當(dāng)前,中國經(jīng)濟(jì)在世界經(jīng)濟(jì)中的地位和影響越來越突出。相應(yīng)地,作為對外經(jīng)濟(jì)交易活動中一個重要的“公共品”——人民幣匯率及其制度就日益受到世人的廣泛關(guān)注。人民幣匯率制度自2005年7月實施新一輪改革以來,匯率彈性增強,人民幣對美元匯率不斷走強。但與此同時,國際上以美國為首的部分國家要求人民幣更快速度、更大幅度升值的呼聲更加高漲。理論上一般認(rèn)為,匯率升值不利于該國的經(jīng)濟(jì)增長,匯率貶值有利于該國的經(jīng)濟(jì)增長。這一結(jié)論的得出,是基于匯率變動的傳遞機制而言的。因此,有必要結(jié)合人民幣匯率變動的數(shù)據(jù)對人民幣匯率的傳遞機制和效應(yīng)開展經(jīng)驗考察,以提出因應(yīng)人民幣匯率變動的正確判斷和相應(yīng)措施。
一般地,匯率傳遞是指匯率變動所帶來的與其相關(guān)因素的變動。Hooper和Mann認(rèn)為,匯率傳遞是指進(jìn)口價格對名義匯率波動的變動率,也即匯率波動所帶來的進(jìn)出口價格的變動。顯然,這是一種狹義的定義。廣義的匯率傳遞,是指以匯率波動為動因而產(chǎn)生的多因素、多層次的影響。匯率波動可通過利率、價格等渠道對投資、消費、進(jìn)出口等產(chǎn)生綜合影響,進(jìn)而作用經(jīng)濟(jì)發(fā)展,影響一國的福利水平。在國際經(jīng)濟(jì)學(xué)的傳統(tǒng)分析框架中,匯率的價格傳遞是完全的。但事實上,由于國際市場競爭的非完全性、價格粘性等原因,匯率的價格傳遞效應(yīng)是不完全的。Dornbush and Rudiger(1987)對匯率的不完全傳遞做了開創(chuàng)性的理論探討,他利用不同行業(yè)組織的模型分析表明,匯率傳遞的程度取決于商品的可替代性、市場份額和外國企業(yè)在本國市場上的市場力量。Krugman (1986)和Feenstra(1987)從廠商“看市定價”出發(fā),以基于局部均衡的分析方法分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對長期匯率傳遞效應(yīng)的影響。Obstfeld and Rogoff(1995、2000)、Betts and Deverux(1996、2000)則更加偏向宏觀方面因素的分析,關(guān)注名義價格粘性對匯率傳遞的影響。Bacchetta, Wincoop(2001)研究發(fā)現(xiàn),一國廠商的市場地位越強,越能選擇本國貨幣作為結(jié)算貨幣,從而把匯率風(fēng)險轉(zhuǎn)嫁到進(jìn)口國,傳遞系數(shù)相應(yīng)越高。Michael B. Deverux, Charles Engel, Peter E. Storgaarde(2004)的研究表明,匯率傳遞與貨幣政策的相對穩(wěn)定性有關(guān),貨幣增長波動相對匯率波動較低的國家匯率傳遞效果要低,而貨幣增長波動相對較高的國家具有較高程度的匯率傳遞效果。
傅建設(shè)(1997)是國內(nèi)較早對匯率傳遞理論進(jìn)行系統(tǒng)梳理的學(xué)者。他對國外關(guān)于匯率傳遞不完全的原因分析進(jìn)行了整理,并結(jié)合人民幣匯率變動進(jìn)行了一些思考。倪克勤(1999)在東南亞金融危機的前提下研究了人民幣匯率的傳遞機制和杠桿作用。王錚、龔軼等(1999)應(yīng)用匯率傳遞理論探討了當(dāng)時的人民幣面對東亞國家貨幣持續(xù)貶值的背景下是否應(yīng)該貶值的問題,同時分析了人民幣匯率變動對出口價格的傳遞程度。封北麟(2006)運用遞歸的VAR模型估計了人民幣名義有效匯率變動對國內(nèi)消費者價格指數(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(yīng),結(jié)論是:在我國,匯率的傳遞效應(yīng)不顯著;匯率變動對工業(yè)品出廠價格指數(shù)及其分類指數(shù)的影響明顯大于對消費者價格指數(shù)及其分類指數(shù)的影響;不同行業(yè)的匯率傳遞效應(yīng)存在顯著差別;供給沖擊是導(dǎo)致工業(yè)品價格指數(shù)變化的主要因素,而實際需求沖擊是導(dǎo)致消費者價格變化的主要因素。畢玉江、朱鐘棣(2006)應(yīng)用協(xié)整與誤差修正模型研究中國的匯率變動對進(jìn)口價格的傳遞效應(yīng),研究結(jié)果表明: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。進(jìn)口價格對人民幣匯率變動的彈性遠(yuǎn)高于消費者價格對匯率變動的彈性。畢玉江、朱鐘棣(2007)還應(yīng)用SITC一位數(shù)分類的數(shù)據(jù)檢驗了人民幣匯率變動對中國出口商品價格的傳遞程度:中國商品出口價格的匯率傳遞程度是不完全的,且存在顯著的時滯效應(yīng);匯率變動對商品出口價格的傳遞程度在不同分類的商品之間存在較大差異。陳六傅、劉厚?。?span lang="EN-US">2007)利用VAR模型對人民幣有效匯率的價格傳遞效應(yīng)進(jìn)行分析,結(jié)果顯示,人民幣有效匯率對我國進(jìn)口價格和消費者價格的影響雖然具有統(tǒng)計顯著性,但影響程度非常低且匯率的價格傳遞效應(yīng)與通貨膨脹環(huán)境有關(guān)。
國內(nèi)文獻(xiàn)從理論、實證兩個方面對人民幣匯率的價格傳遞進(jìn)行了研究,取得了較好的研究成果。但這些研究主要圍繞人民幣匯率的價格傳遞效應(yīng),特別是對進(jìn)出口貿(mào)易的影響而展開,而結(jié)合供給沖擊、需求缺口對人民幣匯率在生產(chǎn)、消費不同階段的價格傳遞效應(yīng)和路徑的實證分析較少。因此,筆者將嘗試應(yīng)用路徑分析方法,就人民幣匯率對經(jīng)濟(jì)沖擊的響應(yīng)路徑和價格傳遞效應(yīng)開展經(jīng)驗?zāi)M,以便更好地因應(yīng)匯率變動,為推進(jìn)人民幣匯率制度改革提供政策借鑒。
二、變量與數(shù)據(jù)
(一)模型與變量
借助McCarthy(2000)建立的匯率傳遞分析框架,選擇如下變量開展實證分析:國際原油價格(
(二)數(shù)據(jù)選取與處理
1.數(shù)據(jù)樣本與來源說明
國際原油價格選擇平均原油價格,數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織《國際金融統(tǒng)計》在線版。匯率
2.數(shù)據(jù)處理
由于工業(yè)品出廠價格指數(shù)、消費者價格指數(shù)為月度同比數(shù)據(jù),統(tǒng)一換算成1996年=100的定基指數(shù)??紤]到消費者價格指數(shù)包含了服務(wù)價格因素,統(tǒng)計口徑遠(yuǎn)大于工業(yè)增加值,因此實際工業(yè)增加值由名義工業(yè)增加值除以同期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)得到。國際清算銀行提供的人民幣實際有效匯率為2000年=100的定基指數(shù),換算成1996年=100的定基指數(shù)。工業(yè)增加值、貨幣供應(yīng)量、PPI、CPI均用X12方法做季節(jié)調(diào)整。同時,為減少異方差性,對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理。限于篇幅,這里不羅列這些原始數(shù)據(jù)。
3.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗
表1給出了應(yīng)用常用的ADF檢驗法對上述時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果。結(jié)果顯示,所有變量(對數(shù))水平不平穩(wěn),一階差分后平穩(wěn),即這些變量均為一階單整過程,這些變量可能呈現(xiàn)協(xié)同變動的關(guān)系,可以用來開展進(jìn)一步的計量分析。
表1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗
|
變量 |
ADF檢驗值 |
檢驗類型 (C,T,K) |
臨界值 |
||
|
1% |
5% |
10% |
|||
|
|
-2.953133 |
(C,T,0) |
-4.031309 |
-3.445308 |
-3.147545 |
|
|
-10.12285 |
(0,0,0) |
-2.583298 |
-1.943364 |
-1.615050 |
|
|
-2.962643 |
(C,T,2) |
-4.032498 |
-3.445877 |
-3.147878 |
|
|
-15.3837207 |
(C,T,2) |
-2.5832977 |
-1.9433645 |
-1.6150496 |
|
|
-2.0391916 |
(C,T,0) |
-4.0313092 |
-3.4453077 |
-3.1475446 |
|
|
-13.46322 |
(C,0,0) |
-3.482453 |
-2.884291 |
-2.578981 |
|
|
-2.8704124 |
(C,T,0) |
-4.0313092 |
-3.4453077 |
-3.1475446 |
|
|
-11.630368 |
(0,0,0) |
-2.5832977 |
-1.9433645 |
-1.6150496 |
|
|
-0.5648003 |
(C,T,1) |
-4.0318991 |
-3.44559 |
-3.1477101 |
|
|
-6.106811 |
(0,0,0) |
-2.583298 |
-1.943364 |
-1.615050 |
|
|
1.019813 |
(0,0,0) |
-2.585050 |
-1.943612 |
-1.614897 |
|
|
-15.50318 |
(0,0,0) |
-2.583298 |
-1.943364 |
-1.615050 |
注:(1)檢驗類型中的C、T、K分別表示含有常數(shù)項、趨勢項、滯后項;(2)表中的臨界值由麥金農(nóng)(Mackinnon)給出的數(shù)據(jù)計算得到;(3)“
三、實證與分析
(一)實證方法
(二)實證過程
1.相關(guān)性分析
路徑分析方法旨在將簡單相關(guān)系數(shù)分解成許多部分,以顯示某一變量對因變量的直接作用效果和通過其它變量對因變量的間接作用效果。為此,路徑分析的第一步是開展相關(guān)分析。表2顯示了各變量的相關(guān)系數(shù)。從表中系數(shù)可以看出,石油價格、工業(yè)增加值、貨幣供應(yīng)量、PPI之間有顯著的正相關(guān)性;PPI與CPI之間為顯著的正相關(guān);人民幣實際有效匯率與石油價格、工業(yè)增加值、貨幣供應(yīng)量等變量之間為顯著的負(fù)相關(guān),與PPI之間為顯著的負(fù)相關(guān),與CPI之間為弱負(fù)相關(guān)。相關(guān)分析只是了解各變量之間的簡單聯(lián)系,尚不能測定各變量之間多形式的因果聯(lián)系。為此,還需要在相關(guān)分析基礎(chǔ)上尋找變量之間的路徑系數(shù)。
表2 各變量之間的相關(guān)系數(shù)
|
變量 |
國際油價 |
工業(yè)增加值 |
M2 |
匯率 |
PPI |
CPI |
|
國際油價 |
1.0000 |
|
|
|
|
|
|
工業(yè)增加值 |
0.9198 |
1.0000 |
|
|
|
|
|
M2 |
0.9059 |
0.9895 |
1.0000 |
|
|
|
|
匯率 |
-0.6726 |
-0.6700 |
-0.6215 |
1.0000 |
|
|
|
PPI |
0.7801 |
0.7479 |
0.6648 |
-0.5719 |
1.0000 |
|
|
CPI |
0.5008 |
0.5289 |
0.4661 |
-0.2031 |
0.7862 |
1.0000 |
2.路徑分析結(jié)果
路徑分析首先要求確定變量之間的時間先后順序和因果聯(lián)系。石油的弱外生性最強,同期內(nèi)不會受到其他沖擊因素的影響,但有可能對系統(tǒng)內(nèi)其他所有變量都產(chǎn)生影響,因此,將石油沖擊作為起始因素。同期內(nèi),需求沖擊受供給影響較為明顯,而需求沖擊對貨幣政策、匯率以及生產(chǎn)、消費階段的價格等因素也會產(chǎn)生同期影響??紤]到本文分析的核心問題是匯率的價格傳遞,為此將匯率設(shè)定在PPI、CPI之前。上述六個變量的時間順序和因果聯(lián)系設(shè)定為:石油價格(供給沖擊)→工業(yè)增加值(需求沖擊)→貨幣供應(yīng)量(貨幣政策)→匯率→PPI→CPI。根據(jù)這一設(shè)定路徑結(jié)構(gòu)方程式。表3給出了路徑分析充足模式的路徑彈性系數(shù),括號中的數(shù)據(jù)為t檢驗值。
表3 充足模式的路徑分析結(jié)果
|
模型 |
① |
② |
③ |
④ |
⑤ |
|
因變量 自變量 |
工業(yè)增加值 |
M2 |
匯率 |
PPI |
CPI |
|
石油價格 |
0.91985 (26.43) |
-0.02831 (-0.87) |
-0.31137 (-2.02) |
0.57011 (7.48) |
-0.45244 (-3.10) |
|
工業(yè)增加值 |
|
1.01558 (31.09) |
-2.29000 (-5.06) |
4.28325 (17.71) |
-0.30566 (-0.42) |
|
M2 |
|
|
1.92657 (4.60) |
-3.94904 (-17.90) |
0.62403 (0.94) |
|
匯率 |
|
|
|
0.22689 (5.08) |
0.32787 (4.29) |
|
PPI |
|
|
|
|
1.14042 (7.99) |
|
均方根 |
0.39382 |
0.14499 |
0.68159 |
0.33209 |
0.52751 |
|
|
0.8461 |
0.9793 |
0.5463 |
0.8932 |
0.7326 |
|
F值 |
698.30 |
2981.55 |
50.18 |
259.16 |
67.40 |
|
P值 |
<.0001 |
<0.0001 |
<0.0001 |
<0.0001 |
<0.0001 |
從表3的結(jié)果看,一些解釋變量對被解釋變量的系數(shù)不顯著。如工業(yè)增加值代表的需求沖擊、貨幣供應(yīng)量表示的貨幣政策變動對CPI的影響系數(shù),沒有按預(yù)設(shè)那樣通過顯著性檢驗(t檢驗值分別為-0.42、0.94)。我們知道,并非所有先發(fā)生的變量均會影響其后發(fā)生的變量。如果某些路徑系數(shù)未達(dá)到5%的顯著水平,則需要探討路徑分析的限制模式。表4即為剔除了系數(shù)不顯著的變量后得到的限制模式路徑分析結(jié)果。五個回歸方程均通過了統(tǒng)計檢驗,各解釋變量對被解釋變量的系數(shù)也是顯著的。因此,可以根據(jù)路徑分析的限制模式結(jié)果畫出路徑圖(見圖1),以直觀顯示各變量間的相互聯(lián)系。路徑圖中,箭頭表示某一變量影響它指向的另一變量(即因果關(guān)系),每一箭頭直線旁的數(shù)值就是路徑系數(shù),即標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù),也就是標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計。由路徑系數(shù)的大小可以看出該變量的影響力大小。
表4 限制模式的路徑分析結(jié)果
|
模型 |
① |
② |
③ |
④ |
⑤ |
|
因變量 自變量 |
工業(yè)增加值 |
M2 |
匯率 |
PPI |
CPI |
|
石油價格 |
0.91985 (26.43) |
|
-0.31137 (-2.02) |
|
|
|
工業(yè)增加值 |
|
0.98954 (77.29) |
-2.29000 (-5.06) |
4.77267 (17.09) |
|
|
M2 |
|
|
1.92657 (4.60) |
-3.95291 (-14.93) |
|
|
匯率 |
|
|
|
0.16893 (3.28) |
0.33484 (5.13) |
|
PPI |
|
|
|
|
1.05081 (13.61) |
|
均方根 |
0.39382 |
0.14484 |
0.68159 |
0.39838 |
0.54380 |
|
|
0.8461 |
0.9792 |
0.5463 |
0.9552 |
0.7112 |
|
F值 |
698.30 |
5974.06 |
50.18 |
660.23 |
102.61 |
|
P值 |
<.0001 |
<0.0001 |
<0.0001 |
<0.0001 |
<0.0001 |
3.經(jīng)濟(jì)意義分析
(1)人民幣匯率的沖擊因素與效應(yīng)
從路徑圖可以看出,國際油價代表的供給沖擊、工業(yè)增加值代表的需求沖擊,廣義貨幣M2代表的貨幣政策變動對人民幣實際有效匯率存在直接影響,其直接路徑系數(shù)(前文已指出,由于本文使用的是對數(shù)序列,因此這里為彈性系數(shù))分別為-0.31、-2.29和1.93。換言之,國際油價、工業(yè)增加值、貨幣供應(yīng)量每變動1%,人民幣實際有效匯率的變動率分別為-0.31%、-2.29%和1.93%。從直接路徑彈性系數(shù)看,引起人民幣匯率變動的最大因素是需求沖擊。另外,國際石油價格變動還可引起產(chǎn)出變動、貨幣政策間接作用匯率調(diào)整,其兩條間接路徑的彈性系數(shù)分別為1.76(=0.92×0.99×1.93)、-2.11(=2.29×0.92)。因此,國際石油價格變動代表的供給沖擊對人民幣匯率的綜合效應(yīng)彈性系數(shù)為-0.66。需求沖擊引起貨幣政策調(diào)整進(jìn)而作用匯率變動的間接路徑彈性系數(shù)為1.91(=0.99×1.93),因此,需求沖擊對人民幣匯率的綜合效應(yīng)彈性系數(shù)為-0.38。這表明,人民幣匯率對實際沖擊的彈性系數(shù)為負(fù)值,國際石油價格上升、產(chǎn)出增加,則人民幣實際有效匯率傾向于貶值。考慮到原油是以美元計價,而美元近年來呈貶值趨勢,因此筆者認(rèn)為,人民幣實際匯率變動受到國際原油價格沖擊的影響較小。但隨著近年來我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,我國的石油消費量呈現(xiàn)出顯著的增長趨勢。1993年,我國從石油出口國變成石油進(jìn)口國。2003年,我國首次超過日本成為僅次于美國的世界第二大石油消費國。石油價格上漲對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民幣匯率的影響都將增強。
(2)人民幣匯率的價格傳遞效應(yīng)
路徑圖顯示,人民幣實際有效匯率對工業(yè)品出廠價格指數(shù)和消費者價格指數(shù)都具有直接影響,其直接路徑彈性系數(shù)分別為0.17、0.33。人民幣實際有效匯率變動還通過作用工業(yè)品出廠價格指數(shù),間接影響消費者價格指數(shù)的變動,其間接路徑彈性系數(shù)為0.18(=0.17×1.05)。因此,匯率變動對消費者價格指數(shù)的綜合路徑彈性系數(shù)為0.51(=0.18+0.33)。
根據(jù)前述來自實際沖擊的匯率變動效應(yīng),從人民幣匯率對供給沖擊、需求沖擊在生產(chǎn)階段的價格傳遞效應(yīng)來看,其路徑彈性系數(shù)分別為-0.11(=-0.66×0.17)、-0.06(=-0.38×0.17),則人民幣匯率對供給沖擊、需求沖擊的工業(yè)品出廠價格傳遞系數(shù)分別為0.90(
不難看出,就所考察的樣本時間段而言,人民幣匯率對經(jīng)濟(jì)沖擊的價格傳遞效應(yīng)呈現(xiàn)出三個特征:第一,人民幣匯率對經(jīng)濟(jì)沖擊的價格傳遞為不完全傳遞,但傳遞系數(shù)并不小,這不同于以往的研究成果;第二,就人民幣匯率對經(jīng)濟(jì)沖擊的價格傳遞效應(yīng)在國民經(jīng)濟(jì)的不同階段而言,對生產(chǎn)環(huán)節(jié)的價格傳遞效應(yīng)略大于消費階段,這與封北麟(2006)的研究結(jié)論基本一致;第三,無論是生產(chǎn)階段還是消費階段,人民幣匯率對需求沖擊的價格傳遞效應(yīng)略大于對供給沖擊的傳遞效應(yīng)。
四、結(jié)論與展望
(一)實證結(jié)論
本文以1997年1月~2007年9月的月度數(shù)據(jù)為樣本,應(yīng)用路徑分析方法探討了人民幣匯率對實際沖擊、貨幣沖擊的響應(yīng)程度,進(jìn)而對生產(chǎn)階段、消費階段的物價水平的傳遞效應(yīng)開展了計量模擬,有如下幾點實證結(jié)論:
1.經(jīng)濟(jì)沖擊可能通過人民幣匯率渠道影響到物價水平的波動,盡管人民幣匯率的價格傳遞是不完全的,但其影響系數(shù)并不微弱,不能忽視經(jīng)濟(jì)沖擊通過匯率渠道對我國物價水平波動的影響。
2.上述經(jīng)驗分析發(fā)現(xiàn),人民幣實際有效匯率升值與國內(nèi)物價水平上升同向變動。在人民幣與美元的名義匯率不斷走高和當(dāng)前CPI高位運行的情況下,如何有效調(diào)整貨幣政策,協(xié)調(diào)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)平衡是決策者面臨的重要課題。
3.人民幣匯率對需求沖擊的傳遞效應(yīng)略大于對供給沖擊的傳遞效應(yīng),確保國內(nèi)需求持續(xù)穩(wěn)定增長是降低匯率波動通過價格傳遞機制產(chǎn)生福利損失的重要保證。國內(nèi)消費需求持續(xù)穩(wěn)定增長,可以彌補出口可能下降造成的需求缺口,減少總需求及由此引起的增長水平的波動,從而抵消匯率波動負(fù)面影響的基本條件,這對于我們這樣一個發(fā)展中大國尤其具有重要意義。
(二) 研究展望
1.路徑分析只是模擬了人民幣匯率對經(jīng)濟(jì)沖擊的響應(yīng)程度和價格傳遞效應(yīng),而沒有分析其響應(yīng)速度和持續(xù)時間,這需要進(jìn)一步深入探討。
2.分析人民幣匯率的價格傳遞效應(yīng)在宏觀上可以為制定政策提供參考,但更重要的意義在于從微觀上進(jìn)一步探討匯率的價格傳遞對生產(chǎn)者、貿(mào)易者、消費者的福利影響,這是需要進(jìn)一步深入研究的課題。












