当前,中国经济在世界经济中的地位和影响越来越突出。相应地,作为对外经济交易活动中一个重要的“公共品”——人民币汇率及其制度就日益受到世人的广泛关注。人民币汇率制度自2005年7月实施新一轮改革以来,汇率弹性增强,人民币对美元汇率不断走强。但与此同时,国际上以美国为首的部分国家要求人民币更快速度、更大幅度升值的呼声更加高涨。理论上一般认为,汇率升值不利于该国的经济增长,汇率贬值有利于该国的经济增长。这一结论的得出,是基于汇率变动的传递机制而言的。因此,有必要结合人民币汇率变动的数据对人民币汇率的传递机制和效应开展经验考察,以提出因应人民币汇率变动的正确判断和相应措施。
一般地,汇率传递是指汇率变动所带来的与其相关因素的变动。Hooper和Mann认为,汇率传递是指进口价格对名义汇率波动的变动率,也即汇率波动所带来的进出口价格的变动。显然,这是一种狭义的定义。广义的汇率传递,是指以汇率波动为动因而产生的多因素、多层次的影响。汇率波动可通过利率、价格等渠道对投资、消费、进出口等产生综合影响,进而作用经济发展,影响一国的福利水平。在国际经济学的传统分析框架中,汇率的价格传递是完全的。但事实上,由于国际市场竞争的非完全性、价格粘性等原因,汇率的价格传递效应是不完全的。Dornbush and Rudiger(1987)对汇率的不完全传递做了开创性的理论探讨,他利用不同行业组织的模型分析表明,汇率传递的程度取决于商品的可替代性、市场份额和外国企业在本国市场上的市场力量。Krugman (1986)和Feenstra(1987)从厂商“看市定价”出发,以基于局部均衡的分析方法分析了产业结构对长期汇率传递效应的影响。Obstfeld and Rogoff(1995、2000)、Betts and Deverux(1996、2000)则更加偏向宏观方面因素的分析,关注名义价格粘性对汇率传递的影响。Bacchetta, Wincoop(2001)研究发现,一国厂商的市场地位越强,越能选择本国货币作为结算货币,从而把汇率风险转嫁到进口国,传递系数相应越高。Michael B. Deverux, Charles Engel, Peter E. Storgaarde(2004)的研究表明,汇率传递与货币政策的相对稳定性有关,货币增长波动相对汇率波动较低的国家汇率传递效果要低,而货币增长波动相对较高的国家具有较高程度的汇率传递效果。
傅建设(1997)是国内较早对汇率传递理论进行系统梳理的学者。他对国外关于汇率传递不完全的原因分析进行了整理,并结合人民币汇率变动进行了一些思考。倪克勤(1999)在东南亚金融危机的前提下研究了人民币汇率的传递机制和杠杆作用。王铮、龚轶等(1999)应用汇率传递理论探讨了当时的人民币面对东亚国家货币持续贬值的背景下是否应该贬值的问题,同时分析了人民币汇率变动对出口价格的传递程度。封北麟(2006)运用递归的VAR模型估计了人民币名义有效汇率变动对国内消费者价格指数和工业品出厂价格指数及其分类指数的传递效应,结论是:在我国,汇率的传递效应不显著;汇率变动对工业品出厂价格指数及其分类指数的影响明显大于对消费者价格指数及其分类指数的影响;不同行业的汇率传递效应存在显著差别;供给冲击是导致工业品价格指数变化的主要因素,而实际需求冲击是导致消费者价格变化的主要因素。毕玉江、朱钟棣(2006)应用协整与误差修正模型研究中国的汇率变动对进口价格的传递效应,研究结果表明:人民币汇率变动对国内消费者价格的传递是不完全的,而且传递过程存在时滞。进口价格对人民币汇率变动的弹性远高于消费者价格对汇率变动的弹性。毕玉江、朱钟棣(2007)还应用SITC一位数分类的数据检验了人民币汇率变动对中国出口商品价格的传递程度:中国商品出口价格的汇率传递程度是不完全的,且存在显著的时滞效应;汇率变动对商品出口价格的传递程度在不同分类的商品之间存在较大差异。陈六傅、刘厚俊(2007)利用VAR模型对人民币有效汇率的价格传递效应进行分析,结果显示,人民币有效汇率对我国进口价格和消费者价格的影响虽然具有统计显著性,但影响程度非常低且汇率的价格传递效应与通货膨胀环境有关。
国内文献从理论、实证两个方面对人民币汇率的价格传递进行了研究,取得了较好的研究成果。但这些研究主要围绕人民币汇率的价格传递效应,特别是对进出口贸易的影响而展开,而结合供给冲击、需求缺口对人民币汇率在生产、消费不同阶段的价格传递效应和路径的实证分析较少。因此,笔者将尝试应用路径分析方法,就人民币汇率对经济冲击的响应路径和价格传递效应开展经验模拟,以便更好地因应汇率变动,为推进人民币汇率制度改革提供政策借鉴。
二、变量与数据
(一)模型与变量
借助McCarthy(2000)建立的汇率传递分析框架,选择如下变量开展实证分析:国际原油价格(
(二)数据选取与处理
1.数据样本与来源说明
国际原油价格选择平均原油价格,数据来源于国际货币基金组织《国际金融统计》在线版。汇率
2.数据处理
由于工业品出厂价格指数、消费者价格指数为月度同比数据,统一换算成1996年=100的定基指数。考虑到消费者价格指数包含了服务价格因素,统计口径远大于工业增加值,因此实际工业增加值由名义工业增加值除以同期的工业品出厂价格指数得到。国际清算银行提供的人民币实际有效汇率为2000年=100的定基指数,换算成1996年=100的定基指数。工业增加值、货币供应量、PPI、CPI均用X12方法做季节调整。同时,为减少异方差性,对所有数据进行对数化处理。限于篇幅,这里不罗列这些原始数据。
3.数据平稳性检验
表1给出了应用常用的ADF检验法对上述时间序列数据进行平稳性检验的结果。结果显示,所有变量(对数)水平不平稳,一阶差分后平稳,即这些变量均为一阶单整过程,这些变量可能呈现协同变动的关系,可以用来开展进一步的计量分析。
表1 数据平稳性检验
变量 |
ADF检验值 |
检验类型 (C,T,K) |
临界值 |
||
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)检验类型中的C、T、K分别表示含有常数项、趋势项、滞后项;(2)表中的临界值由麦金农(Mackinnon)给出的数据计算得到;(3)“
三、实证与分析
(一)实证方法
(二)实证过程
1.相关性分析
路径分析方法旨在将简单相关系数分解成许多部分,以显示某一变量对因变量的直接作用效果和通过其它变量对因变量的间接作用效果。为此,路径分析的第一步是开展相关分析。表2显示了各变量的相关系数。从表中系数可以看出,石油价格、工业增加值、货币供应量、PPI之间有显著的正相关性;PPI与CPI之间为显著的正相关;人民币实际有效汇率与石油价格、工业增加值、货币供应量等变量之间为显著的负相关,与PPI之间为显著的负相关,与CPI之间为弱负相关。相关分析只是了解各变量之间的简单联系,尚不能测定各变量之间多形式的因果联系。为此,还需要在相关分析基础上寻找变量之间的路径系数。
表2 各变量之间的相关系数
变量 |
国际油价 |
工业增加值 |
M2 |
汇率 |
PPI |
CPI |
国际油价 |
1.0000 |
|
|
|
|
|
工业增加值 |
0.9198 |
1.0000 |
|
|
|
|
M2 |
0.9059 |
0.9895 |
1.0000 |
|
|
|
汇率 |
-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.路径分析结果
路径分析首先要求确定变量之间的时间先后顺序和因果联系。石油的弱外生性最强,同期内不会受到其他冲击因素的影响,但有可能对系统内其他所有变量都产生影响,因此,将石油冲击作为起始因素。同期内,需求冲击受供给影响较为明显,而需求冲击对货币政策、汇率以及生产、消费阶段的价格等因素也会产生同期影响。考虑到本文分析的核心问题是汇率的价格传递,为此将汇率设定在PPI、CPI之前。上述六个变量的时间顺序和因果联系设定为:石油价格(供给冲击)→工业增加值(需求冲击)→货币供应量(货币政策)→汇率→PPI→CPI。根据这一设定路径结构方程式。表3给出了路径分析充足模式的路径弹性系数,括号中的数据为t检验值。
表3 充足模式的路径分析结果
模型 |
① |
② |
③ |
④ |
⑤ |
因变量 自变量 |
工业增加值 |
M2 |
汇率 |
PPI |
CPI |
石油价格 |
0.91985 (26.43) |
-0.02831 (-0.87) |
-0.31137 (-2.02) |
0.57011 (7.48) |
-0.45244 (-3.10) |
工业增加值 |
|
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) |
汇率 |
|
|
|
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 |
从表3的结果看,一些解释变量对被解释变量的系数不显著。如工业增加值代表的需求冲击、货币供应量表示的货币政策变动对CPI的影响系数,没有按预设那样通过显著性检验(t检验值分别为-0.42、0.94)。我们知道,并非所有先发生的变量均会影响其后发生的变量。如果某些路径系数未达到5%的显著水平,则需要探讨路径分析的限制模式。表4即为剔除了系数不显著的变量后得到的限制模式路径分析结果。五个回归方程均通过了统计检验,各解释变量对被解释变量的系数也是显著的。因此,可以根据路径分析的限制模式结果画出路径图(见图1),以直观显示各变量间的相互联系。路径图中,箭头表示某一变量影响它指向的另一变量(即因果关系),每一箭头直线旁的数值就是路径系数,即标准化回归系数,也就是标准化参数估计。由路径系数的大小可以看出该变量的影响力大小。
表4 限制模式的路径分析结果
模型 |
① |
② |
③ |
④ |
⑤ |
因变量 自变量 |
工业增加值 |
M2 |
汇率 |
PPI |
CPI |
石油价格 |
0.91985 (26.43) |
|
-0.31137 (-2.02) |
|
|
工业增加值 |
|
0.98954 (77.29) |
-2.29000 (-5.06) |
4.77267 (17.09) |
|
M2 |
|
|
1.92657 (4.60) |
-3.95291 (-14.93) |
|
汇率 |
|
|
|
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.经济意义分析
(1)人民币汇率的冲击因素与效应
从路径图可以看出,国际油价代表的供给冲击、工业增加值代表的需求冲击,广义货币M2代表的货币政策变动对人民币实际有效汇率存在直接影响,其直接路径系数(前文已指出,由于本文使用的是对数序列,因此这里为弹性系数)分别为-0.31、-2.29和1.93。换言之,国际油价、工业增加值、货币供应量每变动1%,人民币实际有效汇率的变动率分别为-0.31%、-2.29%和1.93%。从直接路径弹性系数看,引起人民币汇率变动的最大因素是需求冲击。另外,国际石油价格变动还可引起产出变动、货币政策间接作用汇率调整,其两条间接路径的弹性系数分别为1.76(=0.92×0.99×1.93)、-2.11(=2.29×0.92)。因此,国际石油价格变动代表的供给冲击对人民币汇率的综合效应弹性系数为-0.66。需求冲击引起货币政策调整进而作用汇率变动的间接路径弹性系数为1.91(=0.99×1.93),因此,需求冲击对人民币汇率的综合效应弹性系数为-0.38。这表明,人民币汇率对实际冲击的弹性系数为负值,国际石油价格上升、产出增加,则人民币实际有效汇率倾向于贬值。考虑到原油是以美元计价,而美元近年来呈贬值趋势,因此笔者认为,人民币实际汇率变动受到国际原油价格冲击的影响较小。但随着近年来我国经济的快速发展,我国的石油消费量呈现出显著的增长趋势。1993年,我国从石油出口国变成石油进口国。2003年,我国首次超过日本成为仅次于美国的世界第二大石油消费国。石油价格上涨对我国经济发展和人民币汇率的影响都将增强。
(2)人民币汇率的价格传递效应
路径图显示,人民币实际有效汇率对工业品出厂价格指数和消费者价格指数都具有直接影响,其直接路径弹性系数分别为0.17、0.33。人民币实际有效汇率变动还通过作用工业品出厂价格指数,间接影响消费者价格指数的变动,其间接路径弹性系数为0.18(=0.17×1.05)。因此,汇率变动对消费者价格指数的综合路径弹性系数为0.51(=0.18+0.33)。
根据前述来自实际冲击的汇率变动效应,从人民币汇率对供给冲击、需求冲击在生产阶段的价格传递效应来看,其路径弹性系数分别为-0.11(=-0.66×0.17)、-0.06(=-0.38×0.17),则人民币汇率对供给冲击、需求冲击的工业品出厂价格传递系数分别为0.90(
不难看出,就所考察的样本时间段而言,人民币汇率对经济冲击的价格传递效应呈现出三个特征:第一,人民币汇率对经济冲击的价格传递为不完全传递,但传递系数并不小,这不同于以往的研究成果;第二,就人民币汇率对经济冲击的价格传递效应在国民经济的不同阶段而言,对生产环节的价格传递效应略大于消费阶段,这与封北麟(2006)的研究结论基本一致;第三,无论是生产阶段还是消费阶段,人民币汇率对需求冲击的价格传递效应略大于对供给冲击的传递效应。
四、结论与展望
(一)实证结论
本文以1997年1月~2007年9月的月度数据为样本,应用路径分析方法探讨了人民币汇率对实际冲击、货币冲击的响应程度,进而对生产阶段、消费阶段的物价水平的传递效应开展了计量模拟,有如下几点实证结论:
1.经济冲击可能通过人民币汇率渠道影响到物价水平的波动,尽管人民币汇率的价格传递是不完全的,但其影响系数并不微弱,不能忽视经济冲击通过汇率渠道对我国物价水平波动的影响。
2.上述经验分析发现,人民币实际有效汇率升值与国内物价水平上升同向变动。在人民币与美元的名义汇率不断走高和当前CPI高位运行的情况下,如何有效调整货币政策,协调内外经济平衡是决策者面临的重要课题。
3.人民币汇率对需求冲击的传递效应略大于对供给冲击的传递效应,确保国内需求持续稳定增长是降低汇率波动通过价格传递机制产生福利损失的重要保证。国内消费需求持续稳定增长,可以弥补出口可能下降造成的需求缺口,减少总需求及由此引起的增长水平的波动,从而抵消汇率波动负面影响的基本条件,这对于我们这样一个发展中大国尤其具有重要意义。
(二) 研究展望
1.路径分析只是模拟了人民币汇率对经济冲击的响应程度和价格传递效应,而没有分析其响应速度和持续时间,这需要进一步深入探讨。
2.分析人民币汇率的价格传递效应在宏观上可以为制定政策提供参考,但更重要的意义在于从微观上进一步探讨汇率的价格传递对生产者、贸易者、消费者的福利影响,这是需要进一步深入研究的课题。