经济周期视角下人民币汇率传递非对称性计量研究

贾凯威

摘要：使用1980～2010年的季度数据，应用带通谱回归技术分两个阶段研究人民币汇率传递关于经济周期的非对称效应。研究结果显示：人民币汇率传递存在关于经济周期的非对称性；在汇率传递的第一阶段，繁荣时期的本币升值对进口价格的影响小于其他周期阶段的影响；在汇率传递的第二阶段，繁荣时期的进口价格上升对本国物价水平的影响比其他周期阶段更强；此外，从长期来看，人民币汇率波动在第一阶段的传递具有完全性，而在第二阶段的传递则为部分传递。鉴于汇率传递具有关于经济周期的非对称性，货币政策的相机抉择操作要注意“冷热”有别，增强政策的灵活性与前瞻性。

关键词：汇率传递；非对称性；经济周期；带通谱回归

中图分类号：F832.6文献标识码：A文章编号：1001-8409（2014）01-0060-04

一、引言

汇率传递分两个阶段：第一阶段，名义汇率的变化导致以本币标价的进口品价格的变化；第二阶段，进口品本币价格的变化全部或部分传递到消费者身上，从而影响消费者的消费决策。本文对人民币汇率波动的传递效应进行估计，在此基础上判断是否存在关于经济周期的非对称效应。这对于货币当局在不同的经济周期阶段准确预测汇率变化对物价水平的影响，灵活把握政策力度及方向，促进经济的稳定与发展具有重要的意义。

二、文献综述

研究汇率传递的文献特别多，大量的文献侧重于汇率与进口价格之间的关系，即汇率传递的第一阶段，而第二阶段的研究很少被关注。对汇率传递在不同经济周期阶段的非对称性研究则显得更少，本文试图弥补这一空白。

Dwyer等的研究结果认为，澳大利亚存在着完全的第一阶段传递效应，MAS 对新加坡的研究也得出了相似的结论[1，2]。Campa和Goldberg 对布雷顿森林体系瓦解后的23个OECD国家的汇率传递进行了研究，结果发现汇率的长期平均传递弹性大约为64%[3]。Campa等对欧元区的研究也得出了相似的结论[4]。从上世纪90年代开始，工业化国家的汇率传递存在着下降的趋势。Marazzi和Sheets的研究发现，20世纪90年代美元每贬值1%会使美国进口价格上升0.2%，而在20世纪70～80年代期间，美元每贬值1%，进口价格上升幅度为0.5%[5]。Bailliu和Fujii对包括美国、英国及澳大利亚在内的11个工业国家的汇率传递进行了研究，结果表明汇率传递的第一阶段自90年代开始出现下降的趋势[6]。

很多研究分别提出不同的假设条件来解释汇率传递效应的下降趋势。Taylor认为，通货膨胀盯住策略提供了一个稳定、低通货膨胀的环境，从而使汇率波动所带来的成本上升幅度出现了下降趋势[7]。Devereux和Yetman认为，当经济体处于高通货膨胀阶段时，保持价格不变所支付的成本往往大于调整价格所导致的菜单成本，这意味着汇率传递效应与通货膨胀呈同向变化趋势；而进入1990年代以来，大多数工业化国家均处于一个低通货膨胀、稳定的经济环境中，因此汇率传递伴随着通货膨胀水平的下降而出现下降趋势[8]。Dornbusch则认为，汇率传递的下降趋势主要源于市场竞争条件的完善[9]。Marazzi和Sheets认为，中国在贸易市场中的直接竞争或者其带来的潜在威胁使得其他国家的出口商在改变其产品价格（美元标价）上的积极性越来越低，或者说越来越犹豫。Oliver认为多边公司的大量出现（如跨国公司）使得许多商品定价采用公司内部转让策略，公司内部转让定价对汇率变动的敏感性非常低，并最终使得汇率传递效应逐渐下降[10]。Campa和Goldberg认为，汇率第一阶段传递效应的下降主要是因为进口贸易结构发生了变化，由于很多国家的进口由原来的能源与原材料进口逐渐向更具差异化的制造品进口过渡，而后者相对于前者对汇率变动的敏感性更低，因此，汇率波动的传递效应呈现出下降的趋势。贸易品生产要素的投入组合也可以解释汇率传递的下降现象。Engle通过研究发现，贸易品成本组成部分（例如非贸易服务的劳动力成本）也是导致汇率变化不能完全传递到消费者价格的原因之一。进口品在本国的售价包括了来自于本国服务业的增加值，主要有运输、批发与零售环节。这些非贸易服务价格的刚性使得汇率波动对国内消费价格的影响有所减缓[11]。

三、汇率传递第一阶段研究

（一）分析框架

本文使用以下标准模型来评价汇率传递的程度：

IPIt=（FWPI）α1（EXR）β，α≥0，β≤1 （1）

式（1）中的IPI表示进口品的国内价格指数，FWPI表示外国批发价格指数，EXR表示人民币名义有效汇率。在此设定下，当β=1时，表明存在完整的第一阶段传递效应。

为了估计参数β，需要将式（1）进行对数线性化，对数转化的结果为：

ipit=φ+αfwpit+λexrt，-1≤λ=-β≤0，0≤α≤1 （2）

式（2）中，α和λ分别为国内进口价格关于外国进口价格及汇率的弹性。对于小型开放经济而言，我们预期第一阶段的传递是完全的，即λ=-1。

（二）估计结果分析

ADF检验结果表明，式（2）中所有变量均为一阶单整过程。基于残差的EG协整检验及基于特征根方法的Johansen协整检验表明，式（2）中各变量之间存在着协整关系。

基于以上检验，式（2）可以使用基于协整框架的向量误差修正模型进行估计。以1980年第三季度至2010年第三季度为研究区间，采用滞后两期的VECM模型进行无约束估计及约束估计（约束条件为λ=-1），参数估计结果见表1。第一阶段长期传递程度为0.97，并且不能拒绝长期传递为1的原假设。与此相比，外国商品价格的变化对进口价格的影响明显小于1，外国价格变化1%导致国内进口价格上涨0.79%，这可能是由于我国多样化、分散化的进口渠道造成的（外国生产商会担心将市场份额丢失，而被其竞争者夺取）。endprint

将受约束的式（2）嵌套入误差修正模型中进行回归，以解释进口价格的短期特征，即由于这里仅关注短期误差修正系数，故其余解释变量的估计结果省略。 ：

Δipit=0.0064（0.0222）1[0.2883]-0.3317（0.0414）1[-8.0120]（ipit-1-0.7723fwpit-1+exrt-1）+k1i=0β2iΔexrt-i+j1i=0β3iΔfwpit-i+l1i=0β4iΔipit-i+εt （3）

误差修正参数估计值为-0.33（系数下方圆括号内数字为标准差，方括号内数字为T统计量），这表明汇率变化的第一阶段完全传递需要3个季度的时间长度。表1长期系数估计无约束回归1约束回归λ=-1变量1系数1标准差1T统计量1变量1系数1标准差1T统计量fwpit1α=0.791910.0787110.0621fwpit1α=0.772310.023133.404exrt1λ=-0.969410.08201-11.8221exrt1λ=-11-1-

（三）经济周期对汇率传递的影响

经济周期不同阶段对汇率传递效应的非对称影响可以通过变量的经济周期成分及以下回归方程进行评估与检验：

chl（IPIt）=δ1chl（exrt）+δ2chl（fwpit）+εt （4）

其中，运算符chl（）表示变量周期性成分的高低频率区间。式（4）是对长期协整方程的带通谱回归表达式，其估计结果为：

c∧hl（IPIt）=1.1223（0.2250）1[4.9880]chl（exrt）-0.3847（0.1123）1[-3.4256]chl（fwpit）（5）

估计结果表明，汇率传递存在着关于经济周期的结构性变化：经济周期视角下的汇率传递仅为0.38，远远小于长期的汇率传递0.97。此外，与经济零波动相比，经济周期中的外国批发价格的变化对国内价格的影响更大。这意味着名义汇率需要进行更大的调整，以抵销外国批发价格指数的变化。

那么，汇率传递程度是否依赖于经济周期呢？为了研究该问题，本文引入哑变量gap+t。当前一季度的产出缺口大于1%时，gap+t=1，否则gap+t=0。同样，当前一季度的产出缺口小于等于-1%时，gap-t=1，否则gap-t=0。因此，只有当产出缺口的绝对值超过1%时，汇率的非对称传递效应才能被检测出来，回归方程如式（6）所示。参数δ1、β1及β2的大小及统计显著性是对汇率传递经济周期非对称性的测度。

chl（IPIt）=δ1chl（EXRt）+δ2chl（FWPIt）+

β1chl（EXR）gap+t-1+β2chl（EXR）gap-t-1+εt （6）

式（6）的估计结果如下：

c∧（0.1542）1[-4.900]chl（EXRt）+1.3351（0.2235）1[5.9736]chl（FWPIt）+0.4417（0.2214）1[1.9950]chl（EXR）gap+t-1（7）

R2=0.8725，P=0.0000，DW=1.8925

以上估计结果表明，汇率传递在经济周期的不同阶段确实存在着非对称性由于参数不满足显著性，式（7）中省略了式（6）右侧第四项的参数，这表明，我国存在着向下的价格刚性。 。特别是当真实GDP超过潜在GDP至少1%时，本币升值1%则会导致国内进口品价格下降|δ1+β1|=|-0.7556+0.4417|=0.31%，而当真实GDP接近潜在GDP水平时，汇率升值1%则会导致国内进口品价格下降0.75%。尽管强劲的汇率降低了进口商的进口成本，进口商在强劲扩展阶段对成本节省的传递则相对较小。

四、汇率传递第二阶段研究

（一）分析框架

汇率传递的第二阶段是指进口品价格（以本国货币标识）的变化对零售价格乃至消费者价格及通货膨胀的影响。用以下长期模型将我国的消费者价格指数CPI表示成本国单位劳动成本与IPI的加成形式，即：

CPIt=α（ULCt）β（IPIt）γ （8）

对上式取对数得到：

cpit=λ+βulct+γipit （9）

其中，λ=log（α），eλ-1为零售成本加成，β及γ分别为CPI关于单位劳动成本及进口价格指数IPI的弹性。

在高度竞争的市场中，过度的盈利与过度的亏损都不会在长时期内得到维持，因此加成在长时期内稍微为正。正因如此，商品及服务的消费者价格与成本保持着同比例的变化，从而使得价格在长时期内的均衡，这就是一次齐次性约束β+γ=1。

（二）实证结果

与第一阶段的估计相似，对ULC及CPI时间序列进行单位根检验，结果表明两个序列均为一阶单整过程，均具有一个单位根。Johansen协整检验的结果表明，ULC、CPI、IPI之间存在长期的稳定关系，即协整关系（见表2）。弹性参数β及γ的符号与预期相符，并且其T值均大于1.96，均在5%的显著性水平上显著。此外，似然比检验表明，不能拒绝β+γ=1的原假设，因此，模型设定合理有效。在β+γ=1的假设条件下再次估计模型，估计结果见表2。endprint

将受约束的式（2）嵌套入误差修正模型中进行回归，以解释进口价格的短期特征，即由于这里仅关注短期误差修正系数，故其余解释变量的估计结果省略。 ：

Δipit=0.0064（0.0222）1[0.2883]-0.3317（0.0414）1[-8.0120]（ipit-1-0.7723fwpit-1+exrt-1）+k1i=0β2iΔexrt-i+j1i=0β3iΔfwpit-i+l1i=0β4iΔipit-i+εt （3）

误差修正参数估计值为-0.33（系数下方圆括号内数字为标准差，方括号内数字为T统计量），这表明汇率变化的第一阶段完全传递需要3个季度的时间长度。表1长期系数估计无约束回归1约束回归λ=-1变量1系数1标准差1T统计量1变量1系数1标准差1T统计量fwpit1α=0.791910.0787110.0621fwpit1α=0.772310.023133.404exrt1λ=-0.969410.08201-11.8221exrt1λ=-11-1-

（三）经济周期对汇率传递的影响

经济周期不同阶段对汇率传递效应的非对称影响可以通过变量的经济周期成分及以下回归方程进行评估与检验：

chl（IPIt）=δ1chl（exrt）+δ2chl（fwpit）+εt （4）

其中，运算符chl（）表示变量周期性成分的高低频率区间。式（4）是对长期协整方程的带通谱回归表达式，其估计结果为：

c∧hl（IPIt）=1.1223（0.2250）1[4.9880]chl（exrt）-0.3847（0.1123）1[-3.4256]chl（fwpit）（5）

估计结果表明，汇率传递存在着关于经济周期的结构性变化：经济周期视角下的汇率传递仅为0.38，远远小于长期的汇率传递0.97。此外，与经济零波动相比，经济周期中的外国批发价格的变化对国内价格的影响更大。这意味着名义汇率需要进行更大的调整，以抵销外国批发价格指数的变化。

那么，汇率传递程度是否依赖于经济周期呢？为了研究该问题，本文引入哑变量gap+t。当前一季度的产出缺口大于1%时，gap+t=1，否则gap+t=0。同样，当前一季度的产出缺口小于等于-1%时，gap-t=1，否则gap-t=0。因此，只有当产出缺口的绝对值超过1%时，汇率的非对称传递效应才能被检测出来，回归方程如式（6）所示。参数δ1、β1及β2的大小及统计显著性是对汇率传递经济周期非对称性的测度。

chl（IPIt）=δ1chl（EXRt）+δ2chl（FWPIt）+

β1chl（EXR）gap+t-1+β2chl（EXR）gap-t-1+εt （6）

式（6）的估计结果如下：

c∧（0.1542）1[-4.900]chl（EXRt）+1.3351（0.2235）1[5.9736]chl（FWPIt）+0.4417（0.2214）1[1.9950]chl（EXR）gap+t-1（7）

R2=0.8725，P=0.0000，DW=1.8925

以上估计结果表明，汇率传递在经济周期的不同阶段确实存在着非对称性由于参数不满足显著性，式（7）中省略了式（6）右侧第四项的参数，这表明，我国存在着向下的价格刚性。 。特别是当真实GDP超过潜在GDP至少1%时，本币升值1%则会导致国内进口品价格下降|δ1+β1|=|-0.7556+0.4417|=0.31%，而当真实GDP接近潜在GDP水平时，汇率升值1%则会导致国内进口品价格下降0.75%。尽管强劲的汇率降低了进口商的进口成本，进口商在强劲扩展阶段对成本节省的传递则相对较小。

四、汇率传递第二阶段研究

（一）分析框架

汇率传递的第二阶段是指进口品价格（以本国货币标识）的变化对零售价格乃至消费者价格及通货膨胀的影响。用以下长期模型将我国的消费者价格指数CPI表示成本国单位劳动成本与IPI的加成形式，即：

CPIt=α（ULCt）β（IPIt）γ （8）

对上式取对数得到：

cpit=λ+βulct+γipit （9）

其中，λ=log（α），eλ-1为零售成本加成，β及γ分别为CPI关于单位劳动成本及进口价格指数IPI的弹性。

在高度竞争的市场中，过度的盈利与过度的亏损都不会在长时期内得到维持，因此加成在长时期内稍微为正。正因如此，商品及服务的消费者价格与成本保持着同比例的变化，从而使得价格在长时期内的均衡，这就是一次齐次性约束β+γ=1。

（二）实证结果

与第一阶段的估计相似，对ULC及CPI时间序列进行单位根检验，结果表明两个序列均为一阶单整过程，均具有一个单位根。Johansen协整检验的结果表明，ULC、CPI、IPI之间存在长期的稳定关系，即协整关系（见表2）。弹性参数β及γ的符号与预期相符，并且其T值均大于1.96，均在5%的显著性水平上显著。此外，似然比检验表明，不能拒绝β+γ=1的原假设，因此，模型设定合理有效。在β+γ=1的假设条件下再次估计模型，估计结果见表2。endprint

将受约束的式（2）嵌套入误差修正模型中进行回归，以解释进口价格的短期特征，即由于这里仅关注短期误差修正系数，故其余解释变量的估计结果省略。 ：

Δipit=0.0064（0.0222）1[0.2883]-0.3317（0.0414）1[-8.0120]（ipit-1-0.7723fwpit-1+exrt-1）+k1i=0β2iΔexrt-i+j1i=0β3iΔfwpit-i+l1i=0β4iΔipit-i+εt （3）

误差修正参数估计值为-0.33（系数下方圆括号内数字为标准差，方括号内数字为T统计量），这表明汇率变化的第一阶段完全传递需要3个季度的时间长度。表1长期系数估计无约束回归1约束回归λ=-1变量1系数1标准差1T统计量1变量1系数1标准差1T统计量fwpit1α=0.791910.0787110.0621fwpit1α=0.772310.023133.404exrt1λ=-0.969410.08201-11.8221exrt1λ=-11-1-

（三）经济周期对汇率传递的影响

经济周期不同阶段对汇率传递效应的非对称影响可以通过变量的经济周期成分及以下回归方程进行评估与检验：

chl（IPIt）=δ1chl（exrt）+δ2chl（fwpit）+εt （4）

其中，运算符chl（）表示变量周期性成分的高低频率区间。式（4）是对长期协整方程的带通谱回归表达式，其估计结果为：

c∧hl（IPIt）=1.1223（0.2250）1[4.9880]chl（exrt）-0.3847（0.1123）1[-3.4256]chl（fwpit）（5）

估计结果表明，汇率传递存在着关于经济周期的结构性变化：经济周期视角下的汇率传递仅为0.38，远远小于长期的汇率传递0.97。此外，与经济零波动相比，经济周期中的外国批发价格的变化对国内价格的影响更大。这意味着名义汇率需要进行更大的调整，以抵销外国批发价格指数的变化。

那么，汇率传递程度是否依赖于经济周期呢？为了研究该问题，本文引入哑变量gap+t。当前一季度的产出缺口大于1%时，gap+t=1，否则gap+t=0。同样，当前一季度的产出缺口小于等于-1%时，gap-t=1，否则gap-t=0。因此，只有当产出缺口的绝对值超过1%时，汇率的非对称传递效应才能被检测出来，回归方程如式（6）所示。参数δ1、β1及β2的大小及统计显著性是对汇率传递经济周期非对称性的测度。

chl（IPIt）=δ1chl（EXRt）+δ2chl（FWPIt）+

β1chl（EXR）gap+t-1+β2chl（EXR）gap-t-1+εt （6）

式（6）的估计结果如下：

c∧（0.1542）1[-4.900]chl（EXRt）+1.3351（0.2235）1[5.9736]chl（FWPIt）+0.4417（0.2214）1[1.9950]chl（EXR）gap+t-1（7）

R2=0.8725，P=0.0000，DW=1.8925

以上估计结果表明，汇率传递在经济周期的不同阶段确实存在着非对称性由于参数不满足显著性，式（7）中省略了式（6）右侧第四项的参数，这表明，我国存在着向下的价格刚性。 。特别是当真实GDP超过潜在GDP至少1%时，本币升值1%则会导致国内进口品价格下降|δ1+β1|=|-0.7556+0.4417|=0.31%，而当真实GDP接近潜在GDP水平时，汇率升值1%则会导致国内进口品价格下降0.75%。尽管强劲的汇率降低了进口商的进口成本，进口商在强劲扩展阶段对成本节省的传递则相对较小。

四、汇率传递第二阶段研究

（一）分析框架

汇率传递的第二阶段是指进口品价格（以本国货币标识）的变化对零售价格乃至消费者价格及通货膨胀的影响。用以下长期模型将我国的消费者价格指数CPI表示成本国单位劳动成本与IPI的加成形式，即：

CPIt=α（ULCt）β（IPIt）γ （8）

对上式取对数得到：

cpit=λ+βulct+γipit （9）

其中，λ=log（α），eλ-1为零售成本加成，β及γ分别为CPI关于单位劳动成本及进口价格指数IPI的弹性。

在高度竞争的市场中，过度的盈利与过度的亏损都不会在长时期内得到维持，因此加成在长时期内稍微为正。正因如此，商品及服务的消费者价格与成本保持着同比例的变化，从而使得价格在长时期内的均衡，这就是一次齐次性约束β+γ=1。

（二）实证结果

与第一阶段的估计相似，对ULC及CPI时间序列进行单位根检验，结果表明两个序列均为一阶单整过程，均具有一个单位根。Johansen协整检验的结果表明，ULC、CPI、IPI之间存在长期的稳定关系，即协整关系（见表2）。弹性参数β及γ的符号与预期相符，并且其T值均大于1.96，均在5%的显著性水平上显著。此外，似然比检验表明，不能拒绝β+γ=1的原假设，因此，模型设定合理有效。在β+γ=1的假设条件下再次估计模型，估计结果见表2。endprint