陳 萍

(中國(guó)人民銀行 廈門(mén)市中心支行,福建 廈門(mén) 361004)

我國(guó)進(jìn)出口商定價(jià)行為、匯率變動(dòng)與貿(mào)易收支的局部均衡

陳 萍

(中國(guó)人民銀行 廈門(mén)市中心支行,福建 廈門(mén) 361004)

利用2000—2014年的數(shù)據(jù),分析進(jìn)出口商定價(jià)行為、匯率變動(dòng)與貿(mào)易收支的局部均衡。實(shí)證結(jié)果顯示:進(jìn)出口商定價(jià)行為和匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的動(dòng)態(tài)影響正相關(guān),即本幣定價(jià)能力的提升將導(dǎo)致匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的影響效應(yīng)增強(qiáng);脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示定價(jià)行為沖擊作用產(chǎn)生的影響持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng),可達(dá)100期左右。

進(jìn)出口;定價(jià)行為;匯率變動(dòng);貿(mào)易;收支

一般地講,國(guó)際貿(mào)易中的定價(jià)行為是指廠商或其他經(jīng)濟(jì)組織在進(jìn)行國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)時(shí),確定其產(chǎn)品或服務(wù)定價(jià)貨幣種類(lèi)的相關(guān)行為。常見(jiàn)的定價(jià)方式包括生產(chǎn)者貨幣定價(jià)(Producer Currency Pricing,簡(jiǎn)稱PCP)和當(dāng)?shù)刎泿哦▋r(jià)(Local currency pricing,簡(jiǎn)稱LCP)。定價(jià)行為通常反映了廠商轉(zhuǎn)移匯率風(fēng)險(xiǎn)的能力。

理論認(rèn)為,一國(guó)匯率升值能否減少貿(mào)易順差要考慮三種效應(yīng):一是匯率變動(dòng)導(dǎo)致的“價(jià)格效應(yīng)”;二是價(jià)格變化導(dǎo)致的“數(shù)量效應(yīng)”;三是匯率變動(dòng)影響貿(mào)易收支的“綜合效應(yīng)”。隨著我國(guó)國(guó)際化進(jìn)程的不斷演進(jìn),我國(guó)進(jìn)出口商選擇本幣定價(jià)的能力不斷提升。本文在三種效應(yīng)的基礎(chǔ)上引入進(jìn)出口商定價(jià)行為因素,分析定價(jià)行為對(duì)價(jià)格和數(shù)量效應(yīng)的影響,進(jìn)而影響匯率變動(dòng)改變貿(mào)易收支的效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)回顧

為研究按市場(chǎng)定價(jià)是否影響匯率和國(guó)際宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng),Betts和Devereux[1]提出一般均衡模型研究定價(jià)行為是否影響匯率和貿(mào)易收支,認(rèn)為L(zhǎng)CP的定價(jià)方法對(duì)匯率決定和貿(mào)易收支的影響較大,且LCP會(huì)對(duì)匯率波動(dòng)起到顯著的放大效應(yīng)。Lu[2]研究盯市定價(jià)程度對(duì)貿(mào)易收支的影響發(fā)現(xiàn),在兩國(guó)規(guī)模一致且跨期替代彈性為0.75條件下,90%的企業(yè)采用LCP定價(jià)時(shí),貿(mào)易收支盈余為0.1%,而10%的企業(yè)采用LCP定價(jià)時(shí),貿(mào)易收支盈余約為0.005%。匯率對(duì)開(kāi)放經(jīng)濟(jì)的作用體現(xiàn)于支出轉(zhuǎn)換效應(yīng)和支出變更效應(yīng)。如果匯率對(duì)進(jìn)出口價(jià)格是不完全傳遞,則如上效應(yīng)會(huì)減弱。在這種情況下,面對(duì)同樣的外生沖擊導(dǎo)致的均衡偏離,匯率可能出現(xiàn)超調(diào)才能使經(jīng)濟(jì)回到均衡狀態(tài)。

目前,國(guó)內(nèi)關(guān)于定價(jià)行為對(duì)人民幣升值經(jīng)濟(jì)效應(yīng)影響的研究較少。黃志剛[3]在研究定價(jià)行為對(duì)人民幣升值經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響時(shí)發(fā)現(xiàn):在本幣定價(jià)比例較高的情況下,本幣升值在短期內(nèi)才能夠產(chǎn)生貿(mào)易逆差,但如果更多地采用外幣定價(jià),則本幣升值就難以導(dǎo)致逆差。邢予青[4]的研究認(rèn)為,人民幣匯率傳遞效應(yīng)低,認(rèn)為人民幣適度升值對(duì)貿(mào)易順差影響較小。

二、理論基礎(chǔ)

理論認(rèn)為,一國(guó)匯率升值能否減少貿(mào)易順差要考慮三種效應(yīng):一是匯率變動(dòng)導(dǎo)致的“價(jià)格效應(yīng)”,即匯率升值是否導(dǎo)致了出口商品的外幣價(jià)格上升和進(jìn)口商品的本幣價(jià)格下降;二是價(jià)格變化導(dǎo)致的“數(shù)量效應(yīng)”,即進(jìn)出口價(jià)格的變化是否導(dǎo)致進(jìn)口和出口數(shù)量的變化;三是匯率變動(dòng)影響貿(mào)易收支的“綜合效應(yīng)”及進(jìn)出口價(jià)格變化和數(shù)量變化導(dǎo)致貿(mào)易收支的凈額變化。

1.定價(jià)行為與匯率變動(dòng)對(duì)出口的影響

在進(jìn)出口均衡的情況下,出口額等于本幣價(jià)格乘以出口量,即

式中:e表示直接標(biāo)價(jià)法的匯率;Pex為本國(guó)出口市場(chǎng)均衡下出口商品的本幣價(jià)格;IM為出口量;代表本國(guó)出口市場(chǎng)均衡下出口商品的外幣價(jià)格。式(1)兩邊對(duì)匯率e求導(dǎo)得

參照Betts和Devereux提出的模型,得到

式中:f為選擇本幣(PCP)定價(jià)方式的比例;PPCP為以出口國(guó)貨幣定價(jià)的價(jià)格水平;PLCP為以進(jìn)口國(guó)貨幣定價(jià)的價(jià)格水平;μ為商品之間的替代彈性;εex為本國(guó)出口產(chǎn)品的供給價(jià)格彈性。

代入式(2)得

表1 匯率升值和出口商本幣定價(jià)能力f對(duì)出口的影響

2.定價(jià)行為與匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口的影響

在進(jìn)出口均衡的情況下,進(jìn)口額等于進(jìn)口本幣價(jià)格乘以進(jìn)口量,即

兩邊對(duì)e求導(dǎo)得

參照Betts和Devereux模型,得到

式中:f*為外國(guó)出口商選擇本幣(PCP)定價(jià)的比例;εex*為外國(guó)出口產(chǎn)品的供給價(jià)格彈性;εim為本國(guó)進(jìn)口產(chǎn)品的需求價(jià)格彈性;PLCP*為以進(jìn)口國(guó)貨幣定價(jià)的價(jià)格水平。

代入式(6)得

對(duì)f*求導(dǎo)得

由于εim<0,εex*>0,μ>1,所以本幣定價(jià)能力對(duì)于匯率變動(dòng)影響進(jìn)口的效應(yīng)取決于本國(guó)的進(jìn)口彈性。如果-1<εim<0,則。即本國(guó)進(jìn)口需求價(jià)格彈性很小,對(duì)價(jià)格不是很敏感時(shí),外國(guó)出口商PCP定價(jià)能力f*增加,匯率升值促進(jìn)進(jìn)口減小的效應(yīng)越大,進(jìn)口量減小,匯率升值降低貿(mào)易順差的作用不斷增強(qiáng)。如果我國(guó)的進(jìn)口需求價(jià)格富有彈性,即εim<-1時(shí),則,外國(guó)出口商PCP定價(jià)能力f*增加,匯率升值促進(jìn)進(jìn)口減少的效應(yīng)越小,進(jìn)口量增加,匯率升值降低貿(mào)易順差的作用不斷減弱。見(jiàn)表2。

表2 匯率升值與出口商本幣定價(jià)能力f*對(duì)進(jìn)口的影響

三、實(shí)證研究

1.匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口及貿(mào)易差額的影響

上面從理論上分析了定價(jià)行為及匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的影響,接下來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。采取盧向前等[6]的做法,構(gòu)建如下進(jìn)出口需求的實(shí)證方程:

式(9)用以分析匯率變動(dòng)對(duì)出口的影響;式(10)用以分析匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口的影響;式(11)用以分析匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的影響。

式中:ex為我國(guó)出口量;im為我國(guó)進(jìn)口量;e為匯率;bp為貿(mào)易差額。此數(shù)據(jù)均來(lái)自CEIC。

影響出口的主要控制變量有:進(jìn)口國(guó)需求fgdp,進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)商品價(jià)格fcpi與本國(guó)出口商品價(jià)格Pex之比(pfc)。fgdp的計(jì)算方法是以進(jìn)口國(guó)的國(guó)民收入為基礎(chǔ),再用該進(jìn)口國(guó)出口額占出口國(guó)總出口額的比例為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均來(lái)構(gòu)造變量的指標(biāo)數(shù)據(jù)。由于國(guó)民收入通常為季度數(shù)據(jù),這里采用插值法處理成月度數(shù)據(jù)。由于我國(guó)貿(mào)易伙伴眾多,本文選擇美國(guó)、歐盟和日本三個(gè)出口量較多的國(guó)家和地區(qū)作為代表,全部處理成以2000年1月為基期的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)。fcpi取美國(guó)、歐盟、日本的國(guó)內(nèi)物價(jià)指數(shù)的平均值,也以2000年1月為基期。數(shù)據(jù)均來(lái)自CEIC。出口價(jià)格水平Pex的計(jì)算,借鑒畢玉江等[7]的方法,根據(jù)主要商品出口數(shù)量和金額的月度數(shù)據(jù)構(gòu)建出口價(jià)格水平指數(shù)

影響進(jìn)口的主要控制變量有:本國(guó)國(guó)民收入GDP,用以反映本國(guó)的進(jìn)口需求,進(jìn)口商品價(jià)格Pim與國(guó)內(nèi)商品價(jià)格CPI之比(pic)。GDP、CPI數(shù)據(jù)來(lái)自CEIC。進(jìn)口價(jià)格水平Pim與出口價(jià)格水平Pex的計(jì)算方法類(lèi)似,即:

crisis表示金融危機(jī)的虛擬變量,2008年7月—2010年6月取1,其他時(shí)期取0。

fcc為進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)商品價(jià)格FCPI與本國(guó)商品CPI之比。

樣本期間為2000年1月—2014年12月。

理論上,e與ex為正相關(guān),即匯率升值,將導(dǎo)致出口降低;進(jìn)口國(guó)國(guó)民收入FGDP、進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)商品價(jià)格FCPI與本國(guó)出口商品價(jià)格Pex之比(pfc)與im為正相關(guān),crisis與ex負(fù)相關(guān),即金融危機(jī)會(huì)導(dǎo)致出口下降。

理論上,e與im為負(fù)相關(guān),即匯率升值,將導(dǎo)致進(jìn)口增加;本國(guó)國(guó)民收入GDP與im為正相關(guān),即本國(guó)國(guó)民收入增加,進(jìn)口將會(huì)增加;進(jìn)口商品價(jià)格Pim與國(guó)內(nèi)商品價(jià)格CPI之比(pic)、crisis與im為負(fù)相關(guān)。

對(duì)所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),所有變量均為一階單整變量,可以進(jìn)行回歸分析。

(1)匯率變動(dòng)對(duì)出口的影響。對(duì)式(9)進(jìn)行回歸得到

雖然調(diào)整的R2=0.92,殘差項(xiàng)的ADF值是-5.31,是平穩(wěn)的,不存在單位根,但是DW值只有0.90,表明存在較為嚴(yán)重的自相關(guān)現(xiàn)象,因此考慮引入ext的滯后項(xiàng)以消除自相關(guān),得到如下方程:

調(diào)整的R2=0.96,DW值為2.2,殘差項(xiàng)的ADF值是-2.47,是平穩(wěn)的,因此可以判斷回歸方程是穩(wěn)定的。從回歸結(jié)果可以看出,各變量的系數(shù)除了虛擬變量金融危機(jī)外,均是顯著的,符號(hào)與前面的討論一致。e的系數(shù)為正,說(shuō)明匯率升值將導(dǎo)致出口下降;fgdp的系數(shù)為正,說(shuō)明進(jìn)口國(guó)的國(guó)民收入增加,出口量將增加;pfc的系數(shù)為正,即進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)商品價(jià)格與本國(guó)出口商品價(jià)格之比下降,本國(guó)出口額將下降。如果進(jìn)口國(guó)物價(jià)指數(shù)增長(zhǎng)率低于我國(guó)出口商品價(jià)格的增速時(shí),出口商品實(shí)際價(jià)格將增大,導(dǎo)致出口的下降。但是虛擬變量金融危機(jī)對(duì)出口影響并不顯著,可能是因?yàn)榻鹑谖C(jī)期間進(jìn)口國(guó)的國(guó)民收入同期大幅下降,已經(jīng)能夠反映金融危機(jī)對(duì)出口的影響。

為了研究匯率變動(dòng)對(duì)出口的動(dòng)態(tài)效應(yīng),采用遞歸回歸對(duì)匯率傳遞的動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行分析,首先對(duì)2000年1月—2005年7月的樣本期進(jìn)行第一次回歸,得到第一個(gè)匯率傳遞系數(shù);接著對(duì)2000年1月—2005年8月的樣本期進(jìn)行第二次回歸,得到第二個(gè)匯率傳遞系數(shù)。以此類(lèi)推,直至對(duì)2001年1月—2014年12月的樣本期進(jìn)行回歸。每次回歸得到的系數(shù)組成遞歸傳遞系數(shù)序列,如圖1。研究圖1發(fā)現(xiàn),匯率變動(dòng)對(duì)出口的傳遞系數(shù)一直在穩(wěn)步上升,說(shuō)明匯率變動(dòng)對(duì)出口的傳遞效應(yīng)在增加。

圖1 匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口和貿(mào)易差額的遞歸傳遞系數(shù)

(2)匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口的影響。對(duì)式(10)進(jìn)行回歸得到

雖然調(diào)整的R2=0.95,殘差項(xiàng)的ADF值是-9.29,是平穩(wěn)的,不存在單位根,但是DW值只有1.29,表明存在較為嚴(yán)重的自相關(guān)現(xiàn)象,因此考慮引入imt的滯后項(xiàng)以消除自相關(guān),得到如下方程:

調(diào)整的R2=0.96,DW值為2.14,殘差項(xiàng)的ADF值是-2.62,是平穩(wěn)的,因此可以判斷回歸方程是穩(wěn)定的。從回歸結(jié)果可以看出,e的系數(shù)為正,即人民幣匯率升值將導(dǎo)致進(jìn)口額的降低,說(shuō)明我國(guó)進(jìn)口需求缺乏彈性。這與張魯青和王微微的研究結(jié)果一致。雖然人民幣匯率升值導(dǎo)致進(jìn)口本幣價(jià)的降低,增加我國(guó)進(jìn)口需求,但是這種進(jìn)口需求的數(shù)量效應(yīng)小于匯率升值導(dǎo)致的價(jià)格效應(yīng),因此人民幣匯率升值將導(dǎo)致進(jìn)口額的降低。本國(guó)國(guó)民收入增加會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口增加,進(jìn)口商品價(jià)格Pim與國(guó)內(nèi)商品價(jià)格CPI之比(pic)與進(jìn)口正相關(guān),即進(jìn)口商品價(jià)格增長(zhǎng)率高于我國(guó)通貨膨脹率時(shí),進(jìn)口商品實(shí)際價(jià)格將增大,導(dǎo)致進(jìn)口下降。虛擬變量金融危機(jī)對(duì)進(jìn)口影響顯著,說(shuō)明金融危機(jī)會(huì)降低進(jìn)口。此處金融危機(jī)系數(shù)顯著,說(shuō)明進(jìn)口的變化存在不能由名義有效匯率、本國(guó)國(guó)民收入、進(jìn)口商品價(jià)格Pim與國(guó)內(nèi)商品價(jià)格CPI之比解釋的部分。從我國(guó)國(guó)民收入在金融危機(jī)時(shí)期下降較小也能部分反映金融危機(jī)有影響。

為了研究匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口的動(dòng)態(tài)效應(yīng),這里采用和上面類(lèi)似的遞歸方法得到2005年7月—2014年12月間匯率對(duì)進(jìn)口的傳遞系數(shù),如圖1。從圖1看出,除了2005年個(gè)別時(shí)期外,匯率對(duì)進(jìn)口的傳遞系數(shù)一直在下降,說(shuō)明匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口的傳遞效應(yīng)在減弱。

(3)匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的影響。對(duì)式(11)進(jìn)行回歸,結(jié)果如下:

調(diào)整的R2=0.14,殘差項(xiàng)的ADF值是-5.25,是平穩(wěn)的,不存在單位根,但是DW值只有1.09,表明存在較為嚴(yán)重的自相關(guān)現(xiàn)象,因此考慮引入bpt的滯后項(xiàng)以消除自相關(guān),得到如下方程:

調(diào)整的R2=0.33,DW值為2.19,殘差項(xiàng)的ADF值是-7.88,是平穩(wěn)的,因此可以判斷回歸方程是穩(wěn)定的。匯率e與貿(mào)易差額bp正相關(guān),即匯率升值將導(dǎo)致貿(mào)易差額下降,與理論相符,但是系數(shù)并不顯著,說(shuō)明匯率對(duì)貿(mào)易差額的影響不顯著。

為了研究匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的動(dòng)態(tài)效應(yīng),采用和上面類(lèi)似的遞歸方法得到匯率對(duì)貿(mào)易差額的傳遞系數(shù),如圖1。發(fā)現(xiàn)在2011年之前,匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的傳遞系數(shù)為負(fù),即匯率升值反而導(dǎo)致貿(mào)易差額上升。這與理論相反,因?yàn)槿嗣駧艆R率升值雖然導(dǎo)致我國(guó)總體出口的下降,但同時(shí)有如下情況:①我國(guó)貿(mào)易以加工貿(mào)易為主,出口的下降將引致進(jìn)口下降;②進(jìn)口的需求彈性小,總體進(jìn)口額也出現(xiàn)下降。當(dāng)進(jìn)口額的下降幅度大于出口額下降幅度時(shí),我國(guó)貿(mào)易差額將出現(xiàn)增長(zhǎng)現(xiàn)象。2011年之后,匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的傳遞系數(shù)為正,并且逐步上升,說(shuō)明影響效應(yīng)增強(qiáng)。

2.定價(jià)行為和匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額影響的局部均衡

上面理論分析中認(rèn)為,出口商定價(jià)行為選擇將對(duì)匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的影響效應(yīng)產(chǎn)生影響。接下來(lái)選擇PCP定價(jià)指數(shù)[8]和上面得到的匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的動(dòng)態(tài)傳遞系數(shù)RBP,對(duì)兩者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),研究定價(jià)行為對(duì)匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額動(dòng)態(tài)影響的影響效應(yīng)。

表3 定價(jià)行為(PCP)和匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額動(dòng)態(tài)影響(RBP)的Grange因果檢驗(yàn)

從表3可以看出,從滯后1期到2期,定價(jià)行為(PCP)是匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的動(dòng)態(tài)影響(RBP)的格蘭杰原因,反之亦是;而滯后3期時(shí),兩者不存在格蘭杰因果關(guān)系?？梢源_認(rèn),定價(jià)行為(PCP)和匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的動(dòng)態(tài)影響(RBP)之間存在穩(wěn)定關(guān)系。建立VAR模型得到

調(diào)整的R2=0.94,定價(jià)行為(PCP)和匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的動(dòng)態(tài)影響(RBP)之間存在正相關(guān),即本幣定價(jià)能力的提升將導(dǎo)致匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的影響效應(yīng)增強(qiáng)。滯后兩期的定價(jià)行為的影響強(qiáng)于滯后一期的定價(jià)行為的影響,但是系數(shù)都不顯著。從圖2看出,VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1,都在單位圓內(nèi),因此可以判斷該模型是穩(wěn)定的。

接下來(lái)觀察PCP對(duì)RBP變動(dòng)的正的沖擊的響應(yīng),如圖3所示。橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù),縱軸表示RBP,實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù),兩條虛線分別表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。從脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)看,給PCP一個(gè)正的沖擊后,RBP會(huì)持續(xù)上升,且這個(gè)沖擊效應(yīng)是持續(xù)的,滯后10期左右影響最大,之后慢慢下降收斂于0,持續(xù)效應(yīng)可達(dá)100期左右。

圖2 模型根模的倒數(shù)

圖3 脈沖響應(yīng)函數(shù)

方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度,進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性,從而給出模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相對(duì)重要性的信息。通過(guò)方差分解得到圖4,RBP對(duì)其自身的貢獻(xiàn)率很大,在70%左右,如圖4a所示。PCP對(duì)RBP波動(dòng)的貢獻(xiàn)度隨著時(shí)間的推移持續(xù)上升,在20期左右達(dá)到最高,為30%左右,說(shuō)明長(zhǎng)期內(nèi)PCP對(duì)RBP的影響更為顯著,如圖4b所示。

圖4 方差分解

四、結(jié) 論

本文借鑒相應(yīng)的模型研究匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口的影響,2000—2014年的實(shí)證結(jié)果顯示,匯率升值將導(dǎo)致進(jìn)出口額和貿(mào)易差額的下降。為了分析匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)出口及貿(mào)易差額的動(dòng)態(tài)傳遞效應(yīng),采用遞歸回歸對(duì)匯率傳遞的動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn):匯率變動(dòng)對(duì)出口的傳遞效應(yīng)在增加,對(duì)進(jìn)口的傳遞效應(yīng)在減弱;在2011年之前,匯率升值反而導(dǎo)致貿(mào)易差額上升;2011年之后,匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的傳遞系數(shù)為正,并且逐步上升,說(shuō)明影響效應(yīng)增強(qiáng)。

通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),定價(jià)行為(PCP)和匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易收支的動(dòng)態(tài)影響(RBP)之間存在正相關(guān),即本幣定價(jià)能力的提升將導(dǎo)致匯率變動(dòng)對(duì)貿(mào)易差額的影響效應(yīng)增強(qiáng),脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示定價(jià)行為沖擊作用產(chǎn)生的影響持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng),可達(dá)100期左右。

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【責(zé)任編輯 劉曉鷗】

Partial Equilibrium of Importers and Exporters’Pricing Behavior,Exchange Rate Movement and Trade Balance

Chen Ping

(Xiamen Central Sub-Branch,People’s Bank of China,Xiamen 361004,China)

The partial equilibrium of importers and exporters’pricing behavior,exchange rate movement and trade balance is analyzed using the data from 2000 to 2014.The empirical results show that,the dynamic impacts of importers and exporters’pricing behavior and exchange rate movement on the trade balance have positive correlation,namely the enhancement of local currency pricing ability will cause the enhancement of the effect of exchange rate movements on trade balance.The impulse response function displays that,the impact effect of pricing behavior has long duration,which is up to about 100 terms.

imports and exports;pricing behavior;exchange rate movement;trade;revenue and expenditure

F 752

A

2095-5464(2015)06-0735-07

2015-08-11

福建省社會(huì)科學(xué)基金規(guī)劃項(xiàng)目(2014C037)。

陳 萍(1982-),女,福建莆田人,中國(guó)人民銀行廈門(mén)市中心支行經(jīng)濟(jì)師,博士。