人民币汇率变动对中国商品出口价格的传递效应.pdf

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1、人民币汇率变动对中国商品出口价格的传递效应毕玉江朱钟棣+内容提要本文在不完全竞争市场结构下构建了适合中国汇率传递研究的分析框架，并将其应用于对中国商品出口价格汇率传递效应的经验检验。本文通过一位数国际贸易标准分类的研究表明，中国商品出口价格的汇率传递程度是不完全的，而且不同分类之间存在较大差异。同时，我们还构建了一个依市场定价指数来衡量不同出口行业在世界市场上的竞争力强弱。在此研究的基础上我们还对改革开放以来中国商品总体出口价格竞争力进行了对比分析。关键词汇率变动传递效应出口价格分布滞后模型汇率和价格水平作为一国货币对外和对内价值的表现，之间有着密切的联系，汇率传递问题一直是国际宏观经济研究的

2、热点问题之一。然而，就此问题的大多数研究都以发达国家为目标，很少涉及发展中国家。事实上，汇率传递涉及到国际收支的调整速度以及经济政策在国际间的传导机制，这一问题对发展中国家和新兴市场经济国家而言也是相当重要的。目前各国都把出口作为促进本国经济发展的重要途径，汇率变动在许多方面都会直接作用于出口商的国际定价行为，从而影响他们的国际竞争力。在当今世界市场逐渐融合的大背景下，出口商面临着更加激烈的竞争，汇率作为影响一国内外平衡的重要工具，其对经济的影响可谓牵一发而动全身。因此，准确地估计汇率变动对本国企业出口价格的影响，有利于识别优势出口行业，恰当地评估汇率变动的宏观经济影响。相关文献以研究汇率变动

3、对总的商品价格的传递效应为主，而很少涉及对更加细分的产品分类的影响。对于这个问题，O b s 如l d(2 0 0 2)认为，货币贬值对产品相对价格上的影响在工业品分类之间存在相当大的差异，有关s r r C 产品分类之间的差异需要更多的理论及经验研究。他还以美国与加拿大的双边贸易为例，使用一位数的S n 分类强调汇率对双边贸易的重要性。本文尝试在更加细分的产品类别基础上，使用基于分布滞后模型的分析方法研究人民币实际有效汇率对中国出口商品价格的影响。在不完全竞争市场结构下建立适合中国汇率传递研究的分析框架，并将之应用于经验检验。文章结构安排如下：第二部分是文献综述，介绍国内外研究汇率传递问题的

4、主要方法及结论，并以此为指导；第三部分在不完毕玉江：上海立信会计学院国际贸易与经济系2 0 1 6 2 0 上海市松江区文翔路2 8 0 0 号电子信箱：b y j l 6 3 1 6 3 咖；朱钟橡：上海对外贸易学院国际经贸学院2 0 1 6 0 0。作者感谢两位匿名审稿人提出的富有建设性的修改意见和评论。当然，作者文责自负。世界经济2 0 0 7 年第5 期3 万方数据人民币汇率变动对中国商品出口价格的传递效应全竞争市场结构下建立分析框架；第四部分是模型及经验研究方法说明，主要介绍本文进行分析所采用的模型和数据以及检验方法；第五部分给出模型检验结果，最后一部分是结论及研究建议。二文献回顾对

5、不完全传递汇率现象进行解释的研究文献基本上可以分为两类：一类是在2 0 世纪8 0 年代后期出现的，出发点是厂商依市场定价(p d c i n gt om a r k e t 8，硒f)现象。此类模型基于局部均衡分析方珐，更加关注产业结构对长期汇率传递效应的影响(K m 母m，1 9 8 6；F e e r 啦a，1 9 8 7)；另一类文献则更加偏向宏观方面因素的解释，关注于名义价格粘性(O b s t f e l da n dR 0 9 0 瑾，1 9 9 5、2 0 0 0；B e a n dD e v e m u x。1 9 9 6、2 0 0 0；c h a r ie t 且1，2

6、0 0 2)。汇率传递研究的基本思想是假定厂商只关心以本币表示的收益，这样，汇率的波动就带来了是由出口国还是由进口国来承担相应价格调整成本的问题。基于微观视角的局部均衡模型通常都是不完全竞争模型，其中出口厂商可对国际市场进行有效分割。厂商具有市场力，收取的价格是在边际成本上的加成。当供给和需求变化时，厂商能够即时调整自己的价格，也就是说，不存在价格粘性。而在第二类文献中，存在名义价格粘性。出口厂商设置价格时使用自己的货币(p r o d u c“一c u r r e n c y 耐c i n g，P c P)，或者是以进口商的货币(L 0 c a l c u r r e n c y 皿c i

7、n g，L c P)。名义价格是在需求或供给冲击发生之前确定的，但是名义汇率对冲击的响应是即时性的。因而传递只有两种可能：在P c P 情况下，传递是完全的，而在L c P 情况下，传递为o。0 b 8 如l d 和R o 印压(1 9 9 5、2 0 0 0)的模型是P c P 模型；B e 仕8 和D e v e r e(1 9 9 6、2 0 0 0)以及c h a r i 等(2 0 0 2)的模型则是基于L c P 框架下的分析。此外，还有一些文献专门研究出口商预设价格时的货币选择问题。G i o”n n i n i(1 9 8 8)曾发展了一个局部均衡模型对这一问题进行探讨，而其他

8、一些近期的研究在预设价格的一般均衡宏观模型中内生化了定价货币的选择。D o m b u s c h(1 9 8 7)使用不完全竞争模型研究了加成如何对汇率变动做出响应。B a l d w 抽和K r u g m(1 9 8 9)以及B e r n a r d 和J e n s e n(2 0 0 4)研究了出口商的沉淀成本对加成调整的影响。国内也有学者对汇率传递效应进行了一些研究。倪克勤(1 9 9 9)在东南亚发生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。孙立坚等(2 0 0 3)根据价格传递效应理论，研究了国际贸易中进出口价格的相互影响，以及汇率在价格传递过程中的作用。王铮等人

9、(1 9 9 9)在2 0 世纪末期东亚国家货币持续贬值的背景下，使用汇率传递理论分析了人民币是否应该贬值的问题，以及人民币汇率变动对出口价格的传递程度。他们的结论认为人民币贬值的结果是国内日常消费品价格上涨，主要出口产品的国内外价格一致下跌。由于他们的数据样本期间较短，而且分析的目的是研究当时人民币是否应该贬值的问题。因此，对中国出口商品价格的汇率传递问题以及出口厂商的依市场定价问题仍需进行深入的研究分析。如B 耻c h e t I I 和唧1 w i 眦。叩(2 0、2 0 0 2)以及D 胛删x 等(2 0 0 4)。在c 峨t l i 和一(2 0 0 2)的研究中，汇率对最终商品价格

10、的传递率是预先设置的。口扰淀成本包括出口商为进人外国市场所作的必要的支出，如广告、建立分销链条、进行特定市场的R D 研究等等。当出口商观察到进口国货币贬值时他可能不会提高以进口国货币表示舶价格或离开市场并允许其他厂商进入e 事实上，他可能会通过降低利润率而吸收贬值的负面影响。相应地，当进口国货币升值时出口商可能不会简单地降低出口商品的外币价格而足保持该价格不变以许补其掼失。显摅，利润率的缓冲效应是有限的。如果进口国货币持续贬值在某些点上出口商将停止生产或被迫提高价格。而如果进口国货币持续升值由于其他厂商观察到该商品存在丰厚的利澜，他们可能会付出某些沉淀成本以进人该市场，执而提高供给，降低价格

11、也使得利润率下降。世界经济2 0 0 7 年第5 期4 万方数据三分析框架不完全传递可能是几种因素共同作用的结果。首先，汇率变动后，由于进口投入品成本变动，出口商边际成本曲线可能会发生变化。其次，根据依市场定价理论的分析，出口厂商可能存在策略性定价行为，其目的是为了在货币升值时保护市场份额，或在贬值时扩大利润差额。在这种定价策略下，在本币出口价格和本国市场价格之间就会存在差异。本币升值时，厂商可能降低出口品相对于本国商品的本币价格，自己承担一部分汇率变动成本。在汇率变动对出口价格的传递研究中，传递程度一般定义为出口商品的目标市场货币价格变动与汇率变动的比率(k 叩e s k oa n dJ o

12、 h n g o n，1 9 8 8；M m t o n，1 9 9 1)。其目的是想阐明由于市场定价(p r i c i n gt om a f k e t，P m)行为和成本变化而引起出口商品价格变动的共同效应。然而。这一分析框架的可信度依赖于其他影响出口价格的因素不变这一假设。此外，基于出口价格方程来衡量传递程度的方法通常只能反映出P I M 效应(H o o p e r dM m n，1 9 8 9；K h o s l a，1 9 9 1)。如果汇率变化引起的成本变动效应非常显著，那么这种传递系数将低估传递程度，因为成本变动自然会抵消汇率变动的影响。因而，要想为汇率变动对出口价格的效应

13、提供合理的分析，就要同时考虑传递的这两种内容，清晰地区分它们的相对重要性。按照以前的研究，出口价格方程是在不完全竞争的市场结构下，在加成框架内得出的。我们这里也采用这一分析方法。我们建立一个两国模型分析框架。同时对以往的研究进行扩展和深化。假定世界由两个国家构成，本国(日)和外国(，)。本国厂商为某商品的垄断生产厂商，商品生产总量为Q，其中，仉和仉分别在本国和外国销售，口=仉+口，。厂商生产过程中要用到本国投入品和进口的外国投入品，其本币价格分别为巳和P，。o 因而本国出口商的成本函数可写为：c=c(Q，匕，P，)。其中，所有的价格均以本币表示。假定出口品本币价格为P，在本国销售价格为巳则厂商

14、最大化利润函数：m a x 霄=P，Q，+岛口日一C(口，P d，P，)(1)Q，=Q，(尸，(e P。)；Q 月；Q 一(匕)其中，只是外币表示的竞争者价格水平，且d 口，d(P，(e 只)o，6 0 0由利润最大化一阶条件并经过运算，可得：P，：丝晕型 o(2)Z O显然，出口价格是在边际成本基础之上的一个加成。在更一般的情况下，如果将出口厂商的销售目标扩展为n 个分割市场，则它对每个目标市场的出口价格可写为共同边际成本和特定目标市场加成的函如果将每种商品都看作是特定商品，则由于存在品牌、型号、售后服务、顾客忠诚度等因素它与其他同类商品之间也存在差异，因此可以将生产商看作是该种商品的垄断厂

15、商a这其实是一十比较强的假设。在该假设之下，外国出口商对其出廿的中问投人品的汇率传递是完全的a 嗣此事实上我们这里并没有对中间投 品的 亡率传递问题进行考虑。原因有二：第一，发展中国隶进口的中阃投人品往往存在相当程度的价格刚性，即它可能主要与需求有关，由于国内的可替代品稀缺，因此外国中间品出口商具有较强的市场力，可以将汇率变动的成本转给进口国；第二t 在模型中加人中间投人品的汇率传递会使分析大大复杂化。因此我们这里做了适当简化世界经济2 0 0 7 年第5 期5 万方数据人民币汇率变动对中国商品出口价格的传递效应数(B a l d w i n，1 9 8 8；Y 髓g，1 9 9 7；M 嬲嵫

16、ie ta 1，2 0 0 5)：P R=M c(Q，P 4，P，；专粉，=l，尼(3)。刀。t，“e fJ l这里删是出口商的边际成本函数，叼是第f 个进口国对价格的需求弹性绝对值。显然，加成是由相应进口市场上的需求弹性决定的。G o l d b e 唱和K n e t t e r(1 9 9 7)将汇率传递具体化为：汇率变动1 而导致的本币进口价格变动的百分比。同样，本文将出口价格的汇率传递弹性定义为汇率变动导致的本币出口价格的变动百分比，即：P 丁：警：孥i 。C C U C。，i汇率变动通常被看作是出口厂商遭受到的成本冲击。当汇率变动时，厂商可能选择将成本冲击完全传递到它的销售价格(完

17、全传递)，或者自己吸收冲击而保持销售价格不变(没有传递)，或者介于这两者之间(部分传递)。当然，极端情况下也会出现逆传递的现象。从供给的角度来理解这一问题的关键点是，进口价格的低程度汇率传递(以进口商货币表示)正表明出口价格(以出口商货币表示)对汇率变动非常敏感。如果出口厂商具有较强的市场竞争力，那么它以本币表示的出口价格对汇率变动应该是不敏感的。如果从需求的角度来理解，前面的分析表明，在依市场定价情形下，汇率变动对外国进口价格的传递依赖于进口市场上的市场需求对价格的弹性。假定出口国货币升值，则当进口市场上的需求弹性对其本地价格变动不敏感时，本国出口商将保持本币出口的价格不变(表1 中的情形口

18、)，这种情形下目标市场上的本地价格上升，其程度与汇率上升程度相等，这时对出口的外币价格存在完全传递。然而，如果当进口价格上升时，进口需求变得更加富有弹性，则当本地价格上升时(情形6)，出口商不会将汇率变动完全传递到本地价格上。进口市场上的消费者可能仍然面临价格的上升，但其上升程度少于汇率变动程度。本币表示的出口国的国内价格会下降，这是因为在本币升值期间，出口商为了保护市场份额会降低边际利润，这就是通常的依市场定价情形。在极端情形下，进口国本地价格的稳定性也可能导致出口价格与汇率升值幅度同比例甚至以更大的比例下降，即等等=一l。同样，如果进口国的需求随价格上升变“c i c l得更加缺乏弹性(情

19、形c)，则最终加成将上升。表l市场定价与汇率传递进一步，由于成本函数与产量Q、本国投入品价格巳和进口投入品价格P 有关，假定变量之间存在线性函数关系式，则(2)式可表示为：l n P，=a+卢l n(M c(Q)+p l n P d+妒l n 弓+，l n e+妒l n P。(4)P，关于e 的偏导数系数7 衡量了在给定成本以及其他变量的情况下，汇率变动对本币出口价格的直接效应(y 即为前文分析中的汇率传递弹性P r，分析中也常被称为传递系数)。如果P 上升代表本币升更一般的模型可能会把外国出口商的生产成本表示为汇率和其他因素(篮)的函数(H 0 叩“a n dM 一，1 9 8 9)，如c=

20、一妒盯+群，这里妒 O。它表明，仃上升或进口国货币贬值会降低出口国厂商所进口的原材料和能源成本。世界经济2 0 0 7 年第5 期6 万方数据毕玉江朱钟棣值，那么正常情况下可以预期O y 1，也就是说本国出口商自己可能承担一部分汇率变动带来的成本。出口商在世界市场上的竞争力越强，他们进行成本转嫁的能力也越强，y 也就越接近于O。因此，我们可以定义一个I y I M 指数=l7 一lI，它用于反映本国出口商调整出口价格(从而调整利润差额)的意愿程度，即传递系数对汇率变动的抵消程度。如果出口商是价格接受者(在世界市场上缺乏竞争力)，则有y=l，此时，P 将为o。在另一种极端情形下，即出口商在世界市

21、场不存在任何竞争时(在世界市场上具有强的市场力)，则他们不调整本币价格(y=0)，因此汇率变动完全反映到了外币价格上(=1)。在这两个极端情形之间，存在不完全的汇率传递。实际上，P T M 指数越接近于l，厂商在世界市场上的竞争力就越强。因此，可以使用n M 指数厶来衡量出口行业的国际市场竞争力。我们的分析框架主要在以下几点对以往的研究模型进行了扩展。(1)我们考虑到了汇率变动可能会通过改变中间投入品成本起作用。(2)由于生产过程可能存在规模效应，因此出口商的边际成本可能随出口量的增加而下降。而在以前的许多研究模型中都假定厂商的边际成本是不变的。(3)引入外国市场上的竞争者价格水平凡其实就是考

22、虑到了外国市场上的竞争程度对出口价格汇率传递程度的影响。另外一点需要说明的是，P T M 理论是研究出口商在不同的分割市场上，其出口存在价格歧视现象，而这又正好反映出口商在不同市场上的竞争力强弱。我们这里扩展了兀M 理论分析的应用范围，将其用于对不同出口行业在世界市场上的市场力进行衡量。四分析模型与数据处理(一)计量模型在研究方法上，传统的汇率传递研究都使用单方程的O L S 方法或基于时间序列的协整分析(M e n o n，1 9 9 5)，近年来也有一些文献使用了V A R 模型方法(M c c a r t l l y，2 0 0 0；F a r u q e e，2 0 0 4)。但当使用

23、细分层面的数据进行检验时，多数文献都使用O L S 方法，因此，本文我们也借鉴这一做法。受数据可得性的限制，我们的研究期间为1 9 8 5 年1 季度至2 0 0 1 年4 季度。由于平稳性检验表明上式中数据序列都是非平稳的I(1)序列。因此，研究过程中对各变量取差分处理。，首先在前面理论分析的基础上，确定基本的函数关系为：d 甲。=以c I，陀e r I，叼咖。，p 埘；)(5)我们以相应变量的小写字母代表取对数后的变量序列，e 印是特定商品价格(或价格指数)，c 代表出口商的生产成本，阳e r 是汇率变量，蝣吻代表世界需求水平，p l，表示世界价格水平，t 表示时间，所有变量均以本币表示。

24、我们使用分布滞后模型(D i s t r i b u t I B d L 丑gM o d e l)估计人民币汇率变动的短期和长期传递效应，在(5)式结果的基础上设定计量方程(C 锄p a 觚dG o l d b e r g，2 0 0 2)：44如印。=嘞+瑾m d M e r I I+a 2。I 如I+钧d 增觑+a 4 却t，。+(6)按照相关文献，特别是C 锄p a 和附d b e r g(2 0 0 2)以及C h o u d l l r i 等(2 0 0 2)的研究，我们主要关注的是汇率传递的时间特性。因而，传递定义为R E 职变量系数的累积效应。我们的O L S 估计方程衡量了汇

25、率因为我们用的是本币出口价格。如果出口商在世界市场上的竞争力较强，那么汇率变动后它的出口价格换算为本币应该不发生大的变动。为节省篇幅，各数据序列的平稳性A D F 检验结果没有给出，如需要可来信索取。世界经济2 0 0 7 年第5 期7 万方数据人民币汇率变动对中国商品出口价格的传递效应变动在当期及滞后4 期的传递弹性。(二)数据处理1 出口价格(历，P)。我们使用细分层面的数据研究出口价格的汇率传递行为。目前中国还没有公开发表的进出口价格数据，细分商品层面的数据更加缺乏，因此我们借鉴了C e 矾和s a x e n a(2 0 0 2)文章中的数据。在检验过程中，按照s r r C 的一位数

26、分类将中国出口商品分为9 大类，分别以S n c 0 一S r r C 8表示从。到第8 类产品的出口价格指数(去除统计中未分类的其他商品一项)，数据时间段为1 9 8 5 年l季度至2 0 0 1 年4 季度。2 出口商生产成本(C)。O l i v e i(2 0 0 2)和M a r a z z i 等(2 0 0 5)使用出口国C P I 或P P I(生产者价格指数)替代出口商生产成本。受数据可得性限制，我们这里使用中国C P I 指数作为替代变量。3 汇率变量(尉强R)。我们使用实际有效汇率作为对汇率水平的衡量。由于我们研究的是汇率变动对中国向整个世界出口商品价格的传递效应，因此，

27、有效汇率是合适的概念。尤其是当汇率变动的总效应是通过分散的贸易伙伴来衡量时，应该使用有效汇率(H t i 向e r 趿ds c h 哟d e r，2 0 0 2)。数据来源于I M F的国际金融统计数据库(I F s)。4 世界需求水平(脚)。我们使用不变价表示的工业国季度工业生产指数来替代世界需求水平。数据来源于I M F 的国际金融统计数据库(I F s)。5 世界价格水平(P 形)。我们以世界价格水平序列替代外国竞争者价格水平，由于中国商品出口结构与邻近国家的相似度比较高，因此使用亚洲国家的出口价格指数作为替代外国竞争者价格水平的替代序列。为保证数据的一致性，数据也来自于I M F。我们

28、先将上述序列都先换算成本币表示，然后统一表示为以1 9 8 6 年第一季度为指数1 0 0 的不变价指数序列，使用x 1 2 方法去除季节趋势，并都取自然对数。其中，除出口商生产成本外所有数据序列使用中国季度C P I 指数进行了平减，将它们都表示为实际值(中国季度C P I 基期比数据序列的计算过程见附录1)。五分析结果及检验(一)传递弹性的回归结果表2 是从检验结果中总结出的中国商品出口的汇率传递弹性。根据中国海关统计年鉴的编制说明，S I r I c 一位数分类包括1 0 类产品，分别是：s r I c O 食品及主要供食用的活动物；s r r C l 饮料及烟类；S r I C 2 非

29、食用原料；S n 3 矿物燃料、润滑油及有关原料；S 皿C 4 动、植物油脂及蜡；S r r C 5 化学品及有关产品；S r r C 6 轻纺产品、橡胶制品矿冶产品及其制品；s n C 7 机械及运输设备；S r r C 8 杂项制品和S r r C 9 未分类的商品。此处未考虑第9 类未分类商品。c e m 和s 既哪(2 0 0 2)使用链式拉斯贝尔指数(c h 矗i n l i I I l c c dh s p e y 一)构建了中国一位数国际贸易标准分类的出口单位值指数和总体出口价格指数。详细数据及说明可参见其文章o需要注意的是I M F 计算的实际有效汇率指数是根据贸易比重确定权重

30、的双边汇率指数的几何加权值。其上升代表本币实际汇率升值，下降代表贬值，这和我们前面分析中使用的汇率标价方法刚好是相反的o该变量数据来源于I F s 库，编号为5 0 5 7 4 D z F，指亚洲国家的出口单位值价格指数。关于价格指数详细的编制方法可参见I M F 网站的“J M F 出口和进口价格指数手册”中的说明。由于I M F 给出的砌E R 数据是采用问接标价法的思路，其上升代表本币升值，虽然有研究在使用过程中对其取倒数进行处理以方便最终的解释(M i h a i l w，2 0 0 5)，但除汇率系数符号相反外，对估计结果没有影响。因为我们知道，根据倒数对数运算原则，l u=一l n

31、(1 z)。因此我们对估计结果进行解释时是直接取符号相反的结果。回归结果见附录2。世界经济2 0 0 7 年第5 期8 万方数据毕玉江朱钟棣表2中国分类商品出口价格的短期和长期汇率传递弹性僮递弹性全部出口s I 彻s I r c ls r r c 2s r r c 3S I T c 4s n C 5s r r C 6s I T c 7s I T c 8短期一0 2 2 5 80 7 4 4 0一0 4 4 1 l0 3 4 9 4 0 7 4 1 0 O 1 6 6 1 一O 6 1 6 1O 1 1 0 90 1 9 5 7 一O 1 9 0 0长期一1 0 3 3 21 0 4 7 0 一

32、0 8 9 8 8 一O 8 9 3 3 一O 8 4 9 9 一O 2 3 4 5 1 1 1 7 5 一O 3 6 1 7 0 3 4 9 3O 1 3 2 1J PO 0 3 3 2一O 0 4 7 00 1 0 1 2O 1 0 6 70 1 5 0 lO 7 6 5 5 一O 1 1 7 50 6 3 8 30 6 5 a r 71 1 3 2 1说明：短期传递弹性是回归分析中由项的系数平方根，即反映了汇率变动对当期出口价格的影响；长期传递弹性是由e 吼及其4 阶滞后项系数的平方根之和，其关系推导见附录3。昂指数是前面定义的出口商P r M 指数。由于使用珊F的有效汇率指数得到的计算

33、结果与我们前面理论分析的系数符号相反，因此，在对估计结果进行解释时是按照符号相反的结论来进行的，同样对的计算也相应调整为+1。从回归结果可以看出，对中国出口商品整体价格而言，本币实际升值l 将使得出口价格短期内下降O 2 3 个百分点，长期下降1 0 3 个百分点，长期价格的下降幅度几乎与汇率升值幅度相同，说明这段时期中国总体商品出口在国际市场上并没有价格竞争力。汇率变动对出口价格的影响在滞后2 期和4 期时的影响在统计上比较显著，说明汇率变动向总体出口价格的传递是不完全的，而且存在时滞。而总体出口价格和国外价格水平存在显著的同向变动关系，世界价格水平上升1 将使中国出口价格上升接近l。此外，

34、回归结果还反映出，汇率变动对各分类商品出口价格的短期传递弹性都不明显，其中短期影响程度最大的是第O 类商品，本币升值l 将使得该类商品当期出口价格上升O 7 4，长期则下降1 0 5。表明汇率变动对该类商品出口价格的作用时滞较短，该类商品出口缺乏价格竞争力。分析也表明第3 类和第5 类出口商品价格的短期汇率传递弹性和长期传递弹性都比较大，说明这两类商品价格对汇率变动是比较敏感的。除了第8 类商品，其他商品的传递弹性系数符号都与模型预测相同。而这类商品长期内存在逆传递现象(表1 分析中情形c)，即汇率升值造成长期本币出口价格上升，说明这两类商品受国际市场需求和竞争者价格的影响程度不高，而中国在这

35、类商品出口上表现出较强的竞争力。因为汇率波动带来的出口价格上升使得外国的需求上升，表明外国对这种商品的需求是缺乏弹性的，其在国际市场上具有较强的价格竞争力。(二)回归系数的W a l d 检验这一部分我们对短期和长期传递弹性进行系数w a l d 检验。系数w a l d 检验表明，对整体出口而言，无法拒绝短期传递系数为O 的假设。而在5 的显著性水平下，长期为。和l 的假设都被拒绝，表明长期传递弹性位于。到l 之间。对于分类商品而言，除第3 类和第5 类商品外，长期传递系数为O 的假设都无法拒绝。对相应商品价格做的长期传递弹性为l 的假设检验为这一结果提供了更加稳健的证据。而第3 类和第5

36、类商品的长期传递系数为l 的假设未被拒绝。因此，系数检验表明，汇率变动对各分类商品出口价格的传递弹性是存在显著差异的。(三)基于P 1 M 指数的出口商品世界竞争力分析如果我们将表2 中各出口商品类的P 1 1 M 指数昂进行排序，则可以看出，第8 类商品的，指数超过l，说明中国这类商品出口在国际市场上具有较强的竞争力，本币升值引起的出口价格的上升增加了外国的需求，也说明外国对这两种商品的需求是缺乏弹性的。对于其他几类出口商品的国际市场竞争力，较高的是第4 类，第6 类和第7 类，较低的是第5 类和第。类商品，其P r M 指数小于零，说明这两类商品在国际市场上缺乏价格竞争力。如果本币升值，这

37、两类商品长期价格下降的幅度高于汇率升值幅度。该分析结果实际上衡量了基于s n 一位数分类的出口商品在国际市场上的竞争力优势大小。从汇率变动对总体出口价格的传递效应来看，如果本币升值，则长期出口价格的下降幅度几乎与汇率升值幅度相同。说明总体上中国商品出口没有价格优势，汇率升值引起的价格变动成本全部都由中国出口商自己承担了。世界经济2 0 0 7 年第5 期9 万方数据人民币汇率变动对中国商品出口价格的传递效应表3短期和长期传递系数的w a l d 检验说明：长期传递弹性为1 的假设比为O 的假设检验结果更明显，因此接受长期传递为1 的假设。图l不同分类商品的I y I M 指数比较总体来看中国的

38、工业制成品在国际贸易中的定价权已经有了相当程度的改善，虽然不同行业间还存在较大差异。当一国货币升值后，该国企业能够继续生存的条件不仅取决于产业结构的调整速度，而且还取决于其对出口定价的机动调整。为此厂商的工业制成品在国际市场上的份额和定价权就显得极为重要(丁剑平，2 0 0 3)。上文的研究表明中国不同出口行业分类在国际市场上的定价能力是有较大差异的，竞争力表现较为突出的是S n 8 类出口商品，这类商品的出口厂商在国际市场上的定价权是比较高的。(四)商品出口价格的长期汇率传递程度：基于协整的检验为便于对分析结果进行比较以及增强结论的稳健性，这一部分我们使用协整模型检验1 9 9 5 2 0

39、0 5 年总体出口价格汇率传递程度(毕玉江、朱钟棣，2 0 0 6)。首先根据标准的统计学方法，使用从中经网统计数据库中获得的分类商品出口金额及数量的统计数据，构造了中国总体商品出口价格指数。时间为1 9 9 5 年1 月到2 0 0 5 年1 0 月。我们引入的分析变量包括：出口价格(臌P)，出口商生产成本(C)，汇率变量(艇职)，世界需求水平(脚)，世界价格水平(P 形)，本国工业生产指数(z P，)。除出口价格之外，其余变量都和前文相似，只不过换成了1 9 9 5 年1 月到2 0 0 5 年1 0 月的月度不变价基期比指数，并取对数处理。下面我们使用J 0 h a n s e n 方法

40、对上述变量组成的向量进行协整检验我们进行协整检验时，是使用逐渐向基本变量向量中添加变量的方法进行的。检验的基本变量向量是(e 印，脚，叫，c)。然后逐渐添加变量t 唱咖和删，采取带截距项的检验模型进行协整检验，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。经过检验，确定变量间协整关系见表4 0迹检验表明，在5 的显著性水平上，出口价格、工业产值、实际有效汇率和竞争者价格水平之间存在2 个协整方程，而最大特征值检验表明这些变量间存在1 个协整方程。为节省篇幅，此处未给出变量平稳性检验结果，备索。世界经济2 0 0 7 年第5 期1 0 万方数据毕玉江朱钟棣表4出口价格、工业

41、产值、实际有效汇率和竞争者价格水平的协整检验结果说明：“表示协整检验结果在5 水平上统计显著。表5正规化后的长期协整关系说明：括号中是相应变量估计系数的标准误。由上面协整检验结果可以看出，从长期来看，出口价格与各变量间都是正相关的。本币升值l 将使得本币出口价格长期下降O 8 4。检验还发现，同类商品出口价格上升也会引起中国商品出口价格上升，其长期弹性为O 7。出口厂商生产成本的上升也会造成商品出口价格上升。但工业生产状况与出口价格之间的关系为正。这可能是由于国内生产的高涨与出口部门形成了对生产资源的争夺，增加了出口厂商的成本，从而引起出口价格上升。通过和前文对照，我们发现汇率与以人民币表示的

42、商品总体出口价格之间的关系存在一个明显的特征。随着时间的推移，中国总体商品出口价格对汇率的敏感性是下降的。前文基于1 9 8 6 年到2 0 0 1 年的季度数据研究表明，汇率升值l 会造成本币出口价格长期下降1 0 3，而基于1 9 9 5 年到2 0 0 5 年月度数据的研究表明，这一系数下降到了O 8 4。即使考虑到季度数据可能会对汇率传递系数产生的平滑效应，这也说明中国商品本币出口价格对汇率的敏感度在下降。而前文已经指出，本币出口价格对汇率的敏感性下降说明本国出口厂商在国际市场上的定价权在增强，出口商将承担较少的由汇率变动引起的成本，也就是说，出口厂商的国际定价能力较之于以前有所上升。

43、这也从一个侧面说明中国商品出口在国际市场上的总体竞争力在不断上升。六结论及研究建议本文使用s r r C 一位数分类的数据检验了汇率变动对中国商品出口价格的传递程度。我们的分析得出以下几点结论：1 汇率变动对出口价格的传递是不完全的，而且存在显著的时滞效应。由系数的w a l d 检验可知，对总体出口和大多数分类商品的出口价格而言，汇率变动的传递程度在短期和长期都是不完全的。2 世界需求水平对中国商品出口价格的影响程度比较明显。多数商品出口价格都表现出与世界需求水平之间的正相关关系，而且统计上是显著的。3 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差异，这一点在长期和短期传递世界

44、经济2 0 0 7 年第5 期1 1 万方数据人民币汇率变动对中国商品出口价格的传递效应上都有所表现。长期传递程度最高的是第0 类和第5 类商品，第8 类商品还存在逆传递现象。4 基于S I T C 分类的出口商品价格传递研究有助于我们识别出口商品中具有优势的行业。由我们构建的P I I M 指数可以看出，中国在第8 类商品的出口方面价格优势比较明显，在第4 类、第6 类和第7 类出口商品上都具有较高的国际市场竞争力。5 基于1 9 8 6 到2 0 0 1 年的季度数据的研究，可以看出中国具有出口竞争优势的商品既有初级商品也有工业制成品，说明中国出口商品整体竞争力已经有所改善。基于1 9 9

45、 5 到2 0 0 5 年的月度数据表明中国整体商品出口价格对汇率的敏感度在下降，说明从整体上来看，中国商品出口的国际竞争力是有所上升的。6 通过对比分析我们发现，中国整体商品本币出口价格对汇率变动的敏感性在下降，表明外币进口价格对汇率的敏感度在上升，说明出口商正越来越多地将汇率因素考虑进定价过程当中。这一点与很多对进口价格汇率传递的研究结论不同，有相当多的研究都表明各国进口价格的汇率传递程度在下降。但我们的研究表明，随着中国开放度越来越高，与世界经济的融合程度不断上升，人民币汇率变动对外国进口价格的传递程度是在不断上升的，汇率在中国出口厂商的定价过程中起到了越来越重要的作用。我们的研究表明，

46、细分行业的数据对于汇率传递研究是十分必要的，它有助于我们区分汇率变动对各类商品出口的具体效应，对于制定合理的产业政策鼓励优势产业的出口发展是十分有帮助的。当然，受数据可得性的限制，我们这里的商品分类仍然是比较粗略的。更深入的研究可以更进一步将商品进行细分，在月度数据的基础上进行更加细致的分析。参考文献：毕玉江、朱钟棣(2 0 0 6)：，财经研究)第7 期。丁剑平(2 0 0 3)：，新金融 第1 2 期。范从来、曹丽(2 0 0 4)：人民币汇率走势的实证分析基于1 9 9 4 2 0 0 1 年数据的判断)，经济科学)第1 期。倪克勤(1 9 9 9)：人民币汇率的传递机制和杠杆作用，第l

47、 期。孙立坚、吴刚、李安心(2 0 0 3)：国际贸易中价格传递效应的实证研究)，世界经济文汇 第4 期。王铮、龚轶、王尽然、刘丽(1 9 9 9)：从贸易转价理论看人民币汇率问题，管理科学学报)第9 期。B a c c h 蚰，P l l i l i p p e 肌dv 蛐W i I 瑚叩，E r i c“D 悯E x c I l a n 萨一R m eS 扭b i l 时I 眦嘲恍T r a d c 髓d W e I f h m?”A 删渤I 帆册如冗捌哪，2 0 0 0。9 0(5)，p p 1 0 9 3 一1 1 0 8 _。A1 1 1。o r y0 ft l 吣C u 蚰c yD

48、 o I n i n a l i 0 fI n t e n l a l i a lT r a d e”邶职概昭脚盯，N o 9 0 3 9，J u I y2 0 0 2 B a l d w i n，彤c h 8 r d“H 刊衄商8i nl 仃l p o nP r i c：1 kB 曲c l l I l e a d 瑚f e c t”，坫施n 饥帆如J k 碗哪，1 9 8 8，7 8(4)，p p 7 7 3 7 8 5 B a l d w i n。R o b c r I 舭dK n l 舯蛆，P a u l“P b 商s t 衄tE 陆协o fI 丑r 铲E 耻h g eR 丑t cS h

49、 k s”伽n 肋移，D 研甜矿鲫踟妇。1 9 8 9，1 0 4(4)。p p 6 3 5 6 5 4 B e 删耐A l I d 嗍B 明dJ e n 的n，J B m 怕I d。w h ys o|l 砖F i 舢E 砷0 r t”7 kR 砒埘矿帆m 妇口以酣f I 如，2 0 0 4，8 6(2)，即5 6 1 5 6 9 B e t t B，C a r o l i 鹏蛐dD e v e 把u x，M i c h a e l“E x c h 觚g e m 岫D y n 册i c s i na M o d e lo f 蹦c i n g t o M a I l c e t”晟肌炉帆n 盯

50、如月鲫妇1 9 9 6。4 0，即1 0 0 7 一1 0 2 1“E x c h 鞠g e 胁eD”唧岫i naP r i c i I I g-t o M a r k c t”如l 朋“矿肠柳川切川咖妇，2 0 0 0，p p 2 1 5 2 4 4 C 唧p 曩，J M 螂e l 肌dG o l d b e 喵，U n d aS“E x c h a n g eR 丑t eP a s s t h 删g l li n t oI 唧砥P I i 嘲：AM a c m M i c mP h e n 咖?”胭脚如白培脚e，M a y2 0 0 2，N o 8 9 3 4 C e m，V a l e