（西方经济学专业论文）人民币汇率波动对我国物价水平传递效应的研究.pdf

学位论文原创性声明 本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下，独 立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引用的内容外，本论 文不包含任何其他个人或集体己经发表或撰写过的作品成果。对本文 的研究作出重要贡献的个人和集体，均已在文中以明确方式标明。本 人完全意识到本声明的法律结果由本人承担。 学位论文作者签名：酯、蔓、孕伤 日期：御7 年月形日 学位论文使用授权声明 本人完全了解中山大学有关保留、使用学位论文的规定，即：学 校有权保留学位论文并向国家主管部门或其指定机构送交论文的电 子版和纸质版，有权将学位论文用于非赢利目的的少量复制并允许论 文进入学校图书馆、院系资料室被查阅，有权将学位论文的内容编入 有关数据库进行检索，可以采用复印、缩印或其他方法保存学位论文。 学位论文作者签名：旧、蔓、砖 导师虢( 溯 日期：删彳年么月日 人民币汇率波动对我国物价水平传递效应的研究 西方经济学 硕士生：陈杰裕 指导老师：徐现祥 摘要 20 0 5 年7 月2 1 日，中国人民银行宣布人民币不再实行盯住美元 的固定汇率制度，转而实施有管理的浮动汇率制度。汇率制度改革的 三年多以来，汇率波动的幅度越来越大。通常来说，汇率波动是一国 物价水平的重要影响因素，汇率波动对进口价格水平、消费者价格水 平的传递效应如何，直接关系到本币变化对国际收支的改善效应。 本文利用国内有关指标20 0 5 年1 月- 20 0 8 年12 月的月度数据， 首先建立分布滞后模型考察人民币汇率波动对进口价格指数的短期及 长期传递效应，其次检验t a y l o r 假说在中国的适应性。最后使用v a r 向量自回归模型检验人民币汇率波动对生产者价格指数及消费者价格 指数的传递效应。 研究发现，人民币汇率波动对进口价格指数的短期效应非常的 弱，而长期传递效应接近1 ；人民币汇率波动对生产者价格指数和消 费者价格的传递效应为分别大约为0 3 和0 1 5 。对t a y l o r 假说的检验 结果表明在中国，高的通货膨胀环境倾向于提高汇率波动对进口价格 指数的传递效应。 关键字：人民币汇率传递效应物价水平 t h er e s e a r c ho nt h ep a s s t h r o u g ho fr m be x c h a n g er a t et o d o m e s t i cp r i c e s e c o n o m i c s n a m e ：c h e nj i e y u s u p e r v i s o r ：x ux i a n x i a n g a b s t r a c t o nj u l y21s t ，2 0 0 5 ，p e o p l eb a n ko fc h i n ad e c l a r e dt h a tt h er m b e x c h a n g er a t er e g i m ew a st u r n e df r o mp e g g i n ga g a i n s tu sd o l l a rt o m a n a g ef l o a t i n ge x c h a n g er a t er e g i m e i nt h ep a s tt h r e ey e a r so fr m b e x c h a n g er a t er e g i m er e v o l u t i o n , t h er a n g eo ff l u c t u a t i o no fr m bw a s l a r g e ra n dl a r g e r u s u a l l y , t h ef l u c t u a t i o no ft h ec u r r e n c yi sa ni m p o r t a n t f a c t o ro fp r i c el e v e li nt h ec o u n t r y ；m o r e o v e r , t h ep a s s t h r o u g ho f e x c h a n g e r a t eo nt h ei m p o r tp r i c e sa n dc p ih a v es o m e t h i n gw i t ht h ee f f e c t o ft h ef l u c t u a t i o no ft h ec u r r e n c yo nt h eb a l a n c e so fp a y m e n t t h i sp a p e ru s i n gm o n t h l yd a t ao ft h ev a r i a b l e sa d o p t e di nt h em o d e l f r o m2 0 0 5 f i r s t l y , t h ep a p e rc o n s t r u c t e dt h el a g g e d d i s t r i b u t i o nm o d e lt o e s t i m a t eb o t ht h es h o r t - t e r ma n dl o n g - t e r me f f e c to fp a s s t h r o u g ho fr m b t oi m p o r tp r i c e si n d e x s e c o n d l yi tt e s t e dw h e t h e rt h ec o n c l u s i o nf r o m t h er e s e a r c ho ft a y l o rw a sa p p l i c a b l et oc h i n a l a s t l y , t h ep a p e ru s e dt h e v a rm o d e lt oe s t i m a t et h ee f f e c to ft h ep a s s - t h r o u g ho fr m bt op p ia n d c p i t h e e m p i r i c a lr e s u l t sr e v e a lt h a ts h o r t - t e r me f f e c to fp a s s t h r o u g ho f r m bt oi m p o r tp r i c e sw a sg r e a t l yw e a k ，w h i l et h el o n g t e r me f f e c tw a s a l m o s t1 ，a n dt h ee f f e c to ft h ep a s s t h r o u g ho fr m bt op p ia n dc p iw a s r e s p e c t i v e l ya b o u t0 3a n d o 15 m e a n w h i l e ，t h er e s u l to ft h et e s tw h e t h e r t h ec o n c l u s i o nf r o m j o h nt a y l o rw a sa p p l i c a b l et oc h i n as h o w e dt h a th i g h i n f l a t i o ni sa p tt oi n c r e a s et h ee f f e c to fp a s s t h r o u g ho fr m bt oi m p o r t p r i c e s k e yw o r d s ：e x c h a n g er a t e ，p a s s - t h r o u g h ，p r i c el e v e l m 目录 中文摘要i 英文摘要 目录 第一章导论1 1 1 研究背景与意义1 1 2 国外相关研究的文献综述3 1 3 国内相关研究的文献综述6 1 4 相关概念的界定9 1 5 论文结构9 第二章汇率波动对进口价格传递的实证研究1 0 2 1 模型构建1 0 2 2 变量、数据及模型1 1 2 3 变量的检验1 3 2 4 基于分布滞后模型的估计结果1 5 2 5t a y l o r 假说的验证1 7 第三章汇率波动对一般价格水平传递的实证研究2 0 3 1 变量、数据及检验2 0 3 2 实证方法2 2 3 3 实证结果2 2 第四章研究结论与政策启示2 5 4 1 主要实证结论2 5 4 2 政策启示2 7 4 3 不足之处2 7 参考文献3 0 致谢3 2 1 1 研究背景与意义 第一章导论 2 0 0 5 年7 月2 1 日，中国人民银行宣布我国开始实行以市场供求为基础、参考 一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。至此，人民币汇率告别了长达十 年盯住美元的固定汇率制度，开始了有管理的浮动汇率制度。 具体来说，这次汇率形成机制改革的内容包括以下几个方面：( 1 ) 、人民币不 再单一盯住美元，而是按照我国对外经济发展的实际情况，选择若干种主要货币， 赋予相应的权重，组成一个货币篮子。( 2 ) 、根据国内外经济金融形势，以市场供 求为基础，参考一篮子货币计算人民币多边汇率指数的变化，对人民币汇率进行 管理和调节，维护人民币汇率在合理均衡水平上的基本稳定。 根据对汇率合理均衡水平的测算，人民币对美元即日升值2 ，即1 美元兑 8 1 1 元人民币。这一调整幅度主要是根据我国贸易顺差的程度和结构调整的需要 来确定，同时也考虑了国内企业进行结构调整的适应能力。从汇率改革以来的三 年多时间来看，汇率波动已经成为经济生活中的重要组成部分，到2 0 0 8 年年底 人民币相对于美元的名义汇率累计升值幅度已超过1 0 。 通常来说，一国货币升值可能有助于抑制国内通货膨胀，因为货币升值会降 低进口品的价格；进口价格水平的下跌，会抑制国内的一般价格水平。在2 0 0 7 年的下半年，当时中国经济面临物价不断攀升的压力，国内一些研究机构的学者， 包括一些政府官员，都曾表示，应放大人民币汇率的波动幅度，以人民币升值作 为抑制通货膨胀的重要手段之一。 汇率波动的确是一国物价水平的重要影响因素，但汇率对价格链上的不同价 格指数的影响效应有所不同。从直观的角度看，汇率波动直接影响进口价格水平。 一般而言，本币贬值，可能直接提高进口品的国内价格：反之亦然。汇率的波动 对一般物价水平的影响则是间接的，因为汇率波动首先直接影响进口消费品跟进 口原材料的价格，进口原材料价格的变化会直接影响采用该材料进行生产的企业 的成本，从而影响产品价格，导致国内生产者价格、消费者价格产生相应波动； 而进口消费品价格的变化会直接影响消费者价格水平。一般来说，汇率波动对一 般物价水平传递效应与汇率波动对进口价格的传递效应的程度有较大的关系。 以购买力平价理论为基础，在本国为价格接受者小国，世界市场是完全竞争 的，没有运输成本、关税和其它贸易障碍的情况等假设条件下，国际套利使得一 价定律成立，即同一种商品的价格在不同国家用同一种货币表示的数值相等。因 此国内货币贬值将同比例地提高进口商品的价格( 用国内货币表示) 。这种情况 下，汇率传递效应是完全的，传递系数等于l 。 但购买力平价理论与实践的极其不相符，激发许多经济学家继续对这个问题 进行研究，探讨汇率波动对进口价格以及一般物价水平的传递效应是否为l 。二 十世纪七十年代布雷顿森林体系的瓦解导致了主要工业化国家包括美国、英国等 纷纷放弃原来的固定汇率制度，转而采行浮动汇率制度。浮动汇率制度导致了这 些国家的汇率波动幅度越来越大，汇率的剧烈波动是否对会对物价水平产生显著 成为当时的研究热点。一些经济学家通过建立实证模型进行研究，研究结果表明 许多国家汇率波动对进口价格的短期传递效应小于1 ，而汇率波动对进口价格的 长期效应比短期效应大，一些国家的长期效应接近1 甚至大于1 。同时学者的研 究也得到汇率波动对一般物价水平的传递效应比其对进口价格的影响更弱。在 2 0 世纪8 0 年代以后，面对同期汇率的大幅贬值，许多发达国家的物价水平的波 动幅度很小，同时一些经济学家也用实证模型对该现象进行检验，研究结果表明 在该时期，一些发达国家汇率的波动对进口品价格、消费者价格的传递效应下降 了。学者的研究结果还表明，相比发达国家，发展中国家汇率波动对价格传递效 应往往比较大。 汇率波动对进口价格水平、消费者价格水平的传递效应如何，直接关系到本 币变化对国际收支的改善效应。如果名义汇率波动对进口价格、消费者价格的传 递效应小于1 ，则有可能降低国内汇率政策的支出转换效应，因此汇率波动的不 完全传效应可能会抵消汇率贬值政策对贸易的改善效应。 汇率波动对进口价格、消费者价格的传递效应如何，对汇率制度的选也有较 大的意义。 2 掌握本国汇率波动对进口价格、消费者价格的传递效应及其变化趋势，对于 中央银行正确实施货币政策、调控汇率有重要的意义。随着我国经济开放度的提 高，及更富弹性的汇率制度的实施，国内经济运行受国外影响更大，名义汇率波 动幅度可能会越来越大。因此，研究人民币名义汇率波动对进口价格、消费者价 格的传递效应对于中央银行更好地应对外来冲击，预测和控制国内通货膨胀水 平，具有重要的政策和实践意义。 1 2 国外相关研究的文献综述 早在二十世纪六十年代，许多经济学家基于对一价定律其严格的假定与现实 极其不一致的思考，开始应用实证模型检验一价定律，研究结果发现国内一般物 价水平的幅度与汇率变动的幅度并不一致，并且，一般物价水平变动的幅度往往 比汇率变动的幅度要小，也就是说，汇率的波动并不完全传递到价格上。二十世 纪八十年代开始，许多经济学家开始分析导致汇率不完全传递的各种因素，研究 的重点几乎都是基于不完全竞争、市场分割。二十世纪九十年代，许多发达国家 都经历了货币较大幅度的贬值，但这些国家并没有出现通货膨胀，与此同时，亚 洲金融危机也导致东亚许多国家的货币大幅度贬值，但经历过金融危机的许多国 家并没有出现严重的通货膨胀，这一现象激发许多经济学家开始研究汇率波动对 物价传递效应的稳定性，以及各国汇率传递效应是否下降。 1 2 1 汇率波动对价格水平传递效应的理论研究文献综述 k r u g m a n ( 19 8 7 ) 认为，在不完全竞争以及市场分割的前提下，企业能“依市定 价”( p r i c i n gt om a r k e t ，p t m ) ，因此，他认为出口商在面对进口国货币贬值时为了 保持市场份额，通过降低产品价格的加成比例，抑制进口国货币的贬值导致进口 产品价格的上涨，从而降低了汇率传递程度。 d o m b u s c h ( 1 9 8 7 ) 的研究基于产业组织理论，并且将汇率作为外生变量。其研 究结果表明，汇率波动对价格的不完全传递效应是由于出口厂商在面对汇率波动 冲击时调整加成份额导致的。 h o o p e r 和m a n n ( 1 9 8 9 ) 研究发现，面对汇率波动，企业对利润加成的调整与 产品同质和替代程度、国内外企业的市场份额、市场集中度等因素，产品差异化 程度越大、替代性越小，国外出口商相对于国内生产者的份额越高，国外出口商 维持利润加成的能力越强，从而汇率传递效应越高。 m a n n ( 1 9 8 6 ) 分析了影响汇率波动对物价传递效应的宏观经济因素，其中之一 是汇率的波动性，汇率剧烈的波动可能使厂商在改变定价时更趋谨慎，更倾向于 调整利润份额而非价格，从而降低汇率传递效应。 1 2 2 汇率波动对价格传递效应的实证研究文献综述 许多经济学家建立实证模型检验汇率波动对价格的传递效应，检验模型主要 包括单程方程及v a r 向量自回归模型。 一、采用单方程回归估计方法 关于汇率波动对物价传递效应的许多实证研究都是以一价定律为理论前提。 一价定律认为，在没有运输费用和官方贸易壁垒的自由竞争市场上，一件同质商 品在不同国家出售，以同一种货币表示的价格应是相等的。即p = p 。其中，p 和p 分别是本国和外国的一般物价水平。 因此，如果绝对购买力评价理论成立，汇率波动将同比例地传递国内商品的 价格。基于购买力平价理论，经济学家构建了检验汇率和物价关系的回归模型： p t = a + 0x t + 由t 一t t + 6z t + t ，暑0 所有变量都是经过对数变换，变量p 表示用进口国货币标价的进口价格指 数，变量z 代表出口商的产品成本，变量p 表示汇率，变量z 是模型中的其他控 制变量，是随机干扰项。 咖表示汇率波动对进口价格的短期传递效应；咖一表示汇率波动对进口价 j - o 格的长期传递效应。假定绝对购买力平价理论成立，则晚= 办一，- = 1 。但通常来 。面 说，短期传递效应都是比较弱，即晚 1 。而长期效应则有可能接近于l 。 单方程估计法、便于分析特定因素对汇率传递效应的影响，但是其假设条件 比较严格，适用性较差。因为许多时间序列变量是非平稳的，最小二乘估计法要 求序列平稳的假设难以满足，从而容易出现“伪回归”问题。因此，进行实证研 究，首先要检验变量的平稳性，如果变量为非平稳，则不能直接进行回归分析。 如果研究变量之间存在协整关系，则建立误差修正模型进行分析。如果研究变量 4 之间不存在协整关系时，则采用对数差分数据进行回归。 c a m p a ，g o l d b e r g ( 2 0 0 5 ) 采用研究样本为o e c d 的2 5 个工业国，然后建立模 型分析这些国家汇率变化对进口价格的短期及长期传递效应。其研究结果表明， 汇率波动对进口价格的短期传递效应平均为o 6 1 ，长期传递效应平均为o 7 7 。 c h o wt e s t 结果表明这2 5 个国家中，短期传递效应出现结构性变化的国家有6 个，长期效应出现结构性变化的有5 个。其研究结果还表明，汇率波动对不同类 型进口品的价格传递效应不同，如果传递效应较小的进口品所占进口总额的比重 越高，则汇率波动对进口价格的传递效应越小，如果传递效应较大的进口品( 尤 其是能源类商品) 所占进口总额的比重越高，汇率传递效应越大。 b a i l l i n ，f u j i i ( 2 0 0 4 ) 通过实证来检验由于货币政策降低了通货膨胀的国家是 否伴随着汇率波动对进口价格传递效应的下降，该文利用1 9 7 7 年2 0 0 1 年1 1 个 工业化国家的年度数据，估计这些国家汇率波动对进口价格、生产者价格和消费 者价格的传递效应。作者发现，工业化国家在二十世纪九十年代初所采行的低通 胀货币政策降低了汇率对进口价格、生产者价格和消费者价格的传递效应，而在 八十年代，这些样本国家所采取的地通货膨胀货币政策并没有产生了类似的效 果，作者对于其原因在于九十年代所采取的低通货膨胀货币政策相比八十的年代 的更加可信。 c a m p a ，g o l d b e r g ，m i n g u e z ( 2 0 0 6 ) 利用1 9 8 9 年一2 0 0 1 年月度数据，研究样本 为欧元区1 2 个国家，然后建立模型估计了欧元汇率变化对样本国家进口品价格 的短期及长期传递效应，该文还估计了汇率变化对于不同进口品行业的短期及长 期效应。实证结果表明：( 1 ) 、短期的汇率传递效应是不完全的，平均值为o 6 6 ， 长期汇率传递效应大于短期效应，平均为o 8 1 ；( 2 ) 、所有国家都拒绝了短期效 应为o 或为1 的假设，表明汇率波动对进口价格的短期传递效应为不完全，另外， 一些国家不能拒绝长期汇率传递效应为1 的假设。( 3 ) 、汇率对不同国家消费者 价格和生产者价格传递效应的差异源于各国经济开放度的差异，而非进口结构的 不同。 g u s t ，l e d u c 和v i g f u s s o n ( 2 0 0 6 ) 研究美国汇率传递效应的稳定性，研究发现 二十世纪九十年代美国的汇率传递效应出现显著下降，汇率波动对进口品价格的 影响程度明显下降，他们认为国际贸易一体化的提高是导致汇率传递效应下降的 重要原因。 5 m a r a z z i 和s h e e t s ( 2 0 0 7 ) 采用滚动回归估计法，利用1 9 7 2 年第4 季度2 0 0 4 年第4 季度的数据，检验了美元汇率波动对进口价格的传递效应，并且对于美元 汇率波动对进口价格的传递效应提出了一个新的解释。研究结果表明，美元汇率 波动对进口品价格的传递效应有下降的趋势，美元汇率波动对进口价格的传递效 应在二十世纪八十年代大于o 5 ，而最近1 0 年为0 2 ；对于汇率传递效应的下降， 作者认为有以下几个原因：( 1 ) 、传递效应较小的进口品所占进口总额的比重越 高这一现实。( 2 ) 、外国出口商对产品的定价受美国国内的物价影响。( 3 ) 、美国 进口品中来源于中国制造的比例越来越高，影响了出口到美国的其他国家的厂商 的定价行为。 二、采用v a r ( v e c t o ra u t o r e g r e s s i v em o d e l ) l n 量自回归模型 m c c a r t h y ( 2 0 0 0 ) 采用了包含7 个内生变量的向量自回归模型研究了工业化国 家的汇率传递效应，研究结果表明，样本国家汇率升值都会降低进口价格，且消 费者价格对汇率波动的反应最小。结果还表明，法国和瑞士两国汇率对消费者价 格的影响与理论预期不一致，其货币升值会带动消费者价格上涨。 c h o u d h r i ，f a r u q e e 和h a k r u r a ( 2 0 0 5 ) 利用包含七个内生变量及两个外生变量 组成的向量自回归模型，估计了除美国外g 7 国家的汇率传递效应。研究发现汇 率波动对进口价格的传递效应最大，汇率波动对生产者价格的传递效应小于对进 口价格的传递效应，汇率波动对消费者价格的传递效应最低。研究结果还发现， 除加拿大和日本外，其余所有国家汇率贬值会先带动消费者价格上升，继而下降。 t a k a t o s h i ，s a s a k i 和s a t o ( 2 0 0 5 ) 运用v a r 模型估计经历东亚金融危机国家 的汇率传递效应，作者认为汇率波动对样本国家的进口价格的传递效应都非常 的高，而汇率波动对消费者价格的传递效应比较低。 1 3 国内相关研究的文献综述 卜永祥( 2 0 0 1 ) 采用1 9 9 0 2 0 0 0 年有关指标的季度数据分析了人民币汇率波动 对国内物价水平的影响。研究结果表明，名义有效汇率波动1 个百分点，导致零 售物价指数和生产者价格指数分别波动o 4 7 及o 5 3 个百分点，作者认为该差别 的原因是生产者价格指数的统计口径包含更多的进口投入品。 毕玉江和朱钟棣( 2 0 0 6 ) 使用1 9 9 5 年1 月2 0 0 5 年的月度数据，采用协整与 误差修正模型估计了人民币实际有效汇率波动对国内进口价格、工业品出厂价 6 格、消费者价格的传递效应。该研究发现，从长期来看，汇率波动对进口价格的 长期传递效应为1 9 2 ，说明进口价格对汇率波动非常敏感；汇率波动对消费者价 格的传递效应小于汇率波动对进口价格的传递效应。作者的研究还发现，汇率波 动在持续1 2 个月后对进口价格仍然存在显著的负效应，而汇率波动对一般价格 水平的影响则在超过一年半左右的滞后期仍比较明显。 封北麟( 2 0 0 6 ) 采用递归的v a r 模型，研究结果表明我国汇率波动的传递效 应不显著，且影响时间较短。研究结果还表明，汇率波动对工业品出厂价格和消 费者价格的传递效应在前5 个月内分别为0 1 7 及o 0 9 8 ，在前1 2 个月内则分别 为o 1 7 和o 1 4 。 吕剑( 2 0 0 7 ) 使用1 9 9 4 年1 月2 0 0 5 年1 2 月相关指标的月度数据，采用误差 修正模型下检验人民币名义有效汇率对消费者价格、生产者价格和零售物价的长 期和短期传递效应。研究结果表明，长期而言，人民币汇率变动显著的影响了国 内物价水平，其中，人民币汇率波动对消费者价格的传递效应大于其对零售价格 的传递效应，而人民币汇率波动对对生产者价格的传递效应最小。而且人民币汇 率变动对国内物价的传递效应具有自我修正的动态机制。短期而言，人民币汇率 波动对对消费者价格和零售价格是持续增加的传递效应，而对生产者价格是先增 后减的传递效应。 陈六傅和刘厚俊( 2 0 0 7 ) 采用v a r 模型研究汇率波动对国内物价的影响作用， 并利用累计脉冲响应函数分析了汇率冲击对进口价格与消费者价格的影响作用。 研究结果表明，在汇率发生冲击后的第4 个月，进口价格的波动达到最大，然后 开始趋于平稳；而汇率发生冲击后的第2 6 个月，消费者价格变化才达到最大， 然后趋于平稳；1 个百分点的汇率冲击引起不足o 0 1 个百分点的进口价格和消费 价格变化。 杜苏运和赵0 0 ( 2 0 0 8 ) 通过建立v a r 模型来考察汇率变动对进1 2 1 价格，生产 者价格和消费者价格的传递效应。脉冲响应函数结果表明，我国汇率变动对进口 价格，生产者价格和消费者价格的传递效应虽然具有统计显著性，但都比较弱， 且存在一定的时滞，传递速度比较缓慢。 毕玉江( 2 0 0 8 ) 使用1 9 9 5 年1 月2 0 0 5 年1 0 月的数据，主要采用v e c m 模型 研究汇率波动对进口价格、c p i 和工业品出厂价格的传递效应。研究结果表明， 基于分布滞后模型的o l s 估计得到汇率波动的进口价格的短期传递效应为0 4 5 ， 7 而长期效应为1 8 1 5 。汇率波动对进口价格的传递效应达到o 9 6 ，汇率波动对c p i 的传递效应小于汇率波动对进1 3 价格的传递效应。基于v e c m 的脉冲响应分析 表明汇率波动对我国物价水平的影响作用存在滞后现象，汇率波动对持续1 3 个 月后才对进口价格表现出较为明显的负效应，而汇率波动对c p i 的影响在4 个月 后由正转负，都表现出一定的滞后效应。 陈浪南，何秀红和陈云( 2 0 0 8 ) 运用误差修正模型分析汇率波动对价格水平长 期价格传递效应；运用脉冲响应函数及预测误差方差分解方法研究汇率波动对价 格波动的短期引致关系；另外还分析了结构变化和价格环境对汇率波动对价格传 递效应的影响。研究结果表明，人民币汇率波动对进口价格的影响最大，从长期 来看，人民币升值1 ，会导致进口价格下降o 5 2 9 ；从短期看，人民币升值对 进口价格指数的影响也非常显著。 舒畅等( 2 0 0 8 ) 采用2 0 0 5 2 0 0 7 年的季度数据，利用自回归分布滞后模型研究 汇率的波动对进口价格指数，零售价格指数，生产者价格指数消费者价格指数 的影响，同时研究汇率波动的短期及长期效应。其研究发现，在短期内，人民币 升值一个百分点，进口价格指数、生产者价格指数、零售价格指数、消费者价格 指数分别下降0 5 、o 1 0 、o 0 9 、0 0 6 5 个百分点。人民币升值的长期效应为：人民 币升值一个百分点，进口价格指数、零售价格指数，生产者价格指数消费者价 格指数分别下降0 6 4 、o 3 7 、o 2 4 、o 2 0 个百分点。从上面的实证结果可以看出， 汇率波动对于进口价格指数、生产者价格、零售价格和消费者价格的传递程度呈 现逐渐弱化的趋势。 由以上关于国内学者研究的文献综述可知，目前国内已有不少学者进行汇率 波动的价格传递效应实证研究；采用的实证检验方法既有单方程回归，也包括 v a r 向量自回归；检验的数据既有月度数据，也有季度数据。因此，国内学者 对汇率波动的传递效应已经进行了一些有意义的研究，但仍存在着以下不足： 第一、由于海关总署统计的进口价格指数并没有对外公布，因此国内学者大 多采用自己估算的数据进行分析，如毕玉江等( 2 0 0 6 ) 根据海关统计的月度主要商 品进1 5 1 数量和金额构建了进口价格指数；陈六傅和刘厚俊( 2 0 0 7 ) 以我国主要贸易 伙伴国出口价格指数加权平均值作为我国进口价格指数的替代变量。不可否认， 这些估算的数据或多或少存在问题，甚至有可能影响实证结果的可靠性。本文采 用海关总署的数据进行实证分析。 8 第二国内学者只是检验汇率波动对进口价格、生产者价格、消费者价格等价 格链上的价格指数的传递效应，但并没有检验汇率波动对价格链上的价格指数传 递效应是否随着国内通货膨胀环境的改变而变化，因为许多发达国家的经验均表 明通货膨胀的下降会降低汇率波动的价格传递效应。 1 4 相关概念的界定 汇率波动对价格水平的传递效应是指汇率变动1 个百分点所导致的价格水 平变动的百分比。在现实中，衡量物价水平的指数有多，包括生产者价格p p i ， 消费者价格c p i 等，不同的学者基于不同的研究目的往往选择不同的价格指数进 行研究。本文主要研究汇率波动对进口价格水平、生产者价格及消费者价格的影 响，其中，消费者价格作为一般物价水平的衡量指标。因此本文选用的价格指数 包括进口价格指数，生产者物价指数p p i 及消费者物价指数c p i 。 1 5 论文结构 第一部分主要介绍本文的研究背景及意义，然后详细的对国内外的相关文献 进行回顾与综述，并指出不足之处；最后还对相关的概念进行界定。 第二部分建立模型考察人民币汇率的波动对进口价格的短期与长期效应，并 检验t a y l o r 假说在中国的适应性。 第三部分建立模型分析人民币汇率波动对一般水平的影响作用，包括考察汇 率波动对生产者价格、消费者价格的传递效应。 第四部分主要介绍本文的研究结论与相关的政策启示。 9 荽- - 第二章汇率波动对进口价格传递的实证研究 2 1 模型构建 假定：( 1 ) 、出口商有一定的定价能力，即进口商面临不完全竞争市场。( 2 ) 、 出口商的成本用本币表示。( 3 ) 、出口商用本国货币为其出口的产品定价。 则出口商的利润函数为：疗，= 。奉q ，( e ，z ) - c 7 ( g ，) 其中，万，表示利润，毕表示出口商用本国的货币制定的价格。q ，( 宰e ，z ) 表示进口国的产品需求函数，z 表示除了价格外所有影响需求的因素。c ( g f ，矿) 表示出口商的成本函数，其中矿代表除了产量外其他所有影响成本的函数。e 表示一单位外币兑换本币的数量。 利润最大化的一阶条件为：o 。：m c ；( - ) ，其中肘口表示出口商的边际 成本，7 7 = 一瓦丽o q ,墨云区表示进口需求的价格弹性。 假定一价定律成立则得：p t m 巨幸只匕e 木m c ：奉( _ 与) 其中，p ”表示进口国的价格。j 匕表示加成比率，用朋k 表示。 7 7 一i 将由一价定律得到的方程两边取自然对数得：= e t + 垅0 + 朋岛 其中，、e t 、m c ：、聊毛分别表示e 朋、互、m c ；、m k t 取自然对数后 的序列。 由上式可知汇率的波动对进口价格的短期传递效应为1 。上式的成立依赖于 以上4 个假设，特别是一价定律的成立。因此许多经济学在用实证模型建行汇率 波动对价格水平的传递效应时，通常将模型设定为： l o p 7 = 口f + 肛幸q + 4 木m c ；+ n 水川毛 根据h o p p e r , m a n n ( 1 9 9 9 ) ，m k , 加成比率通常与进口国的竞争品价格是相关 程度很高，因此：帕= 包+ q 幸b + v其中a 表示国内同业竞争者产品的价格。 由以上两式可得只”= 九+ p ，幸q + 4 聊c f 7 + p ，书p ，+ ， 九= q + n 木岛，l u , = r t 幸c f 根据c a m p a ，o o l d b e r g ，m a r a z z i ，s h e e t s 等学者的研究，通常来说，汇率波 动对进口价格的影响存在时滞，因此许多学者将模型设定为以下形式来考察汇率 波动对进口价格的长短期传递效应。 只肼= 丑+ 历一，q f + 一 m c , 。+ p ，p t + q f 2 2 变量、数据及模型 2 2 1 变量及数据来源 根据第一节所构建的出口厂商定价模型，本文选取的变量包括进口价格指数 n 纪、人民币名义有效汇率n e e r ( n o m i n a l e f f e c t i v ee x c h a n g er a t e ) 、m c ；的代 理变量印( f o r e i g np r i c e s ) 、商品零售价格指数删，该变量为国内竞争品价 格b 的代理变量。 进口价格指数1 m e , 的数据来源。考察我国汇率波动对价格传递效应的实证 研究，一个重要的障碍就是数据获取问题。由海关总署统计的数据并没有对外公 布。因此，本文的进口价格指数数据来源于舒畅( 2 0 0 8 ) ，时间跨度为2 0 0 5 年1 月- 2 0 0 8 年1 2 月。该文的数据来源于海关总署。 ， 变量印( f o r e i g np r i c e s ) 的数据来源。c a m p a ，o o l d b e r g ，m i n g u e z ( 2 0 0 5 ) 在研究欧元区国家的汇率传递效应时，对反映出口商边际成本的不同替代指标进 行了比较，结果发现一体化市场中的商品价格是度量厂商生产成本的最好指标， 因此本文也应该以世界商品价格水平作为我国进口商边际成本的替代变量，但由 于i m f 的i n t e r n a t i o n a lf i n a n c i a ls t a t i s t i c s 数据库现已无法免费试用，因此本文无 法获取世界商品价格指数，故选用加权的主要贸易伙伴国的生产者价格指数作为 进口商边际成本的替代变量。 本文选取的主要贸易伙伴国包括：美国、日本、欧盟、韩国。这4 个国家或 地区与中国的贸易额占到中国的贸易总额的6 0 以上，因此采用这4 个国家的进 口价格指数根据贸易权重进行加权平均后得到的价格指数可以比较好的代表世 界商品价格水平。这些国家或地区的权重采用b a n kf o ri n t e r n a t i o n a ls e t t l e m e n t 公布的数据，该数据的统计方法以2 0 0 2 2 0 0 4 年间中国跟其他各个国家的平均贸 易额与中国的贸易总额的比值为基础核算。美国、日本、欧盟、韩国这4 个国家 或地区的生产者价格指数数据来源为中经网的o e c d 月度库。 人民币名义有效汇率n e e r , 数据源于b a n kf o ri n t e r n a t i o n a ls e t t l e m e n t 。1 9 9 7 年至2 0 0 5 年汇率制度改革以前，我国采取汇率制度为盯住美元的固定汇率制度， 人民币对美元的名义汇率波动幅度很小，无法准确反映人民币的对外购买力，因 此本文采用人民币名义有效汇率的波动来衡量汇率的波动。人民币名义有效汇率 是间接标价法，汇率上升，表示人民币有效升值，而下降表示人民币贬值。 变量兄，的数据来源为中经网宏观月度数据库。由于中经网的零售价格指 数是以上年同期为1 0 0 统计的，因此本文以该数据库最早年份即1 9 8 3 年各月份 的指数当作是为环比价格统计，然后以该指数为基础，相应的换算出各个月份以 1 9 8 3 年1 月为基期的环比数据。数据的换算方法如下，譬如由数据库得到1 9 8 4 年2 月份的数据为尸2 。9 ，1 9 8 3 年2 月份的数据为尸2 1 9 8 3 ，则以1 9 8 3 年1 月为基 期的环比数据肿2 1 9 8 4 换算公式如下：h p 2 1 9 s 4 = p 2 1 9 8 4p 2 1 9 8 3 1 0 0 。 本文采用月度数据，样本时间为2 0 0 5 年1 月到2 0 0 8 年1 2 月。在研究之前， 将所有的数据进行以2 0 0 5 年1 月为1 0 0 的指数变换。 2 2 2 模型的选择 目前，检验汇率传递效应的实证方法主要有单方程回归和向量自回归两种方 法，使用这两种方法进行研究的论文都非常多，这两种方法各有优缺点。 单方程的优点在于可以观察汇率传递效应随时间的推移而产生的波动，也可 以考察不同因素对汇率传递效应的影响。如c a m p a ，g o l d b e r g ( 2 0 0 2 ) 的研究发 现对汇率波动传递效应较小的进口品所占进口总额的比重越高，汇率传递效应越 小，反之亦然。m i n g u e z ( 2 0 0 5 ) 贝j j 认为汇率对不同国家消费者价格和生产者价格 传递效应的差异源于各国经济开放度的差异。g u s t 、l e d u c 和v i g f u s s o n ( 2 0 0 6 ) 则认为国际贸易一体化的提高是导致汇率传递效应下降的重要原因。m a r a z z i , 1 2 s h e e t s ( 2 0 0 7 ) 将进1 ：3 品价格的传递效应趋于稳步而持续地下降此结果归结为全球 化所带来的生产模式的结构性转变和竞争力的提升。 对于单方程回归模型来说，其缺点主要有以下2 个方面：( 1 ) 、解释变量须有 严格的外生性。一般来说汇率、价格以及其他宏观经济变量彼此之间相互影响， 可能难以满足解释变量外生性的要求。( 2 ) 、单方程模型通常只能反映变量间一种 静态的关系。 相比单方程回归模型，v a r 模型的优点在于有效解决了单方程回归的解释 变量内生问题，v a r 分析不仅可以同时考察汇率对一系列价格指数( 从进口品价 格到生产者价格再到消费者价格) 的绝对传递效应，而且可以比较汇率对不同物 价指标的相对影响效应。而v a r 方法的缺点则是无法准确反映汇率与其它内生 经济变量之间相互作用的机制，缺乏理论依据。 因此，选择单方程还是v a r 向量自回归模型，取决于研究目的。本文主要 分析汇率波动对进口价格的效应，包括短期效应跟长期效应，并研究该效应随着 时间的推移是否发生变化，并研究导致该变化的原因。 本文所选取的变量包括，皆为时间序列变量，这些变量通常为非平稳。在建 立模型进行分析之前，有必要检验各变量的平稳性。本文采用a d f 单位根检验 方法。 2 3 变量的检验 时间序列数据的平稳与否对计量模型的设定有着重要影响，在建立模型之前 必须进行平稳性检验。所谓序列的平稳性，指的是生成该序列的随机过程的均值 和方差在时间过程上都是常数，并且任何两时期的协方差值仅依赖于该两时期间 的距离或滞后，而不依赖于计算该协方差的实际时间。只有平稳序列，才能用最 小二乘法回归，否则会导致伪回归。 在进行单位根检验之前，本文将选取的变量i m p , 、艘、n e e r , 、删，采用 c n e s u s x 1 2 方法进行季节调整，然后分别进行自然对数变换，变换后的序列分 别命名为l i m p , 、z , f e , 、副峨、r ，各变量的单位根检验结果如下表： 表2 - 1 各变量的水平及一阶差分单位根检验结果 变量a d f 统计量p p 统计量是否有单位根( 5 的显著性水平) 由上表可知，变量l i m p , 、三冠、l n e e r , 、三即，在5 的显著性水平下都 有单位根，即为非平稳的时间序列。m d m p , 、a l 肥、a l n e e r , 、址肚，分别 表示对l i m p t 、三冠、l n e e r , 、上剧v ，进行一阶差分后得到的变量，这4 个变量 在5 的显著性水平下皆为平稳时间序列，因此，变量z 蚴、工冠、l n e e r , 、 l r p i 。皆为一阶单整序列。 由上面的单位根检验结果可知，变量l i m p , 、l n e e r , 、三印、三脚吖，皆为 一阶单整序列。本文对这四个变量之间是否存在协整关系进行检验。目前进行协 整检验的方法主要有两种：一是e n g l e 和g r a n g e r ( 1 9 8 7 ) 提出的基于回归方程残差 的a d f 检验；二是j o h a m e n 和j u s e l i u s 发展出的j o h a n s e n 检验法。一般而言，e g 两步法主要适用包含两个变量、即存在单一协整关系的系统。j o h a n s e n 检验法方 法不仅可以判断量间存在几个协整向量，还可以给出这些向量若干种协整关系。 本文采用j o h a n s e n 方法对变量进行协整检验，通过建立迹统计量和最大特征值 似然比统计量来确定各变量之间的协整关系。 1 4 进行j o h a n s e n 协整检验，首先需要确定v e c 模型的最优滞后阶数，可依据 无约束v a r 回归结果中的滞后期长度标准( 1 a gl e n g t hc r i t e r i a ) 来确定，选取准则 通常为最小a i c ( a k a i k ei n f o r m a t i o nc r i t e r i o n ) 。变量l i m p , 、三印、l n e e r , 、 l r p l ，组成v a r 回归模型中，当滞后阶数为2 时，a i c 值最小。因此以2 最为 最优的滞后阶数进行j o h a n s e n 协整检验，迹统计量和最大特征值似然比统计量 的结果见下表2 2 。 表2 - 2 协整检验结果 由迹