賈凱威

摘要：使用1980～2010年的季度數(shù)據(jù)，應用帶通譜回歸技術(shù)分兩個階段研究人民幣匯率傳遞關于經(jīng)濟周期的非對稱效應。研究結(jié)果顯示：人民幣匯率傳遞存在關于經(jīng)濟周期的非對稱性；在匯率傳遞的第一階段，繁榮時期的本幣升值對進口價格的影響小于其他周期階段的影響；在匯率傳遞的第二階段，繁榮時期的進口價格上升對本國物價水平的影響比其他周期階段更強；此外，從長期來看，人民幣匯率波動在第一階段的傳遞具有完全性，而在第二階段的傳遞則為部分傳遞。鑒于匯率傳遞具有關于經(jīng)濟周期的非對稱性，貨幣政策的相機抉擇操作要注意“冷熱”有別，增強政策的靈活性與前瞻性。

關鍵詞：匯率傳遞；非對稱性；經(jīng)濟周期；帶通譜回歸

中圖分類號：F832.6文獻標識碼：A文章編號：1001-8409（2014）01-0060-04

一、引言

匯率傳遞分兩個階段：第一階段，名義匯率的變化導致以本幣標價的進口品價格的變化；第二階段，進口品本幣價格的變化全部或部分傳遞到消費者身上，從而影響消費者的消費決策。本文對人民幣匯率波動的傳遞效應進行估計，在此基礎上判斷是否存在關于經(jīng)濟周期的非對稱效應。這對于貨幣當局在不同的經(jīng)濟周期階段準確預測匯率變化對物價水平的影響，靈活把握政策力度及方向，促進經(jīng)濟的穩(wěn)定與發(fā)展具有重要的意義。

二、文獻綜述

研究匯率傳遞的文獻特別多，大量的文獻側(cè)重于匯率與進口價格之間的關系，即匯率傳遞的第一階段，而第二階段的研究很少被關注。對匯率傳遞在不同經(jīng)濟周期階段的非對稱性研究則顯得更少，本文試圖彌補這一空白。

Dwyer等的研究結(jié)果認為，澳大利亞存在著完全的第一階段傳遞效應，MAS 對新加坡的研究也得出了相似的結(jié)論[1，2]。Campa和Goldberg 對布雷頓森林體系瓦解后的23個OECD國家的匯率傳遞進行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)匯率的長期平均傳遞彈性大約為64%[3]。Campa等對歐元區(qū)的研究也得出了相似的結(jié)論[4]。從上世紀90年代開始，工業(yè)化國家的匯率傳遞存在著下降的趨勢。Marazzi和Sheets的研究發(fā)現(xiàn)，20世紀90年代美元每貶值1%會使美國進口價格上升0.2%，而在20世紀70～80年代期間，美元每貶值1%，進口價格上升幅度為0.5%[5]。Bailliu和Fujii對包括美國、英國及澳大利亞在內(nèi)的11個工業(yè)國家的匯率傳遞進行了研究，結(jié)果表明匯率傳遞的第一階段自90年代開始出現(xiàn)下降的趨勢[6]。

很多研究分別提出不同的假設條件來解釋匯率傳遞效應的下降趨勢。Taylor認為，通貨膨脹盯住策略提供了一個穩(wěn)定、低通貨膨脹的環(huán)境，從而使匯率波動所帶來的成本上升幅度出現(xiàn)了下降趨勢[7]。Devereux和Yetman認為，當經(jīng)濟體處于高通貨膨脹階段時，保持價格不變所支付的成本往往大于調(diào)整價格所導致的菜單成本，這意味著匯率傳遞效應與通貨膨脹呈同向變化趨勢；而進入1990年代以來，大多數(shù)工業(yè)化國家均處于一個低通貨膨脹、穩(wěn)定的經(jīng)濟環(huán)境中，因此匯率傳遞伴隨著通貨膨脹水平的下降而出現(xiàn)下降趨勢[8]。Dornbusch則認為，匯率傳遞的下降趨勢主要源于市場競爭條件的完善[9]。Marazzi和Sheets認為，中國在貿(mào)易市場中的直接競爭或者其帶來的潛在威脅使得其他國家的出口商在改變其產(chǎn)品價格（美元標價）上的積極性越來越低，或者說越來越猶豫。Oliver認為多邊公司的大量出現(xiàn)（如跨國公司）使得許多商品定價采用公司內(nèi)部轉(zhuǎn)讓策略，公司內(nèi)部轉(zhuǎn)讓定價對匯率變動的敏感性非常低，并最終使得匯率傳遞效應逐漸下降[10]。Campa和Goldberg認為，匯率第一階段傳遞效應的下降主要是因為進口貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化，由于很多國家的進口由原來的能源與原材料進口逐漸向更具差異化的制造品進口過渡，而后者相對于前者對匯率變動的敏感性更低，因此，匯率波動的傳遞效應呈現(xiàn)出下降的趨勢。貿(mào)易品生產(chǎn)要素的投入組合也可以解釋匯率傳遞的下降現(xiàn)象。Engle通過研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易品成本組成部分（例如非貿(mào)易服務的勞動力成本）也是導致匯率變化不能完全傳遞到消費者價格的原因之一。進口品在本國的售價包括了來自于本國服務業(yè)的增加值，主要有運輸、批發(fā)與零售環(huán)節(jié)。這些非貿(mào)易服務價格的剛性使得匯率波動對國內(nèi)消費價格的影響有所減緩[11]。

三、匯率傳遞第一階段研究

（一）分析框架

本文使用以下標準模型來評價匯率傳遞的程度：

IPIt=（FWPI）α1（EXR）β，α≥0，β≤1 （1）

式（1）中的IPI表示進口品的國內(nèi)價格指數(shù)，F(xiàn)WPI表示外國批發(fā)價格指數(shù)，EXR表示人民幣名義有效匯率。在此設定下，當β=1時，表明存在完整的第一階段傳遞效應。

為了估計參數(shù)β，需要將式（1）進行對數(shù)線性化，對數(shù)轉(zhuǎn)化的結(jié)果為：

ipit=φ+αfwpit+λexrt，-1≤λ=-β≤0，0≤α≤1 （2）

式（2）中，α和λ分別為國內(nèi)進口價格關于外國進口價格及匯率的彈性。對于小型開放經(jīng)濟而言，我們預期第一階段的傳遞是完全的，即λ=-1。

（二）估計結(jié)果分析

ADF檢驗結(jié)果表明，式（2）中所有變量均為一階單整過程。基于殘差的EG協(xié)整檢驗及基于特征根方法的Johansen協(xié)整檢驗表明，式（2）中各變量之間存在著協(xié)整關系。

基于以上檢驗，式（2）可以使用基于協(xié)整框架的向量誤差修正模型進行估計。以1980年第三季度至2010年第三季度為研究區(qū)間，采用滯后兩期的VECM模型進行無約束估計及約束估計（約束條件為λ=-1），參數(shù)估計結(jié)果見表1。第一階段長期傳遞程度為0.97，并且不能拒絕長期傳遞為1的原假設。與此相比，外國商品價格的變化對進口價格的影響明顯小于1，外國價格變化1%導致國內(nèi)進口價格上漲0.79%，這可能是由于我國多樣化、分散化的進口渠道造成的（外國生產(chǎn)商會擔心將市場份額丟失，而被其競爭者奪?。?。endprint

將受約束的式（2）嵌套入誤差修正模型中進行回歸，以解釋進口價格的短期特征，即由于這里僅關注短期誤差修正系數(shù)，故其余解釋變量的估計結(jié)果省略。 ：

Δipit=0.0064（0.0222）1[0.2883]-0.3317（0.0414）1[-8.0120]（ipit-1-0.7723fwpit-1+exrt-1）+k1i=0β2iΔexrt-i+j1i=0β3iΔfwpit-i+l1i=0β4iΔipit-i+εt （3）

誤差修正參數(shù)估計值為-0.33（系數(shù)下方圓括號內(nèi)數(shù)字為標準差，方括號內(nèi)數(shù)字為T統(tǒng)計量），這表明匯率變化的第一階段完全傳遞需要3個季度的時間長度。表1長期系數(shù)估計無約束回歸1約束回歸λ=-1變量1系數(shù)1標準差1T統(tǒng)計量1變量1系數(shù)1標準差1T統(tǒng)計量fwpit1α=0.791910.0787110.0621fwpit1α=0.772310.023133.404exrt1λ=-0.969410.08201-11.8221exrt1λ=-11-1-

（三）經(jīng)濟周期對匯率傳遞的影響

經(jīng)濟周期不同階段對匯率傳遞效應的非對稱影響可以通過變量的經(jīng)濟周期成分及以下回歸方程進行評估與檢驗：

chl（IPIt）=δ1chl（exrt）+δ2chl（fwpit）+εt （4）

其中，運算符chl（）表示變量周期性成分的高低頻率區(qū)間。式（4）是對長期協(xié)整方程的帶通譜回歸表達式，其估計結(jié)果為：

c∧hl（IPIt）=1.1223（0.2250）1[4.9880]chl（exrt）-0.3847（0.1123）1[-3.4256]chl（fwpit）（5）

估計結(jié)果表明，匯率傳遞存在著關于經(jīng)濟周期的結(jié)構(gòu)性變化：經(jīng)濟周期視角下的匯率傳遞僅為0.38，遠遠小于長期的匯率傳遞0.97。此外，與經(jīng)濟零波動相比，經(jīng)濟周期中的外國批發(fā)價格的變化對國內(nèi)價格的影響更大。這意味著名義匯率需要進行更大的調(diào)整，以抵銷外國批發(fā)價格指數(shù)的變化。

那么，匯率傳遞程度是否依賴于經(jīng)濟周期呢？為了研究該問題，本文引入啞變量gap+t。當前一季度的產(chǎn)出缺口大于1%時，gap+t=1，否則gap+t=0。同樣，當前一季度的產(chǎn)出缺口小于等于-1%時，gap-t=1，否則gap-t=0。因此，只有當產(chǎn)出缺口的絕對值超過1%時，匯率的非對稱傳遞效應才能被檢測出來，回歸方程如式（6）所示。參數(shù)δ1、β1及β2的大小及統(tǒng)計顯著性是對匯率傳遞經(jīng)濟周期非對稱性的測度。

chl（IPIt）=δ1chl（EXRt）+δ2chl（FWPIt）+

β1chl（EXR）gap+t-1+β2chl（EXR）gap-t-1+εt （6）

式（6）的估計結(jié)果如下：

c∧（0.1542）1[-4.900]chl（EXRt）+1.3351（0.2235）1[5.9736]chl（FWPIt）+0.4417（0.2214）1[1.9950]chl（EXR）gap+t-1（7）

R2=0.8725，P=0.0000，DW=1.8925

以上估計結(jié)果表明，匯率傳遞在經(jīng)濟周期的不同階段確實存在著非對稱性由于參數(shù)不滿足顯著性，式（7）中省略了式（6）右側(cè)第四項的參數(shù)，這表明，我國存在著向下的價格剛性。 。特別是當真實GDP超過潛在GDP至少1%時，本幣升值1%則會導致國內(nèi)進口品價格下降|δ1+β1|=|-0.7556+0.4417|=0.31%，而當真實GDP接近潛在GDP水平時，匯率升值1%則會導致國內(nèi)進口品價格下降0.75%。盡管強勁的匯率降低了進口商的進口成本，進口商在強勁擴展階段對成本節(jié)省的傳遞則相對較小。

四、匯率傳遞第二階段研究

（一）分析框架

匯率傳遞的第二階段是指進口品價格（以本國貨幣標識）的變化對零售價格乃至消費者價格及通貨膨脹的影響。用以下長期模型將我國的消費者價格指數(shù)CPI表示成本國單位勞動成本與IPI的加成形式，即：

CPIt=α（ULCt）β（IPIt）γ （8）

對上式取對數(shù)得到：

cpit=λ+βulct+γipit （9）

其中，λ=log（α），eλ-1為零售成本加成，β及γ分別為CPI關于單位勞動成本及進口價格指數(shù)IPI的彈性。

在高度競爭的市場中，過度的盈利與過度的虧損都不會在長時期內(nèi)得到維持，因此加成在長時期內(nèi)稍微為正。正因如此，商品及服務的消費者價格與成本保持著同比例的變化，從而使得價格在長時期內(nèi)的均衡，這就是一次齊次性約束β+γ=1。

（二）實證結(jié)果

與第一階段的估計相似，對ULC及CPI時間序列進行單位根檢驗，結(jié)果表明兩個序列均為一階單整過程，均具有一個單位根。Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，ULC、CPI、IPI之間存在長期的穩(wěn)定關系，即協(xié)整關系（見表2）。彈性參數(shù)β及γ的符號與預期相符，并且其T值均大于1.96，均在5%的顯著性水平上顯著。此外，似然比檢驗表明，不能拒絕β+γ=1的原假設，因此，模型設定合理有效。在β+γ=1的假設條件下再次估計模型，估計結(jié)果見表2。endprint

將受約束的式（2）嵌套入誤差修正模型中進行回歸，以解釋進口價格的短期特征，即由于這里僅關注短期誤差修正系數(shù)，故其余解釋變量的估計結(jié)果省略。 ：

Δipit=0.0064（0.0222）1[0.2883]-0.3317（0.0414）1[-8.0120]（ipit-1-0.7723fwpit-1+exrt-1）+k1i=0β2iΔexrt-i+j1i=0β3iΔfwpit-i+l1i=0β4iΔipit-i+εt （3）

誤差修正參數(shù)估計值為-0.33（系數(shù)下方圓括號內(nèi)數(shù)字為標準差，方括號內(nèi)數(shù)字為T統(tǒng)計量），這表明匯率變化的第一階段完全傳遞需要3個季度的時間長度。表1長期系數(shù)估計無約束回歸1約束回歸λ=-1變量1系數(shù)1標準差1T統(tǒng)計量1變量1系數(shù)1標準差1T統(tǒng)計量fwpit1α=0.791910.0787110.0621fwpit1α=0.772310.023133.404exrt1λ=-0.969410.08201-11.8221exrt1λ=-11-1-

（三）經(jīng)濟周期對匯率傳遞的影響

經(jīng)濟周期不同階段對匯率傳遞效應的非對稱影響可以通過變量的經(jīng)濟周期成分及以下回歸方程進行評估與檢驗：

chl（IPIt）=δ1chl（exrt）+δ2chl（fwpit）+εt （4）

其中，運算符chl（）表示變量周期性成分的高低頻率區(qū)間。式（4）是對長期協(xié)整方程的帶通譜回歸表達式，其估計結(jié)果為：

c∧hl（IPIt）=1.1223（0.2250）1[4.9880]chl（exrt）-0.3847（0.1123）1[-3.4256]chl（fwpit）（5）

估計結(jié)果表明，匯率傳遞存在著關于經(jīng)濟周期的結(jié)構(gòu)性變化：經(jīng)濟周期視角下的匯率傳遞僅為0.38，遠遠小于長期的匯率傳遞0.97。此外，與經(jīng)濟零波動相比，經(jīng)濟周期中的外國批發(fā)價格的變化對國內(nèi)價格的影響更大。這意味著名義匯率需要進行更大的調(diào)整，以抵銷外國批發(fā)價格指數(shù)的變化。

那么，匯率傳遞程度是否依賴于經(jīng)濟周期呢？為了研究該問題，本文引入啞變量gap+t。當前一季度的產(chǎn)出缺口大于1%時，gap+t=1，否則gap+t=0。同樣，當前一季度的產(chǎn)出缺口小于等于-1%時，gap-t=1，否則gap-t=0。因此，只有當產(chǎn)出缺口的絕對值超過1%時，匯率的非對稱傳遞效應才能被檢測出來，回歸方程如式（6）所示。參數(shù)δ1、β1及β2的大小及統(tǒng)計顯著性是對匯率傳遞經(jīng)濟周期非對稱性的測度。

chl（IPIt）=δ1chl（EXRt）+δ2chl（FWPIt）+

β1chl（EXR）gap+t-1+β2chl（EXR）gap-t-1+εt （6）

式（6）的估計結(jié)果如下：

c∧（0.1542）1[-4.900]chl（EXRt）+1.3351（0.2235）1[5.9736]chl（FWPIt）+0.4417（0.2214）1[1.9950]chl（EXR）gap+t-1（7）

R2=0.8725，P=0.0000，DW=1.8925

以上估計結(jié)果表明，匯率傳遞在經(jīng)濟周期的不同階段確實存在著非對稱性由于參數(shù)不滿足顯著性，式（7）中省略了式（6）右側(cè)第四項的參數(shù)，這表明，我國存在著向下的價格剛性。 。特別是當真實GDP超過潛在GDP至少1%時，本幣升值1%則會導致國內(nèi)進口品價格下降|δ1+β1|=|-0.7556+0.4417|=0.31%，而當真實GDP接近潛在GDP水平時，匯率升值1%則會導致國內(nèi)進口品價格下降0.75%。盡管強勁的匯率降低了進口商的進口成本，進口商在強勁擴展階段對成本節(jié)省的傳遞則相對較小。

四、匯率傳遞第二階段研究

（一）分析框架

匯率傳遞的第二階段是指進口品價格（以本國貨幣標識）的變化對零售價格乃至消費者價格及通貨膨脹的影響。用以下長期模型將我國的消費者價格指數(shù)CPI表示成本國單位勞動成本與IPI的加成形式，即：

CPIt=α（ULCt）β（IPIt）γ （8）

對上式取對數(shù)得到：

cpit=λ+βulct+γipit （9）

其中，λ=log（α），eλ-1為零售成本加成，β及γ分別為CPI關于單位勞動成本及進口價格指數(shù)IPI的彈性。

在高度競爭的市場中，過度的盈利與過度的虧損都不會在長時期內(nèi)得到維持，因此加成在長時期內(nèi)稍微為正。正因如此，商品及服務的消費者價格與成本保持著同比例的變化，從而使得價格在長時期內(nèi)的均衡，這就是一次齊次性約束β+γ=1。

（二）實證結(jié)果

與第一階段的估計相似，對ULC及CPI時間序列進行單位根檢驗，結(jié)果表明兩個序列均為一階單整過程，均具有一個單位根。Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，ULC、CPI、IPI之間存在長期的穩(wěn)定關系，即協(xié)整關系（見表2）。彈性參數(shù)β及γ的符號與預期相符，并且其T值均大于1.96，均在5%的顯著性水平上顯著。此外，似然比檢驗表明，不能拒絕β+γ=1的原假設，因此，模型設定合理有效。在β+γ=1的假設條件下再次估計模型，估計結(jié)果見表2。endprint

將受約束的式（2）嵌套入誤差修正模型中進行回歸，以解釋進口價格的短期特征，即由于這里僅關注短期誤差修正系數(shù)，故其余解釋變量的估計結(jié)果省略。 ：

Δipit=0.0064（0.0222）1[0.2883]-0.3317（0.0414）1[-8.0120]（ipit-1-0.7723fwpit-1+exrt-1）+k1i=0β2iΔexrt-i+j1i=0β3iΔfwpit-i+l1i=0β4iΔipit-i+εt （3）

誤差修正參數(shù)估計值為-0.33（系數(shù)下方圓括號內(nèi)數(shù)字為標準差，方括號內(nèi)數(shù)字為T統(tǒng)計量），這表明匯率變化的第一階段完全傳遞需要3個季度的時間長度。表1長期系數(shù)估計無約束回歸1約束回歸λ=-1變量1系數(shù)1標準差1T統(tǒng)計量1變量1系數(shù)1標準差1T統(tǒng)計量fwpit1α=0.791910.0787110.0621fwpit1α=0.772310.023133.404exrt1λ=-0.969410.08201-11.8221exrt1λ=-11-1-

（三）經(jīng)濟周期對匯率傳遞的影響

經(jīng)濟周期不同階段對匯率傳遞效應的非對稱影響可以通過變量的經(jīng)濟周期成分及以下回歸方程進行評估與檢驗：

chl（IPIt）=δ1chl（exrt）+δ2chl（fwpit）+εt （4）

其中，運算符chl（）表示變量周期性成分的高低頻率區(qū)間。式（4）是對長期協(xié)整方程的帶通譜回歸表達式，其估計結(jié)果為：

c∧hl（IPIt）=1.1223（0.2250）1[4.9880]chl（exrt）-0.3847（0.1123）1[-3.4256]chl（fwpit）（5）

估計結(jié)果表明，匯率傳遞存在著關于經(jīng)濟周期的結(jié)構(gòu)性變化：經(jīng)濟周期視角下的匯率傳遞僅為0.38，遠遠小于長期的匯率傳遞0.97。此外，與經(jīng)濟零波動相比，經(jīng)濟周期中的外國批發(fā)價格的變化對國內(nèi)價格的影響更大。這意味著名義匯率需要進行更大的調(diào)整，以抵銷外國批發(fā)價格指數(shù)的變化。

那么，匯率傳遞程度是否依賴于經(jīng)濟周期呢？為了研究該問題，本文引入啞變量gap+t。當前一季度的產(chǎn)出缺口大于1%時，gap+t=1，否則gap+t=0。同樣，當前一季度的產(chǎn)出缺口小于等于-1%時，gap-t=1，否則gap-t=0。因此，只有當產(chǎn)出缺口的絕對值超過1%時，匯率的非對稱傳遞效應才能被檢測出來，回歸方程如式（6）所示。參數(shù)δ1、β1及β2的大小及統(tǒng)計顯著性是對匯率傳遞經(jīng)濟周期非對稱性的測度。

chl（IPIt）=δ1chl（EXRt）+δ2chl（FWPIt）+

β1chl（EXR）gap+t-1+β2chl（EXR）gap-t-1+εt （6）

式（6）的估計結(jié)果如下：

c∧（0.1542）1[-4.900]chl（EXRt）+1.3351（0.2235）1[5.9736]chl（FWPIt）+0.4417（0.2214）1[1.9950]chl（EXR）gap+t-1（7）

R2=0.8725，P=0.0000，DW=1.8925

以上估計結(jié)果表明，匯率傳遞在經(jīng)濟周期的不同階段確實存在著非對稱性由于參數(shù)不滿足顯著性，式（7）中省略了式（6）右側(cè)第四項的參數(shù)，這表明，我國存在著向下的價格剛性。 。特別是當真實GDP超過潛在GDP至少1%時，本幣升值1%則會導致國內(nèi)進口品價格下降|δ1+β1|=|-0.7556+0.4417|=0.31%，而當真實GDP接近潛在GDP水平時，匯率升值1%則會導致國內(nèi)進口品價格下降0.75%。盡管強勁的匯率降低了進口商的進口成本，進口商在強勁擴展階段對成本節(jié)省的傳遞則相對較小。

四、匯率傳遞第二階段研究

（一）分析框架

匯率傳遞的第二階段是指進口品價格（以本國貨幣標識）的變化對零售價格乃至消費者價格及通貨膨脹的影響。用以下長期模型將我國的消費者價格指數(shù)CPI表示成本國單位勞動成本與IPI的加成形式，即：

CPIt=α（ULCt）β（IPIt）γ （8）

對上式取對數(shù)得到：

cpit=λ+βulct+γipit （9）

其中，λ=log（α），eλ-1為零售成本加成，β及γ分別為CPI關于單位勞動成本及進口價格指數(shù)IPI的彈性。

在高度競爭的市場中，過度的盈利與過度的虧損都不會在長時期內(nèi)得到維持，因此加成在長時期內(nèi)稍微為正。正因如此，商品及服務的消費者價格與成本保持著同比例的變化，從而使得價格在長時期內(nèi)的均衡，這就是一次齊次性約束β+γ=1。

（二）實證結(jié)果

與第一階段的估計相似，對ULC及CPI時間序列進行單位根檢驗，結(jié)果表明兩個序列均為一階單整過程，均具有一個單位根。Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，ULC、CPI、IPI之間存在長期的穩(wěn)定關系，即協(xié)整關系（見表2）。彈性參數(shù)β及γ的符號與預期相符，并且其T值均大于1.96，均在5%的顯著性水平上顯著。此外，似然比檢驗表明，不能拒絕β+γ=1的原假設，因此，模型設定合理有效。在β+γ=1的假設條件下再次估計模型，估計結(jié)果見表2。endprint