毛澤盛，　羅良紅

(南京師范大學 商學院，江蘇 南京 210023)

一、引　言

匯率傳遞效應指名義匯率變動對一國進口商品價格和國內(nèi)物價的影響程度。傳統(tǒng)國際經(jīng)濟學理論認為，根據(jù)購買力平價理論和一價定律，匯率傳遞效應應該是完全的，即匯率的變動會引起價格水平等比例發(fā)生變動。這意味著匯率具有價格彈性的功能，它可以通過改變進口商品和國內(nèi)商品的相對價格產(chǎn)生支出轉(zhuǎn)換效應，因此可以作為調(diào)整外部經(jīng)濟失衡的重要工具。但是在現(xiàn)實世界中，由于市場不完美等原因，一價定律和購買力平價很難成立，因此導致了匯率的不完全傳遞。我國2005年7月匯率改革以來，人民幣匯率雖然基本呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢，但對外貿(mào)易順差卻一直沒有下降。特別是隨著我國經(jīng)濟對外開放程度的提高和人民幣匯率浮動區(qū)間的加大，國內(nèi)物價越來越受到外部沖擊的影響，輸入型通貨膨脹已成為近年一個困擾理論界與實務(wù)界的重大問題。為正確制定和實施貨幣政策，以更好地調(diào)控物價，我們有必要對人民幣匯率傳遞效應展開全面、深入的研究。

目前，國內(nèi)外有關(guān)匯率傳遞效應的研究非常多。以這些研究為基礎(chǔ)，本文擬在以下幾個方面做些新的嘗試，以深入研究人民幣匯率傳遞效應及其政策含義：第一，本文擬選取2005年7月到2012年12月匯改后的月度數(shù)據(jù)，將供給、需求、貨幣政策等變量內(nèi)生化，并通過使用VAR模型避免單方程回歸中的內(nèi)生性問題，以識別人民幣名義匯率對進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)的傳遞效應。第二，由于我國沒有公布進口價格指數(shù)，在以往的研究文獻中大多是通過單位值法來構(gòu)造或者通過加權(quán)平均我國主要貿(mào)易伙伴國的出口價格指數(shù)作為我國的進口價格指數(shù)。但是通過構(gòu)造所得到的進口價格指數(shù)難免會有一定偏差，并不能夠很好地代表進口價格指數(shù)的變化。本文擬采用進口商品價格總指數(shù)來反映一個國家進口商品價格的變動趨勢以及影響程度的動態(tài)相對數(shù)，以更全面地代表進口商品價格的變化。第三，本文擬先分別研究匯率沖擊對進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)的影響并比較效應大小，然后對比前人的相關(guān)研究成果，甄別研究結(jié)論的異同并分析其產(chǎn)生的原因。第四，由于我們研究樣本的時間周期中發(fā)生了美國次貸金融危機這一特殊事件，因此本文擬以此為視角，對金融危機環(huán)境對人民幣匯率傳遞效應有無顯著影響這一問題展開專門研究。本文具體內(nèi)容安排如下：第一部分引言；第二部分簡要回顧匯率傳遞相關(guān)文獻；第三部分描述數(shù)據(jù)并建立VAR模型；第四部分實證研究人民幣匯率傳遞效應，并對結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗；第五部分研究金融危機背景下的人民幣匯率傳遞效應，比較不同時期人民幣匯率傳遞效應大小及產(chǎn)生原因；第六部分總結(jié)全文，并挖掘其政策含義。

二、文獻回顧

匯率傳遞效應的研究最初是從微觀角度開始的。Mann(1986)[1]認為在一個不完全競爭的市場結(jié)構(gòu)中，匯率的變化會導致需求發(fā)生變化，因此，廠商會調(diào)整自己的利潤來穩(wěn)定價格，避免價格的波動對自己的產(chǎn)品造成沖擊。Krugman(1987)[2]提出的市場定價(Pricing to marketing，簡稱PMT)理論則認為，由于市場的不完美性，當匯率發(fā)生變化時，出口廠商為維持市場份額和利潤，可以通過調(diào)整成本加成的方法來穩(wěn)定出口價格，而不是按匯率變化等比例地改變出口價格，因而匯率對進口價格產(chǎn)生了不完全的傳遞效應。Baldwin(1988)[3]指出，由于匯率波動的不確定性，企業(yè)在進入某一市場時一般都會存在沉沒成本，因此要使出口商減少出口商品的供應，需要提高出口商品的價格，同時需要進口國貨幣大幅貶值，從而導致匯率的不完全傳遞。Fisher(1989)[4]考察了廠商定價策略對匯率傳遞的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不同的匯率制度以及不同的市場結(jié)構(gòu)都會影響一國的定價策略，因此，不同的匯率制度以及不同的市場結(jié)構(gòu)將導致不同的匯率傳遞。Goldberg and Knetter(1997)[5]運用產(chǎn)業(yè)組織理論對匯率傳遞效應進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不完全競爭條件下，企業(yè)實行的國際價格歧視導致匯率變化對價格的不完全傳遞性。

相對于微觀方面，從宏觀方面的研究還是一個比較新的視角，傳統(tǒng)的開放宏觀經(jīng)濟學建立在完全競爭市場和購買力平價的基礎(chǔ)上。Obstfeld and Rogoff(1995)[6]指出，如果用生產(chǎn)國貨幣定價，匯率變化傳遞就是完全的。相反，如果用當?shù)刎泿哦▋r，則匯率是完全不傳遞的。Taylor(2000)[7]從通貨膨脹的角度對匯率傳遞效應進行研究，他指出在考慮定價的滯后性以及廠商的壟斷競爭行為后，低的通貨膨脹率將會導致匯率的較低傳遞率。Mccarthy(2000)[8]考慮到商品流通鏈的影響，認為進口品可以看成是在最后消費品的中間產(chǎn)品，在被送到消費者之前需要一些配送環(huán)節(jié)，這些環(huán)節(jié)需要花費相當?shù)牟豢少Q(mào)易要素的投入，如市場營銷、配送等環(huán)節(jié)，這樣消費品中只有一部分是來自進口，因此商品流通鏈弱化了匯率傳遞效應。Devereux and Engel(2003)[9]指出，如果貨幣的增長率波動相對較低，則匯率的傳遞程度也低。波拉德研究了美國29個電子產(chǎn)業(yè)的匯率傳遞效應，得出結(jié)論是，名義匯率波動的幅度越大，則匯率變動對進口價格指數(shù)的傳遞效應就越顯著，因此匯率傳遞效應與匯率變動幅度之間正相關(guān)。高斯從一個國家對外開放性來研究匯率傳遞效應，指出如果一個國家對外開放度越高則匯率傳遞效應就越大。相反，如果一個國家的對外開放度低，其匯率傳遞效應就低?？柊矎囊粐?jīng)濟的周期性解釋了匯率的不完全傳遞。得出的結(jié)論是：在經(jīng)濟繁榮時期，匯率的傳遞效應比較大；而在經(jīng)濟的蕭條時期，匯率的傳遞效應比較小。古斯特從對外貿(mào)易角度來解釋匯率的低傳遞率，認為低的貿(mào)易成本帶來的貿(mào)易整合導致匯率的不完全傳遞。Iyabo Masha and Chanho Park(2012)[10]用VAR模型研究了匯率變化在馬爾代夫的價格傳遞效應，結(jié)果表明匯率傳遞效應是不完全的，并且對于生產(chǎn)者價格指數(shù)的傳遞大于對消費物價指數(shù)的傳遞。[11]

國內(nèi)也有一些學者實證研究了人民幣匯率傳遞效應。畢玉江，朱鐘棣(2007)[12]采用協(xié)整與誤差修正模型研究了人民幣名義有效匯率對國內(nèi)價格水平的影響，得出的結(jié)論是：人民幣匯率變化對進口價格指數(shù)和消費物價指數(shù)的傳遞都是不完全的。封北麟(2006)[13]經(jīng)驗估計了人民幣名義有效匯率變動對國內(nèi)消費物價指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)及其分類指數(shù)的傳遞效應。結(jié)論表明：在我國，匯率傳遞效應不顯著，不同行業(yè)的匯率傳遞效應存在顯著差別。陳六傅，劉厚俊(2007)[14]利用VAR模型研究人民幣名義有效匯率變化對進口價格指數(shù)和消費物價指數(shù)的影響，得出的基本結(jié)論是匯率變動對進口價格指數(shù)和消費物價指數(shù)的傳遞是不完全的并且存在一定的時滯，其中對進口價格指數(shù)的傳遞大于對消費物價指數(shù)的傳遞。許偉，傅雄廣(2008)[15]利用滾動回歸方法研究指出，人民幣名義有效匯率變化對進口價格指數(shù)的傳遞是不完全的并且內(nèi)生于一國的通貨膨脹。金山，汪前元(2011)[16]用向量自回歸模型實證分析外部沖擊對國內(nèi)CPI的影響，結(jié)果表明人民幣名義有效匯率對CPI的傳遞率比較低，外部沖擊只解釋了CPI變化的25%。胡日東，李文星(2011)[17]利用VAR模型實證研究了匯改后人民幣匯率變化的價格傳遞效應，發(fā)現(xiàn)人民幣升值對降低國內(nèi)通貨膨脹有比較強的解釋力。傅強，吳卯會(2011)[18]利用SVAR模型，實證研究人民幣名義有效匯率對國內(nèi)進口價格、生產(chǎn)者價格和消費者價格的傳遞效應。得出結(jié)論：匯率沖擊對3類價格的傳遞都是不完全的，并且是沿著商品流通鏈遞減的。

三、數(shù)據(jù)與模型

(一)數(shù)據(jù)描述

本文所用的VAR模型包括以下6個變量：

1. 石油的美元價格(oil)：代表純粹的供給沖擊，而不是匯率波動的沖擊，數(shù)據(jù)來源于美國政府的能源信息管理局。[19]

2. 產(chǎn)出缺口(rgdp)：反應需求沖擊可能對國內(nèi)價格產(chǎn)生的影響。由于我國沒有公布GDP的月度數(shù)據(jù)，本文以工業(yè)增加值作為GDP的代理變量，并對工業(yè)增加值做X12季節(jié)調(diào)整，然后用HP濾波生成工業(yè)增加值的循環(huán)因子作為產(chǎn)出缺口的代理變量。工業(yè)增加值的原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。

3. 貨幣供應量(M2)：反應貨幣政策對匯率傳遞效應可能產(chǎn)生的影響。[20]由于貨幣當局會隨著匯率的波動做出反應，這種反應會最終體現(xiàn)在貨幣政策和通貨膨脹中，因此把貨幣供應量考慮到模型中來。本文采用廣義的貨幣供應量M2，并對其進行了X12季節(jié)調(diào)整，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

4. 人民幣名義有效匯率(neer)：以進出口份額為權(quán)重對我國主要貿(mào)易國雙邊匯率做加權(quán)平均，采用間接標價法，使用有效匯率能夠綜合反映其影響，數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行(BIS)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

5. 消費物價指數(shù)(cpi)：本文以2005年7月作為定基，對所有年份的消費物價指數(shù)數(shù)據(jù)都進行了相應調(diào)整，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

6. 進口商品價格總指數(shù)(ipi)：由于我國沒有公布進口價格指數(shù)，在以往的研究文獻中，大部分都是通過構(gòu)造得到進口價格指數(shù)，所得到的進口價格指數(shù)難免會有一定的偏差，本文采用進口商品價格總指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

以上數(shù)據(jù)除產(chǎn)出缺口外，所有變量都取自然對數(shù)。

(二)計量模型

下面是擬建立的VAR模型：

(1)

(2)

A(L)Zt=m+(∑t∑t')=I

(3)

由于我們的VAR系統(tǒng)中包含6個變量，所以需要15個[k(k-1)/2]限制條件來識別唯一的B。給定變量在VAR中的排列順序，則橋萊斯基信息向量分解矩陣便能唯一確定。由于石油的外生性最強，所以把石油排在第一位。VAR中變量的順序為：

△oil→rgdp→△M2△→△neer→△ipi→△cpi

結(jié)構(gòu)式殘差與簡化式殘差之間的關(guān)系可表示為：

四、實證檢驗

(一)單位根檢驗

由于時間變量的平穩(wěn)性是進行經(jīng)濟分析的前提，因此本文對6個變量的水平值進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。從表1中可以看出，除rgdp以外，其余變量的水平值都沒有通過ADF檢驗，表明其余5組序列均存在單位根，為非平穩(wěn)序列。于是對這5組變量的一階差分進行單位根檢驗，結(jié)果表明這5組變量的一階差分都通過ADF檢驗，因此5組序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即lnoil、lnm2、lnneer、lnipi、lncpi為一階單整序列。為了研究變量之間的動態(tài)關(guān)系，使用向量自回歸模型(VAR)以及脈沖響應函數(shù)和方差分解。本文根據(jù)LR判斷準則，VAR模型的滯后期選擇第3變量組。

表1　單位根檢驗

(二)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

表2列出了一些變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果。從表2中可看出，人民幣有效匯率指數(shù)是進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)的格蘭杰原因，同樣進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)也是人民幣有效匯率指數(shù)的格蘭杰原因，他們之間存在雙向影響關(guān)系。

表2　格蘭杰因果關(guān)系檢驗

(三)脈沖響應函數(shù)

在上述識別方法的基礎(chǔ)上，圖1給出了一個單位的匯率沖擊對于進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)的影響。由于本文的6個變量中除了產(chǎn)出缺口外，其余變量都取了自然對數(shù)，因此如果將結(jié)構(gòu)沖擊正規(guī)化為1，那么其他變量在受到?jīng)_擊后的變化值就可以近似地看成是彈性值。從圖1可以看出，進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)對匯率沖擊的反應基本上都是負向的。具體來看，一個百分比的匯率沖擊在第27個月導致進口商品價格總指數(shù)的下降幅度最大，為0.026481%，長期則維持在0.026456%左右的水平。消費物價指數(shù)對匯率沖擊的反應比較緩慢，并且存在一定的時滯，在匯率沖擊的第28個月出現(xiàn)最大下降幅度，為0.004737%，此后一直維持在0.004735%左右的水平。從置信區(qū)間中可以看出，人民幣匯率變化對進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)的沖擊雖然具有統(tǒng)計顯著性，但沖擊的程度很小，而且是不完全的。

圖1　一個正向匯率沖擊的累計脈沖響應(2005.7——2012.12)

(四)方差分解

在上節(jié)中，我們用脈沖響應函數(shù)得到進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)對人民幣名義有效匯率的響應程度，接下來我們對二者的預測誤差進行方差分解，以此來了解各變量沖擊在解釋二者波動中的貢獻度。從表3中可以看出，進口商品價格總指數(shù)的方差主要是由其自身變化所引起的。除此之外，石油沖擊對進口商品價格總指數(shù)的解釋力最大，從第12個月起石油沖擊對進口商品價格總指數(shù)的解釋力基本維持在13.70%左右的水平。其次是消費物價指數(shù)和產(chǎn)出缺口，他們對進口商品價格總指數(shù)變化的解釋力從第12個月起分別維持在11.18%和10.08%左右水平。同樣，消費物價指數(shù)的方差變化也主要受其自身變化的影響，而石油沖擊、匯率沖擊從第12個月起基本均可以解釋8.8%左右的消費物價指數(shù)變化。在本文中，匯率沖擊對進口商品價格總指數(shù)方差波動的解釋力比對消費物價指數(shù)方差波動的解釋力小，這和陳六福、劉厚俊(2007)[14]的研究結(jié)果相近，但與我們普遍認為匯率傳遞沿著商品鏈遞減的觀點出現(xiàn)相悖。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的主要原因可能在于：第一，進口商品價格對消費物價指數(shù)的影響在整個商品流通鏈被弱化了。第二，消費物價指數(shù)不僅僅受進口商品影響，還受出口商品影響。譬如，如果國內(nèi)的需求不變，而國外消費者的需求增加，這時出口的增加就有可能拉動本國商品價格上升，從而對國內(nèi)消費品的價格水平產(chǎn)生影響。第三，近年來我國貨幣供應量持續(xù)增加，這可能直接引起了我國國內(nèi)物價水平的上升。第四，我國進口產(chǎn)品的組成和結(jié)構(gòu)也可能是導致這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因。我國進口的主要是高科技產(chǎn)品和能源類產(chǎn)品，這些產(chǎn)品存在需求剛性，他們的匯率彈性較小。相反，一般消費品由于消費量較大、價值較小且替代產(chǎn)品較多，因此在經(jīng)濟日益開放的條件下，容易受到匯率波動的影響，匯率彈性較大。

表3　進口價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)預測誤差的方差分解

(五)穩(wěn)健性檢驗

在VAR模型中，識別順序?qū)γ}沖響應函數(shù)和方差分解有很重要的影響，所以本文考察了兩種備擇的橋萊斯基分解次序，以驗證上述基本分解次序得出的結(jié)果是否具有穩(wěn)健性。由于石油的外生性最強，因此還是排在最前面，而本文考慮的是匯率變化對我國國內(nèi)價格的影響，因此進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)還是排在最后，且位置不變。以下是兩種備擇的順序：

1.△oil→△neer→rgdp→△M2→△ipi→△cpi

2.△oil→rgdp→△M2→rgdp→△neer→△ipi→△cpi

表4為備擇的橋萊斯基分解次序的進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)的累計脈沖響應情況。從表4中可以看出，備擇的橋萊斯基分解估計次序的ipi和cpi的累計脈沖響應情況與上述得出的結(jié)論基本相同：匯率沖擊對進口商品價格總指數(shù)的沖擊是負向的，并且在第24個月下降幅度最大，為0.028；匯率沖擊對消費物價指數(shù)的沖擊也是負向的，沖擊的最大月出現(xiàn)在第24個月，幅度為0.0054；匯率沖擊對消費物價指數(shù)的影響很小，并且存在一定的時滯。綜上所述，由橋萊斯基分解次序得出的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 備擇識別順序估計下累計脈沖響應

五、金融危機下人民幣匯率傳遞效應

上文研究的是2005年7月至2012年12月期間的人民幣匯率傳遞效應，它包括自2007年8月起至今由美國次貸金融危機所引起的全球金融危機這一特殊時期。為了驗證這次金融危機對人民幣匯率傳遞效應有無特別影響，本文進一步選取進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)結(jié)構(gòu)性變化為突變點對此展開研究。這里遵循斯魯茲的做法，采用單變量自回歸模型模擬進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)生成過程，然后利用該數(shù)據(jù)生成過程檢驗兩種指數(shù)的突變點，具體模型為：

我們采用標準的Wald結(jié)構(gòu)突變檢驗方法，利用連續(xù)Wald檢驗所有現(xiàn)在的突變點，最后選擇具有最大Wald統(tǒng)計值的突變點作為進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)的突變點。通過連續(xù)的Wald檢驗，我們發(fā)現(xiàn)在2007年8月和2011年3月Wald統(tǒng)計值出現(xiàn)最大值，進口商品價格總指數(shù)在此期間的平均值為103.61，消費物價指數(shù)的平均值為101.60。整個樣本期間的進口商品價格總指數(shù)的平均值為105.66，消費物價指數(shù)的平均值為101.31。進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)確實下降了。所以我們選取2007年8月和2011年3月作為子樣本區(qū)間，考察子區(qū)間和整體樣本區(qū)間的匯率傳遞效應有無顯著的變化。圖2為子樣本期間的脈沖響應函數(shù)圖。

圖2　一個正向匯率沖擊的累計脈沖響應(2007.8-2011.3)

圖2中可以看出，金融危機期間進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)對于匯率的整體沖擊趨勢是一致的，基本都是下降的趨勢：在金融危機期間進口價格從第4個月起就下降了0.0226，進口價格在第12個月下降最大為0.0545，消費者價格在第12個月下降最大，為0.0102，此后一直維持在這一水平。與整個樣本期間的數(shù)據(jù)相比，顯然在金融危機期間，進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)對匯率沖擊反應的時間效應和數(shù)量效應都變大了。為什么會出現(xiàn)這一現(xiàn)象？原因在于：第一，中國的匯率市場化以及對外開放是一個漸進的過程，因此對資源配置的力度以及浮動彈性將會隨著匯率體制改革的深入而不斷深化。雖然匯率變動對內(nèi)外經(jīng)濟的影響程度可能隨著改革而出現(xiàn)差異，但總體趨勢應該是匯率傳遞效應越來越強；第二，目前國際上大多數(shù)資源性產(chǎn)品都是以美元定價的，金融危機期間量化寬松貨幣政策使美元泛濫，引起美元大幅貶值，從而直接導致資源性產(chǎn)品價格上漲。而隨著我國經(jīng)濟的飛速發(fā)展，我國對原油、鐵礦石等資源性產(chǎn)品的進口需求數(shù)量和剛性都越來越大，因此只能被迫接受這些商品價格的上漲。作為重要的中間產(chǎn)品，資源性產(chǎn)品價格上漲將推動生產(chǎn)成本上升，進而影響消費品價格，最終形成輸入型通貨膨脹。

六、結(jié)論和啟示

本文利用2005年7月至2012年12月的月度數(shù)據(jù)，分別研究了匯率沖擊對進口商品價格總指數(shù)和消費物價指數(shù)的影響，并針對美國次貸危機這一特殊事件，對金融危機環(huán)境是否影響人民幣匯率傳遞效應這一問題展開專門研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

(一)人民幣匯率對進口商品價格總指數(shù)的傳遞效應很小且存在一定的時滯。這意味著企圖通過匯率的支出轉(zhuǎn)換效應來調(diào)節(jié)我國的對外貿(mào)易失衡的做法其效果可能不顯著，因此，政府應該尋找其他方法來改變我國長期以來的持續(xù)貿(mào)易順差結(jié)構(gòu)。

(二)與進口商品價格總指數(shù)相比，消費物價指數(shù)受人民幣匯率變化的影響更小且同樣具有較長的時滯。這意味著通過人民幣升值來抑制通貨膨脹的作用很有限，為穩(wěn)定物價，政府應該把重點放在解決流動性過剩和結(jié)構(gòu)失衡等國內(nèi)因素上面。

(三)雖然金融危機環(huán)境沒有改變?nèi)嗣駧艆R率傳遞的趨勢，但放大了人民幣匯率傳遞效應。如果再考慮到當前國內(nèi)外有關(guān)人民幣升值預期普遍較為強烈這一因素，則在后金融危機時代中國更應實施穩(wěn)健的匯率政策，以最大限度地降低人民幣匯率傳遞效應。

(四)人民幣匯率傳遞效應總體較小，表明我國物價抵御匯率沖擊的能力比較強。我國應抓住這一有利時機，一方面繼續(xù)深化匯率制度改革，加快人民幣國際化步伐；另一方面，實行相對獨立的貨幣政策，為國內(nèi)提供一個良好的物價環(huán)境。

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