人民幣匯率對我國進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)研究

摘要：文章就人民幣匯率對我國進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，在Campa和Goldberg（2005）提出的成本加成理論基礎(chǔ)上建立計(jì)量模型。文章首先對所有變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，然后建立VAR模型，進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，在兩年內(nèi)人民幣匯率對進(jìn)口價(jià)格有顯著的負(fù)向影響，且傳遞效應(yīng)大于1，之后影響逐漸減弱。

關(guān)鍵詞：匯率傳遞；人民幣名義有效匯率；進(jìn)口價(jià)格指數(shù)

我國于2005年7月21日進(jìn)行了人民幣匯率制度改革，開始實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度。之后的幾年內(nèi)，人民幣不斷升值，美元兌人民幣匯率實(shí)現(xiàn)從8到7再到6的不斷突破。人民幣匯率的波動對我國的進(jìn)口價(jià)格會產(chǎn)生什么影響？這種影響是否會緩解我國巨額的國際貿(mào)易順差額？這正是本文所要研究的內(nèi)容。

一、 文獻(xiàn)回顧

對于匯率傳遞效應(yīng)的研究最初是從宏觀層面進(jìn)行的。傳統(tǒng)的宏觀經(jīng)濟(jì)模型假定國際貿(mào)易發(fā)生在完全競爭市場里，匯率對目的地價(jià)格的傳遞是完全的。隨著大部分發(fā)達(dá)國家實(shí)行浮動匯率制，主要貿(mào)易國外部賬戶對于匯率波動的反應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于預(yù)期，這引起了許多研究者的注意，例如Branson（1972）和Magee（1973）。最初，研究者假定對賬戶調(diào)整的延遲是短暫的，可以由完全競爭市場暫時的價(jià)格剛性來解釋。隨后的實(shí)證分析表明不完全匯率傳遞是長期現(xiàn)象，而對匯率傳遞的早期研究并不能有效解釋這種現(xiàn)象。

進(jìn)入20世紀(jì)80年代，研究者轉(zhuǎn)向微觀層面，開始研究定價(jià)行為，企圖在不完全競爭市場結(jié)構(gòu)中找到原因。在不完全競爭市場中匯率長期不完全傳遞通過對邊際利潤的調(diào)整而發(fā)生，出口商通過改變匯率傳遞彈性使戰(zhàn)略優(yōu)勢最大化，如Dornbusch（1987）。Krugman（1986）的“依市定價(jià)”理論發(fā)展了上述模型，強(qiáng)調(diào)國際貿(mào)易中市場分割的存在，進(jìn)口國需求曲線的不同導(dǎo)致匯率傳遞效應(yīng)的不同。

20世紀(jì)90年代以來，研究重點(diǎn)再次轉(zhuǎn)向宏觀層面，研究匯率對一國的通脹、消費(fèi)、產(chǎn)出以及貨幣政策的影響。Obstfeld和Rogoff（1995）提出了粘性價(jià)格模型，在動態(tài)模型中融入了不完全競爭和價(jià)格粘性因素。Taylor（2000）認(rèn)為低通脹會導(dǎo)致較低的匯率傳遞效應(yīng)，從而做出開創(chuàng)性貢獻(xiàn)。

我國學(xué)術(shù)界的研究起步較晚，1997年亞洲金融危機(jī)的爆發(fā)促使我國學(xué)者開始研究這一領(lǐng)域。畢玉江和朱鐘棣（2006）認(rèn)為，長期來看，進(jìn)口價(jià)格對人民幣匯率的變動非常敏感。李穎（2008）認(rèn)為，匯率沖擊發(fā)生一年后，匯率對進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)基本穩(wěn)定，且大于1。但是許偉和傅雄廣（2008）的實(shí)證結(jié)果表明，人民幣匯率對進(jìn)口價(jià)格傳遞是不完全的。

二、 模型構(gòu)建和變量選擇

根據(jù)Goldberg和Knetter（1997），匯率傳遞彈性是指進(jìn)出口國之間匯率變動百分之一所導(dǎo)致的以進(jìn)口國貨幣表示的進(jìn)口價(jià)格變動的百分比。匯率傳遞效應(yīng)是匯率傳遞彈性的絕對值，表示匯率變動對進(jìn)口價(jià)格的傳遞程度。

根據(jù)Campa和Goldberg（2005），匯率對進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)可以用方程（1）來表示。

其中pt是當(dāng)?shù)刎泿疟硎镜倪M(jìn)口價(jià)格，wt是主要控制變量代表出口商的成本，et是匯率，yt是其他控制變量，如目的地市場的GDP。結(jié)合中國的情況，pt是人民幣表示的我國進(jìn)口價(jià)格，wt是外國出口商的生產(chǎn)成本，et是人民幣匯率，yt是控制變量，本文選取我國的GDP。

本文運(yùn)用Eviews8.0軟件。受數(shù)據(jù)可得性的制約，本文選取2005年1月～2014年12月的季度數(shù)據(jù)。具體的變量選擇和數(shù)據(jù)來源如下：

1. 我國的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)。我國的進(jìn)口價(jià)格總指數(shù)（IPI）來源于海關(guān)總署在海關(guān)統(tǒng)計(jì)資訊網(wǎng)所公布的全國進(jìn)口商品貿(mào)易同比指數(shù)（HS2分類）。

2. 人民幣名義有效匯率。名義有效匯率（NEER）是以進(jìn)出口貿(mào)易總額為權(quán)重而編制的，反映了貨幣在國際貿(mào)易中的總體競爭力。本文采用國際清算銀行BIS公布的月度人民幣名義有效匯率，其權(quán)重包含61個國家和地區(qū)。該匯率數(shù)值提高代表人民幣升值，數(shù)值降低代表人民幣貶值。

3. 我國的GDP。我國的GDP來源于中華人民共和國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上所公布的當(dāng)季值。

4. 外國出口商的生產(chǎn)成本。由于沒有直接的數(shù)據(jù)來度量對我國出口的所有貿(mào)易伙伴國的生產(chǎn)成本，所有的相關(guān)文獻(xiàn)都是找到一個替代變量。本文采用畢玉江和朱鐘棣（2006）以及王瓊和曹偉（2008）的做法，以世界出口價(jià)格指數(shù)（WEPI）作為替代變量。世界出口價(jià)格指數(shù)來源于世界貿(mào)易組織網(wǎng)站所公布的數(shù)據(jù)。

由于IPI和NEER都是月度數(shù)據(jù)，本文將通過加權(quán)平均的方法獲得季度數(shù)據(jù)。受數(shù)據(jù)可得性的限制，WEPI是年度數(shù)據(jù)，本文將采用年度數(shù)據(jù)作為本年的各季度數(shù)據(jù)。以上所有的數(shù)據(jù)均換算成以2005年第一季度為基期的定基數(shù)據(jù)，使用Census X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，然后取對數(shù)。根據(jù)以上的變量選擇，本文的模型可進(jìn)一步表示為：

其中，IPI是我國的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)，NEER是人民幣的名義有效匯率，GDP是我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，WEPI是代表外國出口商生產(chǎn)成本的世界出口價(jià)格指數(shù)。

三、 實(shí)證分析和檢驗(yàn)結(jié)果

1. 平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)方法有多種，最常用的是ADF檢驗(yàn)。本文對lnIPI、InNEER、lnGDP和lnWEPI進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，采用含常數(shù)項(xiàng)和時間趨勢的模型，SC準(zhǔn)則自動選擇滯后期，結(jié)果表明在5%的顯著性水平下，除InNEER外其它變量是非平穩(wěn)的。本文又對所有變量的一階差分進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明所有變量的一階差分是平穩(wěn)的。表1總結(jié)了所有變量及其一階差分的ADF檢驗(yàn)結(jié)果。

2. 協(xié)整檢驗(yàn)。當(dāng)時間序列變量都為非平穩(wěn)序列時，除了對原序列變量進(jìn)行差分處理外，還可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)這幾個非平穩(wěn)變量的線性組合是否為平穩(wěn)序列，如果是的話，則認(rèn)為這些變量之間存在長期均衡關(guān)系。在多個變量協(xié)整關(guān)系的分析中，最常用的是Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。本文在確定性趨勢假設(shè)中選擇第三項(xiàng)Intercept（no trend）in CE and test VAR?？紤]到本文用的是季度數(shù)據(jù)，滯后期選為13（檢驗(yàn)結(jié)果見表2）。

當(dāng)顯著性水平為5%時，在協(xié)整關(guān)系數(shù)目為零的假設(shè)下，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量都大于相應(yīng)的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為這四個變量至少存在一個協(xié)整關(guān)系。在至多一個協(xié)整方程的假設(shè)下，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量都小于臨界值，不能拒絕原假設(shè)，說明至多存在一個協(xié)整關(guān)系。因此本文判斷以上四個變量存在一個協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，正規(guī)化的長期協(xié)整方程 可表示為：

（0.149 90） （0.043 79） （0.085 01）

WEPI （3）

方程（3）表明，長期來看，IPI與NEER負(fù)相關(guān)，與GDP和WEPI正相關(guān)。協(xié)整方程中匯率的系數(shù)為-1.34，表明人民幣匯率每上升1%，我國的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)會降低1.34%，這說明進(jìn)口價(jià)格對人民幣匯率波動的反應(yīng)非常敏感。我國的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)與GDP正相關(guān)。當(dāng)GDP提高時，工業(yè)生產(chǎn)處于高漲期，居民消費(fèi)需求會相應(yīng)增加，從而進(jìn)口價(jià)格也會相應(yīng)提高。我國的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)與代表出口商生產(chǎn)成本的世界出口價(jià)格指數(shù)正相關(guān)，說明當(dāng)外國出口商生產(chǎn)成本提高時，我國的進(jìn)口價(jià)格也相應(yīng)提高。

3. VAR模型分析。VAR模型常用于預(yù)測時間序列系統(tǒng)并分析隨機(jī)擾動對系統(tǒng)的動態(tài)影響。一般情況下，VAR模型要求序列平穩(wěn)，本文所有變量均為一階單整，差分后為平穩(wěn)序列，因此差分后可以建立VAR模型。但是差分后會丟掉許多原變量的信息，在經(jīng)濟(jì)意義上不容易解釋。因此本文不采用這種做法。

如果所有變量均為同階單整，且存在協(xié)整關(guān)系，可以采用這些變量的原序列建立VAR模型。而本文涉及的所有變量均為一階單整，且存在協(xié)整關(guān)系，因此本文將用這四個變量建立VAR模型。

由于VAR模型系統(tǒng)中系數(shù)非常多，每個系數(shù)僅反映了一個局部的動態(tài)關(guān)系，而不能捕捉全面的動態(tài)關(guān)系，因此研究者不可能通過VAR模型系數(shù)估計(jì)值來分析VAR模型，在實(shí)際操作中，需要借助脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析。本文將通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析其他幾個變量對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的沖擊，因此被沖擊變量為進(jìn)口價(jià)格指數(shù)。本文把需要沖擊的期數(shù)設(shè)為24個月，脈沖響應(yīng)函數(shù)具體結(jié)果見圖1所示。

圖1的橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位為月度），縱軸表示我國進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的響應(yīng)，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表進(jìn)口價(jià)格指數(shù)對相應(yīng)沖擊的反應(yīng)，兩側(cè)的虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶?？梢钥闯?，人民幣匯率單位新息對進(jìn)口價(jià)格在前10個月是顯著的負(fù)向影響，至第3個月負(fù)向影響達(dá)到最大，之后逐漸上下擺動至平穩(wěn)。GDP單位新息對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的沖擊在前8個月是正向的，在第3個月達(dá)到最大值，之后上下擺動至平穩(wěn)。出口商生產(chǎn)成本單位新息對我國進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的影響在前3個月是正向的，第3個月至第13個月轉(zhuǎn)為顯著的負(fù)向波動，之后上下擺動至平穩(wěn)。

根據(jù)VAR模型，本文先計(jì)算出進(jìn)口價(jià)格指數(shù)（IPI）對匯率沖擊的累積變動率，然后計(jì)算出人民幣匯率（NEER）對其自身的累積變動率。用IPI累積變動率除以同時期的NEER累積變動率，可以得到NEER對IPI的傳遞彈性。

根據(jù)表3中的數(shù)據(jù)，在匯率沖擊發(fā)生一年內(nèi)，匯率對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞效應(yīng)隨沖擊時間的延長而增加。在匯率沖擊發(fā)生一年后，其對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞彈性為-2.356 5。這表明人民幣匯率每升值1%，進(jìn)口價(jià)格指數(shù)下降2.356 5%。匯率沖擊發(fā)生兩年后，其對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞彈性下降到-2.074 1。為了比較匯率對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞彈性，本文進(jìn)一步計(jì)算了匯率沖擊發(fā)生28個月、32個月和36個月，匯率對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞彈性，分別是-0.450 1、-0.558 3和-0.568 3。這說明匯率沖擊發(fā)生兩年內(nèi)，匯率對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的影響顯著，傳遞效應(yīng)大于1。兩年后匯率變動對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞效應(yīng)逐漸減弱至穩(wěn)定。這個結(jié)論與協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果是一致的。

四、 主要結(jié)論和政策啟示

通過以上的實(shí)證分析，本文得到兩個結(jié)論：第一，這四個變量間存在長期的協(xié)整關(guān)系；第二，人民幣名義有效匯率對進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞是負(fù)向的，并且在兩年內(nèi)傳遞效應(yīng)大于1，之后逐漸減弱。

政策啟示包括兩個方面：

1. 短期內(nèi)，政府通過人民幣升值來緩解外部失衡具有一定的可操作性。根據(jù)前面的分析，兩年內(nèi)人民幣匯率對我國進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)大于1，此時人民幣升值會引起我國進(jìn)口價(jià)格下降更大的幅度。我國進(jìn)口的大部分商品為中高端商品，這類商品的需求彈性較大，進(jìn)口價(jià)格的下降會引起進(jìn)口數(shù)量更大幅度的增加。因此，短期內(nèi)人民幣升值可以增加我國的進(jìn)口額，對于緩解我國的巨額貿(mào)易順差有一定的意義。

2. 長期來看，削減巨額貿(mào)易順差的出路在于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級和結(jié)構(gòu)調(diào)整。雖然人民幣升值能在短期內(nèi)緩解我國的貿(mào)易順差，但長期來講，如果人民幣持續(xù)過度升值，會造成對人民幣升值的預(yù)期，導(dǎo)致流入我國的投機(jī)資本增加。投機(jī)資本流動的根本目的在于取得利率、匯率和資產(chǎn)價(jià)格上漲的收益。為了維持外匯市場的穩(wěn)定，央行不得不被動投放更多的基礎(chǔ)貨幣來干預(yù)外匯市場，從而影響了貨幣政策的調(diào)控效果。因此，長期而言，靠人民幣的不斷升值來解決我國長期存在的貿(mào)易順差問題是不可行的。

我國貿(mào)易順差的根源在于國際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理。國際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整引發(fā)其他國家對我國的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移大量增加，這些國家把原材料、中間品和零部件轉(zhuǎn)移到我國加工制作，導(dǎo)致加工貿(mào)易占據(jù)了我國貿(mào)易的半壁江山。而加工貿(mào)易后最終產(chǎn)品的出口全都計(jì)入我國的出口，從而造成貿(mào)易順差的不斷增加。另外，我國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，外貿(mào)增長呈粗放式，出口產(chǎn)品以附加值較低的產(chǎn)品為主，出口企業(yè)為了擴(kuò)大出口不惜低價(jià)競爭。而我國的進(jìn)口商品以高附加值的大型設(shè)備、精密儀器和高科技產(chǎn)品為主。

促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)鍵在于突破以勞動密集型產(chǎn)品出口為主的現(xiàn)狀，提高產(chǎn)品附加值，由粗放型向集約型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變。結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)鍵在于引導(dǎo)加工貿(mào)易向產(chǎn)業(yè)鏈高端發(fā)展，擴(kuò)大內(nèi)需，提高核心競爭力。

參考文獻(xiàn)：

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基金項(xiàng)目：北京語言大學(xué)校級科研項(xiàng)目（中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)專項(xiàng)資金）（項(xiàng)目號：14YBB01）。

作者簡介：馮耀鵬（1978-），女，漢族，河南省登封市人，北京語言大學(xué)商學(xué)院講師，對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向?yàn)閲H貿(mào)易理論與政策。

收稿日期：2017-06-25。