人民幣匯率傳遞效應(yīng)的實證研究

劉 旸

(東北財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，遼寧 大連 116023)

一、引言

自2005年匯率改革以來，人民幣匯率進入升值通道，截至2014年1月，人民幣對美元匯率已累計升值24.66%，但貿(mào)易順差和外匯儲備仍然持續(xù)增長。到底匯率的調(diào)整能在多大程度上平衡貿(mào)易收支，并通過改變相對價格進而影響國內(nèi)經(jīng)濟?這就涉及匯率傳遞(Exchange Rate Passthrough，ERPT)問題，即名義匯率變動對一國貿(mào)易品的進出口價格和國內(nèi)物價水平的影響程度。

大量實證研究發(fā)現(xiàn)，匯率波動并不能同比例地反映在進出口價格上，即匯率傳遞效應(yīng)是不完全的。究其原因，可以從微觀和宏觀兩個層面分析。

(一)微觀層面

匯率傳遞效應(yīng)的早期研究多是從微觀視角出發(fā)，以產(chǎn)業(yè)組織理論和戰(zhàn)略貿(mào)易理論為切入點。Dornbusch(1987)的研究由于強調(diào)了市場勢力的作用及國內(nèi)外商品間的不完全替代性而被認(rèn)為具有開創(chuàng)性的貢獻［1］。Knetter(1997)指出，不完全競爭市場結(jié)構(gòu)條件下企業(yè)實施的國際價格歧視導(dǎo)致了匯率傳遞的不完全性［2］。Krugman(1986)提出的依市定價理論(Pricing－to－Market，PTM)被視為匯率傳遞理論的微觀基礎(chǔ)。依市定價描述了匯率變動引致的成本加成調(diào)整行為，即具有市場勢力的企業(yè)可以在分割的市場上實行價格歧視。沉淀成本的存在也是匯率不完全傳遞的微觀原因［3］。Dixit(1989)認(rèn)為匯率變動的不確定性和市場的沉淀成本會導(dǎo)致匯率不完全傳遞，且匯率在不同的變動幅度下其價格傳遞是不對稱的。廠商生產(chǎn)的全球化趨勢也是匯率不完全傳遞的原因之一［4］。Bacchetta ＆ Wincoop(2005)指出，正是由于國外出口廠商使用了大量源于其他國家的中間投入要素，才導(dǎo)致了匯率的不完全傳遞［5］。

(二)宏觀層面

Giovannini(1988)最早從計價貨幣選擇的視角分析了匯率不完全傳遞的原因［6］。Giovannini基于匯率不完全預(yù)期的情況下考慮了廠商在本國和國外同時出售產(chǎn)品時的定價策略，結(jié)果表明匯率對貿(mào)易品價格的傳遞依賴于出口產(chǎn)品的計價貨幣。Taylor(2000)則探討了匯率傳遞效應(yīng)和通貨膨脹的關(guān)系，他假定廠商根據(jù)通貨膨脹預(yù)期來預(yù)設(shè)價格，如果政府實行可信的適應(yīng)性政策來抵消匯率波動，那么低通脹預(yù)期就會使匯率傳遞效應(yīng)比較微弱［7］。Ghosh＆ Rrajan(2007)考察了貿(mào)易模式對匯率傳遞水平的影響，分析了亞洲國家和地區(qū)典型的貿(mào)易模式對匯率傳遞的影響;同時，文章還探討了經(jīng)濟開放度對匯率傳遞的影響:一方面，開放程度越高，物價水平受外界影響就越大，因而匯率變動對物價水平的影響就越大;另一方面，開放度越高，本國進口商品市場競爭越激烈，企業(yè)為保持原有的市場份額可能自己吸收匯率變動沖擊的影響，因而匯率傳遞效應(yīng)就越小［8］。Devereux、Engel＆ Storgaard(2004)認(rèn)為，其他條件相同時，進口國的貨幣政策越不穩(wěn)定，匯率傳遞效應(yīng)越高［9］。Devereux ＆ Yetman(2010)發(fā)現(xiàn)，在小的開放經(jīng)濟中，匯率傳遞性由經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)特征所決定，如沖擊的持續(xù)性、價格粘性程度等，當(dāng)廠商能調(diào)整價格變動的頻率時，寬松的貨幣政策會導(dǎo)致價格調(diào)整更為頻繁和匯率傳遞效應(yīng)也相應(yīng)提高［10］。

與此同時，國內(nèi)外學(xué)者還對匯率傳遞效應(yīng)的大小進行了測算。Knetter(1997)的實證分析表明，匯率貶值對OECD國家工業(yè)制成品進口價格的傳遞系數(shù)為0.5。Campa＆ Goldberg(2002)利用1975年至1999年的季度數(shù)據(jù)對25個OECD國家的匯率傳遞系數(shù)進行了測算，結(jié)果表明這段時間內(nèi)各國的平均短期匯率傳遞系數(shù)為0.61，而長期匯率傳遞系數(shù)為 0.77［11］。Fuentes(2007)則選取了阿根廷、智利、哥倫比亞和烏拉圭四個發(fā)展中國家作為研究對象，對其匯率傳遞效應(yīng)在不同時間周期內(nèi)進行檢驗，研究顯示，短期匯率傳遞系數(shù)為0.75，而長期幾乎可以達到 1［12］。畢玉江、朱鐘棣(2006)運用協(xié)整和誤差修正模型研究我國的匯率變動對進口價格的傳遞效應(yīng)進行了研究，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率變動對國內(nèi)消費者價格的傳遞是不完全的，而且傳遞過程存在時滯［13］。賀曉波、賈雪(2013)基于VAR和狀態(tài)空間模型利用2001年1月至2010年10月的數(shù)據(jù)研究了匯率傳遞對我國出口價格的影響，并測算出人民幣的匯率傳遞系數(shù)為 0.24［14］。

盡管匯率傳遞的相關(guān)研究層出不窮，但研究結(jié)論卻存在較大差別。因此，本文將基于2000年1月至2013年7月的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整、格蘭杰因果檢驗以及脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法對人民幣匯率傳遞效應(yīng)進行研究，以探究人民幣匯率升值對進出口價格的傳遞程度。

二、模型設(shè)定和樣本選取

本文基于總量數(shù)據(jù)對人民幣進出口匯率彈性進行測算。由于貿(mào)易品價格受到生產(chǎn)商邊際成本、匯率水平以及市場競爭壓力的影響，本文構(gòu)建計量模型如下:

IMPt和EXPt分別表示我國的進出口價格指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

MC和MCt分別表示國外出口商的邊際成本和國內(nèi)出口商的邊際成本。本文以世界工業(yè)中間投入品價格指數(shù)作為MC的替代變量，數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織(IMF)的IFS數(shù)據(jù)庫;MCt則以我國工業(yè)生產(chǎn)者購進價格指數(shù)作為替代變量，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，2005年為基年。

Et表示人民幣名義有效匯率NEER，數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行(BIS)網(wǎng)站，調(diào)整為2005年為基年的定基數(shù)據(jù)。NEER以間接標(biāo)價法表示，即數(shù)值增大，本幣升值。

CPt和CP分別表示國內(nèi)市場競爭壓力和國際市場競爭壓力。本文借鑒已有的文獻，用本國工業(yè)增加值指數(shù)IPIt代替CPt，衡量國內(nèi)市場競爭壓力。CP則用OECD國家工業(yè)增加值指數(shù)IPI來替代，數(shù)據(jù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫。

進出口價格指數(shù)IMPt和EXPt以及國內(nèi)外工業(yè)增加值指數(shù)CPt和CP均為同比數(shù)據(jù)，不能直接進行趨勢分析，因此，實證分析之前先將同比數(shù)據(jù)處理為以2005年為基期的定基數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)序列由于是月度頻率，存在季節(jié)性因素，均使用X11方法(乘法模型)進行季節(jié)性調(diào)整，然后再取對數(shù)，以避免回歸過程的異方差。樣本期間為2000年1月至 2013年7月，分析軟件為Eviews6.0。

三、實證檢驗

圖1刻畫了進出口價格指數(shù)對數(shù)值和名義有效匯率對數(shù)值的變動趨勢。如圖1所示，經(jīng)過季節(jié)調(diào)整的lnEXP、lnIMP和lnLNE之間有明顯的相關(guān)性，變動趨勢具有聯(lián)動性，說明匯率波動對進出口價格具有傳遞作用。

圖1 名義匯率與進出口價格指數(shù)變化趨勢圖

在進行回歸分析前，要對數(shù)據(jù)序列進行單位根檢驗，以判斷序列是否平穩(wěn)，避免產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，本文利用ADF方法進行檢驗，結(jié)果見表1。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

可見，原序列的水平值存在單位根，在進行一階差分值處理后，都變?yōu)槠椒€(wěn)序列，可以進一步分析。

(一)進口方程分析

1.構(gòu)建VAR模型，確定滯后階數(shù)

構(gòu)建VAR模型的重要問題就是滯后階數(shù)的確定。盡管滯后階數(shù)越大，越能完整反映模型的動態(tài)特征;但同時，滯后階數(shù)越大，需要估計的參數(shù)就越多，模型自由度就越少。根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，進口方程的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。

2.Johanson協(xié)整檢驗

根據(jù)式(1)對進口方程進行Johanson協(xié)整檢驗，結(jié)果見表2。

表2 進口方程的協(xié)整檢驗

可見，lnIMP、lnMC*、lnE和lnCP之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系——在5%水平上存在2個協(xié)整方程。正規(guī)化后的長期協(xié)整方程為:在樣本期間，進口匯率傳遞彈性為－0.78，說明匯率波動對進口價格指數(shù)的傳遞效應(yīng)不完全。

3.Granger因果檢驗

既然變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，本文用Granger因果檢驗分析進口價格指數(shù)與人民幣名義有效匯率之間的關(guān)系，檢驗結(jié)果見表3。

表3 lnIMP與lnE的Granger因果檢驗

在樣本期間，lnE和lnIMP之間存在雙向因果關(guān)系，匯率波動能夠影響進口價格指數(shù)，說明進口匯率傳遞效應(yīng)存在，進口價格指數(shù)也能反作用于人民幣匯率。

4.脈沖相應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是分析當(dāng)模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，本文以此來分析匯率變動對進口價格指數(shù)的影響。

圖2 進口價格指數(shù)對單位匯率沖擊的響應(yīng)

如圖2所示，進口價格指數(shù)受單位匯率沖擊的正向影響在第三期達到最大，而負(fù)向影響在第二期達到峰值，說明匯率傳遞效應(yīng)存在滯后性和非對稱性。

(二)出口方程分析

1.構(gòu)建VAR模型，確定滯后階數(shù)

根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，出口方程VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

2.Johanson協(xié)整檢驗

根據(jù)式(2)對出口方程進行Johanson協(xié)整檢驗，結(jié)果見表4:

表4 出口方程的協(xié)整檢驗

可見，在樣本期間，lnEXP、lnMC、lnE 和lnCP*之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系——在5%水平上存在1個協(xié)整方程。正規(guī)化后的長期協(xié)整方程為:

在樣本期間，出口匯率傳遞彈性為0.70，說明匯率波動對出口價格指數(shù)的傳遞效應(yīng)不完全。

3.Granger因果檢驗

既然變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，本文用Granger因果檢驗分析出口價格指數(shù)與人民幣名義有效匯率之間的關(guān)系，檢驗結(jié)果見表5。

表5 lnEXP與lnE的Granger因果檢驗

樣本期間，lnE和lnEXP之間也存在雙向因果關(guān)系，匯率波動能夠影響出口價格指數(shù)，說明出口匯率傳遞效應(yīng)存在，出口價格指數(shù)也能反作用于匯率。

4.脈沖相應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是分析當(dāng)模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，本文以此來分析匯率變動對出口價格指數(shù)的影響。

圖3 出口價格指數(shù)對單位匯率沖擊的響應(yīng)

如圖3所示，出口價格指數(shù)受單位匯率沖擊的正向影響在第二期達到最大，而負(fù)向影響在第三期達到峰值，說明匯率傳遞效應(yīng)存在滯后性和非對稱性。

四、結(jié)論

本文基于2000年1月至2013年7月的進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用協(xié)整、格蘭杰因果檢驗以及脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法對人民幣匯率傳遞效應(yīng)進行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，從長期來看，進口價格指數(shù)與廠商的邊際成本正相關(guān)，而與名義有效匯率及市場競爭水平負(fù)相關(guān);出口價格指數(shù)與廠商的邊際成本和名義有效匯率正相關(guān)，而與市場競爭水平負(fù)相關(guān)?？傮w上而言，人民幣的進口匯率傳遞彈性為－0.78，出口匯率傳遞彈性為 0.70，說明人民幣的匯率傳遞效應(yīng)不完全。

Granger因果檢驗顯示，樣本期間，匯率波動是進出口價格指數(shù)的Granger原因。脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析表明，進口價格指數(shù)受單位匯率沖擊的正向影響在第三期達到最大，而負(fù)向影響在第二期達到峰值;出口價格指數(shù)受單位匯率沖擊的正向影響在第二期達到最大，而負(fù)向影響在第三期達到峰值，說明人民幣匯率傳遞效應(yīng)存在滯后性和非對稱性。

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