史新鷺，周正寧

（西安交通大學(xué) 金禾經(jīng)濟(jì)研究中心，西安 710049）

0 引言

匯率傳遞通常被定義為匯率變動(dòng)所引起的一國(guó)進(jìn)出口商品以目的地貨幣計(jì)價(jià)的價(jià)格變化程度[1]。實(shí)際上，不僅對(duì)外貿(mào)易收支情況會(huì)受到匯率傳遞效應(yīng)的影響，一國(guó)央行應(yīng)對(duì)通脹的貨幣政策效力同樣也會(huì)受其影響[2-4]。保持國(guó)內(nèi)物價(jià)穩(wěn)定始終是一項(xiàng)重要的政策目標(biāo)，在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，匯率變動(dòng)對(duì)物價(jià)的傳遞效應(yīng)直接影響一國(guó)治理通貨膨脹的空間和自由度。到目前為止，只有較少數(shù)文獻(xiàn)以匯率變動(dòng)對(duì)物價(jià)水平的傳遞效應(yīng)作為研究對(duì)象，而其他文獻(xiàn)大都集中于研究匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口價(jià)格的傳遞效應(yīng)。但一般物價(jià)與一國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況的相關(guān)性更為直接和密切，目前許多國(guó)家都是以物價(jià)穩(wěn)定作為首要政策目標(biāo)，因此，研究匯率變動(dòng)對(duì)物價(jià)的傳遞效應(yīng)更具現(xiàn)實(shí)意義?？紤]到實(shí)際匯率會(huì)通過(guò)影響國(guó)內(nèi)外的相對(duì)價(jià)格而對(duì)一國(guó)物價(jià)產(chǎn)生作用，因此，本文將分析人民幣實(shí)際有效匯率[5]對(duì)一般物價(jià)的傳遞效應(yīng)。

1 理論模型構(gòu)建

首先需要構(gòu)建一個(gè)開(kāi)放經(jīng)濟(jì)菲利普斯曲線模型?？紤]到我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源的依賴程度較高，本文設(shè)定廠商在生產(chǎn)過(guò)程中還需要投入能源要素，此時(shí)決定生產(chǎn)成本Cit的不僅是產(chǎn)量Yit，還有能源相對(duì)價(jià)格Zt/Pt。為簡(jiǎn)化起見(jiàn)，這里參照Takhtamanova（2010）[6]對(duì)預(yù)期實(shí)際匯率變動(dòng)過(guò)程的設(shè)定：Et-1qt=qt-1，即預(yù)期實(shí)際匯率過(guò)程是一個(gè)隨機(jī)游走過(guò)程。本文也假定預(yù)期能源相對(duì)價(jià)格遵循這樣一個(gè)隨機(jī)游走過(guò)程。

以外國(guó)廠商的最優(yōu)決策為例來(lái)進(jìn)行說(shuō)明。假設(shè)每一個(gè)廠商只生產(chǎn)一種商品，其中外國(guó)廠商i的名義收入為（Yit是實(shí)際產(chǎn)出，是以本幣表示的外國(guó)廠商i所生產(chǎn)的商品價(jià)格），外國(guó)廠商i所面臨的名義成本為（P*是以外幣表示的外國(guó)總價(jià)格水平，Dit是外國(guó)廠商i的實(shí)際成本，）為間接名義匯率，則將外國(guó)廠商i的名義成本轉(zhuǎn)化為以本幣表示的成本就是由此可以得到如下所示的外國(guó)廠商i的名義利潤(rùn)：本文把實(shí)際匯率定義為，將其代入外國(guó)廠商i的名義利潤(rùn)表達(dá)式可以得到相應(yīng)的實(shí)際利潤(rùn)：

設(shè)本國(guó)消費(fèi)者對(duì)外國(guó)廠商i所生產(chǎn)的商品需求取決于其產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格以及本國(guó)的實(shí)際收入水平Y(jié)t，

其中，需求彈性記為ε（ε＞1），則有：

此外，設(shè)實(shí)際成本為能源相對(duì)價(jià)格Zt/Pt以及產(chǎn)出Yit的增函數(shù)，其中，成本彈性分別記為γ（γ＞1），η（η＞0），則有：

其中，k1=(γ-1)/[ε(γ-1)+1],k2=(γ-1)/[ε(γ-1)+1]，k3=η/[ε(γ-1)+1]?？梢钥吹剑顑?yōu)定價(jià)與總產(chǎn)出、總價(jià)格以及能源價(jià)格正相關(guān)；最優(yōu)定價(jià)隨著本幣的貶值而上升，其原因在于，本幣貶值的作用相當(dāng)于提高了外國(guó)廠商的生產(chǎn)成本，因此會(huì)推動(dòng)價(jià)格上漲。

由于是對(duì)稱(chēng)模型，通過(guò)類(lèi)似的推導(dǎo)可以得到本國(guó)廠商的最優(yōu)定價(jià)：

對(duì)于每一期都能調(diào)整價(jià)格的廠商，稱(chēng)之為“彈性定價(jià)廠商”，在本文的模型中，外國(guó)和本國(guó)這類(lèi)廠商的占比都為δ；而不能隨時(shí)調(diào)價(jià)的廠商，稱(chēng)之為“固定價(jià)格廠商”，這類(lèi)廠商需要提前一期將價(jià)格設(shè)定為預(yù)期最優(yōu)，在本文的模型中，外國(guó)和本國(guó)這類(lèi)廠商的占比都為1-δ。在這種假設(shè)之下，可以得到外國(guó)商品總價(jià)格指數(shù)：

借助于對(duì)稱(chēng)模型的便利，對(duì)應(yīng)地可以得到本國(guó)商品總價(jià)格指數(shù)：

將外國(guó)廠商的最優(yōu)定價(jià)（式（5））和本國(guó)廠商的最優(yōu)定價(jià)（式（6））分別代入外國(guó)和本國(guó)商品總價(jià)格指數(shù)表達(dá)式（式（7）和式（8）），可以得到相應(yīng)的國(guó)內(nèi)總價(jià)格指數(shù)和國(guó)外總價(jià)格指數(shù)，并將其代入本國(guó)加權(quán)總價(jià)格指數(shù)表達(dá)式（式（9））即可得到如下的通貨膨脹表達(dá)式：

為得到本文最終所需要的開(kāi)放經(jīng)濟(jì)菲利普斯曲線，本文參考Takhtamanova（2010）[6]對(duì)式（10）進(jìn)行進(jìn)一步處理，假設(shè)預(yù)期通脹是央行所設(shè)的通脹目標(biāo)與預(yù)期形成時(shí)的通脹率之間的加權(quán)平均，即將其代入式（10）并進(jìn)一步簡(jiǎn)化即可得到式（11）：

從式（11）可以看出，實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)通貨膨脹的傳遞系數(shù)是-μδk2/(1-δ)，由此可知，有四個(gè)因素會(huì)影響到匯率傳遞效應(yīng)：其一是進(jìn)口品在一國(guó)消費(fèi)籃子中所占的比重，它衡量的是一國(guó)的貿(mào)易依存度，貿(mào)易依存度越高，匯率變動(dòng)對(duì)物價(jià)的影響就越大，在本文的理論模型中，匯率是通過(guò)進(jìn)口品這一渠道對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)產(chǎn)生影響；其二是彈性定價(jià)廠商所占的比重，匯率變動(dòng)對(duì)物價(jià)的影響會(huì)隨著彈性定價(jià)廠商占比的增加而增加，其原因在于彈性定價(jià)廠商在面對(duì)匯率變動(dòng)沖擊時(shí)，為了避免損失，這類(lèi)廠商能夠及時(shí)對(duì)其定價(jià)做出相應(yīng)調(diào)整，匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的傳遞率將隨著這類(lèi)廠商占比的增加而增加；最后兩個(gè)影響因素分別是成本彈性和需求彈性，廠商壟斷勢(shì)力會(huì)因?yàn)檫@兩種彈性的增加而減弱，反映到物價(jià)上就表現(xiàn)為匯率傳遞率的下降。

進(jìn)一步設(shè)定進(jìn)口品在本國(guó)的消費(fèi)籃子中所占的比例為μ，則可以得到相應(yīng)的加權(quán)總價(jià)格指數(shù)：

2 計(jì)量模型和數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1 計(jì)量模型與方法

本文進(jìn)行實(shí)證分析的基礎(chǔ)是前文理論模型中所推導(dǎo)出的開(kāi)放經(jīng)濟(jì)菲利普斯曲線方程式（11），根據(jù)式（11）可以

式（12）中的所有變量都是取過(guò)對(duì)數(shù)后的形式。其中πt為通貨膨脹率，為產(chǎn)出缺口（實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之間的差值），qt為實(shí)際匯率，zt為能源價(jià)格。

通過(guò)對(duì)模型（12）進(jìn)行實(shí)證分析，可以得到匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的傳遞效應(yīng)，即以β3衡量的短期匯率傳遞率。

在考察匯率變動(dòng)對(duì)物價(jià)的傳遞趨勢(shì)問(wèn)題時(shí)，本文采用滾動(dòng)回歸分析方法，通過(guò)設(shè)定回歸模型的窗寬，獲得不同時(shí)期系統(tǒng)參數(shù)的變化狀況，具體的操作和分析在STATA11中進(jìn)行。

2.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

受限于數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇1994年1月到2015年1月的月度數(shù)據(jù)作為分析樣本，所使用的數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)際清算銀行以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

所涉及的數(shù)據(jù)有通貨膨脹率、實(shí)際有效匯率以及產(chǎn)出缺口。其中產(chǎn)出缺口的月度數(shù)據(jù)是參考Tang（2014）[7]中的作法將季度名義GDP數(shù)據(jù)降頻獲得的，具體來(lái)說(shuō)就是將季度數(shù)據(jù)均分三份，相應(yīng)的月度數(shù)據(jù)就是對(duì)應(yīng)季度數(shù)據(jù)的1/3。圖1是季度GDP經(jīng)過(guò)H-P濾波處理后的產(chǎn)出缺口。得到如下的實(shí)證模型：

圖1 HP濾波處理后的產(chǎn)出缺口

本文采用的實(shí)際有效匯率（REER）來(lái)自國(guó)際清算銀行（BIS）的寬口徑指數(shù)（broad）。通貨膨脹率為消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CPI的變動(dòng)率，即其中P為固定基期的CPI價(jià)格指數(shù)（2010=100）。

2.3 數(shù)據(jù)處理

首先需要對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，然后進(jìn)一步對(duì)季節(jié)性調(diào)整后的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為了得到更加可靠的檢驗(yàn)結(jié)果，本文在估計(jì)時(shí)采用Newey-West異方差和自相關(guān)一致的協(xié)方差計(jì)算。

本文采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)有關(guān)變量進(jìn)行單位根檢定。從下頁(yè)表1可以看出，盡管原序列的檢驗(yàn)結(jié)果都不能拒絕單位根的存在，但是一階差分后的序列都通過(guò)了單位根檢定。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)物價(jià)水平的傳遞效應(yīng)

通過(guò)對(duì)模型（12）進(jìn)行回歸分析，可以得到人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)對(duì)物價(jià)的傳遞效應(yīng)，表2展示了相應(yīng)的計(jì)量結(jié)果。可以看到，只有產(chǎn)出缺口對(duì)通脹率影響很小，而其余變量對(duì)通脹率都有顯著影響。從這里的實(shí)證結(jié)果可以看出，人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)物價(jià)的傳遞是不完全的，實(shí)際有效匯率每變化一個(gè)單位，物價(jià)變化0.129個(gè)單位。

表1 各變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)物價(jià)的傳遞效應(yīng)

根據(jù)前文理論模型部分的分析可知，在本國(guó)商品價(jià)格不變的情況下，匯率升值會(huì)使以本幣表示的來(lái)自外國(guó)的進(jìn)口品價(jià)格下降，從而加權(quán)總價(jià)格也將隨之下降，這樣就會(huì)引起本國(guó)國(guó)內(nèi)發(fā)生通貨緊縮現(xiàn)象。但是，表2的實(shí)證結(jié)果卻顯示，匯率升值會(huì)導(dǎo)致國(guó)內(nèi)物價(jià)上升。究其原因，可能是樣本期內(nèi)人民幣升值預(yù)期引起大量熱錢(qián)涌入國(guó)內(nèi)，導(dǎo)致物價(jià)上升幅度遠(yuǎn)超從進(jìn)口品價(jià)格角度衡量的物價(jià)下降幅度。自從2005年匯率改革以來(lái)，人民幣匯率升值與物價(jià)上揚(yáng)的現(xiàn)象長(zhǎng)期并存，該有悖于經(jīng)濟(jì)規(guī)律的“雙高”現(xiàn)象一度成為眾多學(xué)者研究的重點(diǎn)課題，在學(xué)界引起了廣泛的關(guān)注。實(shí)際上，如果一國(guó)匯率升值預(yù)期存在，且其資本賬戶又有一定程度的開(kāi)放性，則此時(shí)一國(guó)國(guó)內(nèi)就會(huì)涌入大量的熱錢(qián)。為了將匯率變化維持在特定范圍之內(nèi)，一國(guó)央行通常就會(huì)進(jìn)行在外匯市場(chǎng)上買(mǎi)入外幣的操作，而央行的這一操作就會(huì)使大量的基礎(chǔ)貨幣被投放進(jìn)市場(chǎng)，進(jìn)而造成國(guó)內(nèi)一定的通脹壓力。因此，本文的結(jié)論在一定程度上也可以看成是對(duì)以往“升值抑脹論”觀點(diǎn)的進(jìn)一步質(zhì)疑，針對(duì)這個(gè)問(wèn)題，本文認(rèn)為對(duì)于資本市場(chǎng)的監(jiān)管應(yīng)該繼續(xù)加強(qiáng)，防范匯率預(yù)期所造成的國(guó)際資本流動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的影響。

3.2 人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)物價(jià)的傳遞趨勢(shì)及決定因素

如前所述，近年來(lái)的實(shí)證研究表明匯率傳遞呈逐年下降趨勢(shì)，而且國(guó)外的學(xué)者大多將此現(xiàn)象歸結(jié)為央行的貨幣政策成功地減小了公眾的通脹預(yù)期，即該下降趨勢(shì)與央行的貨幣政策密不可分。本文將主要分析人民幣實(shí)際有效匯率傳遞效應(yīng)的變化情況，考察其是否存在下降趨勢(shì)，并分析其背后的決定因素。

本文在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)菲利普斯曲線框架下，運(yùn)用滾動(dòng)回歸法分析了1994年1月至2015年1月期間匯率傳遞率的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)。以往傳統(tǒng)的計(jì)量模型中，系統(tǒng)參數(shù)通常都會(huì)被設(shè)定為固定常數(shù)，但實(shí)際上系統(tǒng)參數(shù)會(huì)隨經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化而呈現(xiàn)出動(dòng)態(tài)的變化過(guò)程。而經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)演變過(guò)程可以借助滾動(dòng)回歸估計(jì)方法進(jìn)行有效分析，具體來(lái)說(shuō)，該方法在分析過(guò)程中需要設(shè)定回歸模型的窗寬，通過(guò)對(duì)窗寬進(jìn)行設(shè)置就可以分析不同時(shí)期系統(tǒng)參數(shù)的變化情況。比起一般靜態(tài)回歸分析，滾動(dòng)回歸的優(yōu)勢(shì)是其能夠?qū)ο禂?shù)的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程有一個(gè)清晰地把握。這里將滾動(dòng)回歸樣本的窗寬設(shè)為5年（由于使用的是月度數(shù)據(jù)，所以窗寬實(shí)際上為60），樣本為1994M1—2015M1的月度數(shù)據(jù)，滾動(dòng)回歸估計(jì)的結(jié)果見(jiàn)圖2。

圖2 人民幣實(shí)際有效匯率傳遞趨勢(shì)圖

圖2（a）為匯率傳遞趨勢(shì)圖，可以看出，匯率變動(dòng)的傳遞效應(yīng)并不存在持續(xù)的下降趨勢(shì)，而是呈現(xiàn)出時(shí)升時(shí)降的狀態(tài)。在2000年以前匯率傳遞率大體上是逐年下降的，在2000—2005年間內(nèi)呈大致上升趨勢(shì)，隨后在2005—2009年間又大致呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，此后較為平穩(wěn)，近期又開(kāi)始呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)。另外，由于本文在模型中加入了能源變量，因此，這里也對(duì)能源價(jià)格系數(shù)進(jìn)行了滾動(dòng)回歸分析，如圖2（b）所示?？梢钥闯觯瑥?0年代到現(xiàn)在，隨著我國(guó)工業(yè)化進(jìn)程的加快，國(guó)內(nèi)物價(jià)受能源價(jià)格的影響也進(jìn)一步加深。

由于彈性調(diào)價(jià)廠商的占比以及需求彈性和成本彈性無(wú)法準(zhǔn)確衡量，因此，本文主要是從消費(fèi)籃子中進(jìn)口品的比重以及國(guó)內(nèi)通脹環(huán)境兩個(gè)方面對(duì)圖2（a）所呈現(xiàn)的匯率傳遞動(dòng)態(tài)趨勢(shì)進(jìn)行解釋。

首先，匯率傳遞效應(yīng)與通脹環(huán)境之間的關(guān)系。樣本期內(nèi)的通貨膨脹如圖3所示，除了2000年以前及近期呈現(xiàn)的通貨膨脹下降階段與圖2（a）中匯率傳遞效應(yīng)的下降階段吻合之外，其他時(shí)間段均難以相互匹配和對(duì)應(yīng)，因此，總體來(lái)看，樣本期間內(nèi)人民幣實(shí)際匯率傳遞系數(shù)大小與CPI通脹率之間的關(guān)系并不能完全支持Taylor(2000)[2]的研究結(jié)論。

其次，匯率傳遞效應(yīng)與進(jìn)口品比重之間的關(guān)系。從前文的理論模型中可知，一國(guó)消費(fèi)籃子中進(jìn)口品比重是影響匯率傳遞大小的因素之一，這里采用進(jìn)口占GDP的比重作為消費(fèi)籃子中進(jìn)口品比重的替代變量。該變量在樣本期內(nèi)的變動(dòng)情況如圖4所示。

圖3中國(guó)CPI通貨膨脹率（定基比）

圖4進(jìn)口占GDP的比重

可以看出，在2000年以前，進(jìn)口占GDP的比重呈下降趨勢(shì)，與圖2（a）中匯率傳遞率的下降階段吻合，這也符合之前的理論結(jié)果。此后，在2000—2005年左右的時(shí)間段內(nèi)，進(jìn)口占GDP的比重呈上升階段，圖2（a）中的匯率傳遞率也在這一階段呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。并且2005—2009年這段時(shí)間內(nèi)，匯率傳遞率與進(jìn)口占GDP的比重也同時(shí)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。

另外，通過(guò)考察這兩組序列的相關(guān)性發(fā)現(xiàn)，匯率傳遞率與進(jìn)口占比之間的相關(guān)性為0.78，具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，從而進(jìn)一步印證了理論模型的結(jié)論，即一國(guó)消費(fèi)籃子中進(jìn)口品的比重是影響匯率傳遞效應(yīng)的重要因素，貿(mào)易依存度越高，物價(jià)受匯率變動(dòng)的影響就越大，匯率傳遞效應(yīng)就越顯著。

4 結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建一個(gè)開(kāi)放經(jīng)濟(jì)菲利普斯曲線，考察了1994年1月至2015年1月人民幣實(shí)際有效匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)物價(jià)的傳遞效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)匯率傳遞的動(dòng)態(tài)表現(xiàn)與進(jìn)口品比重的動(dòng)態(tài)表現(xiàn)一致，當(dāng)進(jìn)口品比重下降時(shí)，匯率傳遞效應(yīng)也相應(yīng)呈下降趨勢(shì)，而當(dāng)進(jìn)口品比重上升時(shí)，匯率傳遞效應(yīng)也相應(yīng)呈上升趨勢(shì)。與此同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)除了2000年以前匯率傳遞的下降階段與通貨膨脹的下降階段吻合之外，其他時(shí)間段均難以對(duì)應(yīng)和匹配，總體來(lái)看，樣本期內(nèi)的人民幣匯率傳遞效應(yīng)與CPI通貨膨脹率之間并不存在密切的相關(guān)關(guān)系。從穩(wěn)定物價(jià)的角度來(lái)講，適當(dāng)?shù)亟档唾Q(mào)易依存度，可以減少匯率對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的影響，從而為央行制定穩(wěn)定物價(jià)的政策提供更多的空間和自由度。同時(shí)也可以將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的視角從依賴外部轉(zhuǎn)向考慮國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)，從而有助于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。