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“一带一路”背景下人民币汇率变动的进口价格传递效应研究
来源:一起赢论文网     日期:2019-09-05     浏览数:95     【 字体:

 传递的成果主要从国家层面( 陈学彬等,2007) 和行业层面( 曹伟和申宇,2013)开展研究,也有少量文献研究中国与主要贸易伙伴之间的汇率传递效应或基于某一特定港口来研究中国与其他国家之间的汇率传递效应( 胡冬梅等,2010) 。从国家总量层面研究汇率传递效应的文献,研究内容体现为汇率变动对生产者价格指数、进而对国内物价 CPI 的影响。从行业层面研究汇率传递的文献,研究内容主要为汇率变动对行业进口价格或出口价格的影响。目前很少有文献研究省际层面的汇率传递效应。第三,现有研究往往假定汇率传递具有对称性,没有区分贬值和升值不同状态下汇率传递效应大小的省际差异。尽管曹伟和倪克勤( 2010) 从国家层面考察了中国汇率传递效应的非对称性,研究认为相同单位的人民币贬值的汇率传递效应大于升值的传递效应,但该研究没有深入到省际层面,没有考虑外国出口企业面临汇率的波动,在中国不同省份可能采取的差异化定价策略。最后,已有针对国家层面的研究,研究方法主要采用时间序列分析法,而行业层面的研究,则主要采取面板数据模型,得到整体和行业层面的汇率传递效应,没有比较“一带一路”倡议实施以后,汇率传递效应可能存在的前后差异以及“一带一路”倡议对不同省份汇率传递效应的异质性影响。针对上述研究特点,本文从以下几个方面开展新的研究: ( 1) 基于各省主要贸易伙伴存在较大差异这一事实,自行编制省际有效汇率指标。自“一带一路”倡议实施以来,各省与“一带一路”沿线国家双边贸易迅速发展,很多“一带一路”沿线国家成为一些省份的主要贸易伙伴,各省主要贸易伙伴,特别是边疆省份的主要贸易伙伴出现了新变化。因而针对“一带一路”倡议实施之后各省主要贸易伙伴的动态变化来构建了省际人民币有效汇率指数,显得更为必要。容易理解,基于国家层面的汇率传递研究掩盖了不同省份汇率传递效应可能存在的差异,而编制省际有效汇率指数,则有利于揭示有效汇率的省际特征,进而有利于探讨汇率传递效应的省际异质性。( 2) 研究省际汇率传递效应的非对称性特征。鉴于中国各省经济发展水平、对外贸易开放程度、进口贸易结构均存在较大差别,本文猜想,外国出口企业面对不同省份的进口市场,有没有可能针对人民币升值和贬值采取非对称定价策略? 当前人民币汇率进入双向波动“新常态”,未来汇率水平变化和波动幅度很可能进一步增大,在这一背景下,亟需研究人民币汇率传递的非对称性。( 3) 针对各省汇率传递效应的异质性特征,结合以往研究成果( Frankel et al.,2005; 曹伟和倪克勤,2010) ,认为各省进口商品结构的不同,可能导致了汇率传递的省际异质性,对此,本文运用实证分析加以验证。( 4) 考虑到“一带一路”倡议对各省进口商品结构变化可能存在的影响,本文进一步采用双重差分法( DID)比较分析“一带一路”倡议实施前后汇率传递效应的差异。二、文献综述( ) 汇率传递大小以及原因1. 宏观层面的研究国外文献主要基于国家层面研究一国汇率传递效应大小。研究发现体现在以下几个方面: 第一,汇率传递效应短期往往是不完全的,而长期传递效应趋于完全( Goldberg Knetter1997;McCarthy1999; Campa Goldberg2002) 。第二,汇率变动对进口价格的传递效应最大,对生产者价格的影响其次,对国内物价的传递效应最小( McCarthy1999; Ito Sato2008) 。第三,发达国家的汇率传递效应普遍较小( McCarthy1999; Campa Goldberg2002) ,而发展中国家的汇率传递效应普遍偏大( Calvo Reinhart2000; Choudhri Hakura2001) 。国内文献主要研究了汇率变动对国内物价水平的影响以及汇率传递的宏观影响因素( 施建淮等,2008; 许伟和付雄广,2008; 倪克勤和曹伟,2009; 项后军和许磊,2011) 7312019 年第 6 期研究早期国外研究主要分析了美国、日本以及德国等主要发达经济体主要行业的汇率传递效应大小。研究普遍认为,不同国家相同行业的汇率传递效应大小往往存在较大差异; 同一国家不同行业的汇率传递效应大小也不尽相同。比如,Banik Biswas( 2007) 研究了日本、韩国以及加拿大出口至美国的汽车价格与汇率变动的关系,结果表明,美元汇率变动对美国从日韩两国进口汽车的进口价格影响不大; 相比之下,加拿大汽车出口企业对美元汇率变动十分敏感,表现为很高的汇率传递效应。Campa Goldberg( 2002) 研究了主要 OECD 国家食品、能源、原材料、工业制品以及非工业制品等五大行业汇率变动的进口价格传递效应,研究表明,无论是短期还是长期,能源和原材料两大行业的传递效应相较于其他行业更大。国内方面,近年来,汇率传递相关研究进一步深入,研究越来越细化,从行业视角来研究汇率传递的文献越来越多。胡冬梅等( 2010) 基于深圳港 20002008 年高度分解面板数据,分析了汇率变动对不同类型的商品的出口价格传递效应,研究表明,纺织服装等简单技术出口商品的汇率传递效应不完全,机电产品等中高技术商品则存在超汇率传递现象。此外,曹伟等( 2012) 研究了人民币汇率变动对原油进口价格的传递效应以及传递效应的非对称性。曹伟和申宇( 2013) 基于面板数据,运用 GMM 估计方法,兼顾海关行业分类标准以及工业行业分类标准,考察了人民币行业有效汇率变动对 13 个行业进口价格的影响以及汇率传递效应对通货膨胀的影响。3. 汇率传递效应大小的原因研究微观层面,对于汇率传递不完全现象的解释,国外文献主要从以下几个方面开展了研究: 第一,商品价格短期具有粘性,不易调整( Gopinath Rigobon2008) 。第二,出口企业的依市定价策略( pricing to market) 致使企业对不同程度的汇率变化采取不同的成本加成定价,因而导致传递效应不完全( Fitzgerald Haller2012) ①。第三,进口商品的配送成本降低了汇率传递效应( Burstein etal.,2003) 。近年来,随着研究的深入,学术界从企业本身( 如企业业绩表现、企业生产率的不同) 以及企业产品本身的属性来探讨汇率传递的微观成因( Berman et al.,2012; Chatterjee et al.,2013;Chen Juvenal2016) 。此外,研究表明,通货膨胀环境、对外开放程度以及经济总量等宏观因素同样会影响汇率传递效应大小( Campa Goldberg2002; Frankel et al.,2005; Campa Minguez2006;Mallick Marques2012) ( ) 汇率传递效应非对称理论随着对汇率传递问题研究的不断深入,学术界的研究视角出现了另外一个新变化: 从非对称性视角来研究汇率传递效应大小以及与此相应的理论解释。汇率传递的非对性是指一国货币升值一个单位与贬值一个单位对物价水平的影响程度大小有何不同( Pollard Coughlin2004) 。基于非对称视角研究汇率传递的理论分析,主要存在以下两种理论解释( Pollard Coughlin2004) : 一是市场份额说。该学说认为,如果外国出口企业所生产的出口商品需求价格弹性较大,当本国( 商品目的国) 货币贬值时,外国出口企业通过调整成本加成、实施依市定价( PTM) 策略以保持商品在本国的销售价格基本不变( 汇率传递效应趋于零) ,从而可以维持原有的市场份额。然而,当本国货币升值时,外国出口企业保持成本加成不变,外来商品在本国市场的价格下降( 即完全的汇率传递效应) ,这样不仅可以维持原来的市场份额,市场份额还可能因为本国货币升值而增加。二是市场垄断说。市场垄断说认为,本国货币贬值对进口价格的传递效应往往大于升值对进口价格的影响。当本国货币升值时,如果外国企业在本国产品销售市场上具有一定的垄断程度,它们很可能保持以831曹 伟等: “一带一路”背景下人民币汇率变动的进口价格传递效应研究① 比如,为维持现有的市场份额,出口企业可能采取依市定价策略。当汇率波动幅度较小时,企业可能改变成本加成,因而以目的地货币计价的商品价格保持不变,即汇率趋于零传递。格不变,从而可以增加外国企业的利润( 汇兑收益增加) ,此时表现出较低的汇率传递效应或无汇率传递效应; 相反,如果本国货币贬值,外国企业随之提高商品的价格以保持原有利润,此时表现出较高的汇率传递效应。( ) 研究进展评价综上分析不难发现,首先,国内外有关汇率传递的研究,主要集中于国家、行业以及商品三个层面的分析,鲜有文献从省际层面分析汇率传递效应的大小。国外方面,目前仅有少量文献从一个国家不同港口来研究该类问题( Yoshida2010) ; 国内方面,从省际层面分析仅限于徐奇渊( 2012) 的文献。其次,基本没有文献从非对称性视角研究省际人民币汇率传递效应大小以及原因。近年来,人民币汇率步入有升有贬“新常态”,因而基于非对称性视角研究汇率传递可以更加充分揭示汇率传递效应的真实大小。最后,已有研究普遍没有考虑“一带一路”倡议对汇率传递效应的影响。如前文所述,“一带一路”倡议改变了各省的主要贸易伙伴,基于各省主要贸易伙伴的动态变化编制省际有效汇率指标,以研究省际汇率传递效应可能存在的异质性,理应成为重要的研究议题。三、模型及数据( ) 汇率传递理论及非对称性效应理论模型国外对汇率传递问题的研究最早是以厂商利润最大化为理论基础来展开讨论的( Krugman1987) 。随着人们对汇率传递研究的不断深入,无论是基于总量数据的分析,还是基于分解数据( 如行业数据) 的研究,汇率传递理论模型和实证模型的建立大多还是以厂商利润最大化为逻辑起点。比如 Campa Goldberg( 2002) 的研究以及国内学者施建淮等( 2008) 等人的研究。前文提及,随着研究的不断推进,学术界从企业本身( 如企业业绩表现、企业生产率的不同) 以及企业产品的属性( 如产品质量) 来探讨 PTM 行为成为新的理论研究方向。本文发现,最新研究进展主要也是从厂商利润最大化假设出发来研究企业汇率传递效应的。综上,本文借鉴大多数文献的做法( Pollard Coughlin2004) ,推导汇率传递模型。假定存在两个国家本国 H 和外国 F,本国从外国进口商品 XH( 商品数量) ,在本国市场上,外国出口商面临来自本国市场替代品 y 的竞争。本国自外国的进口受进口商品价格、替代品价格以及本国收入水平的影响,即 XH= XH( PHPyIH) ,其中,pH表示以本国货币计价的进口品价格,Py表示本国市场替代品的价格,IH表示本国的收入水平。此外,外国企业在自身国内市场销售自身产品数量为 XF,一般认为,XF= XF( PFIF) ,其中,PF表示外国企业在自身所在国市场销售产品的价格,IF表示外国的收入水平假定生产最终产品 X( 产品 X 的生产地点为 F ) 的中间投入品来自外国和本国两个市场。如果中间品来自 H 国,则中间投入要素价格 w 主要受汇率 e( 一单位 H 国货币等于若干 F 国货币)的影响。产品的生产成本取决于生产数量和要素价格,即 C = C( Xw( e) ) ,其中 X = XF+ XH,假定生产要素成本函数为一次齐次函数,即 C( Xw) = w( e) ( X) 。至此,可以得到外国出口商的利润函数( F 国货币计价) :maxπ = PFXF+ e PHXHw( e) ( X) ( 1)分别对 XFXH求导,得到利润最大化的一阶条件为:PF= w'υF( 2)PH= w'υH( 3)其中,υa=11 1 / εa,εa= -δXaδPaPaX( )aa = FH。υa表示成本加成,εa表示需求价格弹性,w'代表边际成本,当边际成本固定时,w″ = 0,汇率传递公式可表达为:9312019 年第 6 期“一带一路”背景下人民币汇率变动的进口价格传递效应研究*曹 伟 万 谍 金朝辉 钱水土内容提要: 针对“一带一路”倡议实施后各省( 直辖市) 主要贸易伙伴的动态变化,本文构建了省际进口加权有效汇率指数,基于汇率传递非对称性效应理论机制,运用面板数据研究了人民币汇率传递的非对称性效应和省际异质性,并采用双重差分法( DID) 考察了“一带一路”倡议对进口汇率传递效应的影响。研究发现: ( 1) 各省人民币汇率传递效应存在明显的异质性和非对称性,经济越发达的省份,汇率传递效应越低,人民币升值较贬值对大部分省份进口价格传递效应更大。( 2) 各省资本密集型产品的进口占比越大,则人民币贬值促使进口价格上升的幅度越大。( 3) “一带一路”倡议整体上提升了中国在进口市场中的国际定价权,特别是对于劳动密集型产品的进口,中国的定价权大幅提高。论文的政策含义在于: 一是中国进口贸易政策的制定,需要考虑省际汇率传递效应存在的异质性; 二是中国需要大力发展自“一带一路”沿线国家的进口贸易,同时应加大技术创新力度以减轻对欧美市场资本密集型产品的进口依赖程度。关键词: 汇率传递 进口价格 非对称性   “一带一路” 双重差分法( DID)* 曹伟、万谍、钱水土,浙江工商大学金融学院,邮政编码: 310018,电子信箱: caowei4086 @ 163comwandie@ amssaccnqsht@ mailzjgsueducn; 金朝辉,浙江工商大学金融学院硕士研究生,邮政编码: 310018,电子信箱: jinchaohuihz@ 163com。本研究得到了国家社会科学基金青年项目( 16CJY078) 、教育部人文社会科学研究一般项目( 15YJA790002) 、浙江省自然科学基金一般项目( LY17G030007) 以及浙江省自然科学基金一般项目( LY15G030002) 的资助。作者感谢匿名审稿人的宝贵意见,文责自负。一、引 言自 2005 7 月人民币汇率改革以来,有关人民币汇率传递的研究成果日益丰硕。近年来,特别是从 2014 年初开始,人民币对美元汇率中间价一改长期单边升值预期,进入双向波动“新常态”。在新的形势下,人民币汇率传递是否具有新的特征? 值得研究。从近十来年的研究文献来看,已有文献对人民币汇率传递的研究,主要集中于汇率变动对国内物价水平和出口价格水平传递这两个层面,对进口价格水平传递的研究较少。事实上,研究汇率变动对进口价格水平的影响,具有十分重要的现实意义。汇率变动对一国进口价格的传递效应大小,对外国企业而言,一定程度上反映了外国出口企业面对商品目的国货币汇率的变动,对出口商品定价权的大小; 对进口国市场而言,说明了本国进口市场对外来商品定价权的大小。2018 11 5日,首届中国国际进口博览会在上海开幕。习近平总书记在开幕式上发出“共建创新包容的开放型世界经济”的坚定宣言。展望未来,中国政府将进一步提升进口贸易的战略意义。从这个意义上讲,研究进口汇率传递问题对中国进口贸易政策的制定具有重要的借鉴价值。从已有文献来看,有关人民币汇率传递的研究,存在以下几个方面的特点: 第一,汇率传递中的“汇率”,已有文献主要采用 IMF 或者 BIS 公布的人民币名义有效汇率进行实证研究。这一指标是基于全国整体层面得到的,其贸易权重涉及到的贸易伙伴,为国家层面的主要贸易伙伴,没有考虑到各省份( 包括直辖市,以下同) 主要贸易伙伴事实上存在的差别,因而也就没有考虑到各省有效631ERPT ≡δPHδeePH= 1 - ηwe1 - ηυ( )H0 ( 4)其中,ηwe=δwδeew0,ηυH=δυHδPHPHυH0。不难看出,汇率传递取决于边际成本对汇率变化的敏感程度以及成本加成的价格弹性。在间接标价法下,汇率传递值一般为负数,即 H 国汇率升值( e) 降低进口价格; 反之,汇率贬值( e)提高进口价格。以上分析没有考虑到升值和贬值两种不同情形下,外国出口企业可能采取不同的定价策略。对此,可从市场份额说和市场垄断说两个角度进行分析。( 1) 市场份额说如果外国企业的销售目标定位于增加在本国( H ) 的市场份额,一般来说,外国企业对出口产品的定价往往不会超过在 H 国的替代品 y 的销售价格。当 H 国货币升值时,企业保持成本加成不变,则产品在 H 国的销售价格 pH降低; 相反,当 H 国货币贬值时,企业很可能保持 pH不变以维持在 H 国的市场份额,此时无汇率传递效应。汇率传递系数可表述为:ERPT ≡δPHδeePH= 1 - ηwe1 - ηυ( )H0 e( 5)ERPT ≡δPHδeePH= 0 e( 6)( 2) 市场垄断说与市场份额说假设条件不同,由于外国企业在本国产品销售市场上具有一定的垄断地位,外国企业对出口产品的定价很可能超过 H 国的替代产品 y 的销售价格。汇率传递系数可表述为:ERPT ≡δPHδeePH= 1 - ηwe1 - ηυ( )H0 e( 7)ERPT ≡δPHδeePH= 0 e( 8)也就是说,当 PHPyH 国货币贬值时,外国企业很可能维持成本加成不变以提高 pH,此时表现出较高的汇率传递效应; 相反,当 H 国货币升值时,外国出口企业采取保持 pH基本稳定的策略,从而可以增加额外的利润水平( 以外国企业所在国货币计价) ,此时无汇率传递效应。鉴于以上分析和推导,本文借鉴 Ghosh Rajan( 2008) 以及 Pollard Coughlin( 2004) 的建模方法,同时考虑到解释变量的时滞效应和进口价格可能存在的滞后性,在控制变量中增加进口价格的滞后期,建立如下省际进口价格汇率传递模型:mpit= αi+ β1mpit 1+ β2mpit 2+ nj = 0ajerit j+ nj = 0bjwit j+ nj = 0cjgdpit j+ nj = 0djppiit j+ εit( 9)对以上变量均取对数之后进行一阶差分。其中,mp 表示进口价格指数,er 表示省际有效汇率,w 表示省际边际进口成本,gdp 表示各省名义 GDPppi 表示国内替代品价格,i 表示省份,t 表示时间,j 表示滞后阶数。模型( 9) 没有考虑汇率升值和贬值对于进口价格传递可能存在的非对称性,本文借鉴 PollardCoughlin( 2004) 的做法,采用虚拟变量来表示汇率的升值和贬值:At=1 Δlnert00 其他{Dt=1 Δlnert00{其他( 10)因此,考虑汇率的升值和贬值之后的模型( 10) 转变为:041曹 伟等: “一带一路”背景下人民币汇率变动的进口价格传递效应研究= αi+ β1mpit 1+ β2mpit 2+ nj = 0ajAAt jerit j+ nj = 0ajDDt jerit j+ nj = 0bjwit j+ nj = 0cjgdpit j+ nj = 0djppiit j+ εit( 11)( ) 数据来源及变量处理为表述清楚起见,数据来源、变量及数据处理过程列于表 1。样本跨度为 2005 年第一季度至2018 年第一季度共 53 个季度。在以上数据处理过程中,本文通过国研网海关数据库获得各省分国别( 地区) 的进口金额数据。在编制省际进口价格、有效汇率和各省进口边际成本指数时,本文对各省主要贸易伙伴的选择采用了如下方法: 将每个省每个季度从所有贸易伙伴进口金额数据从大到小排序,计算得到每个省每个季度从各个贸易伙伴进口金额与该季度进口总额之比,将占比相加,以累计超过 95% 为限,分别得到每个省每个季度的主要贸易伙伴。之后以各省每个季度的主要贸易伙伴为基础,计算每个省每季度的贸易占比权重,并进一步计算每个省的进口价格指数、有效汇率以及进口边际成本。这一做法考虑了每个省份每个季度贸易对象的时变特征,更加符合实际情况。表 1 数据来源及变量处理说明变量 变量含义 变量说明mp省际进口价格从国研网海关数据库获得各省从主要贸易伙伴的进口贸易额数据,BVD country data 以及 IMF 各国宏观经济数据库公布了世界主要国家或地区的出口价格指数。借鉴曹伟和倪克勤( 2010) 的编制方法,本文将各主要国家或地区的出口价格指数加权平均得到各省的进口价格指数。其权重为每个国家或地区出口至中国某个省份的贸易额与所有主要国家或地区出口至该省份贸易总额之比。最终数据为定基比数据。er省际进口加权有效汇率根据各省主要贸易国家或地区的货币与美元的双边汇率以及人民币与美元的双边汇率,换算得到人民币与这些国家或地区货币的双边汇率,同时将贸易对象国的汇率指数化( 2010 = 100) ,并经过加权处理得到各省有效汇率指数。其中,权重为各省主要贸易国家或地区出口至各省的贸易额除以所有主要贸易国家或地区出口至各省的贸易总额。汇率数据来源于 BVD country data、各省从主要贸易国家或地区的进口数据从国研网海关数据库获得。w各省进口边际成本对中国各省份的主要贸易国家或地区( 同上) PPI 进行加权处理得到各省的进口边际成本。权重的计算方法同省际进口价格处理方法一致。数据来源: 各省主要贸易伙伴的 PPI 来自 BVD country data。最终数据为定基比数据。gdp 各省 GDP 各省国内生产总值原始数据来自中经网统计数据库,为名义值。ppi各省替代品价格替代品价格以各省生产者价格指数作为替代变量。各省生产者价格指数原始同比以及环比数据来自中经网统计数据库。最终数据为定基比数据。四、人民币汇率传递的非对称效应: 基于省际层面的分析( ) 面板数据平稳性检验以及变量滞后阶数选取①在实证分析之前,需要对面板数据的平稳性进行检验,本文采用 XtfishierLevinlinIPS 三种方法进行滞后两阶的单位根检验。结果均表明,进口价格、国内物价、省际有效汇率、进口边际成本以及各省名义 GDP 五个变量取对数一阶差分后均为平稳序列。同时,为选取模型最优的滞后阶数,1412019 年第 6 期① 由于篇幅原因,结果没有列示,备索。后阶数设定为 8,通过 OLS 线性回归进行估计,并根据 AIC 以及 BIC 信息准则选取最佳滞后阶数。结果显示当所有的变量的滞后阶数为 2 时,AIC 以及 BIC 的结果最小,因此,最后将进口汇率传递模型变量的滞后阶数选定为 2 期。( ) 汇率变动对进口价格的传递效应实证分析: 全样本和分样本本文基于模型( 9) ( 11) ,主要采用系统 GMM 方法进行估计,模型采用的工具变量为被解释变量 mp 的滞后期,为了检验工具变量的有效性,采用 Hansen 过度识别检验来判断模型是否存在过度识别。作为对照,本文还报告了 Thompson 稳健标准误的估计结果。从表 2 检验结果可以看出,Hansen 检验的 p 值都大于 0. 1,说明本文选择的工具变量是有效的; AR( 2) 检验的 p 值均大于0. 1,这意味着模型的残差项不存在二阶自相关。综上可以认为,本文回归模型的设定是合理的。表 2 汇率变动对进口价格的传递效应: 整体层面的分析Thompson 稳健标准误估计结果 系统 GMM 估计结果系数 t 值 系数 t 值 系数 t 值 系数 t mp( 1) 0. 153***- 3. 06 0. 155***- 3. 11 0. 0607 1. 20 0. 0461 0. 79mp( 2) 0. 128***- 3. 40 0. 130***- 3. 43 0. 0508 1. 39 0. 0392 0. 92er 0. 0068*1. 84 0. 0120*1. 79er( 1) 0. 0046*1. 70 0. 0010 0. 26er( 2) 0. 0022 1. 23 0. 0049*1. 82A* er 0. 0033 0. 62 0. 0058 1. 07A( 1) * er( 1) 0. 0061 1. 43 0. 0014 0. 25A( 2) * er( 2) 0. 0035 1. 23 0. 0084 1. 49D* er 0. 0158**2. 44 0. 0272***3. 40D( 1) * er( 1) 0. 0008 0. 31 0. 0049 0. 93D( 2) * er( 2) 0. 0055**2. 10 0. 008*1. 85w 0. 206**2. 46 0. 201**2. 37 0. 130 1. 55 0. 154 1. 67w( 1) 0. 272***2. 91 0. 266***2. 86 0. 200**2. 07 0. 225**2. 22w( 2) 0. 066**2. 06 0. 0625*1. 92 0. 0192 0. 40 0. 0079 0. 14gdp 0. 067**2. 52 0. 0670**2. 53 0. 0689**2. 44 0. 0700**2. 09gdp( 1) 0. 023 1. 07 0. 0231 1. 08 0. 0251 1. 14 0. 0280 1. 09gdp( 2) 0. 0149 1. 14 0. 0152 1. 19 0. 0124 0. 80 0. 0144 0. 85ppi 0. 769***6. 68 0. 768***6. 75 0. 719***6. 51 0. 700***6. 53ppi( 1) 0. 222***2. 80 0. 226***2. 81 0. 208*1. 95 0. 187*1. 72ppi( 2) 0. 298***3. 32 0. 297***3. 30 0. 156**2. 10 0. 126 1. 60N 1550 1550 1550 1550AR( 1) p 0. 0014 0. 0014AR( 2) p 0. 698 0. 652Hansen p 0. 179 0. 118:*、**、***分别表示在 10% 5% 1% 的显著性水平上显著。下表同。当不考虑汇率的升值与贬值时,结果如表 2 的第 1 和第 5 列所示。考虑了汇率的升值与贬值之后,结果如 3 列与第 7 列所示。对比表中的结果,本文发现人民币汇率的升值与贬值确实会对进口价格产生非对称的影响,汇率贬值会对进口价格产生显著影响,但系数很小。具体而言,当期汇率每贬值一个百分点,当期的进口价格会上升 0. 0272( GMM 估计结果中变量 D* er 的回归系数)241曹 伟等: “一带一路”背景下人民币汇率变动的进口价格传递效应研究个百分点。然而,汇率升值并不会对进口价格产生显著影响。全样本的分析可能掩盖了不同省份汇率传递存在的异质效应,因此,本文有必要考察每个省份的汇率传递效应以揭示各省汇率传递的异质性。本文使用 OLS 方法对模型进行估计,同时使用Newey-West 方法对可能存在异方差和自相关进行调整。回归结果表明,①各省汇率传递效应普遍存在异质性和非对称性特征。由于各省的汇率以及进口价格没有经过标准化处理,不能直接进行比较,因此本文将汇率以及进口价格标准化之后再进行回归,得到升值和贬值两种情形下的汇率传递系数。这里将各省汇率传递系数绘制成柱状图( 省份汇率传递系数不显著的设定为零) ,如图 1 所示。图 1 省际人民币升值和贬值对进口价格的传递效应大小( 标准化处理)分析结果发现: 第一,整体来看,西部省份的汇率传递效应普遍大于沿海地区。如宁夏、青海、广西以及陕西等西部地区的汇率传递效应普遍大于广东、浙江、上海、江苏等沿海地区。这一结论符合本文的基本判断,一般来说,经济越发达的地区,进口市场竞争程度越高,面临汇率的变动,外国出口企业更可能自身吸收汇率变动对商品价格的影响,以保持人民币计价的商品价格基本不变或小幅改变,进而可以维持原有的市场份额,因而汇率传递效应较小。而对于经济欠发达的地区,市场竞争程度不高,目的地市场的消费者没有太多的替代性选择,商品的需求价格弹性较小,面对汇率的波动,外国出口企业有能力将汇率变动的影响传递给消费者,即具有较高的汇率传递效应。第二,从汇率传递效应的非对称性来看,具有一定的区域特征。珠三角地区、长江流域地区或与之相邻的地区,人民币贬值的传递效应大于升值,或者升值反而促使企业进一步提升进口价格( 人民币计价) ,典型代表为广东省、湖南省、重庆市。② 除上述省份之外,其他省份的汇率传递效应基本都表现为升值大于贬值,即符合市场份额说,说明在中国各省进口市场中,外国出口企业在绝大部分省份采取了以占据市场份额为目标的定价策略。五、进口商品结构与汇率传递效应: 对省际汇率传递效应异质性的解释依据前文的理论分析,容易理解,对于不同类型的产品,成本加成 υa是不同的,因而国外不同类型产品的出口定价对汇率变动的敏感程度也是有差异的,即汇率传递存在异质性。同时,根据已有研究成果( Frankel et al.,2005; 曹伟和倪克勤,2010) ,本文认为,各省汇率传递效应存在异质性可能与进口商品不同( 表现为进口商品结构存在差别) 存在关系。对此,本文将考察不同省份进口3412019 年第 6 期①②受篇幅限制,回归结果从略。环渤海地区的山东、辽宁,汇率传递特征与以上地区具有相似性。

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