G－3匯率波動對中國商品價格影響的實證分析

范躍進 楊 明 張蕊蕊

(濟南大學(xué)，山東濟南 250022;山東理工大學(xué)，山東 淄博 255049)

G－3匯率波動對中國商品價格影響的實證分析

范躍進 楊 明 張蕊蕊

(濟南大學(xué)，山東濟南 250022;山東理工大學(xué)，山東 淄博 255049)

穩(wěn)定的G－3匯率對發(fā)展中國家意味著更加穩(wěn)定的貿(mào)易條件。如果G－3匯率頻繁波動，將會降低發(fā)展中國家和地區(qū)投資者信心，引發(fā)國內(nèi)通貨膨脹，降低該國的國際競爭力。作為發(fā)展中國家的中國，自2005年匯率制度改革、人民幣名義匯率逐步上升以來，大量外匯不斷涌入，不僅提高了出口商品的價格，降低了出口企業(yè)的國際競爭力，而且助推了國內(nèi)通貨膨脹。本文基于真實匯率增長率標準差的匯率波動測度模型，計算出G－3匯率波動對中國進口商品和國內(nèi)物價的影響。結(jié)果表明:日元/美元匯率波動對中國進口商品價格和國內(nèi)物價水平均存在顯著影響，而歐元/美元匯率波動對中國商品價格的影響并不顯著。

G－3匯率波動;進口商品價格;國內(nèi)物價水平

一、引言

在日益開放的世界經(jīng)濟體系中，影響一國商品價格的因素很多，不僅有國內(nèi)生產(chǎn)和環(huán)境等因素，還有來自貿(mào)易伙伴國甚至國際的影響因素，特別是對經(jīng)濟實力薄弱的發(fā)展中國家和地區(qū)而言，更容易對外來的沖擊產(chǎn)生反應(yīng)，其中匯率是重要的影響因素之一。美國、歐盟和日本是中國最主要的貿(mào)易伙伴國，因此G－3①G－3指美國、日本和歐元區(qū)各國;G－3匯率為美元、日元和歐元三種貨幣之間的兌換比率。匯率的波動會對中國商品價格產(chǎn)生影響。

一般認為，穩(wěn)定的G－3匯率對發(fā)展中國家意味著更加穩(wěn)定的貿(mào)易條件。如果G－3匯率頻繁波動，將會降低發(fā)展中國家和地區(qū)投資者信心，引發(fā)國內(nèi)通貨膨脹，降低該國的國際競爭力。作為發(fā)展中國家的中國，自2005年匯率制度改革、人民幣名義匯率逐步上升以來，大量外匯不斷涌入，不僅提高了出口商品的價格，降低了出口企業(yè)的國際競爭力，而且助推了國內(nèi)通貨膨脹，同時，人民幣升值，降低了運輸成本，使得進口中間產(chǎn)品價格下降。本文擬將G－3匯率波動分別與中國進口價格和國內(nèi)物價變動相結(jié)合，分析G－3匯率波動對中國商品價格的傳遞效應(yīng)。

二、匯率波動對價格影響的理論分析

匯率波動通過直接和間接兩種途徑對一國的物價產(chǎn)生影響。具體表現(xiàn)為(以本幣為例):

直接渠道。本幣貶值的直接效應(yīng)是進口制成品和進口原材料價格的上升，而進口原材料價格上升會導(dǎo)致進口材料制成品價格的上升，二者均會導(dǎo)致國內(nèi)物價水平的上升。當(dāng)然，匯率的波動通過此渠道對進口和國內(nèi)物價水平產(chǎn)生的影響，還受到本國的市場結(jié)構(gòu)、市場開放程度、價格粘性效應(yīng)、出口廠商定價策略及結(jié)算方式等因素的影響。

間接渠道。在一國的進出口需求彈性較高的情況下，如果本幣貶值，在受到“J曲線效應(yīng)”影響后，本國的凈出口會增加。一方面導(dǎo)致國內(nèi)同類產(chǎn)品的供給相對減少，在需求不變的情況下，供給的減少必然導(dǎo)致國內(nèi)物價的上漲;另一方面，在本國凈出口增加的同時，外匯儲備資源也將逐漸增加，為了保證國內(nèi)經(jīng)濟平衡，本國將會增加貨幣供給，從而導(dǎo)致國內(nèi)物價的上升。

(一)G－3匯率波動對一國進口商品價格的傳遞效應(yīng)

匯率波動對進出口商品價格的影響，主要涉及匯率波動的價格轉(zhuǎn)移機制問題(EPT)。EPT的基本思想是假定企業(yè)只關(guān)心以本幣表示的收益，這樣，隨著匯率的波動就出現(xiàn)了是由出口國還是由進口國來承擔(dān)價格相應(yīng)調(diào)整的問題。EPT研究的主要對象為匯率變動所引起的進出口價格變動。傳統(tǒng)的匯率傳遞理論是建立在一價定律基礎(chǔ)上的。假設(shè)世界市場是完全競爭的，而本國是一個小國，只是一個價格接受者。在沒有運輸成本、關(guān)稅和其它貿(mào)易障礙的情況下，國際套利使商品價格滿足以下要求:同一種商品價格用同一種貨幣來表示，在不同的國家和地區(qū)價格要相等。國內(nèi)貨幣貶值(或升值)將同比例地提高(或降低)進口商品的價格(用國內(nèi)貨幣表示)。作為中國的主要貿(mào)易伙伴國——美國、歐盟和日本，無論從貿(mào)易額還是國內(nèi)經(jīng)濟實力來說都要遠遠超過中國，中國在與G－3國家的貿(mào)易中處于弱勢地位，是價格的接受者。因此，當(dāng)G－3國家匯率發(fā)生波動時，中國將承擔(dān)大部分匯率波動所帶來的影響。

(二)G－3匯率波動對一國國內(nèi)物價水平的傳遞效應(yīng)

如果說匯率波動給進口商品價格帶來的影響是直接的、即時的，那么其對國內(nèi)物價水平的影響則是滯后的，并且即使匯率波動對進口價格的影響是顯著的，國內(nèi)物價水平尤其是消費者價格指數(shù)也未必會受到影響。匯率對國內(nèi)物價水平的影響因素具有多樣性和復(fù)雜性。

在匯率傳遞理論中，按照經(jīng)濟體的不同將匯率對國內(nèi)物價的影響效果分為三類:一是對于市場競爭充分、自由貿(mào)易程度高的小國，匯率變動的價格傳遞是完全的，匯率的變動會完全傳導(dǎo)到國內(nèi)經(jīng)濟中。也就是說，商品的外幣價格不變，匯率波動與國內(nèi)價格變化呈同幅變動;二是對于大型開放經(jīng)濟體而言，如G－3國家，其國內(nèi)物價水平受到國內(nèi)因素和國際市場價格兩方面的影響，同時國內(nèi)物價對國際市場價格也會產(chǎn)生一定的影響，所以匯率波動帶來的國內(nèi)物價水平的變化將會被國際市場價格抵消掉一部分，使匯率波動對國內(nèi)物價的傳遞效率降低;三是對于半開放經(jīng)濟體，即介于二者之間的經(jīng)濟體，雖然國內(nèi)因素對國內(nèi)物價水平仍有重要影響，但是隨著經(jīng)濟體的開放程度越來越高，國內(nèi)物價也越來越趨向于國際市場價格。

由G－3國家出口至中國的最終消費品，G－3匯率的波動會直接影響此類消費品的價格，即對國內(nèi)消費者價格的影響是直接的;而由G－3國家出口的原材料或中間產(chǎn)品，由于需要經(jīng)過分配、加工、銷售等一系列環(huán)節(jié)方可成為消費品，而其中部分環(huán)節(jié)會減弱G－3匯率波動對中國國內(nèi)消費者價格的影響。因此，G－3匯率波動對中國消費者價格指數(shù)的影響相對較弱。

三、模型的建立與數(shù)據(jù)處理

(一)模型的建立

在研究匯率與價格關(guān)系時，大多數(shù)學(xué)者堅持購買力平價的原則。本文在購買力平價的基礎(chǔ)上，引入國外廠商成本加價的方法。購買力平價等式為:兩邊取對數(shù)得:

其中，pc代表國內(nèi)物價指數(shù)，E表示匯率，P*代表外國物價指數(shù)。

考察進口商品價格與匯率之間關(guān)系時，我們可將(2)變換為:

其中，pm代表進口商品價格的對數(shù)，px代表外國企業(yè)出口商品價格的對數(shù)，p*代表同一時期國外的物價水平，e代表名義匯率的對數(shù)。

外國企業(yè)出口商品價格px同時受到自身成本加成μ和邊際成本cx兩個因素的影響?？梢员硎緸?

因 μ、cx均受到供給和需求的影響，則 μ =f(y，ps，others)，cx=f(w*，y，E)。

其中，μ代表成本加成，cx代表外國企業(yè)出口商品的邊際成本，y代表進口國收入，ps代表產(chǎn)品的替代程度，w*代表出口廠商國內(nèi)工資成本。

整合(3)、(4)式，并加上時間標志，得到式(5):

又，RMB|USD=f(vEUR/USD)，vJPY|USD，vEUR|JPY)

由于本文討論的是G－3匯率波動對中國進口商品價格的影響，將模型(5)中的匯率變量引入歐元/美元，日元/美元兩個匯率變量，①本文中之所以只選擇兩個匯率波動變量而非三個，是因為，這三個變量之間存在自相關(guān)性，不符合線性回歸模型的基本假設(shè);假定某一發(fā)展中國家可能緊盯G－3貨幣其中一方(如美元)，其他兩方匯率變動對該國來說則是外生變量。得到式(6):

同時，為了檢驗G－3匯率波動對中國進口商品價格的影響，進而引起國內(nèi)物價水平變化的傳遞效應(yīng)，所以選取對象為國內(nèi)可貿(mào)易品的價格水平，衡量指標選取消費者價格指數(shù)CPI。將貨幣供給、石油價格等因素納入至等式(2)中，并加上時間標志得到:

其中，VEUR/USD與VJPY/USD分別代表歐元/美元，日元/美元匯率波動程度;ppt代表外國產(chǎn)品的生產(chǎn)價格指數(shù)，用來衡量其出口企業(yè)的邊際成本和工資水平;yt代表進口國收入;mt代表年度中國國內(nèi)廣義貨幣供給;poil代表石油價格，選取紐約港石油現(xiàn)貨的價格水平;εt、δt表示隨機擾動項。

(二)數(shù)據(jù)處理及變量的測度

2．匯率波動值V。有關(guān)匯率數(shù)據(jù)選取的方法有很多，但是由于名義匯率和實際匯率的波動具有高度相關(guān)性，對幾種不同的匯率風(fēng)險測度方法對比研究所得結(jié)論的有效性基本一致(Dell Ariccia，1999)，因此，我們采用最容易收集的名義匯率波動數(shù)據(jù)作為匯率風(fēng)險。本文中，我們選取1990－2009年年度匯率數(shù)據(jù)，1999年以前，以德國馬克代替歐元，所有匯率采用中間價。

關(guān)于匯率波動的測度很多，本文采用最常用的方法，即真實匯率增長率的標準差(Gerardo Esquivel and Felipe Larrain B．，2002)，其計算公式為:

其中，R為雙邊真實匯率的自然對數(shù)值，m為平移序列。假定匯率對出口的影響的“時滯”為一年，則將1990年匯率數(shù)據(jù)計算出來的波動值作為1991年的匯率變動變量，以此類推到1991－2008年匯率波動值(見表1)。

3．外國產(chǎn)品的生產(chǎn)價格指數(shù)ppt，用來衡量出口國的邊際成本和工資水平。本文采用中國主要貿(mào)易伙伴國①中國主要貿(mào)易伙伴國，包括美國、日本、英國、法國、意大利、德國、澳大利亞、菲律賓、泰國、馬來西亞、中國香港、新加坡、韓國等13個國家和地區(qū)。的年度生產(chǎn)者價格指數(shù)PPI，數(shù)據(jù)來源IMF提供的國際金融統(tǒng)計年鑒。

4．進口國國內(nèi)收入 。本文采用《中國統(tǒng)計年鑒》年度GDP值測量中國的國內(nèi)收入。

5．消費者價格指數(shù)CPI。本文采用年度消費者價格指數(shù)作為衡量國內(nèi)物價水平的指標。因為，批發(fā)物價指數(shù)(WPI)和工業(yè)產(chǎn)品價格指數(shù)(IPPI)僅僅包含了農(nóng)產(chǎn)品和工業(yè)產(chǎn)品，無法體現(xiàn)其中的服務(wù)價格，因此不能采用這兩種價格指標。CPI對國內(nèi)物價的影響的敏感度要小于以上兩種指標對國內(nèi)物價的影響，但是CPI包含領(lǐng)域較為全面，所以本文采用CPI作為衡量國內(nèi)物價水平的指標。數(shù)據(jù)來源于2010年《中國統(tǒng)計年鑒》。

6．國際石油價格OIL。石油是一種基礎(chǔ)性原料，石油價格的波動可能會引起汽車、機械等工業(yè)制成品價格的變化，而工業(yè)制成品價格的變化會在整個產(chǎn)業(yè)鏈進行傳遞，進而使中間產(chǎn)品、原材料以及服務(wù)的價格均發(fā)生同向變化。所以，石油價格的變化將對對國內(nèi)經(jīng)濟產(chǎn)生重要的影響。本文采用每日紐約常規(guī)現(xiàn)貨石油價格，進行加權(quán)平均后得到每月平均價格，再次進行加權(quán)平均后得到年度石油價格。數(shù)據(jù)來源IMF提供的國際金融統(tǒng)計年鑒(IFS)。

表1 樣本空間內(nèi)匯率波動值V

7．國內(nèi)貨幣供應(yīng)量M。根據(jù)McCarthy(2000)的結(jié)論，利率和貨幣供應(yīng)量均會對匯率的價格傳遞機制產(chǎn)生影響，但考慮到中國的利率機制未實現(xiàn)市場化，所以本文不將利率納入到模型中，而采用年度貨幣供應(yīng)量。本文對貨幣供應(yīng)量的定義為:M=流通中現(xiàn)金 +企業(yè)活期存款 +機關(guān)團體部隊存款 +農(nóng)村存款 +個人持有的信用卡類存款 +城鄉(xiāng)居民儲蓄存款 +企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款 +信托類存款 +其他存款。數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

四、實證結(jié)果及分析

(一)變量的ADF檢驗

為檢驗方程(6)、(7)是否存在相互關(guān)系，為了避免偽回歸，我們首先要對方程中各變量序列進行平穩(wěn)性檢驗，對非平穩(wěn)序列進行修正，使其差分一次或者兩次后成為平穩(wěn)序列。

(二)協(xié)整檢驗

為檢驗方程(6)、(7)是否存在長期關(guān)系，我們對變量組進行協(xié)整檢驗。采用E－G兩步法，分別對模型(6)、(7)進行OLS回歸，之后對模型的殘差序列做ADF檢驗，以檢驗?zāi)Ｐ徒⒌暮侠硇浴?/p>

對模型(6)做OLS估計，得到回歸方程:

對其殘差項進行ADF檢驗，其結(jié)果在5%的置信水平下，殘差序列不存在單位根，即殘差序列是平穩(wěn)的，該協(xié)整關(guān)系成立，以上回歸不是偽回歸，模型設(shè)計較為合理。

根據(jù)模型回歸結(jié)果，得出以下結(jié)論:

第一，歐元/美元匯率的波動不足以使中國進口商品價格上漲。比較而言，日元/美元匯率的波動對中國進口商品價格表現(xiàn)為顯著負面的影響。這是因為，在樣本期間，日本作為中國的第二大貿(mào)易國家，在中國的進出口貿(mào)易中占據(jù)主要地位，而中國實施的是一攬子貨幣政策，并以盯住美元為主。在上世紀90年代，日元迅速升值，導(dǎo)致日本出口產(chǎn)品價格大幅上漲，中國作為日本的主要進口國，其進口商品價格隨之上漲。這種影響雖然是顯著的，但效應(yīng)相對較小，這與Mario Marazzi和Nathan Sheets(2007)的結(jié)論較為相似，匯率波動對中國進口商品價格的傳遞是不完全的。

第二，外國產(chǎn)品的生產(chǎn)價格指數(shù)對我國進口商品價格指數(shù)的影響顯著。這說明國外生產(chǎn)邊際成本和工資水平將影響中國進口商品的價格。隨著經(jīng)濟的全球化，生產(chǎn)越來越趨向于垂直專業(yè)化，我國國內(nèi)生產(chǎn)的許多產(chǎn)品需從國外進口原材料或者中間產(chǎn)品，所以外國產(chǎn)品的生產(chǎn)價格指數(shù)的變化必然會引起進口商品價格指數(shù)產(chǎn)生較大的變化。這也從側(cè)面說明，我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)需要進一步優(yōu)化，宏觀經(jīng)濟抵御外來經(jīng)濟沖擊的能力仍有待提高。

另外，國內(nèi)GDP也會對進口價格產(chǎn)生一定的影響。國內(nèi)經(jīng)濟總量的增加，生產(chǎn)需求和消費需求都會相應(yīng)的增加，當(dāng)然包括對進口中間產(chǎn)品和消費品的增加，在進口產(chǎn)品數(shù)量不大幅增加的前提下，國內(nèi)需求的增加必然會導(dǎo)致進口產(chǎn)品價格的上漲。

根據(jù)同樣的方法，我們對模型(7)做OLS估計，得到回歸方程:

同樣，對其殘差項進行ADF檢驗，其殘差序列不存在單位根，即殘差序列是平穩(wěn)的，該協(xié)整關(guān)系成立，以上回歸不是偽回歸，模型設(shè)計較為合理。

與模型(6)相比，模型(7)的不同之處:外國生產(chǎn)者價格指數(shù)ppt對國內(nèi)一般物價指數(shù)pct的影響不顯著，這是因為進口商品在居民日常消費中所占比例很小，以2009年為例，進口商品總額占國內(nèi)居民消費總支出的比例僅為8．3%，所以外國生產(chǎn)者價格指數(shù)雖然對進口商品價格的影響較為顯著，但是對于國內(nèi)一般物價水平的傳遞效應(yīng)并不明顯。

相同之處:首先，日元/美元匯率波動對國內(nèi)一般物價水平均存在顯著的影響，而歐元/美元匯率波動影響卻并不顯著，除上文中已解釋的原因之外，還有一個重要因素是日本在華直接投資額要遠遠高于歐盟。據(jù)統(tǒng)計，2009年，日本在華直接投資額為410497萬美元，而歐盟在華投資總額僅為253237萬美元。大規(guī)模的外商直接投資使中國外匯儲備和外匯收入大幅增加，從而導(dǎo)致貨幣供給增長，使國內(nèi)物價面臨通脹壓力。另外，當(dāng)一國經(jīng)濟處于平衡時，外商直接投資的引入，將打破國內(nèi)商品市場的供求關(guān)系，推動一部分生產(chǎn)資料價格的上漲，從而導(dǎo)致國內(nèi)CPI不同程度的上漲。但是，與模型(6)相比，日元/美元匯率波動對國內(nèi)一般物價水平的影響程度較進口商品價格水平略小，這說明匯率波動對中國商品價格的影響是遞減的，且存在一定的價格粘性，這也進一步支持了McCarthy(2006)的觀點。

其次，GDP同樣也會對國內(nèi)物價水平產(chǎn)生影響，且相對于進口商品價格，其效應(yīng)更大。中國的經(jīng)濟增長在2003－2008年連續(xù)六年間一直保持在兩位數(shù)，而2003－2007年間CPI一直保持在1%以下，但這并不代表GDP的增長不會引起國內(nèi)物價的上漲;相反，GDP的高速增長為較大的隱形通脹埋下了伏筆，而且這種隱形通脹隨著經(jīng)濟的增長愈發(fā)凸顯出來。2007年國內(nèi)物價驟然上升，并非偶然現(xiàn)象，實際上是長期以來隱性通貨膨脹在物價上的體現(xiàn)。因為，經(jīng)濟的增長會直接引起投資、消費和需求的增長，從而推動原材料價格的上漲，引起“成本拉動式”通貨膨脹。此外，模型(7)的結(jié)果顯示，貨幣供給對國內(nèi)物價水平的影響非常顯著。貨幣供給是否引起通貨膨脹，關(guān)鍵在于貨幣供給與需求是否處于均衡狀態(tài)。如果存在過多的貨幣供給和較少的貨幣需求，則必然會引起物價上漲。其中，貨幣需求是由收入和利率決定的，收入越高，對貨幣的需求越大。中國的利率由于受到政府管制，很難隨市場自由浮動，無法達到均衡，而隨著貨幣供給的增長，居民收入并未出現(xiàn)同步增長，呈現(xiàn)貨幣需求無法滿足貨幣供給的現(xiàn)象，導(dǎo)致因貨幣供給相對過多引起的國內(nèi)商品物價上漲。

再次，國際油價poil的變化也會引起國內(nèi)物價的變化，但是影響程度非常小。這是因為，國際油價的上漲只能通過國內(nèi)以油品為原料的機械、汽車等燃油行業(yè)產(chǎn)品價格和服務(wù)價格的上漲，才能傳遞到最終的消費品價格，從而導(dǎo)致國內(nèi)物價水平的上升。

五、政策建議

為減少G－3匯率波動對中國進口商品價格和國內(nèi)物價水平的影響，增強中國商品價格的抗沖擊能力，我們建議采取以下政策措施加以應(yīng)對:

(一)增強外匯市場彈性

應(yīng)降低央行對外匯市場的直接干預(yù)，加強外匯市場的流動性，增加外匯儲備品種的多樣化，形成更為合理的、市場化的外匯機制，提高外匯市場的彈性，降低G－3匯率之間波動對國內(nèi)物價的影響，增加我國經(jīng)濟對G－3匯率波動的抗干擾能力。

(二)建立G－3貨幣目標區(qū)

日本和歐元區(qū)以他們各自對美元的名義匯率設(shè)立單邊執(zhí)行的上限，在幅度內(nèi)波動不加干預(yù)，一旦波動超過上限，中央政府立即執(zhí)行干預(yù)。因此，我國政府也沒有必要捍衛(wèi)中央平價。由于不存在中央平價，當(dāng)日本和歐元區(qū)由于經(jīng)濟不景氣而導(dǎo)致貨幣貶值時，央行也不需要執(zhí)行緊縮性貨幣政策來保護本不存在的波段。此目的在于，減少世界上一些國家央行貨幣政策獨立性帶來的影響，因為在一些國家和地區(qū)貨幣政策通常被認為是引起通貨緊縮和滯脹的主要原因。

(三)均衡貨幣市場

根據(jù)凱恩斯的流動偏好理論，公眾對貨幣的需求主要來自交易動機、謹慎動機和投機性動機。其中，前兩者對貨幣需求的利率彈性不大，所以投機性動機是決定貨幣需求不確定性走向的關(guān)鍵，二者之間存在相互影響的關(guān)系。由于中國目前并未完全放開利率市場，因而利率不能夠完全自由浮動，形成均衡市場利率。如果政府實行緊縮的貨幣政策、提高利率，由此導(dǎo)致的結(jié)果，一方面可能抑制公眾對貨幣的需求;另一方面，可能會吸引大量的國際游資流入中國境內(nèi)，引起貨幣供給的增加，導(dǎo)致國內(nèi)通貨膨脹。有鑒于此，我們認為中國應(yīng)實行自由浮動的利率政策，使貨幣市場達到均衡，防止國內(nèi)物價大幅上漲。

F82

A

1003－4145［2011］10－0142－04

2011－08－09

范躍進，男，博士，濟南大學(xué)教授，博士生導(dǎo)師;

楊 明，男，博士，山東理工大學(xué)副教授;張蕊蕊，女，山東理工大學(xué)碩士研究生。

本文系國家社科基金一般項目(項目編號:09BJL044)的部分成果。

(責(zé)任編輯:亦木)