人民币汇率变动对我国价格水平的传递3.pdf

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1、人民币汇率变动对我国价格水平的传递3施建淮 傅雄广 许 伟 内容提要:人民币汇率变动对我国进口价格及其它价格水平的传递程度是决定汇率调节我国贸易收支以及稳定国内物价水平的一个关键因素。本文实证研究了人民币汇率变动对我国价格水平的传递效应。其特点在于同时研究了人民币汇率对国内价格链中进口价格、生产者价格和消费者价格的传递程度和速度,从而有助于了解人民币汇率变动在不同价格环节的传递效应。结果表明:(1)人民币名义有效汇率若升值1%,六个季度后的进口价格和十二个季度后的工业品出厂价格以及消费者价格分别下降0152、0138和0120个百分点;(2)平均来看,1994年至2007年期间汇率变动等外部冲

2、击对国内价格变动只有适度的解释力,但2005年7月汇改以后,人民币升值对降低国内通货膨胀有比较显著的解释力;(3)人民币名义有效汇率对不同消费品价格的传递率存在显著差异,其中对食品、家庭设备类消费品价格的传递程度明显高于对其它类消费品价格的传递程度。关键词:人民币名义有效汇率 汇率传递 进口价格 消费者价格3 施建淮,北京大学经济学院,邮政编码:100871,电子信箱:jhshi ;傅雄广,北京大学中国经济研究中心,邮政编码:100871,电子信箱:ccerxgfu 1631com;许伟,北京大学中国经济研究中心,邮政编码:100871,电子信箱:xw02 。作者感谢匿名审稿人的有益建议,当然

3、,文责自负。Menon(1995)的综述文章中提到的46篇关于汇率传递效应的实证研究中有40个研究得出了汇率对进口价格不完全传递的结论,同时多数研究都得出汇率对进口价格的传递有一定的时滞。这是因为名义汇率变动改变了进口品和国内商品的相对价格,因此汇率变动有调节贸易收支的功能。这种调节功能依赖于汇率对进口价格的传递程度。如果汇率变动只有部分反映在进出口价格上,那么即使进出口需求的价格弹性很高,由于相对价格变动不大,汇率变动对贸易收支调整的影响也不会很明显。一、引 言稳定物价水平、保持人民币币值稳定以及促进经济增长是我国货币当局的政策目标。随着改革开放程度的加深,近年来我国的劳动生产率和经济增长速

4、度迅速提高。与此同时,外部失衡的问题也日益突出,国内面临一定的通胀压力。理论上,人民币升值是减少贸易顺差同时缓减国内通货膨胀的有效途径。不过,虽然2005年7月我国进行汇率体制改革,人民币汇率稳步升值,但是到目前为止贸易顺差增长过快的势头没有得到缓解,国内通货膨胀则有进一步加剧的倾向。因此,目前学界和实务界对于人民币升值能够多大程度减少贸易收支顺差以及缓减国内的通货膨胀仍然存在较大争议。人民币汇率变动对我国进口价格及国内其它价格水平的传递率大小是决定人民币汇率调节我国贸易收支以及稳定国内物价水平作用如何的一个关键因素。国外大量的实证研究发现汇率对进口价格是不完全传递的,并且存在一定的时滞,即汇

5、率变动只有部分反映在进出口价格上。这不仅意味着汇率对国内其它物价的传递同样是不完全而且存在时滞,而且表明汇率的支出转换效应会受到削弱,从而汇率调节贸易收支的功能也将有一定程度的减弱。此外,不仅汇率能够通过影响进口价格来调节贸易收支,汇率对国内价格链中的生产者价格和消费者价格也有传递效应,而这25施建淮等:人民币汇率变动对我国价格水平的传递种传递效应的强弱直接影响到对通货膨胀的预测和货币政策对通货膨胀的作用效果,所以汇率传递也是一国货币当局制定货币政策时应当考虑的一个重要因素,尤其对于那些将稳定通货膨胀作为货币政策目标的国家。加入世界贸易组织以来,我国经济的开放度迅速增加,汇率对国内价格的影响也

6、逐渐增强,以此汇率变动也成为决定我国通货膨胀或通货紧缩的重要因素。正因为汇率传递效应对贸易收支和国内货币政策有重要影响,实证上得出汇率对国内价格的传递程度的具体估计值对政策制定有重要的参考意义。但国内关于人民币汇率传递效应的实证研究还相对匮乏,现有的研究也多集中于人民币汇率对我国出口价格的传递,而关于人民币汇率传递对我国消费者价格指数或通货膨胀影响的实证研究则较为少见。本文的目的是从实证角度出发研究人民币汇率对国内不同价格的传递效应。与其他相关文献相比,本文的特点在于同时研究了人民币汇率对国内价格链中进口价格、生产者价格和消费者价格的传递效应,从而可以比较人民币汇率对价格链条中不同价格的传递程

7、度和速度,为政策当局和研究者提供关于人民币汇率作用的更为丰富的实证结果。本文剩余部分安排如下:第二节简要综述国内外对汇率传递问题的理论和实证研究;第三节对数据进行简要的描述并检验变量的时间序列特性;第四节利用结构向量自回归模型(结构VAR模型)估计人民币名义有效汇率对进口价格、工业品出厂价格、消费者价格及其分类指数的传递程度和速度,并通过方差分解和历史分解的方法分别检验整个时间段以及2005年汇改以来各种冲击对国内价格变动的影响;最后,第五节给出结论性评论。二、汇率价格传递效应研究的文献回顾(一)理论研究早期对汇率传递问题的理论研究主要探讨汇率对进口价格不完全传递的成因,可以分为微观层次和宏观

8、层次的原因。微观层面上多数研究从产业组织理论出发进行分析。Krugman(1987)提出汇率对进口价格不完全传递的原因是厂商存在按市场定价行为(pricing to market),即由于市场的不完备导致厂商有按不同市场进行差别定价的市场力量,随着汇率的变动外国厂商可以调整成本加成(mark2up)从而稳定出口价格,以致汇率对进出口价格不完全传递。Froot和K lemperer(1989)认为厂商改变当期价格会影响到下期的市场份额,所以外国出口厂商面对汇率变动并不完全等比例地改变出口价格,因此汇率变动并不完全传递到本国进口价格中。Baldwin(1988)则认为沉没成本的存在是汇率变动可以影

9、响成本加成改变的原因,而Dornbusch(1987)用市场结构以及产品不完全替代性来解释汇率对进口价格的不完全传递。此外,一些学者还认为跨国公司内部交易及非关税壁垒的存在是导致汇率对进口价格不完全传递的重要因素。宏观层面上,Mann(1986)认为汇率波动的持久性影响汇率,更持久的汇率变动将引起更高的汇率传递率。而Taylor(2000)则认为通货膨胀率影响汇率对进口价格的传递,更低的通货膨胀将减少汇率对进口价格的传递率。后续的研究逐步扩展至汇率对国内其它物价的影响上面。总的来看,学者们主要强调了两个方面的效应:直接效应和间接效应。直接效应是指汇率变动会引起进口价格的变动,而进口产品作为中间

10、投入品和最终消费品的一部分,其价格变动会直接影响生产者价格和消费者价格。间接效应则指由于进口产品和国内产品之间存在一定的替代性,本币贬值将导致进口品价格上升,进而引352008年第7期参考Homes(1978)、Grassman(1973)、Mirus(1987)、Menon(1993)等关于跨国公司内部交易以及Bhagwati(1988)、Branson(1989)等关于非关税壁垒影响汇率对进口价格传递率的研究。下文的文献综述中我们列举了国内相关研究,他们是卜永祥(2001)、毕玉江、朱钟棣(2006)、封北麟(2006)和陈六傅、刘厚俊(2007)等。起对本国同类可贸易品的需求增加,以致国

11、内可贸易品的价格上升。而且,随着可贸易品价格上升,名义工资将进一步上升,所以不可贸易品的价格也会有所提高。本币升值则相反。总之,汇率对国内生产者价格和消费者价格的传递程度将依赖于这两种效应的强弱程度。由于汇率对价格的传递程度还涉及对货币政策效果的评估,因此一些学者基于新开放经济宏观经济学框架进一步讨论了在汇率传递不完全的情况下最优货币政策的选择。比如Devereux(2001)在小国模型的框架下发现在汇率对进口价格不完全传递时最优货币政策是稳定非贸易品价格。Sutherland(2005)则采用两国模型研究了汇率传递不完全对最优货币政策和汇率政策的影响,结果发现:当汇率传递不完全时,最优货币政

12、策必须考虑汇率波动因素;此时最优货币政策是否包括稳定汇率的内容取决于汇率传递度、经济的大小和开放度、劳动供给弹性、外国货币政策以及外生冲击的来源等。(二)实证研究早期实证研究的重点在于检验是否存在按市场定价以及检验汇率对各产业进口价格或总体进口价格的传递效应,通常采用单方程回归的方法进行实证研究。其中绝大部分研究都支持汇率对进口价格的不完全传递并且支持汇率对价格的传导有一定时滞,并且不同国家之间汇率对进口价格的传递率有显著差别。由于研究汇率传递效应的重要目的还在于要考虑其对宏观经济的影响,所以近期较多的研究关注汇率对价格传递链上不同价格的传递效应。实证方法也不同于早期不考虑变量的时间序列特性并

13、采用单方程回归的方法,而更多地采用考虑了变量时间序列特性以及变量之间内生性的VAR(vector autoregression)方法。其中McCarthy(2000)较早采用了VAR的方法研究了一些工业化国家的汇率对进口价格、生产者价格(PPI)和消费者价格(CPI)的传递效应。Hahn(2003)和Faruqee(2004)则利用同样的方法研究了欧元区国家的汇率和进口价格变动对PPI和CPI的影响。此外近期也有很多利用VAR、结构VAR以及向量误差修正模型(VECM模型)研究单一国家汇率对国内价格浸透的文章,如Billmeier等(2004)采用结构VAR方法和VECM方法对克罗地亚的汇率传

14、递效应进行了研究,Gueorguiev(2003)和Rowland(2003)则采用VAR方法分别研究了汇率对罗马尼亚和哥伦比亚国内价格的传递效应。相比于国外关于汇率的价格传递效应的大量实证研究,国内的实证研究相对缺乏,卜永祥(2001)采用误差修正模型(ECM)研究了人民币名义有效汇率对零售物价和生产者价格的传递效应。毕玉江、朱钟棣(2006)同样采用协整与误差修正模型研究了中国的汇率变动对进口价格的传递效应。而封北麟(2006)则采用递规VAR的模型方法研究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。陈六傅、刘厚俊(2007)同样采用递规VAR模

15、型估计了人民币名义有效汇率变动对我国进口价格和消费者价格的影响。研究结果都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。值得指出,这些研究基本都采用了月度数据,而月度数据由于噪声较大导致回归结果可能有较大误差。此外这些研究都没有同时考虑汇率对进口价格、生产者价格以及消费者价格的传递。基于以上考虑,本文在国内外关于汇率对国内价格链传递效应的实证研究基础上,采用季度数据构建了结构VAR模型,同时检验了汇率对进口价格、工业品出厂价格和消费者价格的传递效应。45施建淮等:人民币汇率变动对我国价格水平的传递文章中进口价格指数采用我国主要贸易国的出口价格指数加权平均来代替,但是其它国家的出口品并不完

16、全是我国的进口品,所以对进口价格指数的估计可能会存在一定的误差。实证结果得出1%的人民币有效汇率变动导致0147%零售物价指数和0153%的生产者价格指数同方向变动,也就是说升值导致国内通货膨胀,这一结果有待商榷。在两国模型框架下研究最优货币政策的文章参考Devereux和Engel(2000)、Smets和Wouters(2002)、Sutherland(2005),在小国模型框架下研究最优货币政策的文章参考Adolfson(2001)、Devereux(2001)、Monacelli(2003)和Adolfson(2007)。三、数据描述和分析(一)数据描述 表1变量含义及数据来源变量简写

17、变量含义数据来源NEER人民币名义有效汇率BISWEI国际能源商品价格指数IMFM2货币供应量CEICG DP-G AP产出缺口CEICIPI进口价格指数海关统计PPI出厂价格指数中国物价年鉴CPI消费价格指数CEICCPI-F食品价格指数CEICCPI-C衣着价格指数CEICCPI-H家庭设备及用品价格指数CEICCPI-M医疗保健价格指数CEICCPI-T交通和通讯工具价格指数CEICCPI-R娱乐教育文化用品价格指数CEICCPI-RES居住价格指数CEIC与McCarthy(2000)类似,本文的实证分析选用了七个变量:世界能源商品价格指数(WEI)、产出缺口(YG AP)、货币供应量

18、(M2)、人民币名义有效汇率(NEER)、进口价格指数(IPI)、工业品出厂价格指数(PPI)、消费者价格指数(CPI)(包括总体消费者价格指数和消费者分类价格指数)。为了减少噪声,本文所采用的数据都为季度数据,时间跨度为1994年第1季度到2007年第2季度,数据来源见表1。原始序列都先采用X12程序进行季节调整。其中,产出缺口是对在经季节调整后的真实G DP取对数的基础上再进行HP滤波得到的数值。图1给出了人民币有效汇率分别与领先及滞后8期的进口价格指数、出厂价格指数以及消费者价格指数的相关系数。可以看到,名义有效汇率与滞后各期进口价格指数、出厂价格指数以及消费者价格指数之间有较强的负相关

19、关系,最大相关系数分别为-013、-013、-0117。这表明,人民币有效汇率变动和国内物价水平变动负相关。图1 人民币有效汇率和国内价格的相关关系图注:相关系数都基于上述变量的对数一阶差分(DLN)计算。(二)单位根检验 实证分析之前,本文分别采用两种标准的单位根检验方法(ADF检验和PP检验)对变量序列的平稳性进行检验。零假设为存在单位根。如表2所示,除了分类价格指数中医疗保健类产品的价格指数显著拒绝原假设外,其它所有变量基本上都不能拒绝原假设;一阶差分后的结果都显著地拒绝单位根假设,表明差分后的变量都为平稳序列。552008年第7期生产者价格指数的代理变量。表2单位根检验结果时间序列水平

20、变量一阶差分变量ADFPPADFPPLNENERGY-0136-0148-4191333-4199333RG DP-G AP-4193333-9145333LNNEER-1197-1183-5148333-5149333LNIPI-0122-0146-6166333-6176333LNPPI-0185-21633-4194333-4196333LNCPI-21643-5171333-219733-311333LNCPI-C-1162-311633-3181333-7120333LNCPI-F-2116-310633-312033-219933LNCPI-H-2127-1126-21743-31

21、5333LNCPI-M-11103333-7187333LNCPI-R-21733-21873-4103333-3199333LNCPI-RES-1111-219633-2146-3159333LNCPI-T-1128-0184-4148333-4140333LNM2-4154333-21803-4133333-4126333注:LN 表示原始序列取对数;表中3,33,333分别表示在10%、5%和1%的显著水平上拒绝零假设。四、实证分析(一)结构VAR模型设定本文运用结构VAR方法估计人民币名义有效汇率对国内 物 价 的 传 递 动 态。与McCarthy(2000)等其他文献的研究不同,本

22、文选取了世界能源商品价格指数(来自于IMF)而不是石油价格来反映外生的供给冲击,产出缺口则被当作需求冲击的代理变量。至于变量排列顺序,本文假设供给冲击在先,其次是需求冲击和汇率冲击,这也符合文献上常用的做法。本文进一步假设每期冲击实现值为上期的期望值和误差项之和:weit=Et+1(weit)+st(1)ygapt=Et+1(ygapt)+a1st+dt(2)et=Et-1(et)+b1st+b2dt+et(3)其中weit为世界能源商品的通货膨胀,ygapt为产出缺口,而 et为名义有效汇率的变动,st、dt、et则分别代表供给冲击、需求冲击以及汇率冲击。假设通货膨胀之间只有正向传递关系,即

23、进口价格通货膨胀的冲击直接影响消费者通货膨胀或者通过生产者价格通货膨胀间接影响消费者价格通货膨胀,而相反的传递关系不存在。因此,进口价格、生产者价格、消费者价格通货膨胀冲击分别为:iptt=Et-1(iptt)+1st+2dt+3et+ipit(4)ppit=Et-1(ppit)+1st+2dt+3et+4ipit+ppit(5)cpit=Et-1(cpit)+1st+2dt+3et+4ipit+5ppit+cpit(6)其中impt、ppit、cpit分别表示进口价格、生产者价格以及消费者价格的通货膨胀,而ipit、ppit、cpit分别为上述三种通货膨胀的冲击。此外,中央银行的货币政策对产

24、出、汇率和通货膨胀做出反应,由于中国的名义利率还没有市场化,所以考虑货币政策时仅考虑货币供应量(M2),假设以上所有冲击都影响央行的货币政策,则货币供给冲击为:mt=Et-1(mt)+c1st+c2dt+c3et+c4ipit+c5ppit+cycpit+mt(7)根据以上冲击的设定可以建立七个变量的结构VAR模型:B0Xt=B(L)Xt-1+t(8)其中Xt代表变量向量(wei,ygap,neer,ipi,ppi,cpi,m2),而t为结构残差向量(s,d,65施建淮等:人民币汇率变动对我国价格水平的传递世界能源商品价格指数比石油冲击更全面地反应供给冲击,但采用石油价格所得的结果差别不大。i

25、mp,ppi,cpi,m),t为独立同分布的冲击,所以其方差协方差矩阵为对角矩阵D,B0为变量之间的即时关系矩阵,而B(L)为滞后多项式矩阵。结构VAR可以转化为约化形式:Xt=B-10B(L)Xt-1+B-10t(9)约化形式的残差向量为:ut=B-10Dt(10)其方差协方差矩阵为:u=E(utut)=B-10E(t t)B-10=B-10DB-10(11)要从约化形式的方差协方差矩阵u来识别出矩阵B0和D需要有21个(k(k-1)2)限制条件,给定变量在结构VAR中的排列顺序,可以通过乔拉斯基分解(Cholesky decomposition)来唯一决定矩阵B0和D,矩阵B0为下三角矩阵

26、。根据以上的冲击排列顺序,结构VAR中变量的排列顺序为:weiygdpneeripippicpim2同时表3中的变量两两之间的格兰杰因果检验结果也证明以上的排序较为合理。矩阵B0为下三角矩阵,结构VAR的残差与缩减形式的残差之间的关系为:uwpuygdpueuipiuppiucpium=1000000a1100000b1b210000123100012341001234510c1c2c3c4c5c61wpygdpeipippicpim(12)表3 所有变量两两之间格兰杰因果检验结果weiygdpneeripippicpim2weiYNYNYYygdpYNYNNYneerNYNNYYipiYYY

27、NNYppiYNNNNYcpiYNYNNNm2YNYYYN注:分别采用1到6个滞后阶对变量之间进行两两格兰杰检验,零假设为列变量的变化基于格兰杰因果关系并不导致行变量变化,只要其中有一个检验拒绝原假设,标记为N,否则为Y。VAR系统的7个特征根全部都在单位圆内,表明VAR系统是稳定的。考虑到如果非平稳变量之间存在协整关系,那么使用无限制的VAR模型可能会失去一些重要信息。因此,本文还利用JohansenFIML方法对变量之间是否存在协整关系进行了检验。但检验结果表明,变量之间基本上不存在有经济学含义的协整关系。因此本文将基于平稳序列(一阶对数差分)构造VAR模型。(二)脉冲响应和方差分解图2给

28、出了一个标准差的汇率冲击对进口价格、工业品出厂价格以及消费者价格的累积影响。可以看到,国内价格对人民币汇率的冲击的反应都是负向的。各期的汇率传递率可以通过累积脉冲响应函数来计算。表4是脉冲后112个季度内汇率对国内物价的传递率。结果显示进口价格对汇率变动的反应最快,工业品出厂价752008年第7期汇率传递率的计算公式为:PTt,t+i=pt,t+i et,t+i。由于篇幅关系,协整检验结果没有在本文中列出。根据VAR模型的LR和FPE等滞后期选择标准,选择一阶差分后的VAR模型的滞后期数为一期。格以及消费者价格的反应依次减缓。1%的汇率升值在第2季度将导致进口价格和工业品出厂价格分别下降014

29、0%和0117%,而国内消费者价格在第2季度基本不变。在6个季度后,汇率对IPI的传递程度达到最大,最大传递率为0152,而11个季度后,汇率对工业品出厂价格和消费者价格的传递率基本达到最大,最大传递率分别是0137和0120左右。上述结果表明人民币名义有效汇率对国内价格的传递是不完全的,并且传递有一定的时滞。其中对进口价格的传递率相对较大,最大的传递率为0152。一国的进口价格汇率传递率与本国进口产品的产品组合有关,中国进口价格汇率传递率较高的原因可能是中国主要进口原材料产品以及替代性较高的消费品。而汇率对工业品出厂价格的传递率也比较高,最大传递率达到0138。一般来讲,汇率可能通过以下三个

30、渠道影响工业品出厂价格:一是汇率变动导致工业品生产进口原材料价格变动进而影响出厂价格;二是由于本国工业品与进口品之间有一定的替代关系,进口品价格变动将导致工业品出厂价格同方向变动;三是由于一定比例的工业品为出口品,所以随着汇率变动部分企业会通过调整出厂价格来减少出口价格变动。值得注意的是,以上三个渠道的影响都是同方向的。汇率对工业品出厂价格的传递是以上三种渠道综合作用的结果。进一步看,如果中国工业产品可替代性较强,而且在工业生产过程中进口品占中间投入品的比例较大,那么上述效应还会得到加强。最后,汇率对消费者价格的传递率相对较低,最大传递率在0120左右。由于消费品本身包含了很多非贸易品,并且贸

31、易品配送到消费者手中需要很多分配环节,进一步增加了消费品中非贸易品的成份,而汇率变动对非贸易品价格的影响较小,所以汇率对消费者价格的影响相对较弱。图2 国内物价对汇率的累积脉冲响应函数注:虚线表示 2S.E.表4人民币名义有效汇率对国内价格的传递时期123456789101112IPI011001400145014901510152015201520152015201520152PPI010501170124012801310133013401350136013701370138CPI01030103010501080111011301150116011801190120012085施建淮等:

32、人民币汇率变动对我国价格水平的传递参考G oldberg和Campa(2006)对配送成本(distribution cost)和汇率对CPI传递率的研究。这一结果同样与陈六傅等人的研究结果(010076)差别较大,而与毕玉江等人的研究结果(0127)以及许多国外学者对其它国家的研究结果较为接近。Hufner和Schroder(2002)的研究结果显示,汇率对法国和意大利的消费者价格传递率分别为0116和0118。中国的产品相对发达国家技术含量较低,产品的可替代性较强,工业企业在接近完全竞争的世界市场上是价格接受者,所以随着汇率变动,企业只能改变工业品的出厂价格,汇率对工业品出厂价格有较高的传

33、递率。这一结果与陈六傅等人的研究结果(01008)有很大的差别,而与很多国外的学者对其它国家的研究结果相近。比如Hahn(2003)对欧元区国家的研究结果显示汇率对这些国家的进口价格的传递率在015左右,而Campa和G oldberg(2005)对23个OECD国家的研究结果表明平均长期汇率对进口价格的传递率为0164。下面我们将进一步通过方差分解来了解各变量冲击在解释国内价格波动中的重要程度。由表5可知,对于进口价格变动,供给冲击和汇率冲击的解释力短期内较弱,但是随着时间的增加解释力有所增大。到了第4个季度,供给冲击和汇率冲击分别能解释4%和6%左右的进口价格变动;产出缺口冲击和货币冲击对

34、进口价格波动的解释力都在2%左右,而进口价格自身的冲击是进口价格波动的主要因素。对于工业品出厂价格波动,供给冲击的解释力较强,到第4个季度,供给冲击能解释29%左右的工业品出厂价格变动,此外,进口价格和消费者价格的冲击都能够解释11%左右的工业品出厂价格的变动,而产出缺口冲击和汇率冲击分别能够解释工业品出厂价格变动的511%和618%,货币冲击的解释力较弱。对于消费者价格变动,供给冲击的解释力相对较强,第8个季度可以解释12%左右的消费者价格变动,货币冲击对于消费者价格变动有517%的解释力,而汇率冲击、进口价格冲击、产出缺口冲击的解释力都较弱。消费者价格的变动主要是由于自身冲击造成的。这些结

35、果说明供给冲击对工业品出厂价格和消费者价格变动有比较大的解释力,而汇率变动对国内价格变动的解释力较小。表5国内价格预测误差的方差分解预测变量预测期对预测变量的解释程度(%)weiygdpneeripippicpim2ipi1014118016971201001001022142145198618017011117431921461085110160111186410214610851001601111884102146108510016011119104102146108419017012119124102146108419017012119ppi11611012115111071120100

36、102241561051813164019813018428195136171118361010150186291351261811133510111601982913511618111234161210019102913511618111134151212019122913511618111134141213019cpi161811911121021186120102814113017117719751341841013113114112816711651561113113118111819701051781118113119110910691251710121011321011091168

37、195171212121132101109116818517(三)历史分解上述方差分解的结果已经表明,平均来看,在1994年第1季度到2007年第2季度期间汇率冲击对消费者价格指数的变化并没有 太 大 的 解 释 力。但 是 自2005年7月汇改以来,我国实行的是有管理的浮动汇率制,不再单一盯住美元。与此同时,经济的开放度进一步增加。这些都表明汇率等外部冲击对国内价格的影响可能越来越重要,所以有必要单独研究2005年第3季度到2007年第2季度两年中各种冲击对国内价格变动的影响程度,为此本文采用历史分解(historicaldecomposition)的方法对此进行研究。结构VAR模型中t+j

38、期的变量可以分解成:Xt+j=j-1s=0Dst+j-s+s=jDst+j-s(13)其 中:Ds=I-B-10B(L)-1B-10,分解式中第二项为假设t期后没有任何冲击时对t+j期的预测值,而第一项为由期后的各个变量冲击引起的t+j期的预测值和真实值之间的误差。因此通过历史分解方法,真实值可以被分解为预测值和预测误差,而预测误差可以被分解为每个变952008年第7期关于历史分解的详细分析,可参考Fackler和McMillin(1998)的文章。量冲击的贡献,表6给出了历史分解的结果。可以看到2005年第3季度到2007年第2季度期间进口价格、工业品出厂价格和消费者价格通货膨胀的真实值均高

39、于预测值。其中,汇率冲击使得进口价格通货膨胀的预测误差下降35%,因此汇率冲击导致进口价格通货紧缩。而对于工业品出厂价格通货膨胀偏离预测值的部分,汇率冲击也有负向的贡献,使得预测误差下降了24%,而国际能源价格、进口价格冲击也有较大的正向贡献。对于消费者价格通货膨胀,汇率冲击仍然对偏离预测值的部分有较大贡献,汇率冲击可以减少11%的预测误差,而国际能源价格和货币供给分别有14%和11%的正向贡献。从上述历史分解的结果可以看出,对2005年第3季度后人民币升值对降低国内价格通货膨胀起了较大的作用。之所以出现人民币升值与通货膨胀相伴随的现象,很大原因是因为世界能源价格上涨以及国内货币供给量增长过快

40、。表62005年第3季度 2007年第2季度各种国内价格指数的历史分解变量真实值预测值预测误差冲击的贡献weiygdpneeripippicpim2ipi1192013811550106-0124-0135210401120103-0110ppi1114014701670115-0111-012401390153-01060101cpi1106017101340114-0104-0111-0109013201020111注:(1)所有数值都表示2005年3季度 2007年2季度国内价格(IPI、PPI、CPI)的平均年度变化率的百分比。(2)预测误差是指真实值和预测值之间的偏差。(四)名义有效

41、汇率对消费者价格分类指数的传递效应前面的结果表明,汇率对消费者价格较低的传递率可能是由于进口品在消费品中的比例不大,或者由于价格管制等其它原因造成的。分类来看,由于不同类别消费品的进口比重和价格管制程度以及进口品的替代性都有很大区别,所以汇率对不同类别消费者价格的传递率也会有所不同。因此,下面本文分别估计了汇率对消费者分类价格指数的传递率,从而可以更细致地了解汇率对消费者价格的传递机制。我国的消费者分类价格指数分为食品、衣着、家庭设备及用品、医疗保健、交通和通讯工具、娱乐教育文化用品、居住七大类。基于前面分析汇率对总体价格传递的结构VAR模型,将总体的消费者价格指数分别用消费者分类价格指数代替

42、,估计结果见表7。结果显示,食品、家庭设备及用品类消费者价格的汇率传递率略高于总体消费者价格的汇率传递率,这可能是由于上述两类产品的可贸易性和可替代性都较强,并且对这三类产品的价格管制较少;不可贸易品比重较大并且政府价格管制较多的交通和通讯工具、娱乐教育文化用品、医疗保健和居住类消费者价格的汇率传递率则相对较低。(五)稳健性检验在结构VAR估计中,变量顺序(或识别策略)可能对结果的影响很大,因此,我们有兴趣采用其它似乎也是合理的变量顺序来进行VAR估计,看看我们的分析结果会不会因此而有显著的改变,以验证前面实证结果的稳健性。在第一种替代识别策略中,假设货币政策不是对当期通货膨胀做出反应,而是对

43、预期通货膨胀做反应,那么当期的产出缺口、汇率冲击以及通货膨胀将受到货币政策的影响,因而变量的具体顺序为:06施建淮等:人民币汇率变动对我国价格水平的传递衣着类消费品汇率传递率较低的原因可能是因为衣着类产品竞争更为激烈,所以较多地采用人民币定价,因而汇率变动对产品价格影响较小。分别对名义有效汇率、世界能源价格和货币供应量进行历史分解,结果表明2005年第3季度到2007年第2季度期间三个变量平均变动率的真实值均高于预期值。历史分解结果可以通过RATS软件包得到,限于篇幅具体过程及程序不在这里列出,有兴趣的读者可以向作者索取。表7消费者分类价格指数的汇率传递率时期食品衣着家庭设备及用品医疗保健交通

44、和通讯工具娱乐教育文化用品居住10110-01010102010001040104-010220111-01020106-01010102-0102-0103301170101011101020103-01030101401230103011401050103-01030106501270106011801080104-0102010860131010801210112010501000111701340110012401140105010101128013601110126011601050102011390138011301280118010501030114100140011401300

45、119010501030114110141011401320120010501030114120142011501330121010601030114wei m2 ygdp neer ipi ppi cpi另外,遵循Hahn(2003)的思路,我们假设产出缺口受到世界能源价格、汇率和进口价格等外生冲击的影响,那么可以得到第二种和第三种备选顺序:wei m2 neer ipi ygdp ppi cpiwei neer ipi ygdp ppi cpi m2根据上述三种备选的乔拉斯基分解排列顺序,我们采用结构VAR方法再次估计了汇率对IPI、PPI和CPI的汇率传递动态。从表8可以看出,按照三种备

46、选的乔拉斯基分解排列顺序估计的结果和利用基本模型所估计的结果大体一致。短期国内价格对汇率冲击反应较小,到6个季度后汇率对IPI的传递率基本都达到最大,人民币名义有效汇率对进口价格的最大传递率在01520155左右,而12个季度后汇率对工业品出厂价格的传递率在0138左右,对消费者价格的传递率在01180120之间。综上,基本模型的估计结果是很稳健的。表8三种备选的乔拉斯基分解排列顺序所估计的汇率传递率变量排列顺序 wei m2 ygdp neer ipi ppi cpi时期123456789101112IPI0111014201480152015401550155015501550155015

47、50155PPI010501170124012801310133013401350136013701370138CPI010301020104010701090111011301140116011701170118变量排列顺序 wei m2 neer ipi ygdp ppi cpi时期123456789101112IPI011101420147015201540155015501550155015501550155PPI010501170124012801310133013401350136013701370138CPI010301020104010701090111011301140115

48、011601170118变量排列顺序 wei neer ipi ygdp ppi cpi m2时期123456789101112IPI010901400145014901510152015201520152015201520151PPI010501170124012701310133013401350136013701370138CPI010301020105010801110113011501160118011901190120162008年第7期 此外,考虑到实证结果可能严重依赖于变量的选择,参考了国内外其他学者的相关研究,我们分别剔除了进口价格和工业品出厂价格指数而保留其它六个变量,按照

49、同样的方法以及按原始的乔拉斯基分解顺序进行重新估计。结果(见表9)表明,随着时间的推移,人民币有效汇率对国内价格的传递率逐渐增加,到6个季度后汇率对进口价格的传递率以及12个季度后汇率对工业品出厂价格和消费者价格的传递率都基本达到最大,对三种价格的最大汇率传递率分别在0152、0135和0120左右,这一结果与原来包含工业品出厂价格指数的模型估计结果基本一致。从这一点上说,基本模型的回归结果也是稳健的。表9分别剔除工业品出厂价格和进口价格后模型估计的汇率对国内价格传递率时期123456789101112IPI0110014201470150015201520152015201520152015

50、20152CPI010301040107011001120114011601180119012001200121时期123456789101112PPI010601180123012601290131013201330134013401350135CPI010301030106010801110113011401160117011801180119五、结论性评论本文利用结构VAR模型估计了1994年第一季度到2007年第二季度期间人民币名义有效汇率对不同总体价格及其消费者分类指数的传递动态。脉冲响应和方差分解的结果表明:(1)人民币名义有效汇率对国内价格的传递是不完全而且存在一定的时滞。名义有