越大志

(廈門工學(xué)院商學(xué)院，福建 廈門 361021)

面對全球經(jīng)濟增速放緩，國內(nèi)進一步疏通貨幣政策傳導(dǎo)機制，繼續(xù)采用靈活協(xié)調(diào)有力措施，為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和高質(zhì)量發(fā)展?fàn)I造適宜的貨幣金融環(huán)境，適度增加中長期流動性供應(yīng)，保持流動性合理充裕。貨幣市場利率整體下行，物價指數(shù)也逐漸上揚。作為發(fā)展中的國家，特別是在經(jīng)濟金融全球化和不斷深化改革的背景下，中國水產(chǎn)品價格波動時而發(fā)生。隨著人民幣匯率波動的逐漸加大，人民幣匯率傳遞對國內(nèi)水產(chǎn)品價格的影響必將引起水產(chǎn)品需求者的關(guān)注。為此，本文著重從匯率波動對價格影響的機制出發(fā)，以理論和實證兩個方面對人民幣匯率水平及其波動性對我國水產(chǎn)品進口價格的影響進行研究，對合理調(diào)控水產(chǎn)品市場、有序擴大水產(chǎn)品經(jīng)濟以及完善匯率制度改革等方面具有重要的意義。

1 文獻(xiàn)梳理

二十世紀(jì)六七十年代浮動匯率取代固定匯率制度后，在新的國際貿(mào)易金融關(guān)系中，匯率傳遞機制逐漸成為國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的熱點。關(guān)于匯率波動對進口商品價格傳遞影響的研究中，Pollard等[1]利用匯率(8種)對美國29類不同行業(yè)進口產(chǎn)品價格進行分析，得出匯率波動對進口商品價格具有異質(zhì)性影響，且程度不同。在國家層面上，不僅是類型不同的國家，比如新興市場和發(fā)達(dá)國家，匯率波動對進口商品價格的傳遞效應(yīng)存在差異，即便是同類型的發(fā)展中國家或發(fā)達(dá)國家(美國、英國和法國)，匯率波動的傳遞效應(yīng)也存在同類現(xiàn)象[2-3]。

在國內(nèi)研究方面，最早研究人民幣匯率與價格關(guān)系的學(xué)者是王定波等[4]，研究中強調(diào)人民幣匯率下調(diào)對物價的負(fù)效應(yīng)并提出了解決對策。在人民幣匯改之后，一些學(xué)者開始通過相關(guān)指數(shù)對人民幣匯率波動進行研究。在適度改革開放條件下，人民幣匯率變動對消費者價格指數(shù)(CPI)具有傳遞效應(yīng)。名義有效匯率與消費者價格指數(shù)在長期內(nèi)是協(xié)整的，且匯率的上升會導(dǎo)致CPI的下降；而短期對CPI的沖擊具有滯后效應(yīng)[5]；并且，進口價格(1994—2007年季度數(shù)據(jù))與人民幣匯率表現(xiàn)在形式上具有負(fù)相關(guān)性，彈性之比為0.52%，并且指出人民幣匯率對不同消費品價格的傳遞率存在顯著差異，其中對食品、家庭設(shè)備類消費品價格的傳遞程度明顯高于對其他類消費品價格的傳遞程度[6]。采用單位值方法也表明人民幣匯率變動對進口商品價格(1995—2005年月度數(shù)據(jù))存在長期負(fù)相關(guān)性[7]。而劉志偉[8]采用向量自回歸模型對人民幣與農(nóng)產(chǎn)品價格(2005—2011年季度數(shù)據(jù))進行研究，結(jié)果表明各變量間存在長期的協(xié)整關(guān)系，人民幣升值對農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲具有顯著的推動效應(yīng)。

若從外部沖擊的視角來研究進口價格、消費者價格與各相關(guān)因素長期均衡的關(guān)系，則可得出長期內(nèi)匯率是影響進口價格指數(shù)的顯著因素，但對消費者價格波動的影響并不明顯，而匯改后匯率波動對國內(nèi)進口價格和消費者價格的傳遞效率有所提高，調(diào)節(jié)作用逐步增強[9]。

有效匯率在時變參數(shù)向量自回歸(TVP-VAR)模型中變動會造成進口價格和生產(chǎn)者價格的短期波動，但是對消費者價格波動的解釋力有限，不同時點的脈沖響應(yīng)并沒有發(fā)現(xiàn)匯率傳遞效應(yīng)發(fā)生了明顯的結(jié)構(gòu)變化[10]。

在人民幣匯率變動對價格影響的宏觀研究過程中，也有學(xué)者提出其對行業(yè)進口價格帶來的影響，比如丁存振等[11]、潘長春[12]探索了人民幣匯率變動對中國農(nóng)產(chǎn)品進口價格的動態(tài)影響，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品價格的傳遞效應(yīng)具有明顯的時變波動增加特征，且對農(nóng)產(chǎn)品進口價格的傳遞效應(yīng)最大。人民幣匯率對價格的傳遞作用是不完全的，匯率傳遞不僅存在一定的時滯，而且其作用強度沿著商品流動鏈依次遞減。人民幣匯率波動對鮮干水果及堅果和大豆等進口價格波動影響較弱，而對食用植物油的進口價格波動影響較強，脈沖響應(yīng)時期具有非同期性[13]。

然而，有關(guān)人民幣匯率波動影響水產(chǎn)品進口價格的文獻(xiàn)卻較少，陳偉[14]討論了人民幣匯率變動對水產(chǎn)品貿(mào)易所產(chǎn)生的效應(yīng)，包括對于加工貿(mào)易和當(dāng)進出口商品需求彈性之和小于1時，人民幣升值會促進出口；人民幣升值有利于改善我國水產(chǎn)品的貿(mào)易條件使社會福利增加；人民幣升值會使我國水產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模增大；龍志軍等[15]對我國水產(chǎn)品出口貿(mào)易進行了實證分析。

綜上可見，關(guān)于人民幣匯率波動影響水產(chǎn)品進口價格的文獻(xiàn)絕大多數(shù)聚焦于進口價格、出口貿(mào)易角度，對影響進口價格的研究隨方法、角度的不同，結(jié)論也略有一些差異。但隨著我國經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，多邊貿(mào)易機制的促進和“一帶一路”倡議、金磚模式的推進，地大物博的中國對水產(chǎn)品的依賴程度將會越來越大。為此，研究匯率波動對我國水產(chǎn)品進口影響具有重要的理論與實際意義。

2 理論模型的構(gòu)建

本部分主要是針對匯率本身及其波動性風(fēng)險勾勒出人民幣對水產(chǎn)品進口價格的影響程度和傳遞的方向。在描述過程中，主要是對進口廠商決策行為進行探討和分析。

為簡單起見，市場分為國內(nèi)市場(D)和國外市場(F)，現(xiàn)假設(shè)國內(nèi)有一個代表性的進口水產(chǎn)品廠商，在本國進行水產(chǎn)品加工生產(chǎn)，數(shù)量為Qd，同時從外國市場以pf購入水產(chǎn)品，數(shù)量為Qf。在本國市場上售出價為pd，企業(yè)獲得的利潤用π表示，因此可以表示為：π=pdQd+αspmQf(1)，(1)式中，α表示銷售價格折算系數(shù)，是將外幣表示的進口價格調(diào)節(jié)成在本國的售出價；s代表以直接標(biāo)價法下的名義有效匯率水平，表示1單位外國貨幣價值等于若干本國貨幣的數(shù)量。

3 對水產(chǎn)品價格的實證模型研究

3.1 模型構(gòu)建

這些影響要素的作用機制也不盡相同，為了研究的便利，對其采用常規(guī)的對數(shù)線性化方式進行研究。又考慮到對數(shù)展開式包含項數(shù)的繁多且又有交叉乘積項，結(jié)合實際數(shù)據(jù)的可獲得性，又結(jié)合研究的需要，本文采用如下對數(shù)模型：

3.2 數(shù)據(jù)的選取與說明

本文采用2005年1月至2019年12月我國水產(chǎn)品進口價格月度數(shù)據(jù)進行實證分析，變量的選取如表1所示。由于數(shù)據(jù)本身的限制，現(xiàn)通過進口額和進口數(shù)量間接獲得進口價格并調(diào)整成價格指數(shù)(數(shù)據(jù)來源于中國海關(guān)網(wǎng)站)；人民幣匯率通過國際清算銀行網(wǎng)站(BIC)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫所得；匯率波動數(shù)據(jù)通過GARCH(1，1)模型獲得條件方差為代表；水產(chǎn)品出口商成本通過水產(chǎn)品出口量和出口額間接獲得，以水產(chǎn)品出口價作為出口商成本的代理變量(數(shù)據(jù)來源于中國海關(guān)網(wǎng)站)；水產(chǎn)品進口需求以消費者滿意指數(shù)作為代理變量(數(shù)據(jù)來源于中國宏觀數(shù)據(jù)網(wǎng))；用我國消費零售價格指數(shù)作為國內(nèi)競爭狀態(tài)的代理變量，表示水產(chǎn)品質(zhì)量的改善和提高(數(shù)據(jù)來源于中國宏觀數(shù)據(jù)網(wǎng))。另外，數(shù)據(jù)處理和模型估計所使用的軟件為Eviews10版本。

表1 模型相關(guān)變量解釋與說明

3.3 計量結(jié)果分析

1)平穩(wěn)性檢驗(ADF)。根據(jù)3.1模型，現(xiàn)需對模型里的各個變量進行平穩(wěn)性檢驗，在常規(guī)的置信水平下(置信度為0.05)，如果檢驗結(jié)果拒絕單位根的零假設(shè)，那么這個變量原水平值就是I(0)過程；如果原水平值的差分序列拒絕零假設(shè)，則為I(1)過程。本文采用ADF檢驗方法，以Akaike Info Criterion作為滯后期選擇的標(biāo)準(zhǔn)。檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 模型各變量ADF檢驗結(jié)果

續(xù)表2

從表2檢驗結(jié)果可知，各個變量數(shù)據(jù)序列的水平值在5%的顯著性水平上都是不平穩(wěn)的，但其一階差分序列平穩(wěn)，這說明這些變量呈現(xiàn)出I(1)序列。

2)協(xié)整關(guān)系檢驗。根據(jù)ADF檢驗結(jié)果可知，這些變量都穩(wěn)定的呈現(xiàn)出I(1)單整性。在社會經(jīng)濟現(xiàn)象當(dāng)中，許多經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，但它們的線性組合很可能成為平穩(wěn)的，也就是說它們存在協(xié)整關(guān)系。為此，本文以Johansen方法對各個變量進行協(xié)整檢驗。結(jié)果如表3所示。

表3 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

根據(jù)表3協(xié)整檢驗結(jié)果可知，在1%顯著性水平上，水產(chǎn)品進口價格指數(shù)、人民幣匯率、匯率波動性、國外出口水產(chǎn)品成本、本國進口水產(chǎn)品的需求和本國國內(nèi)競爭態(tài)勢這6個變量之間存在1個協(xié)整方程。

標(biāo)準(zhǔn)化后的長期協(xié)整方程可表示為：

(5.905 5) (-8.442 7) (2.328 8)(-1.107 4)(-1.236 6)

括號內(nèi)的數(shù)值表示方程(16)中變量系數(shù)的估計T統(tǒng)計量。從標(biāo)準(zhǔn)化后的長期協(xié)整方程可知，水產(chǎn)品進口價格與人民幣匯率、匯率波動風(fēng)險、國外出口商成本、國內(nèi)進口需求、行業(yè)競爭壓力之間具有長期均衡關(guān)系。本文著重關(guān)注影響水產(chǎn)品進口價格指數(shù)的本國名義匯率水平及其波動風(fēng)險。人民幣匯率變動對水產(chǎn)品進口價格的傳遞彈性為0.326 2，即名義有效匯率每變動(上升或下降)1%，水產(chǎn)品的進口價格指數(shù)將反向變化0.326 2%，兩者具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。人民幣匯率波動性風(fēng)險對水產(chǎn)品進口價格的傳遞系數(shù)表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，值為0.321 7，意味著我國水產(chǎn)品進口廠商希望通過進口水產(chǎn)品價格的下降來規(guī)避匯率波動風(fēng)險。這兩個變量的估計系數(shù)與經(jīng)濟理論分析具有一致性：人民幣匯率升值可以抑制進口價格的上升，而匯率波動風(fēng)險適度的降低可以抑制進口價格的上漲。通過實證分析，人民幣匯率和匯率波動風(fēng)險兩個變量綜合凈效應(yīng)為-0.004 5，這意味著匯率對水產(chǎn)品進口價格的傳遞影響還不完全。

外國出口商成本對我國水產(chǎn)品進口價格指數(shù)的影響為-0.039 9，外國成本越高，外國廠商越不愿意出口水產(chǎn)品，消費者轉(zhuǎn)而消費本國水產(chǎn)品，對外國水產(chǎn)品需求的下降，這樣就會造成進口價格的下降；我國進口需求對進口價格指數(shù)影響的系數(shù)為0.027 8，表明我國進口需求量越大，進口價格越高；國內(nèi)對進口產(chǎn)品的競爭壓力系數(shù)為0.074 4，表明國內(nèi)水產(chǎn)品種類越多，消費的替代性相對就大，對國外產(chǎn)品需求下降，這樣對進口價格的影響也就變?nèi)酢?/p>

3)誤差修正模型(ECM)。只要變量自身是非平穩(wěn)的，并且之間存在協(xié)整關(guān)系，就可以構(gòu)建含有協(xié)整約束的VAR模型?；谏鲜鲅芯浚蓸?gòu)建如下形式的誤差修正模型。

式(17)中，用誤差修正(ECM)模型來反映進口價格對長期穩(wěn)定關(guān)系的偏離修正狀態(tài)。結(jié)合國際貿(mào)易匯率調(diào)整時期的常規(guī)做法(滯后期數(shù)為6～12個月)，再結(jié)合誤差修正最佳滯后階數(shù)的方法(比如可決系數(shù)法、AIC、HQ和SC法等)，本文采用滯后12期階數(shù)來實證分析。各期變量滯后狀態(tài)如表4所示。

表4 誤差修正模型滯后狀態(tài)

從表4可以看出，誤差修正項ECM為負(fù)值(t值檢驗通過，顯著性水平較高)，說明人民幣匯率對水產(chǎn)品進口價格具有負(fù)向調(diào)整機制，這種動態(tài)修復(fù)狀態(tài)體現(xiàn)了進口價格指數(shù)受匯率影響的長短期傳遞效應(yīng)大小和程度的過程。

從各變量滯后期調(diào)整的大小可知，水產(chǎn)品進口價格指數(shù)變量滯后8期都為正，各滯后期系數(shù)之和為12.159 9，說明其依賴自身的程度相對較高；名義有效匯率在各期對水產(chǎn)品進口價格的影響都為負(fù)值，說明短期和長期人民幣匯率與進口價格的抑制關(guān)系不變，表現(xiàn)為一種同周期性。匯率波動性風(fēng)險對進口價格指數(shù)的影響連續(xù)11個月為負(fù)值，滯后12期系數(shù)累計之和為-7.208 6，長期進口水產(chǎn)品的企業(yè)對價格波動性風(fēng)險的厭惡程度較高；出口商成本有5期滯后系數(shù)為負(fù)值，其他各期為正值，并且是正負(fù)錯期匹配，累計系數(shù)之和為1.563 9，出口商尋求成本低的國際視野未發(fā)生變化；進口需求從第8滯后期開始傾向于負(fù)向調(diào)整，各滯后期系數(shù)之和為-1.915 4，說明需求對進口價格的影響超調(diào)。進口國競爭壓力系數(shù)在第4、9和10期為正值，其余各期為負(fù)值，調(diào)整的方向不一致，力度也有所差異，這說明在長期內(nèi)我國水產(chǎn)品市場結(jié)構(gòu)具有不完善性。各變量綜合結(jié)果的分析與長期協(xié)整方程得到的結(jié)果相一致，并且與經(jīng)濟理論相符合。

表5 影響變量累計彈性排序

影響進口價格因素滯后表現(xiàn)系數(shù)累計彈性排序如表5所示。從表5可知，人民幣匯率水平的高低對水產(chǎn)品進口價格影響較大，占比84.2%，位居首位；其次為匯率波動性風(fēng)險，占比3.9%，與進口國競爭狀況(占比3.4%)相差0.5個百分點，差異比較??；進口國需求情況位居第四；出口商成本影響較小，占比0.8%，位居最后。

此外，為了實證分析的完整性，本文對誤差修正模型的殘差進行了Jarque-Bera正態(tài)性檢驗，JB值及其P值都符合原假設(shè)，表明殘差滿足正態(tài)分布要求；同時，又進行了拉格朗日乘數(shù)序列相關(guān)LM檢驗，其結(jié)果表明模型殘差不存在自相關(guān)。因此，實證分析相對完整并可信。

4 結(jié)論及建議

本文利用我國水產(chǎn)品進口價格指數(shù)等相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建并分析了匯率水平變動及其波動性風(fēng)險對進口價格傳遞效應(yīng)的理論模型，從而估算出人民幣匯率變動對我國水產(chǎn)品購進價格指數(shù)的傳遞效應(yīng)，強調(diào)人民幣匯率升值能夠有效抑制進口價格上漲是進口水產(chǎn)品的主要影響因素，匯率波動性風(fēng)險與進口價格呈負(fù)相關(guān)。

研究結(jié)論表明：人民幣匯率水平及其波動性風(fēng)險對我國水產(chǎn)品進口價格指數(shù)的影響與理論模型分析相一致，即匯率傳遞在水產(chǎn)品進口價格上有影響，且具有不完全特征。盡管人民幣外匯市場得到完善，但是我國進口商的匯率波動性風(fēng)險承擔(dān)能力和轉(zhuǎn)嫁能力較弱。另外，人民幣的升值將激勵水產(chǎn)品進口，它會在一定程度上造成水產(chǎn)品進口價格的下降。

因此，針對上述的研究結(jié)論，建議：1)構(gòu)建“一帶一路”沿線相關(guān)國家和地區(qū)水產(chǎn)品區(qū)域合作伙伴關(guān)系，利用地緣位置，促進我國水產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)與外國企業(yè)聯(lián)動發(fā)展，優(yōu)勢互補；2)我國水產(chǎn)品的相關(guān)企業(yè)應(yīng)借鑒外國水產(chǎn)品的加工經(jīng)驗，適當(dāng)引進先進的加工設(shè)備，改進水產(chǎn)品工藝水平，以便提高我國水產(chǎn)品深度加工能力，從而減少對進口水產(chǎn)品的依賴，降低波動風(fēng)險；3)企業(yè)應(yīng)做好預(yù)警機制，在人民幣升值過程中，若其對產(chǎn)品的進口價格當(dāng)期影響不大，此時應(yīng)及時調(diào)節(jié)企業(yè)訂單，拓展企業(yè)多元化發(fā)展，調(diào)劑員工崗位，做好長期應(yīng)對準(zhǔn)備；4)當(dāng)匯率升值時，政府應(yīng)在信貸政策上予以對水產(chǎn)品的中小企業(yè)適當(dāng)傾斜，靈活安排，保障企業(yè)資金流動合理充裕。