中国当前是输入型通胀吗?----基于汇率传递的视角

王 胜, 田 涛

(武汉大学 经济与管理学院, 湖北 武汉 430072)

20世纪90年代后期,主要工业化国家都出现了经济增长与低通胀并存的经济现象。许多学者研究认为工业化国家的低通胀水平是由于亚洲金融危机以后的进口产品价格下降所导致的。至此,汇率、国际市场价格波动对一国国内通胀水平的影响开始受到越来越多的关注。输入型通胀是指在开放条件下,由于本国与国际市场联系紧密,国外商品或者生产要素价格上涨通过本国与国际市场联系传播到国内,从而引起国内物价普遍、持续上涨的经济现象。近年来,美国“次贷危机”后连续推出的“量化宽松”货币政策,导致国际市场石油、原材料、粮食等大宗商品进入新一轮价格上涨。中国作为世界上最大的发展中国家,对外贸易对经济增长具有举足轻重的作用。在此背景下,讨论进口物价波动的汇率传导机制,以期判断当前中国通胀是否是输入型通胀对于控制我国物价上涨保持经济良性循环具有重要意义。本文写作的另外一个原因是针对前几年有学者提出的“升值抑涨论”的观点,后来发现无论是一些学者的理论研究[1-4]还是实践操作政策效果*① 2005年汇率改革以来,人民币的不断升值并没有改变国内物价持续上涨的趋势,特别是2007年以后,CPI同比上涨幅度屡创新高。因此,实际效果与“升值抑涨”的理论显然是背离的。,通过人民币升值来抑制通胀的思路好像并不可行。鉴于此,本文的研究目的是:从汇率传递的视角判断当前我国通胀是否为输入型通胀;从汇率传递的微观层面解释人民币升值为什么不能抑制我国通胀;找出影响汇率传递大小的通胀临界值,以期为政府决策提供参考。

一、 文献综述

Taylor(2000)[5]在研究最优货币政策的时候发现低通胀环境会稳定以交错定价为基础的价格调整行为,并因此降低汇率的传递效应,从而拉开了通胀环境对于汇率传递影响的研究序幕。Dervereux & Yetman(2002)[6]通过数理模型解释了通胀环境和汇率传递之间的关系,得出了低且稳定的通胀环境下出口商不会频繁地调整价格的结论。Jeannine等(2005)[7]采用跨国面板模型证明了低通胀环境会降低汇率传递系数。Dervereux等(2004)[8]研究结果表明:如果一个国家采取盯住通胀的货币政策,那么国外出口商会更有动力按照当地货币定价(LCP),这样就可以稳定进口价格,从而稳定国内价格。Choudhri & Hakura(2006)[9]也发现了汇率传递水平的降低与低通胀环境相关。Marko (2010)[10]通过采用OECD国家的数据、运用面板平滑转换回归模型分析了汇率传递与通胀水平之间的关系,研究结果也表明两者之间存在显著的关系。

国内研究汇率传递与通胀环境之间关系的文献并不多。陈六傅、刘厚俊(2007)[11]考虑了通胀的影响,并采用VAR模型分析了人民币有效汇率的价格传递效应。倪克勤、曹伟(2009)[12]利用滚动回归的方法考察了汇率波动和消费价格指数(CPI)之间的关系。项后军、王清(2010)[13]则进一步采用平滑转换回归模型考察了在通胀的情况下汇率变动和国内CPI之间的关系。陈文政(2011)[14]运用VAR模型分析了我国外汇储备流动性过剩所导致的通胀的成因。

从以上文献可以看出,当前国内相关研究从方法上来说,要么采用向量自回归模型以及从向量自回归模型中衍生出来的向量误差修正模型进行分析,要么采用本质上为线性模型的门限回归模型进行分析。由于向量自回归模型以及向量误差修正模型缺乏微观基础,并且无论是向量自回归模型还是向量误差修正模型都假定变量之间关系是线性变化的,这显然与事实相悖;另外,已有文献并没有分析中国最近几年通胀的传导途径,而是直接将中国通胀的原因定性为输入型通胀,并给出了治理对策,这是值得商榷的。因此本文将从汇率传递的视角,利用平滑转换回归模型实证分析汇率变动与中国进口价格水平之间的关系,为政府有针对性地治理通货膨胀提供参考。

二、 实证框架:模型构建及平滑转换回归(STR)方法介绍

最近十几年来,大量文献研究了出口商两种不同的定价方式即当地货币定价(local currency pricing, 简称LCP)与生产者货币定价(producer currency pricing,简称 PCP)对汇率传递水平的影响。当出口商都选择PCP定价的时候,汇率的变动就会立刻传递到商品的价格上,出现汇率的完全传递;反之,当所有出口商都采用LCP定价,商品的出口就完全不受到汇率波动的影响[6]。接下来,借鉴Marko(2010)[10]的研究模型来对汇率传递的微观基础进行分析。

在一个垄断竞争市场中,t期追求利润最大化的出口商以LCP定价的原则在边际成本的基础上有一个成本加成λ,λ为需求弹性的函数,并且成本加成、汇率以及边际成本随时间t变化而变化,即:

(1)

(2)

其中,0<α<1,β>0,函数θ(π)表示汇率传递弹性,其大小与进口国的通胀环境有关,0<θ(π)<1。由于出口商要提前设定当期的出口价格,当进口国的通胀率较高时,出口商的成本加成对于汇率变化改变就要大一些。因此,一个高通胀环境更倾向于增加汇率的传递弹性[5]。把式(3)代入式(1),可以得到出口国产品在进口国价格表达式:

对式(4)取对数,得到:

mpt=(1-α)et+θ(π)et+

(5)

其中,式(5)中的小写字母分别表示式(4)中相应变量取对数之后得到的变量。

从进口国来看,式(5)中的汇率传递取决于两个效应:直接效应和间接效应。汇率变动导致的汇率传递的直接效应为(1-α),预期其传递效应在0～1之间。间接效应θ(π)大小和进口国通胀率大小有关系。基于这样一种假设,有下式成立:

θ(π)=0,π<π*

δ,π>π*

(6)

由此得到在进口国的通胀率较低时,汇率传递只存在直接效应,其大小为1-α;当进口国通胀率较高的时候,汇率传递既存在直接效应,又存在间接效应,汇率传递的大小为(1-α+δ)。以上是对一个典型出口商定价行为进行的分析,然而在国际贸易市场上存在着众多出口商,由于资讯解读的异质性、运输成本和交易成本等造成的套利空间以及政府干预和交错定价行为的存在,宏观变量之间最终所表现出来的关系为一种非线性平滑转换函数形式。因此在式(6)基础上建立如下模型:

Δmpt=α0+∑ik=0α1(k)Δet-k+

G(st;γ,c)+∑ik=0α2(k)Δpt-k+

∑ik=0α3(k)Δmct-k+∑ik=0α4(k)Δyt+μt

(7)

其中,Δmpt代表一般进口价格水平;Δe代表实际有效汇率;Δmct代表出口商的边际成本;Δyt代表进口国的市场需求条件,以实际GDP环比变化来衡量;参数k代表系统变量的滞后阶数;参数st是一个随机转换变量,定义为st=∑2i=0πt-i3,其中πt是用消费者价格指数的增长率来衡量t期的通胀水平。转换函数有两种,一种称之为Exponential STAR(ESTAR)模型,其表达式为:G(st;r,c)={1-exp[-r(st-c)2]},r>0;另外一种转换函数称为Logistic STAR(LSTAR)函数形式,其表达式为G(st;r,c)=(1+exp{-r(st-c)})-1。由此可以得到汇率变动对进口国价格指数的传递效应,其传递效应按照滞后期的不同可以分为短期效应(short-run)和长期效应(long-run)。从式(7)得到汇率变动进口价格水平发生变化的汇率传递短期效应(short-run)和长期效应(long-run)分别为:

(8)

(9)

三、 数据说明及计量结果

1. 数据处理与说明

根据中国的实际情况以及数据的可获得性,采用了我国2000年1月—2011年12月的月度数据。由于各类指数所采用的基期不同,把各类指数统一为2010年的定基比数据。所有数据都利用X-12方法进行季节调整然后取对数以尽可能地降低可能产生的异方差。

(1) 进口价格指数(mp)。采用月度进口价格指数作为进口商品价格变化指标,数据来源于中国经济统计数据库(http:∥db-edu.cei.gov.cn)。

(2) 人民币名义有效汇率(e)。人民币名义有效汇率以进出口份额为权重对我国主要贸易伙伴国双边汇率进行加权平均,采用间接标价法,指数上升代表人民币升值。数据来源于国际清算银行网站数据库(http:∥www.bis.org/)。

(3) 通胀率(π)。由于国家并没有发布月度通胀率,遵从其他文献的一般做法,选取居民月度消费价格指数的一次差分来反映通胀率水平。项后军(2010)的做法以居民消费价格指数环比增长率来反映月度通胀率的大小,本文沿用他的这种做法。数据来源于中国经济统计数据库(http:∥db-edu.cei.gov.cn)。

(4) 国内需求(y)。由于没有月度GDP数据,以月度工业增加值作为代理变量,用CPI指数消除价格因素的影响并换算成定基比价格指数。数据来源于中国经济统计数据库(http:∥db-edu.cei.gov.cn)。

(5) 出口商的边际成本(mc)。囿于数据的可获得性,参考倪克勤、曹伟(2009)的做法,以我国最重要的贸易伙伴国(美国、日本、欧盟)的月度生产价格指数加权平均作为替代变量,以每月我国从上述三个国家和地区的进口贸易额占从以上国家出口到中国的贸易总额的比值作为权重。数据来源于中经网OECD数据库(http:∥db-edu.cei.gov.cn/oecd.htm)。

2. 数据平稳性检验

由于STR模型要求各变量为平稳时间序列,而根据赵进文(2009)[15]的研究,PP检验的稳健性要高于ADF检验,因此选用PP统计量来对变量进行平稳性检验。由于通胀率为消费价格指数的一阶差分序列,所以通胀率水平为平稳序列。另外对进口价格指数、人民币名义有效汇率、国内需求以及出口商的边际成本及其一阶差分变量进行平稳性检验,结果见表1。

表1 变量平稳性检验

从表1中可以发现,进口价格指数、人民币名义有效汇率、国内需求以及出口商的边际成本都是非平稳时间序列,但是它们的一阶差分都是平稳的。

3. STR模型滞后期的选择及线性检验

H1:β1=β2=β3=0;

H2:β1=0|β2=β3=0;

H3:β2=0|β3=0;

H4:β3=0

在确立了模型的线性部分滞后期之后,进行线性假设的检验(检验的原假设为H1:β1=β2=β3=0,对应的检验统计量为F1统计量),同时对转换变量进行选择。在检验结果拒绝线性假设的条件下进行序贯检验(test sequence),即首先从H4开始检验,然后分别对H3、H2进行检验。如果检验结果表明H3检验的结果最强烈地拒绝H3(伴随概率最小),则选择ESTR模型。反之,选择LSTR模型[16]。

(1) 滞后期的选择。为了进行模型的非线性检验,首先要确定STR模型线性部分的滞后期,以AIC信息准则及Ljung-Box残差自相关检验作为选择滞后期标准。参照项后军等(2010)[13]的研究,把变量滞后期的最大值设定为8,对实证模型的线性部分进行回归,不同滞后期下的回归结果见表2,根据AIC值最小选择滞后期为3。

表2 不同滞后期下STR模型线性部分回归的AIC值

(2) 转换变量的选择及线性检验。在确立了模型的线性部分滞后项之后,进行线性假设检验(相应的检验统计量为F统计量),检验结果如表3所示。从表3检验结果可以看出存在多个转换变量,根据最强烈拒绝线性假设的转换变量(Δπt-1)为候选转换变量,即选择LSTR为拟合模型,同时选择前三个月的月度通胀率为转换变量。

表3 线性假设检验及转换变量的选择结果

注:t(trend)表示以转换变量为时间趋势变量时线性检验的结果。

接下来,利用格点搜索(grid search)估计模型的初始值c、γ值。γ的值的搜索范围是从[0.5,10],而c搜索范围是从[-0.005 5, 0.012 9]。搜索的原理是从最小值到最大值等间距取30个值,然后构造900对组合,针对每一个组合的c、γ值,计算参差平方和,取残差平方和最小者为初始值,然后采用牛顿-拉夫森(Newton-Raphson)进行迭代,并针对最大似然函数求取极值,得到整个模型参数估计值,并剔除不显著的变量,得到模型的最终形式:

Δmpt=0.148*+0.020**Δyt-

1.465***Δet-1+0.248*Δyt-2+

1.358**Δet-2+0.478*Δmpt-2+

1.358*Δet-2-0.218**Δπt-3-

0.351**Δyt-3-0.027*Δet-3+

{(-0.346***-1.800*Δet+

0.442***Δet-1-2.700**Δet-2-

0.942***Δmpt-2)(1+

exp(3.259*πt-1-0.001 97***))-1}

(10)

其中,*、**、***分别表示相应参数估计量在10%、5%以及1%显著性水平下显著。

模型的主要诊断统计量为:ARCH-LM=6.147 1(伴随概率P值为0.630 8),表明模型残差不存在ARCH效应,J-B统计量的值为1.571 4(伴随概率P为0.455 8),不能拒绝模型残差为正态分布的假设。同时检验模型残差是否存在自相关的假设,发现残差滞后期从1～8都不能拒绝残差不存在自相关的假设。

由以上分析可知:考虑到通胀的影响,人民币汇率变动与进口价格变动之间的关系可以用LSTR模型进行模拟,汇率变动的进口价格传递弹性同时具有非线性和非对称性的动态变化的特点。非线性模型的门限参数估计值为0.001 97,与项后军等(2010)[13]分析消费者价格水平汇率传递的门限值是类似的。门限参数估计值为0.001 97表明人民币汇率对进口价格的传递弹性的非线性结构转变发生在转换变量值(三期滑动平均值)为0.001 97(0.197%)的位置。即前三个月的月通胀率平均增幅为0.197%,转换函数值为0.5,汇率传递达到中间水平。当前三个月的月平均通胀率超过0.197%,转换函数值随着转换变量值(即通胀率增长率)增加而增加,但是汇率传递速度越来越慢,此时称为高机制(high regime)。前三个月的月平均通胀率小于0.197%,转换函数值随着转换变量值(即通胀率增长率)减少而减少,汇率传递弹性也随之减少,但是传递速度随着通胀率增幅的增加而逐渐增大,此时称为低机制(high regime)。

为了直观反映上文实证分析结论,作出2001—2011年月度CPI环比增长率时序图,见图1。

图1 2001年4月—2011年12月CPI环比增长率

注: 由于STR模型滞后期为3,损失了3期月度数据。实际数据从2001年4月开始至2011年12月结束。

从图1可以看到,2007年6月份以后,中国的月度CPI涨幅大部分都位于水平线0.001 97以上,也就是说此时的出口商大部分都会采用以进口国货币定价的方式来选择由于汇率变动而导致的利润损失,而这种定价方式往往会导致进口价格水平随着通胀率的增加而同比增加,而进口价格水平的上涨进一步加剧了通胀上涨的压力,从而使得通胀水平具有自我维持性。以上分析表明2007年下半年以来,输入型通胀成为我国通胀率上升的一个重要因素。

四、 结 论

本文采用平滑转换回归模型并利用中国的2001年1月—2011年12月的月度数据分析了汇率波动与国内价格水平变动之间的关系。本文的主要结论为:

第一,中国进口价格水平的汇率传递弹性是通胀水平的非线性平滑函数,进口价格水平的汇率传递弹性会随着通胀水平的变化而平滑变化。

第二,根据LSTR模型的转换变量的最优选择标准,利用中国的月度数据还找到了将前三个月通胀增幅的平均值作为影响进口价格水平的汇率传递弹性的转换变量的依据,特别是找出了转换变量的临界值为0.001 97,也就是说当前3个月的通胀率平均涨幅超过0.001 97的时候,会改变出口商的定价行为,从而会加剧进口国的通胀,从而导致进口国通胀水平具有自我维持性。

第三,根据LSTR模型估计的转换变量临界值,并对比中国2007年下半年以后的数据, 发现“升值抑涨论”不可行的一个重要原因就是在物价持续上涨的通胀环境下,出口商会普遍改变他们的定价方式,导致进口价格水平的汇率传递水平较高,从而导致物价持续上涨,因此“升值抑涨论”并不可行。

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