黃瑞芬 韓慧敏

摘 要：改革開放以來，我國(guó)的對(duì)外開放取得顯著成就，對(duì)外開放程度隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展不斷擴(kuò)大。本文以2001年12月中國(guó)加入世貿(mào)組織為界，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型（VEC）對(duì)我國(guó)對(duì)外開放進(jìn)程中的人民幣匯率傳遞效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人民幣匯率傳遞效應(yīng)呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)。

關(guān)鍵詞：對(duì)外開放；匯率；傳遞效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F830.7 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1674-2265（2013）07-0019-04

一、引言

匯率傳遞效應(yīng)（exchange rate pass-through effect）是指匯率每變動(dòng)一個(gè)單位對(duì)一國(guó)進(jìn)出口商品價(jià)格和國(guó)內(nèi)物價(jià)水平的影響程度。研究匯率傳遞問題有利于理解中央銀行實(shí)施有效的貨幣政策以應(yīng)對(duì)通貨膨脹的問題。匯率傳遞效應(yīng)受多個(gè)因素的影響。國(guó)內(nèi)外最新研究結(jié)果表明一國(guó)的通貨膨脹率、匯率波動(dòng)率、國(guó)民收入狀況、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值規(guī)模和對(duì)外開放程度都是影響匯率傳遞的重要因素。

從1978年我國(guó)實(shí)施改革開放政策以來，我國(guó)的對(duì)外開放取得了重大進(jìn)展，特別是2001年12月成為世界貿(mào)易組織（WTO）成員以后，我國(guó)的對(duì)外開放由有限范圍、地域、領(lǐng)域內(nèi)的開放，轉(zhuǎn)變?yōu)槿轿?、多層次、寬領(lǐng)域的開放，開放程度不斷提高。在貿(mào)易領(lǐng)域，2011年全年我國(guó)外商直接投資（FDI）約為1150億美元，全年進(jìn)出口總額為36421億美元。在金融領(lǐng)域，2009年跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算試點(diǎn)的啟動(dòng)為人民幣資本賬戶可兌換打下了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。人民幣不斷升值、人民幣國(guó)際化進(jìn)程的不斷推進(jìn)也對(duì)人民幣資本賬戶的開放提出要求，人民幣資本賬戶的開放必然會(huì)加大我國(guó)的對(duì)外開放程度。

為探究我國(guó)對(duì)外開放進(jìn)程中人民幣匯率的傳遞效應(yīng)究竟呈現(xiàn)怎樣的趨勢(shì)，以及人民幣資本賬戶的開放將對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)產(chǎn)生怎樣的影響，本文以我國(guó)加入WTO為例，以1995年1月至2012年6月的數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行實(shí)證研究。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)外對(duì)匯率傳遞的研究是從20世紀(jì)80年代全面展開的，那時(shí)研究主要集中于微觀領(lǐng)域和匯率的不完全傳遞方面。如克魯格曼和多恩布什（Krugrnan和Dombusch，1987）在微觀層面對(duì)匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格的不完全傳遞進(jìn)行了解釋， 提出了依市場(chǎng)定價(jià)理論（pricing to market ）。20世紀(jì)90年代后，該方面的研究開始轉(zhuǎn)向宏觀層面，匯率傳遞的影響因素成為研究重點(diǎn)，如昆?？伺聊罚↗evan Kumar Khundrakpam，2007）、高希和拉揚(yáng)（Amit Ghosh和Ralnkishen S. Rajan，2008）等的研究表明， 匯率波動(dòng)率、國(guó)民收入狀況以及一國(guó)的對(duì)外開放程度都是影響匯率傳遞的重要因素。在一國(guó)開放程度對(duì)匯率傳遞效應(yīng)的影響方面，多恩布什（1987） 認(rèn)為，如果一國(guó)外來出口企業(yè)在數(shù)量上和規(guī)模上超過本國(guó)同類企業(yè)， 則該國(guó)匯率傳遞效應(yīng)相對(duì)較大；高希和拉揚(yáng)（2008）認(rèn)為，一國(guó)的對(duì)外開放度對(duì)匯率傳遞的影響具有雙重性：一方面，一國(guó)開放程度越高，國(guó)內(nèi)物價(jià)水平受外界影響就越大，即匯率變動(dòng)對(duì)本國(guó)的物價(jià)水平的影響也就越大；另一方面，對(duì)外開放程度越高，本國(guó)進(jìn)口商品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越激烈。企業(yè)為保持原有的市場(chǎng)份額， 可能自己吸收匯率變動(dòng)沖擊的影響， 因而匯率傳遞效應(yīng)就越小。

國(guó)內(nèi)關(guān)于匯率傳遞效應(yīng)的研究主要是隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)開放程度的提高以及人民幣匯率制度改革的深入而展開的，大多數(shù)研究集中在人民幣匯率傳遞效應(yīng)的大小上，對(duì)人民幣匯率傳遞效應(yīng)影響因素的研究較少。倪克勤、曹偉（2009）對(duì)匯率傳遞效應(yīng)影響因素進(jìn)行了考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)通貨膨脹率與匯率傳遞系數(shù)存在顯著正相關(guān)性，匯率波動(dòng)率、真實(shí)GDP均與匯率傳遞系數(shù)存在顯著負(fù)相關(guān)性。吳志明、郭予鍇（2010）對(duì)匯改前后人民幣匯率傳遞效應(yīng)的大小進(jìn)行了比較，結(jié)果表明匯改后人民幣匯率對(duì)CPI的傳遞效應(yīng)相比匯改前略有上升。榮巖（2011）對(duì)人民幣匯率傳遞效應(yīng)的影響因素進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度與出口價(jià)格的匯率傳遞系數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系。王永茂（2012）運(yùn)用協(xié)整技術(shù)和VEC模型對(duì)日本量化寬松貨幣政策下的匯率傳遞效應(yīng)進(jìn)行了分析，結(jié)果顯示量化寬松貨幣政策期間，日元匯率傳遞效應(yīng)大大下降。

綜上可見，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)極少涉及一國(guó)開放程度與匯率傳遞效應(yīng)的關(guān)系。隨著人民幣資本賬戶開放的不斷推進(jìn)，我國(guó)不僅在貿(mào)易方面的開放程度較高，金融領(lǐng)域的開放程度也越來越高。因此，有必要對(duì)我國(guó)改革開放進(jìn)程中匯率傳遞效應(yīng)的變化進(jìn)行探討，從而更加全面地把握我國(guó)匯率傳遞效應(yīng)的情況和更加有效地實(shí)施貨幣政策。

三、理論模型與數(shù)據(jù)說明

（一）理論模型

本文參照大谷（Otani，2006）的研究，建立如下計(jì)量模型：

[cpit=β0+β1gdpt+β2neert+β3wcpit+μt] （1）

其中，[cpit、gdpt、neert、wcpit]分別代表國(guó)內(nèi)物價(jià)、真實(shí)GDP、有效匯率和貿(mào)易權(quán)重外國(guó)物價(jià)。

（二）數(shù)據(jù)說明

我國(guó)匯率自1994年1月起實(shí)施以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度。本文選取1995年1月至2012年6月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。（1）選取消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)作為國(guó)內(nèi)物價(jià)的代理變量，采用以1995年1月為基期的定基比數(shù)據(jù)。CPI的定基比數(shù)據(jù)由各月的同比數(shù)據(jù)和1995年的環(huán)比數(shù)據(jù)計(jì)算得到，原始數(shù)據(jù)來源于宏觀數(shù)據(jù)網(wǎng)。（2）人民幣匯率采用國(guó)際清算銀行公布的名義有效匯率neer作為代理變量，有效匯率為間接標(biāo)價(jià)。指數(shù)上升表示人民幣升值，下降意味著人民幣貶值。（3）選擇全球商品價(jià)格指數(shù)作為商品生產(chǎn)成本的代理變量，數(shù)據(jù)來源于國(guó)際貨幣基金組織網(wǎng)站。（4）由于我國(guó)沒有公開的月度GDP數(shù)據(jù)，本文采用月度工業(yè)增加值作為替代變量，數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和CCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)。本文在實(shí)證分析時(shí)將月度工業(yè)增加值的原始數(shù)據(jù)剔除了通貨膨脹的影響。上述4個(gè)數(shù)據(jù)序列在實(shí)證分析之前都使用X12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，且所有數(shù)據(jù)都采用自然對(duì)數(shù)形式。

四、實(shí)證研究

本文運(yùn)用Eviews6.0軟件，分時(shí)段考察人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)水平的傳遞效應(yīng)。以2001年12月我國(guó)加入WTO為分界，將整個(gè)樣本區(qū)間劃分為兩段，來考察我國(guó)改革開放進(jìn)程中匯率傳遞效應(yīng)的變化。本文首先用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行判斷。若各變量序列非平穩(wěn)，再用協(xié)整檢驗(yàn)來考察變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和用誤差修正模型反映短期動(dòng)態(tài)變化，最后用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來考察匯率沖擊對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的沖擊程度。

（一）加入WTO前（1995年1月—2001年12月）的實(shí)證分析

1. 單位根檢驗(yàn)和滯后期選擇。由表1可知，cpi、gdp、neer和wcpi 4個(gè)變量在10%的顯著性水平下都接受了原假設(shè)，為非平穩(wěn)變量。對(duì)上述4個(gè)變量進(jìn)行一階差分后，[Δ]cpi、[Δ]gdp、[Δ]neer和[Δ]wcpi都在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，為平穩(wěn)變量。即cpi、gdp、neer和wcpi都為一階單整序列，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系的一個(gè)重要內(nèi)容是滯后期的確定。本文根據(jù)無(wú)約束VAR來選擇，根據(jù)AIC和SC信息規(guī)則確定最佳滯后期為2期（見表2）。

2. 協(xié)整檢驗(yàn)。由以上平穩(wěn)性檢驗(yàn)知，4個(gè)變量均為I（1）序列，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)方法有E-G兩步法和Johansen方法。本文采取Johansen方法對(duì)cpi、gdp、neer和wcpi 4個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

Johansen協(xié)整分析結(jié)果顯示（見表3），跡統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)均顯示在5%的顯著性水平下4個(gè)變量之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為[1，0.054，0.182，-0.206T]，則可得到以下協(xié)整關(guān)系式：

[cpit=0.054gdpt+0.182neert-0.206wcpit] （2）

協(xié)整關(guān)系式（2）表明，長(zhǎng)期內(nèi)人民幣匯率對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)的傳遞系數(shù)為0.182。即人民幣每升值1%，我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)指數(shù)下降0.182%。

3. 誤差修正模型。基于以上分析，cpi、gdp、neer和wcpi 4個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以運(yùn)用誤差修正模型進(jìn)一步分析變量間短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定該誤差修正模型的最優(yōu)滯后期為1期，得到如下表達(dá)式：

[Δcpi=-0.0465CointEq1+0.119Δcpi（-1）+0.012Δgdp（-1） -0.037Δneer（-1）-0.009Δlcpi（-1）+0.0015 （3）]

CointEq1表示協(xié)整方程得到的滯后一期的誤差修正項(xiàng)，反映了變量短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度，其系數(shù)表示物價(jià)對(duì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系偏離的調(diào)整速度。式（3）顯示，我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)的調(diào)整系數(shù)為-0.0465，符合經(jīng)濟(jì)理論。因?yàn)椋绻鸆ointEq1大于零，意味著我國(guó)國(guó)內(nèi)的物價(jià)超過了由協(xié)整關(guān)系得到的長(zhǎng)期均衡水平，隨后會(huì)出現(xiàn)收斂趨勢(shì)，以降低至長(zhǎng)期均衡水平，所以理論上CointEq1的系數(shù)應(yīng)為負(fù)。我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)的誤差修正系數(shù)為負(fù)，表明人民幣匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的傳遞效應(yīng)具有由短期波動(dòng)到長(zhǎng)期均衡調(diào)整的自我修正的動(dòng)態(tài)機(jī)制，是一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期變動(dòng)“負(fù)反饋”的調(diào)節(jié)機(jī)制。當(dāng)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)當(dāng)年國(guó)內(nèi)物價(jià)產(chǎn)生影響以致其偏離長(zhǎng)期均衡水平時(shí)，在以后年度，誤差修正項(xiàng)會(huì)減弱這種影響，使物價(jià)恢復(fù)到長(zhǎng)期均衡水平。該項(xiàng)的系數(shù)越大，說明系統(tǒng)自我修正的功能越強(qiáng)。

（二）加入WTO后（2002年1月—2012年6月）的實(shí)證分析

采用上述同樣的方法對(duì)該樣本區(qū)間的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

1. 單位根檢驗(yàn)和滯后期選擇。由于在該樣本區(qū)間，cpi、gdp、neer和wcpi 4個(gè)變量均為一階單整變量，因此可對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。同樣，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前，應(yīng)先確定最優(yōu)滯后階數(shù)。依據(jù)無(wú)約束VAR和AIC、SC準(zhǔn)則，確定最優(yōu)滯后期為2期（表略）。

2. 協(xié)整檢驗(yàn)。用Johansen協(xié)整分析，結(jié)果顯示在5%的顯著性水平下，4個(gè)變量之間至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為[1，0.3359，0.5011，-0.1181T]。

[cpit=0.3359gdpt+0.5011neert-0.1181wcpit]（4）

協(xié)整關(guān)系式（4）表明，長(zhǎng)期內(nèi)人民幣匯率對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)的傳遞系數(shù)為0.5011，明顯大于加入WTO前的傳遞系數(shù)。即人民幣每升值1%，我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)指數(shù)下降0.5011%。

3. 誤差修正模型。根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定該誤差修正模型的最優(yōu)滯后期為1期，得到如下誤差修正模型表達(dá)式：

[Δcpi=-0.0349CointEq1-0.0117Δcpi（-1）+0.008Δgdp（-1） -7.00E-05Δneer（-1）+0.0198Δlcpi（-1）+0.002 （5）]

式（5）顯示，加入WTO后我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)的調(diào)整系數(shù)為-0.0349，小于加入WTO 前的水平。

五、結(jié)論

根據(jù)以上實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，可以得到如下結(jié)論：

第一，人民幣匯率變動(dòng)顯著影響了國(guó)內(nèi)物價(jià)水平。但是與以往文獻(xiàn)的研究結(jié)果不同，本文發(fā)現(xiàn)人民幣名義有效匯率變動(dòng)與CPI正相關(guān)。在加入WTO前后，人民幣匯率對(duì)CPI均有正的影響。即人民幣升值，CPI亦上升。一般來說，一國(guó)貨幣升值有利于降低進(jìn)口價(jià)格，進(jìn)而降低國(guó)內(nèi)物價(jià)水平。然而，一直以來，特別是2005年7月匯率改革以來，人民幣升值的同時(shí)，升值預(yù)期也在加強(qiáng)，人民幣升值預(yù)期對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)產(chǎn)生的上升效應(yīng)大于人民幣升值產(chǎn)生的緊縮效應(yīng)。

第二，加入WTO前后對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，人民幣匯率對(duì)CPI的傳遞效應(yīng)明顯上升。由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，人民幣每升值1個(gè)百分點(diǎn)，加入WTO之前國(guó)內(nèi)CPI下降0.182個(gè)百分點(diǎn)，而在加入WTO后國(guó)內(nèi)CPI下降達(dá)0.5個(gè)百分點(diǎn)。由誤差修正模型分析可知，加入WTO前CPI的誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.0465，而加入WTO后該項(xiàng)系數(shù)僅為-0.0349，系統(tǒng)自我修正功能明顯減弱，可見人民幣匯率對(duì)CPI傳遞效應(yīng)增強(qiáng)。

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（責(zé)任編輯 孫 軍；校對(duì) YT，SJ）