摘要：本文基于協(xié)整理論，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、 二步法、誤差修正模型和二元選擇Probit和Logit模型，對(duì)人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)、出口的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。本文的創(chuàng)新之處：在模型中引入了反映我國(guó)“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”特征的三個(gè)控制變量——工農(nóng)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)度之差，城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)之差，第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)人口構(gòu)成之差參與回歸檢驗(yàn)，顯著性很強(qiáng)，使得模型更可信和穩(wěn)定。結(jié)論表明：人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)、出口均有不同程度的負(fù)面影響，對(duì)進(jìn)口的負(fù)面影響稍大于出口；人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)口向長(zhǎng)期均衡水平的調(diào)整比出口更加有利；人民幣均衡匯率高估錯(cuò)位幅度越大，越有利于進(jìn)口；低估錯(cuò)位幅度越大，越有利于出口。 

關(guān)鍵詞：人民幣均衡匯率錯(cuò)位；進(jìn)出口；協(xié)整； Probit模型;Logit模型

中圖分類號(hào)：F822文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1002-2848-2007（02）-0046-06

一、引言

均衡匯率（Equilibrium Exchange Rate）是一國(guó)經(jīng)濟(jì)資源合理配置、富有效率的理論上的最優(yōu)價(jià)格，是一國(guó)貨幣對(duì)外幣值的帕累托最優(yōu)狀態(tài)。然而在現(xiàn)實(shí)中，實(shí)際匯率經(jīng)常發(fā)生錯(cuò)位，往往不在均衡匯率水平上。均衡匯率錯(cuò)位（Equilibrium Exchange Rate Mis alignment）會(huì)對(duì)一國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)的方方面面產(chǎn)生諸多負(fù)面影響。特別是對(duì)于像我國(guó)這樣正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段的發(fā)展中國(guó)家來說，應(yīng)對(duì)這些負(fù)面影響將顯得更加復(fù)雜和重要。因?yàn)槲覈?guó)具有轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國(guó)家普遍具有的“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”特征，即工業(yè)和農(nóng)業(yè)發(fā)展極端不平衡，城鄉(xiāng)居民收入差距明顯，農(nóng)村勞動(dòng)力不斷地向工業(yè)轉(zhuǎn)移，勞動(dòng)力市場(chǎng)處于非均衡狀況等。因此，本文旨在“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”特征的框架下，研究人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)、出口有多大程度的影響，進(jìn)、出口對(duì)均衡匯率錯(cuò)位是否具有向長(zhǎng)期均衡水平調(diào)整的自我修正的動(dòng)態(tài)機(jī)制，均衡匯率錯(cuò)位與凈出

口、凈進(jìn)口之間具有何種關(guān)系等，這些問題都具有很重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

從大量的國(guó)外研究文獻(xiàn)可以看出，匯率錯(cuò)位會(huì)對(duì)一國(guó)的出口產(chǎn)生負(fù)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(fā)現(xiàn)匯率錯(cuò)位對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯的負(fù)面影響。

對(duì)于我國(guó)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(shí)際匯率水平均出現(xiàn)了不同程度的低估。張曉樸［10］運(yùn)用ERER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。林伯強(qiáng)［11］基于均衡實(shí)際匯率理論，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。唐國(guó)興和徐劍剛［12］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。李廣眾和Lan P.Voon［13］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)情況下表現(xiàn)為對(duì)出口具有不利影響。施建淮和余海豐［14］運(yùn)用行為均衡匯率模型對(duì)人民幣均衡實(shí)際匯率和匯率失調(diào)程度進(jìn)行了實(shí)證研究。吳麗華和王鋒［15］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)。

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國(guó)的實(shí)際國(guó)情，對(duì)人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)、出口的影響進(jìn)行了具體的量化分析。創(chuàng)新點(diǎn)在于：

1. 由于我國(guó)具有“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”特征的國(guó)情，即工業(yè)和農(nóng)業(yè)發(fā)展極端不平衡，城鄉(xiāng)收入差距明顯，勞動(dòng)力市場(chǎng)不均衡。因此在模型中引入了反映“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”特征的三個(gè)控制變量，即工農(nóng)業(yè)對(duì)GDP貢獻(xiàn)度之差，城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)之差，第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)人口構(gòu)成之差作為代理變量，參與回歸檢驗(yàn)。

2. 在運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、E-C兩步法和誤差修正模型檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，又運(yùn)用了二元選擇Probit和Logit模型進(jìn)一步對(duì)人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)、出口的影響進(jìn)行了考察。將進(jìn)出口的差額作為二元離散變量，分為兩種狀態(tài)，分別是凈進(jìn)口和凈出口。如果是凈出口的話，賦值為0；如果是凈進(jìn)口的話，賦值為1，從概率統(tǒng)計(jì)的新視角進(jìn)行了分析。

三、人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)出口影響的實(shí)證分析

本文對(duì)于進(jìn)、出口需求方程的估計(jì)，采用以下形式：

其中，EX表示出口；IM表示進(jìn)口；MIS表示人民幣均衡匯率錯(cuò)位；GDP表示我國(guó)GDP；FGDP是外國(guó)GDP的加權(quán)平均值。本文選擇了與我國(guó)貿(mào)易往來密切的美國(guó)、香港、日本和韓國(guó)4個(gè)國(guó)家和地區(qū)，用它們每年的GDP乘以相應(yīng)年份的出口份額，得到GDP的加權(quán)平均數(shù)作為代理變量；DAI是工農(nóng)業(yè)對(duì)GDP貢獻(xiàn)度之差；DEN是城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)之差，用來衡量城鄉(xiāng)居民生活水平的高低差別，基期為1978年（1978年=100）。DL是第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)人口構(gòu)成之差，使用可比價(jià)格計(jì)算得出（以1978年為基期）。

人民幣均衡匯率錯(cuò)位的數(shù)據(jù)來源于吳麗華、王鋒的研究成果［15 ］；GDP、城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)之差（DEN）、第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)人口構(gòu)成之差（DL）的數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》各期，網(wǎng)址是http://www.stats.gov.cn；出口（EX）、進(jìn)口（IM）、外國(guó)加權(quán)GDP（FGDP）和工農(nóng)業(yè)對(duì)GDP貢獻(xiàn)度之差（DAI）的數(shù)據(jù)來源于Bureau van Dijk Electronic Publishing（簡(jiǎn)稱BvD）中Economist Intelligence Unit（簡(jiǎn)稱EIU）Countrydata數(shù)據(jù)庫，網(wǎng)站是https://eiu.bvdep.com。均衡匯率錯(cuò)位的數(shù)據(jù)的樣本期間為1984～2004年，其他數(shù)據(jù)樣本期間為1980～2005年。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

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

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；如果確認(rèn)各變量有單位根，再進(jìn)行E-G兩步法協(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；最后，使用二元選擇Probit和Logit模型對(duì)進(jìn)出口差額的概率進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

（一）單位根檢驗(yàn)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)，以及確定常數(shù)項(xiàng)是否存在，確定最優(yōu)滯后變量的階數(shù)，即設(shè)定單位根檢驗(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)。通過檢驗(yàn)，從表1中可以看出，EX，IM，MIS，GDP，F(xiàn)GDP，DAI，DEN和DL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ΔEX，ΔMSI，ΔGDP，ΔFGDP，ΔDAI和ΔDEN在1%顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)變量，ΔIM和ΔDL和在5%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。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。第一步，用普通最小二乘法做靜態(tài)回歸。結(jié)果表明，回歸方程各變量的系數(shù)都是顯著的（見表2和表3）。

表2 出口與人民幣均衡匯率錯(cuò)位的靜態(tài)回歸結(jié)果

表3進(jìn)口與人民幣均衡匯率錯(cuò)位的靜態(tài)回歸結(jié)果

第二步，對(duì)靜態(tài)回歸殘差做ADF單位根檢驗(yàn)，對(duì)模型的殘差進(jìn)行自相關(guān)Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，JB正態(tài)性檢驗(yàn)，ARCH檢驗(yàn)和White異方差檢驗(yàn)。結(jié)果表明，殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列，模型設(shè)定十分理想。

從表2和表3的結(jié)果看出，各個(gè)變量均具有很強(qiáng)的顯著性。進(jìn)、出口分別與人民幣均衡匯率錯(cuò)位（MIS）；GDP；外國(guó)加權(quán)GDP（FGDP），還有“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”特征的三個(gè)控制變量DAI，DEN和DL之間存在一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)協(xié)整關(guān)系，協(xié)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(jìn)口的大小分別與人民幣均衡匯率錯(cuò)位、GDP、外國(guó)加權(quán)GDP、工農(nóng)業(yè)對(duì)GDP貢獻(xiàn)度、城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)之差、第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)人數(shù)構(gòu)成之差有顯著的協(xié)整關(guān)系。人民幣均衡匯率錯(cuò)位的系數(shù)分別為-1.2608和-1.5051，這表明人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)出口和進(jìn)口均有不同程度的負(fù)面影響：人民幣均衡匯率每錯(cuò)位1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)引起出口減少1.2608個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)口減少1.5051個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)進(jìn)口的負(fù)面影響稍大于出口。

（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。上文已經(jīng)證明了各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，接下來考察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。誤差修正模型的表達(dá)式如下：

（5）式中出口的誤差彈性系數(shù)為0.0415，表明出口對(duì)人民幣均衡匯率錯(cuò)位的自我修正的動(dòng)態(tài)機(jī)制不明顯，人民幣均衡匯率錯(cuò)位的短期波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口的波動(dòng)，而且波動(dòng)有可能擴(kuò)大。（6）式中進(jìn)口的誤差彈性系數(shù)為-0.0497，表明進(jìn)口對(duì)人民幣均衡匯率錯(cuò)位具有由短期波動(dòng)到長(zhǎng)期均衡調(diào)整的自我修正的動(dòng)態(tài)機(jī)制，是一種長(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。若均衡匯率錯(cuò)位在當(dāng)年對(duì)進(jìn)口產(chǎn)生負(fù)面影響，那么在接下來的一年，誤差修正項(xiàng)就會(huì)逐漸減弱這種影響。均衡匯率錯(cuò)位的短期波動(dòng)導(dǎo)致進(jìn)口的波動(dòng)，但受長(zhǎng)期均衡機(jī)制的影響，通過誤差修正模型的反向調(diào)整，使得其一定會(huì)回歸到長(zhǎng)期均衡路徑。因此，人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)口向長(zhǎng)期均衡水平的調(diào)整比出口更加有利。

（四）二元選擇Probit和Logit模型的統(tǒng)計(jì)分析

在以上檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文將運(yùn)用Probit和Logit模型進(jìn)一步對(duì)人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)、出口的影響進(jìn)行考察。將進(jìn)出口的差額（出口—進(jìn)口）作為二元離散變量，分為兩種狀態(tài)，分別是凈出口和凈進(jìn)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(jìn)口的話，賦值為1。將這個(gè)二元離散變量與人民幣均衡匯率錯(cuò)位（MIS）、GDP、外國(guó)加權(quán)GDP（FGDP），還有“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”特征的三個(gè)控制變量DAI，DEN和DL聯(lián)合進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下：

Probit模型的yi的表達(dá)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(cuò)位幅度與當(dāng)年凈出口的概率大小見表4。

表4人民幣均衡匯率錯(cuò)位與凈出口概率表（單位：%）



圖1人民幣均衡匯率錯(cuò)位與凈出口的關(guān)系

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

1985年前匯率持續(xù)高估錯(cuò)位，導(dǎo)致凈出口的Probit概率和Logit概率在33.30%和32.36%水平以內(nèi)。從1986～1995年匯率持續(xù)低估的情況下，凈出口的Probit概率和Logit概率分別達(dá)到過45.62%和70.85%的水平。從1996～2003年匯率持續(xù)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(xù)高估不利于貿(mào)易順差。在2002年匯率高估錯(cuò)位達(dá)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(xù)上升趨勢(shì)明顯，說明人民幣低估錯(cuò)位，即存在升值壓力，有利于維持貿(mào)易順差。這說明，人民幣均衡匯率高估錯(cuò)位幅度越大，凈出口的概率越小，越有利于進(jìn)口，貿(mào)易逆差；人民幣均衡匯率低估錯(cuò)位幅度越大，凈出口的概率越大，越有利于出口，貿(mào)易順差。

四、結(jié)論

本文基于協(xié)整理論，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、E-G二步法、誤差修正模型和二元選擇Probit和Logit模型，對(duì)人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)、出口的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，得出以下四個(gè)結(jié)論：

1．在模型中引入的反映我國(guó)“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”特征的三個(gè)控制變量——工農(nóng)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)度之差，城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)之差，第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)人口構(gòu)成之差，顯著性很強(qiáng)，使得模型更可信和穩(wěn)定。

2．進(jìn)、出口的大小分別與人民幣均衡匯率錯(cuò)位、GDP、外國(guó)加權(quán)GDP、工農(nóng)業(yè)對(duì)GDP貢獻(xiàn)度、城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)之差、第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)人數(shù)構(gòu)成之差有顯著的協(xié)整關(guān)系。其中，人民幣均衡匯率每錯(cuò)位1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)引起出口減少1.2608個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)口減少1.5051個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)進(jìn)口的負(fù)面影響稍大于出口。

3．出口對(duì)人民幣均衡匯率錯(cuò)位的自我修正的動(dòng)態(tài)機(jī)制不明顯，進(jìn)口對(duì)人民幣均衡匯率錯(cuò)位具有由短期波動(dòng)到長(zhǎng)期均衡調(diào)整的動(dòng)態(tài)機(jī)制。人民幣均衡匯率錯(cuò)位對(duì)進(jìn)口向長(zhǎng)期均衡水平的調(diào)整對(duì)出口更加有利。

4．人民幣均衡匯率高估錯(cuò)位幅度越大，凈出口的概率越小，越有利于進(jìn)口，貿(mào)易逆差；人民幣均衡匯率低估錯(cuò)位幅度越大，凈出口的概率越大，越有利于出口，貿(mào)易順差。

因此，應(yīng)該大力完善人民幣匯率形成機(jī)制，形成合理、穩(wěn)定的均衡匯率水平，促使人民幣實(shí)際匯率保持在均衡匯率水平上，減少均衡匯率錯(cuò)位，這樣才能更好地調(diào)節(jié)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

［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］張曉樸. 人民幣均衡匯率研究［M］. 北京：中國(guó)金融出版社，2001.

［11］林伯強(qiáng). 人民幣均衡匯率的估計(jì)與實(shí)際匯率錯(cuò)位的測(cè)算［J］. 經(jīng)濟(jì)研究，2002，（12）：60-69.

［12］唐國(guó)興，徐劍剛. 現(xiàn)代匯率理論及模型研究［M］. 北京：中國(guó)金融出版社，2003.

［13］李廣眾，Lan P.Voon. 實(shí)際匯率錯(cuò)位、匯率波動(dòng)性及其對(duì)制造業(yè)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析：1978-1998年平行數(shù)據(jù)研究［J］. 管理世界，2004，（11）：22-28

［14］施建淮，余海豐. 人民幣均衡匯率與匯率失調(diào)：1991-2004［J］. 經(jīng)濟(jì)研究，2005（4）：34-45.

［15］吳麗華，王鋒. 人民幣實(shí)際匯率錯(cuò)位的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2006（7）：15-28.

責(zé)任編輯、校對(duì)：郭燕慶

注:本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文