毛澤盛，　羅良紅

(南京師范大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210023)

一、引　言

匯率傳遞效應(yīng)指名義匯率變動(dòng)對(duì)一國(guó)進(jìn)口商品價(jià)格和國(guó)內(nèi)物價(jià)的影響程度。傳統(tǒng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，根據(jù)購(gòu)買力平價(jià)理論和一價(jià)定律，匯率傳遞效應(yīng)應(yīng)該是完全的，即匯率的變動(dòng)會(huì)引起價(jià)格水平等比例發(fā)生變動(dòng)。這意味著匯率具有價(jià)格彈性的功能，它可以通過改變進(jìn)口商品和國(guó)內(nèi)商品的相對(duì)價(jià)格產(chǎn)生支出轉(zhuǎn)換效應(yīng)，因此可以作為調(diào)整外部經(jīng)濟(jì)失衡的重要工具。但是在現(xiàn)實(shí)世界中，由于市場(chǎng)不完美等原因，一價(jià)定律和購(gòu)買力平價(jià)很難成立，因此導(dǎo)致了匯率的不完全傳遞。我國(guó)2005年7月匯率改革以來，人民幣匯率雖然基本呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，但對(duì)外貿(mào)易順差卻一直沒有下降。特別是隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放程度的提高和人民幣匯率浮動(dòng)區(qū)間的加大，國(guó)內(nèi)物價(jià)越來越受到外部沖擊的影響，輸入型通貨膨脹已成為近年一個(gè)困擾理論界與實(shí)務(wù)界的重大問題。為正確制定和實(shí)施貨幣政策，以更好地調(diào)控物價(jià)，我們有必要對(duì)人民幣匯率傳遞效應(yīng)展開全面、深入的研究。

目前，國(guó)內(nèi)外有關(guān)匯率傳遞效應(yīng)的研究非常多。以這些研究為基礎(chǔ)，本文擬在以下幾個(gè)方面做些新的嘗試，以深入研究人民幣匯率傳遞效應(yīng)及其政策含義：第一，本文擬選取2005年7月到2012年12月匯改后的月度數(shù)據(jù)，將供給、需求、貨幣政策等變量?jī)?nèi)生化，并通過使用VAR模型避免單方程回歸中的內(nèi)生性問題，以識(shí)別人民幣名義匯率對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的傳遞效應(yīng)。第二，由于我國(guó)沒有公布進(jìn)口價(jià)格指數(shù)，在以往的研究文獻(xiàn)中大多是通過單位值法來構(gòu)造或者通過加權(quán)平均我國(guó)主要貿(mào)易伙伴國(guó)的出口價(jià)格指數(shù)作為我國(guó)的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)。但是通過構(gòu)造所得到的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)難免會(huì)有一定偏差，并不能夠很好地代表進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的變化。本文擬采用進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)來反映一個(gè)國(guó)家進(jìn)口商品價(jià)格的變動(dòng)趨勢(shì)以及影響程度的動(dòng)態(tài)相對(duì)數(shù)，以更全面地代表進(jìn)口商品價(jià)格的變化。第三，本文擬先分別研究匯率沖擊對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的影響并比較效應(yīng)大小，然后對(duì)比前人的相關(guān)研究成果，甄別研究結(jié)論的異同并分析其產(chǎn)生的原因。第四，由于我們研究樣本的時(shí)間周期中發(fā)生了美國(guó)次貸金融危機(jī)這一特殊事件，因此本文擬以此為視角，對(duì)金融危機(jī)環(huán)境對(duì)人民幣匯率傳遞效應(yīng)有無顯著影響這一問題展開專門研究。本文具體內(nèi)容安排如下：第一部分引言；第二部分簡(jiǎn)要回顧匯率傳遞相關(guān)文獻(xiàn)；第三部分描述數(shù)據(jù)并建立VAR模型；第四部分實(shí)證研究人民幣匯率傳遞效應(yīng)，并對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分研究金融危機(jī)背景下的人民幣匯率傳遞效應(yīng)，比較不同時(shí)期人民幣匯率傳遞效應(yīng)大小及產(chǎn)生原因；第六部分總結(jié)全文，并挖掘其政策含義。

二、文獻(xiàn)回顧

匯率傳遞效應(yīng)的研究最初是從微觀角度開始的。Mann(1986)[1]認(rèn)為在一個(gè)不完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)中，匯率的變化會(huì)導(dǎo)致需求發(fā)生變化，因此，廠商會(huì)調(diào)整自己的利潤(rùn)來穩(wěn)定價(jià)格，避免價(jià)格的波動(dòng)對(duì)自己的產(chǎn)品造成沖擊。Krugman(1987)[2]提出的市場(chǎng)定價(jià)(Pricing to marketing，簡(jiǎn)稱PMT)理論則認(rèn)為，由于市場(chǎng)的不完美性，當(dāng)匯率發(fā)生變化時(shí)，出口廠商為維持市場(chǎng)份額和利潤(rùn)，可以通過調(diào)整成本加成的方法來穩(wěn)定出口價(jià)格，而不是按匯率變化等比例地改變出口價(jià)格，因而匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格產(chǎn)生了不完全的傳遞效應(yīng)。Baldwin(1988)[3]指出，由于匯率波動(dòng)的不確定性，企業(yè)在進(jìn)入某一市場(chǎng)時(shí)一般都會(huì)存在沉沒成本，因此要使出口商減少出口商品的供應(yīng)，需要提高出口商品的價(jià)格，同時(shí)需要進(jìn)口國(guó)貨幣大幅貶值，從而導(dǎo)致匯率的不完全傳遞。Fisher(1989)[4]考察了廠商定價(jià)策略對(duì)匯率傳遞的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不同的匯率制度以及不同的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)都會(huì)影響一國(guó)的定價(jià)策略，因此，不同的匯率制度以及不同的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)將導(dǎo)致不同的匯率傳遞。Goldberg and Knetter(1997)[5]運(yùn)用產(chǎn)業(yè)組織理論對(duì)匯率傳遞效應(yīng)進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不完全競(jìng)爭(zhēng)條件下，企業(yè)實(shí)行的國(guó)際價(jià)格歧視導(dǎo)致匯率變化對(duì)價(jià)格的不完全傳遞性。

相對(duì)于微觀方面，從宏觀方面的研究還是一個(gè)比較新的視角，傳統(tǒng)的開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)建立在完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)和購(gòu)買力平價(jià)的基礎(chǔ)上。Obstfeld and Rogoff(1995)[6]指出，如果用生產(chǎn)國(guó)貨幣定價(jià)，匯率變化傳遞就是完全的。相反，如果用當(dāng)?shù)刎泿哦▋r(jià)，則匯率是完全不傳遞的。Taylor(2000)[7]從通貨膨脹的角度對(duì)匯率傳遞效應(yīng)進(jìn)行研究，他指出在考慮定價(jià)的滯后性以及廠商的壟斷競(jìng)爭(zhēng)行為后，低的通貨膨脹率將會(huì)導(dǎo)致匯率的較低傳遞率。Mccarthy(2000)[8]考慮到商品流通鏈的影響，認(rèn)為進(jìn)口品可以看成是在最后消費(fèi)品的中間產(chǎn)品，在被送到消費(fèi)者之前需要一些配送環(huán)節(jié)，這些環(huán)節(jié)需要花費(fèi)相當(dāng)?shù)牟豢少Q(mào)易要素的投入，如市場(chǎng)營(yíng)銷、配送等環(huán)節(jié)，這樣消費(fèi)品中只有一部分是來自進(jìn)口，因此商品流通鏈弱化了匯率傳遞效應(yīng)。Devereux and Engel(2003)[9]指出，如果貨幣的增長(zhǎng)率波動(dòng)相對(duì)較低，則匯率的傳遞程度也低。波拉德研究了美國(guó)29個(gè)電子產(chǎn)業(yè)的匯率傳遞效應(yīng)，得出結(jié)論是，名義匯率波動(dòng)的幅度越大，則匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞效應(yīng)就越顯著，因此匯率傳遞效應(yīng)與匯率變動(dòng)幅度之間正相關(guān)。高斯從一個(gè)國(guó)家對(duì)外開放性來研究匯率傳遞效應(yīng)，指出如果一個(gè)國(guó)家對(duì)外開放度越高則匯率傳遞效應(yīng)就越大。相反，如果一個(gè)國(guó)家的對(duì)外開放度低，其匯率傳遞效應(yīng)就低?？柊矎囊粐?guó)經(jīng)濟(jì)的周期性解釋了匯率的不完全傳遞。得出的結(jié)論是：在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，匯率的傳遞效應(yīng)比較大；而在經(jīng)濟(jì)的蕭條時(shí)期，匯率的傳遞效應(yīng)比較小。古斯特從對(duì)外貿(mào)易角度來解釋匯率的低傳遞率，認(rèn)為低的貿(mào)易成本帶來的貿(mào)易整合導(dǎo)致匯率的不完全傳遞。Iyabo Masha and Chanho Park(2012)[10]用VAR模型研究了匯率變化在馬爾代夫的價(jià)格傳遞效應(yīng)，結(jié)果表明匯率傳遞效應(yīng)是不完全的，并且對(duì)于生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)的傳遞大于對(duì)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的傳遞。[11]

國(guó)內(nèi)也有一些學(xué)者實(shí)證研究了人民幣匯率傳遞效應(yīng)。畢玉江，朱鐘棣(2007)[12]采用協(xié)整與誤差修正模型研究了人民幣名義有效匯率對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格水平的影響，得出的結(jié)論是：人民幣匯率變化對(duì)進(jìn)口價(jià)格指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的傳遞都是不完全的。封北麟(2006)[13]經(jīng)驗(yàn)估計(jì)了人民幣名義有效匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)及其分類指數(shù)的傳遞效應(yīng)。結(jié)論表明：在我國(guó)，匯率傳遞效應(yīng)不顯著，不同行業(yè)的匯率傳遞效應(yīng)存在顯著差別。陳六傅，劉厚俊(2007)[14]利用VAR模型研究人民幣名義有效匯率變化對(duì)進(jìn)口價(jià)格指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的影響，得出的基本結(jié)論是匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口價(jià)格指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的傳遞是不完全的并且存在一定的時(shí)滯，其中對(duì)進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞大于對(duì)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的傳遞。許偉，傅雄廣(2008)[15]利用滾動(dòng)回歸方法研究指出，人民幣名義有效匯率變化對(duì)進(jìn)口價(jià)格指數(shù)的傳遞是不完全的并且內(nèi)生于一國(guó)的通貨膨脹。金山，汪前元(2011)[16]用向量自回歸模型實(shí)證分析外部沖擊對(duì)國(guó)內(nèi)CPI的影響，結(jié)果表明人民幣名義有效匯率對(duì)CPI的傳遞率比較低，外部沖擊只解釋了CPI變化的25%。胡日東，李文星(2011)[17]利用VAR模型實(shí)證研究了匯改后人民幣匯率變化的價(jià)格傳遞效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)人民幣升值對(duì)降低國(guó)內(nèi)通貨膨脹有比較強(qiáng)的解釋力。傅強(qiáng)，吳卯會(huì)(2011)[18]利用SVAR模型，實(shí)證研究人民幣名義有效匯率對(duì)國(guó)內(nèi)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)。得出結(jié)論：匯率沖擊對(duì)3類價(jià)格的傳遞都是不完全的，并且是沿著商品流通鏈遞減的。

三、數(shù)據(jù)與模型

(一)數(shù)據(jù)描述

本文所用的VAR模型包括以下6個(gè)變量：

1. 石油的美元價(jià)格(oil)：代表純粹的供給沖擊，而不是匯率波動(dòng)的沖擊，數(shù)據(jù)來源于美國(guó)政府的能源信息管理局。[19]

2. 產(chǎn)出缺口(rgdp)：反應(yīng)需求沖擊可能對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格產(chǎn)生的影響。由于我國(guó)沒有公布GDP的月度數(shù)據(jù)，本文以工業(yè)增加值作為GDP的代理變量，并對(duì)工業(yè)增加值做X12季節(jié)調(diào)整，然后用HP濾波生成工業(yè)增加值的循環(huán)因子作為產(chǎn)出缺口的代理變量。工業(yè)增加值的原始數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

3. 貨幣供應(yīng)量(M2)：反應(yīng)貨幣政策對(duì)匯率傳遞效應(yīng)可能產(chǎn)生的影響。[20]由于貨幣當(dāng)局會(huì)隨著匯率的波動(dòng)做出反應(yīng)，這種反應(yīng)會(huì)最終體現(xiàn)在貨幣政策和通貨膨脹中，因此把貨幣供應(yīng)量考慮到模型中來。本文采用廣義的貨幣供應(yīng)量M2，并對(duì)其進(jìn)行了X12季節(jié)調(diào)整，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

4. 人民幣名義有效匯率(neer)：以進(jìn)出口份額為權(quán)重對(duì)我國(guó)主要貿(mào)易國(guó)雙邊匯率做加權(quán)平均，采用間接標(biāo)價(jià)法，使用有效匯率能夠綜合反映其影響，數(shù)據(jù)來源于國(guó)際清算銀行(BIS)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

5. 消費(fèi)物價(jià)指數(shù)(cpi)：本文以2005年7月作為定基，對(duì)所有年份的消費(fèi)物價(jià)指數(shù)數(shù)據(jù)都進(jìn)行了相應(yīng)調(diào)整，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

6. 進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)(ipi)：由于我國(guó)沒有公布進(jìn)口價(jià)格指數(shù)，在以往的研究文獻(xiàn)中，大部分都是通過構(gòu)造得到進(jìn)口價(jià)格指數(shù)，所得到的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)難免會(huì)有一定的偏差，本文采用進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

以上數(shù)據(jù)除產(chǎn)出缺口外，所有變量都取自然對(duì)數(shù)。

(二)計(jì)量模型

下面是擬建立的VAR模型：

(1)

(2)

A(L)Zt=m+(∑t∑t')=I

(3)

由于我們的VAR系統(tǒng)中包含6個(gè)變量，所以需要15個(gè)[k(k-1)/2]限制條件來識(shí)別唯一的B。給定變量在VAR中的排列順序，則橋萊斯基信息向量分解矩陣便能唯一確定。由于石油的外生性最強(qiáng)，所以把石油排在第一位。VAR中變量的順序?yàn)椋?/p>

△oil→rgdp→△M2△→△neer→△ipi→△cpi

結(jié)構(gòu)式殘差與簡(jiǎn)化式殘差之間的關(guān)系可表示為：

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)單位根檢驗(yàn)

由于時(shí)間變量的平穩(wěn)性是進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析的前提，因此本文對(duì)6個(gè)變量的水平值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。從表1中可以看出，除rgdp以外，其余變量的水平值都沒有通過ADF檢驗(yàn)，表明其余5組序列均存在單位根，為非平穩(wěn)序列。于是對(duì)這5組變量的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明這5組變量的一階差分都通過ADF檢驗(yàn)，因此5組序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即lnoil、lnm2、lnneer、lnipi、lncpi為一階單整序列。為了研究變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，使用向量自回歸模型(VAR)以及脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。本文根據(jù)LR判斷準(zhǔn)則，VAR模型的滯后期選擇第3變量組。

表1　單位根檢驗(yàn)

(二)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

表2列出了一些變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。從表2中可看出，人民幣有效匯率指數(shù)是進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的格蘭杰原因，同樣進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)也是人民幣有效匯率指數(shù)的格蘭杰原因，他們之間存在雙向影響關(guān)系。

表2　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

(三)脈沖響應(yīng)函數(shù)

在上述識(shí)別方法的基礎(chǔ)上，圖1給出了一個(gè)單位的匯率沖擊對(duì)于進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的影響。由于本文的6個(gè)變量中除了產(chǎn)出缺口外，其余變量都取了自然對(duì)數(shù)，因此如果將結(jié)構(gòu)沖擊正規(guī)化為1，那么其他變量在受到?jīng)_擊后的變化值就可以近似地看成是彈性值。從圖1可以看出，進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)對(duì)匯率沖擊的反應(yīng)基本上都是負(fù)向的。具體來看，一個(gè)百分比的匯率沖擊在第27個(gè)月導(dǎo)致進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)的下降幅度最大，為0.026481%，長(zhǎng)期則維持在0.026456%左右的水平。消費(fèi)物價(jià)指數(shù)對(duì)匯率沖擊的反應(yīng)比較緩慢，并且存在一定的時(shí)滯，在匯率沖擊的第28個(gè)月出現(xiàn)最大下降幅度，為0.004737%，此后一直維持在0.004735%左右的水平。從置信區(qū)間中可以看出，人民幣匯率變化對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的沖擊雖然具有統(tǒng)計(jì)顯著性，但沖擊的程度很小，而且是不完全的。

圖1　一個(gè)正向匯率沖擊的累計(jì)脈沖響應(yīng)(2005.7——2012.12)

(四)方差分解

在上節(jié)中，我們用脈沖響應(yīng)函數(shù)得到進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)對(duì)人民幣名義有效匯率的響應(yīng)程度，接下來我們對(duì)二者的預(yù)測(cè)誤差進(jìn)行方差分解，以此來了解各變量沖擊在解釋二者波動(dòng)中的貢獻(xiàn)度。從表3中可以看出，進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)的方差主要是由其自身變化所引起的。除此之外，石油沖擊對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)的解釋力最大，從第12個(gè)月起石油沖擊對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)的解釋力基本維持在13.70%左右的水平。其次是消費(fèi)物價(jià)指數(shù)和產(chǎn)出缺口，他們對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)變化的解釋力從第12個(gè)月起分別維持在11.18%和10.08%左右水平。同樣，消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的方差變化也主要受其自身變化的影響，而石油沖擊、匯率沖擊從第12個(gè)月起基本均可以解釋8.8%左右的消費(fèi)物價(jià)指數(shù)變化。在本文中，匯率沖擊對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)方差波動(dòng)的解釋力比對(duì)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)方差波動(dòng)的解釋力小，這和陳六福、劉厚俊(2007)[14]的研究結(jié)果相近，但與我們普遍認(rèn)為匯率傳遞沿著商品鏈遞減的觀點(diǎn)出現(xiàn)相悖。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的主要原因可能在于：第一，進(jìn)口商品價(jià)格對(duì)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的影響在整個(gè)商品流通鏈被弱化了。第二，消費(fèi)物價(jià)指數(shù)不僅僅受進(jìn)口商品影響，還受出口商品影響。譬如，如果國(guó)內(nèi)的需求不變，而國(guó)外消費(fèi)者的需求增加，這時(shí)出口的增加就有可能拉動(dòng)本國(guó)商品價(jià)格上升，從而對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)品的價(jià)格水平產(chǎn)生影響。第三，近年來我國(guó)貨幣供應(yīng)量持續(xù)增加，這可能直接引起了我國(guó)國(guó)內(nèi)物價(jià)水平的上升。第四，我國(guó)進(jìn)口產(chǎn)品的組成和結(jié)構(gòu)也可能是導(dǎo)致這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因。我國(guó)進(jìn)口的主要是高科技產(chǎn)品和能源類產(chǎn)品，這些產(chǎn)品存在需求剛性，他們的匯率彈性較小。相反，一般消費(fèi)品由于消費(fèi)量較大、價(jià)值較小且替代產(chǎn)品較多，因此在經(jīng)濟(jì)日益開放的條件下，容易受到匯率波動(dòng)的影響，匯率彈性較大。

表3　進(jìn)口價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)預(yù)測(cè)誤差的方差分解

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在VAR模型中，識(shí)別順序?qū)γ}沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解有很重要的影響，所以本文考察了兩種備擇的橋萊斯基分解次序，以驗(yàn)證上述基本分解次序得出的結(jié)果是否具有穩(wěn)健性。由于石油的外生性最強(qiáng)，因此還是排在最前面，而本文考慮的是匯率變化對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格的影響，因此進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)還是排在最后，且位置不變。以下是兩種備擇的順序：

1.△oil→△neer→rgdp→△M2→△ipi→△cpi

2.△oil→rgdp→△M2→rgdp→△neer→△ipi→△cpi

表4為備擇的橋萊斯基分解次序的進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的累計(jì)脈沖響應(yīng)情況。從表4中可以看出，備擇的橋萊斯基分解估計(jì)次序的ipi和cpi的累計(jì)脈沖響應(yīng)情況與上述得出的結(jié)論基本相同：匯率沖擊對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)的沖擊是負(fù)向的，并且在第24個(gè)月下降幅度最大，為0.028；匯率沖擊對(duì)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的沖擊也是負(fù)向的，沖擊的最大月出現(xiàn)在第24個(gè)月，幅度為0.0054；匯率沖擊對(duì)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的影響很小，并且存在一定的時(shí)滯。綜上所述，由橋萊斯基分解次序得出的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 備擇識(shí)別順序估計(jì)下累計(jì)脈沖響應(yīng)

五、金融危機(jī)下人民幣匯率傳遞效應(yīng)

上文研究的是2005年7月至2012年12月期間的人民幣匯率傳遞效應(yīng)，它包括自2007年8月起至今由美國(guó)次貸金融危機(jī)所引起的全球金融危機(jī)這一特殊時(shí)期。為了驗(yàn)證這次金融危機(jī)對(duì)人民幣匯率傳遞效應(yīng)有無特別影響，本文進(jìn)一步選取進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)結(jié)構(gòu)性變化為突變點(diǎn)對(duì)此展開研究。這里遵循斯魯茲的做法，采用單變量自回歸模型模擬進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)生成過程，然后利用該數(shù)據(jù)生成過程檢驗(yàn)兩種指數(shù)的突變點(diǎn)，具體模型為：

我們采用標(biāo)準(zhǔn)的Wald結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)方法，利用連續(xù)Wald檢驗(yàn)所有現(xiàn)在的突變點(diǎn)，最后選擇具有最大Wald統(tǒng)計(jì)值的突變點(diǎn)作為進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的突變點(diǎn)。通過連續(xù)的Wald檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)在2007年8月和2011年3月Wald統(tǒng)計(jì)值出現(xiàn)最大值，進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)在此期間的平均值為103.61，消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的平均值為101.60。整個(gè)樣本期間的進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)的平均值為105.66，消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的平均值為101.31。進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)確實(shí)下降了。所以我們選取2007年8月和2011年3月作為子樣本區(qū)間，考察子區(qū)間和整體樣本區(qū)間的匯率傳遞效應(yīng)有無顯著的變化。圖2為子樣本期間的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

圖2　一個(gè)正向匯率沖擊的累計(jì)脈沖響應(yīng)(2007.8-2011.3)

圖2中可以看出，金融危機(jī)期間進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)對(duì)于匯率的整體沖擊趨勢(shì)是一致的，基本都是下降的趨勢(shì)：在金融危機(jī)期間進(jìn)口價(jià)格從第4個(gè)月起就下降了0.0226，進(jìn)口價(jià)格在第12個(gè)月下降最大為0.0545，消費(fèi)者價(jià)格在第12個(gè)月下降最大，為0.0102，此后一直維持在這一水平。與整個(gè)樣本期間的數(shù)據(jù)相比，顯然在金融危機(jī)期間，進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)對(duì)匯率沖擊反應(yīng)的時(shí)間效應(yīng)和數(shù)量效應(yīng)都變大了。為什么會(huì)出現(xiàn)這一現(xiàn)象？原因在于：第一，中國(guó)的匯率市場(chǎng)化以及對(duì)外開放是一個(gè)漸進(jìn)的過程，因此對(duì)資源配置的力度以及浮動(dòng)彈性將會(huì)隨著匯率體制改革的深入而不斷深化。雖然匯率變動(dòng)對(duì)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)的影響程度可能隨著改革而出現(xiàn)差異，但總體趨勢(shì)應(yīng)該是匯率傳遞效應(yīng)越來越強(qiáng)；第二，目前國(guó)際上大多數(shù)資源性產(chǎn)品都是以美元定價(jià)的，金融危機(jī)期間量化寬松貨幣政策使美元泛濫，引起美元大幅貶值，從而直接導(dǎo)致資源性產(chǎn)品價(jià)格上漲。而隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，我國(guó)對(duì)原油、鐵礦石等資源性產(chǎn)品的進(jìn)口需求數(shù)量和剛性都越來越大，因此只能被迫接受這些商品價(jià)格的上漲。作為重要的中間產(chǎn)品，資源性產(chǎn)品價(jià)格上漲將推動(dòng)生產(chǎn)成本上升，進(jìn)而影響消費(fèi)品價(jià)格，最終形成輸入型通貨膨脹。

六、結(jié)論和啟示

本文利用2005年7月至2012年12月的月度數(shù)據(jù)，分別研究了匯率沖擊對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的影響，并針對(duì)美國(guó)次貸危機(jī)這一特殊事件，對(duì)金融危機(jī)環(huán)境是否影響人民幣匯率傳遞效應(yīng)這一問題展開專門研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

(一)人民幣匯率對(duì)進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)的傳遞效應(yīng)很小且存在一定的時(shí)滯。這意味著企圖通過匯率的支出轉(zhuǎn)換效應(yīng)來調(diào)節(jié)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易失衡的做法其效果可能不顯著，因此，政府應(yīng)該尋找其他方法來改變我國(guó)長(zhǎng)期以來的持續(xù)貿(mào)易順差結(jié)構(gòu)。

(二)與進(jìn)口商品價(jià)格總指數(shù)相比，消費(fèi)物價(jià)指數(shù)受人民幣匯率變化的影響更小且同樣具有較長(zhǎng)的時(shí)滯。這意味著通過人民幣升值來抑制通貨膨脹的作用很有限，為穩(wěn)定物價(jià)，政府應(yīng)該把重點(diǎn)放在解決流動(dòng)性過剩和結(jié)構(gòu)失衡等國(guó)內(nèi)因素上面。

(三)雖然金融危機(jī)環(huán)境沒有改變?nèi)嗣駧艆R率傳遞的趨勢(shì)，但放大了人民幣匯率傳遞效應(yīng)。如果再考慮到當(dāng)前國(guó)內(nèi)外有關(guān)人民幣升值預(yù)期普遍較為強(qiáng)烈這一因素，則在后金融危機(jī)時(shí)代中國(guó)更應(yīng)實(shí)施穩(wěn)健的匯率政策，以最大限度地降低人民幣匯率傳遞效應(yīng)。

(四)人民幣匯率傳遞效應(yīng)總體較小，表明我國(guó)物價(jià)抵御匯率沖擊的能力比較強(qiáng)。我國(guó)應(yīng)抓住這一有利時(shí)機(jī)，一方面繼續(xù)深化匯率制度改革，加快人民幣國(guó)際化步伐；另一方面，實(shí)行相對(duì)獨(dú)立的貨幣政策，為國(guó)內(nèi)提供一個(gè)良好的物價(jià)環(huán)境。

[參考文獻(xiàn)]

[1]Mann.Prices，ProfitsMarginsandExchangeRates[J].FederalReserveBulletin，1986，(2).

[2]Krugman.PricingtoMarketWhentheExchangeRateChanges[R].NBERWorkingPaper，1987.

[3]Baldwin.HysteresisinImportPrices:TheBeachheadEffect[J].AmericanEconomicReview，1988，(7).

[4]Fisher.AModelofExchangeRatePass-Through[J].JournalofInternationalEconomics，1989，(6).

[5]GoldbergandKnetter.GoodsPricesandExchangeRates:WhatHaveWeLearned[J].JournalofEconomicLiterature，1997，(3).

[6]ObstefeldandRogoff.TheSixMajorPuzzlesinInternationalMacroeconomics:IsThereaCommonCause[Z].NBERMacroeconomicsAnnual，1995，(3).

[7]Taylor.LowinflationpassthroughandthepricingpowerofFims[J].EuropeanEconomicReview，2000，(7).

[8]Mccarthy.Pass-ThroughofExchangeRatesandImportPricestoDomesticInflationinsomeIndustralisedEconomies[R].FederalReserveBankofNewYork，2000.

[9]DevereuxandEngel.ExchangeRatePassThrough,ExchangeRateVolatilityandExchangeRateDisconnect[J].JournalofMonetaryEconomics,2003,(4).

[10]IyaboMashaandChanhoPark.ExchangeRatePassThroughToMaldives[R].IMFWorkingpaper，2012.

[11]Ehsanu.ChoudhriandDalias.Hakura.ExchangeRatePass-ThroughtoImportandExportPrices:TheRoleofNominalRigiditiesandCurrencychoice[R].IMFworkingpaper，2012.

[12]畢玉江，朱鐘棣.人民幣匯率變動(dòng)的價(jià)格傳遞效應(yīng)[J].財(cái)經(jīng)研究，2007，(7).

[13]封北麟.匯率傳遞效應(yīng)與宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)通貨膨脹的影響分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2006，(12).

[14]陳六福，劉厚俊.人民幣匯率的價(jià)格傳遞效應(yīng)研究[J].金融研究，2007，(4).

[15]許偉，傅雄廣.人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)價(jià)格水平的傳遞[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008，(7).

[16]金山，汪前元.外部沖擊的傳遞效應(yīng)與中國(guó)的通貨膨脹——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011，(11).

[17]胡日東，李文星.匯改后人民幣匯率的價(jià)格傳遞效應(yīng)研究——以2005年7月匯率制度改革為界[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2011，(9).

[18]傅強(qiáng)，吳卯會(huì).人民幣匯率的價(jià)格傳遞效應(yīng)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2011，(7).

[19]郭樹華，李勁松.我國(guó)外匯儲(chǔ)備高速增長(zhǎng)的深層次成因分析[J].思想戰(zhàn)線，2013，(2).

[20]王旭.人民幣匯率傳遞與中國(guó)國(guó)際收支[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2013，(3).