低估。[11-12]張曉樸(2001)運(yùn)用ERER模型和BEER模型測(cè)算了人民幣均衡匯率和人民幣匯率的錯(cuò)位情況，并主要對(duì)實(shí)際匯率高估的危害進(jìn)行了研究。[13]林伯強(qiáng)(2002)基于均衡實(shí)際匯率理論，應(yīng)用經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法實(shí)證分析了自20世紀(jì)50年代中期至2000年期間人民幣實(shí)際匯率狀況，估計(jì)出人民幣均衡實(shí)際匯率，進(jìn)而測(cè)算了不同階段實(shí)際匯率錯(cuò)位的狀況。[14]唐國(guó)興和徐劍剛(2003)研究了人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，結(jié)果認(rèn)為實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)口與GDP之比、出口與GDP之比、投資與GDP之比有顯著的負(fù)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(duì)不同國(guó)家出口的平行數(shù)據(jù)，采用似不相關(guān)估計(jì)方法對(duì)我國(guó)出口商品需求方程系統(tǒng)進(jìn)行了估計(jì)，分析強(qiáng)調(diào)實(shí)際匯率風(fēng)險(xiǎn)、實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)不同商品出口量的影響，其中匯率錯(cuò)位在大多數(shù)分析中表現(xiàn)為對(duì)出口具有不利影響。[10]施建淮和余海豐(2005)運(yùn)用行為均衡匯率模型對(duì)人民幣均衡實(shí)質(zhì)匯率和匯率失調(diào)程度進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)1997年以來(lái)硬釘住美元的匯率政策是造成人民幣匯率失調(diào)的一個(gè)主要宏觀政策因素。[16]吳麗華和王鋒(2005)運(yùn)用BEER模型和協(xié)整理論，測(cè)算了人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位的季度狀況，劃分階段研究了人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。[9]

迄今為止，對(duì)于人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量，如出口貿(mào)易、投資等方面影響的研究文獻(xiàn)比較少。因此必須通過(guò)構(gòu)建模型，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)出口貿(mào)易的影響。本文的創(chuàng)新之處在于：

1.我國(guó)是經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的發(fā)展中國(guó)家，市場(chǎng)化手段不是很成熟，貿(mào)易管制和壁壘相對(duì)較多，金融市場(chǎng)欠發(fā)達(dá)，尤其是遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)發(fā)展非常落后。如果把外國(guó)學(xué)者的模型和變量直接照搬到我國(guó)來(lái)用是存在缺陷的。因此，本文針對(duì)我國(guó)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(guó)長(zhǎng)期以來(lái)采取的是“獎(jiǎng)出限入”的進(jìn)出口政策，所以引入了關(guān)稅變量(出口退稅額)。由于我國(guó)政府行政權(quán)力色彩比較濃厚，往往也會(huì)對(duì)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(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測(cè)方差分解等計(jì)量方法檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用二元離散選擇模型(Logit模型)進(jìn)一步對(duì)人民幣匯率錯(cuò)位對(duì)出口貿(mào)易的影響進(jìn)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(jìn)口和凈出口。如果是凈進(jìn)口的話，賦值為0；如果是凈出口的話，賦值為1。從而從一個(gè)新的視角具體量化了匯率錯(cuò)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(xiàn)對(duì)于出口需求方程的估計(jì)，通常采用以下形式：

其中，EX[，t]為出口額，Y[，it]為實(shí)際GDP，X[，it]為實(shí)際匯率，M[，it]為實(shí)際匯率錯(cuò)位，i表示國(guó)家，t表示時(shí)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(duì)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(lái)反映我國(guó)的實(shí)際情況，如下：

其中，LEX表示出口貿(mào)易；LM表示匯率錯(cuò)位，用當(dāng)期實(shí)際有效匯率與名義匯率的差額，再除以實(shí)際有效匯率的比率絕對(duì)值來(lái)衡量；LGDP表示本國(guó)實(shí)際GDP，衡量本國(guó)的出口供給能力；LYF是主要出口伙伴國(guó)實(shí)際GDP的加權(quán)平均值，衡量出口伙伴國(guó)的實(shí)際收入。本文選擇了2005年與我國(guó)出口貿(mào)易額最多的前十名國(guó)家和地區(qū)的GDP加權(quán)平均數(shù)作為變量，分別是美國(guó)(21.4％)，歐盟(19.6％)，中國(guó)香港(15.1％)，日本(10.5％)，東盟(7.5％)，韓國(guó)(4.7％)，中國(guó)臺(tái)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(jìn)口的價(jià)格指數(shù)；LTAX表示出口退稅額，衡量我國(guó)政府對(duì)出口企業(yè)的變相補(bǔ)貼；LGOV表示政府支出額，反映政府的行政干預(yù)在經(jīng)濟(jì)中的作用。α[，1]，α[，2]，α[，3]，α[，4]，α[，5]，α[，6]都是系數(shù)項(xiàng)，是常數(shù)項(xiàng)。文中數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒各期、國(guó)際貨幣基金組織(IMF:InternationalFinancialStatistics)、中國(guó)商務(wù)部網(wǎng)站()、中華人民共和國(guó)海關(guān)統(tǒng)計(jì)網(wǎng)站()及高校財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫(kù)網(wǎng)站()，數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1978～2005年。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

本文采用Eviews軟件，首先對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，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(rèn)各變量有單位根，再進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)；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(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)機(jī)制；其后，使用格蘭杰因果檢驗(yàn)，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(cè)方差分解來(lái)描述因變量自身滯后值的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)所產(chǎn)生的影響；最后，構(gòu)建二元離散選擇模型(Logit模型)進(jìn)一步檢驗(yàn)匯率錯(cuò)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(yàn)

首先，將所有變量取對(duì)數(shù)，以消除異方差的影響。在檢驗(yàn)時(shí)，依據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)最小化原則，選擇趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)是否存在以及最優(yōu)滯后變量的階數(shù)，來(lái)確定ADF檢驗(yàn)的基本類型(c，t，q)。其中c表示常數(shù)項(xiàng)，t表示趨勢(shì)項(xiàng)，q表示滯后階數(shù)。通過(guò)檢驗(yàn)，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(duì)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(jiàn)表1。

(二)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

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(zhǎng)期均衡關(guān)系。利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)判斷上述非平穩(wěn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一步確定它們之間的符號(hào)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(yàn)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(gè)協(xié)整關(guān)系，其中標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的一個(gè)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(guó)加權(quán)GDP的正相關(guān)影響，外國(guó)當(dāng)年GDP每增加1個(gè)百分點(diǎn)，我國(guó)出口貿(mào)易額就增加0.9822個(gè)百分點(diǎn)；我國(guó)政府支出的增加也會(huì)增加出口，政府支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，我國(guó)出口貿(mào)易額就增加0.4242個(gè)百分點(diǎn)；我國(guó)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(lì)越大，出口貿(mào)易額越增加；貿(mào)易條件與出口呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明我國(guó)進(jìn)口越多，出口才有可能越多，進(jìn)出口是相得益彰的。另一方面，匯率錯(cuò)位和本國(guó)GDP的系數(shù)非常微小，估計(jì)可能是存在多重共線性問(wèn)題。因此，將匯率錯(cuò)位和本國(guó)GDP這兩個(gè)變量提出來(lái)再做一次協(xié)整檢驗(yàn)，得到：

LEX=-0.2822LM+0.7094LGDP(5)

最大似然比：95.6431

(5)式說(shuō)明出口貿(mào)易與我國(guó)GDP呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系，我國(guó)GDP每增加1個(gè)單位，出口貿(mào)易額增加0.7094個(gè)單位；出口貿(mào)易與匯率錯(cuò)位之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，匯率錯(cuò)位幅度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，出口貿(mào)易額就會(huì)減少0.2822個(gè)百分點(diǎn)。匯率錯(cuò)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(xiàng)包含了長(zhǎng)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(dòng)向長(zhǎng)期波動(dòng)調(diào)整的誤差修正模型。誤差修正模型把變量的長(zhǎng)短期參數(shù)集于一體，可以很好地描述變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期變動(dòng)“負(fù)反饋”的調(diào)整機(jī)制。我們將模型改寫(xiě)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(dòng)態(tài)機(jī)制。如果在當(dāng)年，匯率錯(cuò)位幅度對(duì)出口產(chǎn)生影響，那么在接下來(lái)的一年，誤差修正項(xiàng)就會(huì)逐漸減弱這種影響。顯然誤差修正項(xiàng)的系數(shù)越大，系統(tǒng)自我修正功能就越強(qiáng)。匯率錯(cuò)位的短期波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致出口的波動(dòng)，但受長(zhǎng)期均衡機(jī)制的影響，通過(guò)誤差修正模型的反向調(diào)整，使得波動(dòng)程度不太大，其一定會(huì)回歸到長(zhǎng)期均衡路徑。而且，在不考慮其他方面對(duì)出口貿(mào)易影響的條件下，實(shí)際匯率錯(cuò)位向長(zhǎng)期均衡水平的調(diào)整會(huì)對(duì)出口產(chǎn)生有利的影響。

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

利用格蘭杰因果檢驗(yàn)法對(duì)出口貿(mào)易與實(shí)際匯率錯(cuò)位之間的因果關(guān)系做進(jìn)一步分析，可以看出，在最優(yōu)滯后期為2時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了LM不是LEX的Granger原因的原假設(shè)，沒(méi)有拒絕LEX不是LM的Granger原因的原假設(shè)(見(jiàn)表3)，說(shuō)明匯率錯(cuò)位正是出口貿(mào)易變動(dòng)的原因。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測(cè)方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)反映了來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響，以及其影響的路徑變化。預(yù)測(cè)方差分解將系統(tǒng)的預(yù)測(cè)均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻(xiàn)，從而了解到各信息(Innovation)對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性，即變量的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比例。通過(guò)比較這個(gè)比例，就可以估計(jì)出該變量的作用時(shí)滯，還可以估計(jì)出該變量效用的相對(duì)大小。如圖1，可以看出實(shí)際匯率錯(cuò)位引起出口貿(mào)易的調(diào)節(jié)路徑。將反應(yīng)時(shí)間設(shè)定為10期，給定初始的一單位實(shí)際匯率錯(cuò)位的沖擊，匯率錯(cuò)位的正向沖擊在短期內(nèi)促進(jìn)了出口的增長(zhǎng)，在第2.5期達(dá)到了最大值，然后迅速下降，在第4.5期達(dá)到最低點(diǎn)，然后開(kāi)始逐步趨于穩(wěn)定，并有緩慢微弱上升。根據(jù)對(duì)LM的VAR模型進(jìn)行方差分解的結(jié)果，LM對(duì)LEX的影響在第1期是最大，達(dá)到15.74％，越往后期越小，在第10期達(dá)到最小，只占到LEX預(yù)測(cè)誤差的11.50％。這表明，這種影響機(jī)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(shí)證檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文將運(yùn)用二元離散選擇模型(Logit模型)進(jìn)一步對(duì)人民幣匯率錯(cuò)位幅度與出口貿(mào)易順、逆差的關(guān)系進(jìn)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(cuò)位的幅度，對(duì)于給定的x[，i]，p[，i]表示將會(huì)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(jìn)口和凈出口。如果是凈進(jìn)口的話，賦值為0；如果是凈出口的話，賦值為1。通過(guò)Eviews計(jì)量軟件中的BinaryChoice選項(xiàng)，得出結(jié)果，常數(shù)項(xiàng)為2.301，系數(shù)項(xiàng)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(dāng)年出口貿(mào)易是凈進(jìn)口或者凈出口的概率大小。

結(jié)果顯示：當(dāng)匯率錯(cuò)位幅度是1％時(shí)，出口貿(mào)易是凈出口的概率是86.0566％；當(dāng)匯率錯(cuò)位幅度是2％時(shí)，凈出口的概率是86.7496％；依此類推，當(dāng)匯率錯(cuò)位幅度是20％時(shí)，凈出口的概率僅為12.7973％。說(shuō)明如果匯率錯(cuò)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(cuò)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(cuò)位包括低估錯(cuò)位和高估錯(cuò)位，低估錯(cuò)位相當(dāng)于匯率升值，高估錯(cuò)位相當(dāng)于匯率貶值。只有當(dāng)匯率保持或者接近均衡合意的匯率水平時(shí)，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(cuò)位幅度越大，顯而易見(jiàn)不利于出口；如果匯率低估錯(cuò)位幅度越大，也不利于出口，這與常識(shí)上的匯率定理有些沖突。可能的解釋是，雖然匯率過(guò)度低估使得微觀經(jīng)濟(jì)主體的出口傾向較高，但是從國(guó)際、國(guó)內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的角度來(lái)看，匯率過(guò)度低估必然會(huì)在市場(chǎng)上形成匯率升值預(yù)期，引發(fā)短期投機(jī)資本流入的投機(jī)沖擊，引發(fā)國(guó)際收支危機(jī)和貨幣危機(jī)，還可能遭受到其他貿(mào)易伙伴國(guó)家的報(bào)復(fù)，不利于世界經(jīng)濟(jì)和國(guó)際貿(mào)易格局的穩(wěn)定，所以在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易中，過(guò)度低估錯(cuò)位也可能不利于出口。

五、結(jié)論

本文通過(guò)利用1978～2005年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)、預(yù)測(cè)方差分解以及二元離散選擇模型(Logit模型)，對(duì)人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位對(duì)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。得出以下三個(gè)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(guó)GDP、外國(guó)加權(quán)GDP、本國(guó)政府支出、出口退稅額與出口額呈正相關(guān)，匯率錯(cuò)位、貿(mào)易條件與出口額呈負(fù)相關(guān)。

2.人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位與出口貿(mào)易之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，實(shí)際匯率錯(cuò)位幅度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，出口貿(mào)易額就會(huì)減少0.2822個(gè)百分點(diǎn)。錯(cuò)位幅度越大，抑制出口增加的作用越明顯。這種影響機(jī)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(cuò)位幅度與凈出口呈負(fù)相關(guān)。匯率錯(cuò)位幅度越小，越有利于出口，出現(xiàn)貿(mào)易順差；匯率錯(cuò)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(jī)制，進(jìn)一步參考一攬子貨幣、有管理的浮動(dòng)匯率制度，促使人民幣實(shí)際有效匯率和名義匯率能夠統(tǒng)一，減少錯(cuò)位，避免錯(cuò)估，更好地調(diào)節(jié)出口貿(mào)易，促進(jìn)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。