摘要：本文通過(guò)向量自回歸(VAR)模型，研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格的傳遞效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果顯示，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格的傳遞是不完全、傳遞率較低、且匯率傳遞率的大小沿著商品流通鏈不斷下降，進(jìn)口價(jià)格對(duì)匯率變動(dòng)的反應(yīng)最快。生產(chǎn)者價(jià)格以及消費(fèi)者價(jià)格的反應(yīng)依次減緩。

　　關(guān)鍵詞：人民幣匯率　匯率傳遞　向量自回歸模型

　　一、引言

　　匯率傳遞(Exchange Rate Pass-Through，ERPT)指出口國(guó)和進(jìn)口國(guó)匯率變動(dòng)1%所導(dǎo)致的以進(jìn)口國(guó)當(dāng)?shù)刎泿艠?biāo)價(jià)的進(jìn)口品價(jià)格變化的百分比。微觀層面上多數(shù)基于微觀視角的局部均衡模型從產(chǎn)業(yè)組織理論，國(guó)際貿(mào)易的戰(zhàn)略理論出發(fā)進(jìn)行研究分析。Krug-man(1986)、DornbUSCh(1987)研究了市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)匯率傳遞的影響，noot和Klemperer(1989)研究了市場(chǎng)份額對(duì)匯率傳遞的影響。宏觀層面上，從新開(kāi)放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來(lái)分析，將名義價(jià)格粘性和壟斷競(jìng)爭(zhēng)引入模型，匯率變動(dòng)的價(jià)格傳遞效應(yīng)大小與廠商的定價(jià)策略有關(guān)。Obstfeld和Rogoff(1995)、Betts和Devereux(1996)假定市場(chǎng)是分割的，出口廠商可以根據(jù)市場(chǎng)定價(jià)，既可以選擇以本幣表示價(jià)格，也可以選擇以外幣表示價(jià)格。前者稱(chēng)為“生產(chǎn)者定價(jià)”(prodtlcer currencypricing，PCP)，后者稱(chēng)為“當(dāng)?shù)刎泿哦▋r(jià)(local currency pricing，LCP)。

　　二、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)的處理

　　(一)數(shù)據(jù)處理與來(lái)源

　　本文建立的VAR模型中包含7個(gè)變量。即FPPI，M2，NEER，GDPG，IPI，PPI，CPI。其中，F(xiàn)PPI代表國(guó)外價(jià)格指數(shù)，M2代表廣義貨幣供應(yīng)量，NEER代表人民幣有效匯率，GDPG代表產(chǎn)出缺口，IPI代表進(jìn)口價(jià)格指數(shù)，PH代表生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)，CPI代表消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)。樣本期間為2000年12月—2009年12月。由于我國(guó)的GDP月度數(shù)據(jù)無(wú)法直接獲得，本文采用工業(yè)增加值月度數(shù)據(jù)在季度中的權(quán)重乘以所在季度中的GDP，推算出GDP月度數(shù)據(jù)，并進(jìn)行X12季節(jié)調(diào)整，取對(duì)數(shù)后用HP過(guò)濾方法生成LGDP的循環(huán)因素作為產(chǎn)出缺口的代理變量(GDPG)。其中國(guó)外價(jià)格指數(shù)(FPPI)本文采用OECD國(guó)家工業(yè)品出廠價(jià)格作為我國(guó)進(jìn)口制成品價(jià)格指數(shù)，石油美元價(jià)格作為初級(jí)產(chǎn)品價(jià)格，按進(jìn)口權(quán)重計(jì)算得到國(guó)外價(jià)格指數(shù)，作為供給沖擊的代理變量。OECD國(guó)家工業(yè)品出廠價(jià)格數(shù)據(jù)來(lái)源于OECD數(shù)據(jù)庫(kù)，石油價(jià)格數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)能源局網(wǎng)站。生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)(PPI)來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)、GDP、M2來(lái)源于《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》各期。人民幣名義有效匯率指數(shù)(NEER)的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際清算銀行網(wǎng)站，進(jìn)口價(jià)格指數(shù)(IPI)來(lái)源于《中國(guó)對(duì)外貿(mào)易指數(shù)》各期。除產(chǎn)出缺口外，其他變量都用X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。為了減少數(shù)據(jù)處理中的誤差。除了產(chǎn)出缺口(GDPG)外，本文對(duì)調(diào)整后數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)的方法來(lái)構(gòu)建相應(yīng)的測(cè)量指標(biāo)。

　　(二)模型的建立

　　VAR模型是目前公認(rèn)的考察變量間動(dòng)態(tài)關(guān)系的實(shí)用方法，而且不強(qiáng)調(diào)特定的理論預(yù)設(shè)。本文借鑒MeCarthv(2000)的研究方法，建立VAR模型估計(jì)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格的影響。

　　向量自回歸模型要求所用的時(shí)間序列都應(yīng)具有平穩(wěn)性。因此在建立VAR模型之前，須首先對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，分析各經(jīng)濟(jì)變量的平穩(wěn)性。本文采用ADF和PP檢驗(yàn)法對(duì)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除產(chǎn)出缺口外，其他變量的對(duì)數(shù)形式在5%的顯著性水平上都無(wú)法拒絕原假設(shè)，屬于非平穩(wěn)的時(shí)間序列;而對(duì)數(shù)一階差分，在5%的顯著性水平上，都可以拒絕原假設(shè)，是平穩(wěn)的時(shí)間序列。因此，可以說(shuō)，LCPI、LPPI、LIPI、LNEER、LFPPI、LM2都是一階單整，即都是I(1)。DLCPI、DLPPI、DLIPI、LNEER、DLFPPI、DLM2、GDPG都是平穩(wěn)的時(shí)間序列，即I(O)。本文估計(jì)的模型表達(dá)式為：

　　三、實(shí)證分析

　　建立VAR模型首先應(yīng)該確定滯后期，滯后期的選擇對(duì)VAR模型的穩(wěn)健性相當(dāng)重要。選擇不恰當(dāng)滯后期可能會(huì)導(dǎo)致YAR估計(jì)系數(shù)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解不一致。本文以LR統(tǒng)計(jì)值作為標(biāo)準(zhǔn)。系統(tǒng)內(nèi)內(nèi)生變量的滯后階數(shù)為4。VAR模型全部特征根的倒數(shù)值都在單位圓內(nèi)。表明VAR模型是穩(wěn)定的。該VAR模型可進(jìn)行下一步的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。

　　(一)廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)

　　在實(shí)際應(yīng)用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無(wú)需對(duì)變量作任何先驗(yàn)性約束，因此在分析VAR模型時(shí)，往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響如何，而是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化時(shí)、或者說(shuō)一個(gè)變量受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。這種分析方法稱(chēng)為脈沖響應(yīng)函數(shù)方法(impulse response function，IRF)。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)不需考慮喬拉斯基分解，即不考慮各變量的排列次序。由于系統(tǒng)內(nèi)變量除產(chǎn)出缺口外，都經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)變換，如果將結(jié)構(gòu)沖擊正規(guī)化為1，那么其他變量受到?jīng)_擊后的變化值就可以近似看成是彈性值。通過(guò)累積廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)，我們可以識(shí)別單位的匯率沖擊對(duì)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格與消費(fèi)者價(jià)格產(chǎn)生的影響。

　　可看出，1個(gè)百分點(diǎn)的匯率沖擊(人民幣升值)對(duì)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格產(chǎn)生的影響。可以看到，長(zhǎng)期內(nèi)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格對(duì)人民幣匯率沖擊的反應(yīng)都是負(fù)向的，即人民幣匯率升值，國(guó)內(nèi)價(jià)格將下降。1個(gè)百分點(diǎn)的匯率沖擊后，進(jìn)口價(jià)格在第1個(gè)月小幅上漲了0.00113%，然后立即出現(xiàn)快速下降趨勢(shì)，半年后下降了0.01863%，1年后下降了0.02189%，2年后下降了0.01519%。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)者價(jià)格對(duì)匯率沖擊相對(duì)較緩慢，1個(gè)百分點(diǎn)的匯率沖擊后，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)者價(jià)格在1個(gè)月后下降了0.00097%，半年后下降了0.00696%，3年后下降了0.00702%。而消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)在1個(gè)百分點(diǎn)的匯率沖擊后呈現(xiàn)出先上漲后下降的過(guò)程，在3個(gè)月后上漲了0.00017%，然后趨于下降。半年后下降了0.00123%。1年后下降了0.00173%，3年后下降約0.00119%。消費(fèi)者價(jià)格對(duì)于匯率沖擊的廣義脈沖累積響應(yīng)函數(shù)呈現(xiàn)先正后負(fù)的過(guò)程。可能的解釋是，本幣升值預(yù)期導(dǎo)致投機(jī)資金的流入，央行的沖銷(xiāo)式干預(yù)是相機(jī)抉擇行為，存在一定的時(shí)滯，短期貨幣供應(yīng)增加，同時(shí)投機(jī)資金主要投資到股市和樓市，從而推高了國(guó)內(nèi)的資產(chǎn)價(jià)格。高漲的資產(chǎn)價(jià)格一方面通過(guò)財(cái)富效應(yīng)提高了國(guó)內(nèi)的消費(fèi)水平，對(duì)產(chǎn)品的需求增加，導(dǎo)致消費(fèi)者價(jià)格短期的上漲。

　　(二)方差分解

　　方差分解(Vafiance decomoosition)是通過(guò)分析內(nèi)生變量沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化(通常用方差來(lái)度量)的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同內(nèi)生變量沖擊的重要性。因此，方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)項(xiàng)的相對(duì)重要性的信息。

　　從進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格、消費(fèi)者價(jià)格的方差分解圖可以看出：1.引起進(jìn)口價(jià)格發(fā)生變化的主要是其自身的新息沖擊，4個(gè)月后占全部變化的52.45%，1年后占42.80%，2年后穩(wěn)定在40.5%左右：其次國(guó)外生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對(duì)進(jìn)口價(jià)格的貢獻(xiàn)度為19.30%：匯率沖擊對(duì)進(jìn)口價(jià)格的貢獻(xiàn)度為12.00%：消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)、產(chǎn)出缺口、貨幣沖擊對(duì)進(jìn)口價(jià)格指數(shù)變動(dòng)的貢獻(xiàn)較弱，分別大約為8.06%、7.20%、6.50%、6.30%。2.引起生產(chǎn)者價(jià)格發(fā)生變化的主要是國(guó)外生產(chǎn)成本的沖擊，國(guó)外生產(chǎn)成本沖擊1年后能解釋37.80%左右的生產(chǎn)者價(jià)格變動(dòng)：其次是其自身的新息沖擊，貢獻(xiàn)度為27.90%，消費(fèi)者價(jià)格對(duì)生產(chǎn)者價(jià)格變化的貢獻(xiàn)度為17.50%，匯率沖擊對(duì)生產(chǎn)者價(jià)格變化的貢獻(xiàn)度為9.60%，貨幣沖擊對(duì)生產(chǎn)者價(jià)格變化的貢獻(xiàn)率為4.10%，進(jìn)口價(jià)格、產(chǎn)出缺口對(duì)生產(chǎn)者價(jià)格變化的貢獻(xiàn)度較低。3.引起消費(fèi)者價(jià)格發(fā)生變化的主要是其自身的新息沖擊，貢獻(xiàn)度大約為50.00%：其次是產(chǎn)出缺口貢獻(xiàn)度大約為23.00%，國(guó)外生產(chǎn)成本的價(jià)格貢獻(xiàn)度大約為13.00%，匯率沖擊、進(jìn)口價(jià)格、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)者價(jià)格和貨幣沖擊對(duì)消費(fèi)者價(jià)格變化的貢獻(xiàn)度較弱，分別約為4.60%、3.50%、3.30%和3.00%。

　　四、結(jié)論

　　本文采用2000年12月—2009年12月的月度數(shù)據(jù)建立VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析人民幣有效匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格的傳遞程度。通過(guò)方差分解技術(shù)，研究了人民幣有效匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格變動(dòng)的貢獻(xiàn)度。主要結(jié)論及啟示

　　第一，2001—2009年間，我國(guó)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格對(duì)人民幣有效匯率變動(dòng)的傳遞系數(shù)比較顯著，但影響程度較小。

　　第二，人民幣有效匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)價(jià)格水平的影響作用存在滯后現(xiàn)象，人民幣有效匯率(升值)對(duì)消費(fèi)者價(jià)格的影響先正后負(fù)，3個(gè)月之后才由正轉(zhuǎn)負(fù)，表現(xiàn)出一定的滯后效應(yīng)。

　　第三，我國(guó)進(jìn)口價(jià)格、生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格對(duì)匯率變動(dòng)的傳遞率較低，傳統(tǒng)的“支出轉(zhuǎn)換”分析框架在我國(guó)的實(shí)用性不是很強(qiáng)，通過(guò)人民幣升值來(lái)糾正外部失衡作用可能比較有限：通過(guò)人民幣匯率升值緩解國(guó)內(nèi)

　　通貨膨脹壓力作用較弱，不能過(guò)分依賴(lài)通過(guò)人民幣升值來(lái)抑制通貨膨脹。