人民币汇率变动对广西出口商品价格影响研究——基于广西与东盟国家贸易数据

肖 霆 牙冬棉

一、引 言

汇率传递效应指的是名义汇率变动对一国贸易品的进出口价格和国内物价的影响程度。作为一个重要的经济变量，汇率的变动会对实体经济产生一定的经济影响。2005年中国进行新一轮的人民币汇率形成机制改革，人民币汇率机制更富有弹性，汇率变动更加频繁，人民币汇率问题再次成为研究的热点。同时，随着广西与东盟国家建交不断深入，广西与东盟的贸易额不断增多，出口贸易额由2005年的8.3亿美元增至2013年的125.8亿美元，2013年广西对东盟国家的总进出口额为159.1亿美元，同比增长32.1%，占同期广西进出口总值的48.4%，东盟成为广西贸易的第一大伙伴。在人民币汇率变动更趋波动性的今天，研究人民币汇率变动对广西出口到东盟商品价格的传递效应具有重要的意义。

二、文献综述

国外对汇率传递问题全面展开研究始于20世纪80年代。随着研究的不断深入，汇率传递问题的研究从早期对传递效应程度大小的考察发展到对影响汇率传递不完全因素的分析，之后又开始细化研究汇率传递的不完全性问题。从目前已有的文献来看,绝大多数认为汇率传递是不完全的,如Krugman（1986）首先解释了汇率价格传递的不完性。出口厂商会根据汇率变动来自行调整出口产品的加成份额，减轻汇率波动对出口市场价格产生过度影响，保持其出口价格的竞争力。进入20世纪90年代,人们对汇率传递不完全的研究开始转向宏观层面,并侧重对汇率传递影响因素的考察，Sibert(1992)在多恩布什(1987)的分析基础上,发现出口厂商的共谋程度以及它们的市场份额越高,汇率传递程度越高。Daniel M.Bemhofen和Peng Xu(2001)的研究加入了市场势力因素,他们认为出口商市场份额的增加降低了出口的需求弹性,从而增加了汇率的传递度。之后，学术界开始细化研究汇率不完全传递问题，yang（1997）认为汇率波动对需求弹性不同的商品价格水平的影响不同，弹性越小则汇率传递效应越大，Slavov（2007）认为由于发展中国家的大量产品供给使得国际市场竞争增强,进而削弱了企业的市场势力,于是导致了汇率传递效应的下降。

由于长期以来我国采用的固定汇率制度等原因,早期出口企业对汇率变化的反应仅限于几次较大的官方汇率的调整。汇率体制改革后，国内也有不少关于人民币汇率的价格传递效应的研究。如毕玉江、朱钟棣（2006）使用协整与误差修正模型研究中国的汇率变动对进口价格的传递效应，研究结果表明人民币汇率变动对国内消费者价格的传递是不完全的,而且传递过程存在时滞。近年来,国内学者对人民币汇率传递问题进行了更为深入的研究，研究视角不再局限于汇率传递效应的大小,一些文献开始着手研究人民币汇率传递效应的动态变化趋势以及影响传递效应大小的因素。毕玉江和朱钟棣（2007）基于不完全竞争市场结构对不同行业进行了实证研究,结果显示,我国商品出口价格存在不完全汇率传递现象,而且不同商品分类之间的汇率传递程度存在较大的差异。何建奎、马红（2012）实证分析人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易的长期静态影响及短期动态影响发现，长期进出口贸易的汇率弹性均不显著。尽管如此,与国外研究相比,国内研究仍然存在明显的滞后性,目前国内文献研究人民币汇率传递对广西壮族自治区与东盟国家出口价格的传递效应屈指可数。本文试图对广西出口到东盟的商品价格传递效应作出分析,以弥补国内研究的不足，为广西与东盟国家的贸易提供一些理论支持。

三、实证分析

（一）出口汇率传递效应的度量

有关汇率传递和出口商品定价的含义，许多文献都给出了文字和数学的定义，李雅丽（2008）认为，当本币升值（贬值）1%时，出口商品外币价格上涨（下降）的百分比称为从汇率到出口价格的传递弹性，它是用来度量汇率传递效应大小的一个指标。出口商品的外币价格用P*表示，e*代表间接标价下的汇率，出口商的汇率传递弹性为：

当出口商品本币价格用P表示时，出口商的汇率吸收弹性为：

其中 ε=1-β

汇率的传递弹性等于1减去汇率吸收弹性，汇率传递弹性越高意味着出口厂商越具有较强的市场竞争力。

（二）模型设定和样本选择

实证研究的目的在于：（1）广西出口到东盟国家商品价格是否存在汇率传递；（2）广西企业出口到东盟国家的商品价格是否具有竞争力；（3）如何存在汇率传递，其传递的结果如何？

根据 Knetter（1993）和 Feenstra（1987）等人提出的理论，出口需求弹性与外币表示的边际成本相关，而本币价格与出口商品的加成系数相关，汇率、国外市场的竞争压力、需求压力、保持国外市场份额等又影响加成系数。由于广西出口到东盟国家的企业贸易特点和数据可得性考虑，在模型中只考虑汇率和国外市场上的竞争压力，而边际成本会随着汇率的变化而变化，所以本文建立了人民币汇率变动对广西出口商品价格传递效应的计量模型如下：

LnEP=β0+β1lnNEER+β2lnIPI+β3logCPI

其中，EP表示广西出口到东盟国家的商品出口价格指数，数据来源于南宁海关、广西统计局网站和《广西统计年鉴》，IPI表示广西企业的生产成本指数，用生产者出厂价格指数来代替，数据来源于国家统计局网站，CPI表示东盟国家竞争的价格水平指数，由于广西与泰国、越南、新加坡、马来西亚四国的贸易额比较大，约占广西企业出口到东盟国家贸易额的85%以上，所以本文选择这四个国家消费者价格指数来测度东盟国家的价格水平具有代表性，总指数根据双边贸易额权重来计算，数据来源于win金融数据库，由于这里考虑的是整个广西出口到东盟国家价格传递效应的整体情况，名义汇率更能反映一国货币总体对外价值的波动情况，因此使用人民币名义汇率，NEER表示人民币兑美元的名义汇率指数，根据广西与东盟四国的出口额权重来计算，数据来源于IMF网站，IMF公布的名义有效汇率指数上升代表本国货币相对价值上升，指数下降表示本国货币相对价值下降，指数均以上年同月为基期。

（三）实证分析结果

（1）单根检验

为避免“伪回归”，对各个变量取自然对数并进行ADF单根检验。根据SIC来确定ADF检验的基本类型（ctq），其中c表示常数项，t表示趋势项，q表示最优滞后阶数，结果如表1所示。

从表1可以看出，CPI原序列为平稳变量，其他变量均为一阶单整I(1)，满足协整检验的前提条件。

（2）协整检验

用2005年1月到2013年10月的月度数据并运用E-G两步法进行协整检验，先进性OLS进行回归，结果如表2所示，回归方程的系数都是显著的，方程拟合度较高。对回归方程残差进行检验结果如表3所示，残差单位根检验的t统计量=-9.663218，其相应的概率值P=0.000，小于1%的检验水平，因此拒绝残差序列resid01存在单位根的假设，即可认为残差是平稳序列，方程不是“伪回归”，根据协整关系的定义，可以认为序列lnEP、lnNEER、lnIPI、lnCPI之间存在协整关系，方程表达式为：

表1

表2

由方程（1）可以看出，出口商品价格与汇率之间正相关，汇率传递是不完全的。当汇率系数为0.809139，意味着人民币升值1%导致出口价格相应上调0.809139%，出口商对汇率的吸收弹性为80.9%，汇率传递弹性为19.1%，汇率传递弹性比较弱，这表明了广西出口商的市场竞争力较小。另外，出口商品价格受国内生产成本的影响较小，生产成本增加1%，出口价格相应只增加0.287026%，而受东盟国家价格水平影响比较大，东盟国家价格水平增加1%，出口价格相应增加0.899969%，这可能是受出口产品类型及产品质量等诸多因素的影响。

表3

（3）误差修正模型

对变量进行误差修正结果如表4，方程表达式为：

模型估计结果的F统计量相应的概率值P来看，模型估计整体上是显著的。出口价格的修正误差为-0.039854，表明从长期看汇率变动对出口价格的传递效应对偏离长期均衡往反方向调整0.039854。在短期内，汇率变动1%出口价格将增加0.063581%，小于长期弹性0.809139%，人民币汇率变动在当年对广西出口商品价格产生正面影响；短期内生产成本每上升1%，出口价格将增加0.156360%，小于长期的0.287026%；短期内东盟国家竞争价格上升1%，出口价格将增加0.939527%，大于长期的0.899969%。误差修正项在长期内会逐渐在反方向对变量进行影响，出口商品价格对各变量具有一定的调整能力，使它们拉到长期均衡状态。

（4）脉冲响应函数

脉冲响应函数用于衡量来自某个内生变量的随机扰动项的一个标准差冲击对模型中变量的当前值和未来取值的影响。设定脉冲时间为100期，假定自变量受到残差1个标准大小的冲击，考虑出口商品价格对人民币名义汇率冲击的响应函数，横轴表示响应函数的时期数，纵轴表示脉冲响应大小，红色虚线表示正负两倍的标准差偏离带（正负2S.E）。从图1可以看出，出口商品价格并没有立即对汇率冲击做出响应，而是先上升后下降，从刚开始为0上升到20期为 0.004835，之后下降到第 100期的0.001829。其次，出口价格对生产成本冲击做出的响应也是从小到大再下降，从开始为0到第43的0.00773期再到第100期的0.000751，对东盟国家竞争价格的冲击响应也是先从第1期的0响应上升到第8期的0.000215，然后从最值下降到0响应以下之后又逐渐回升。这说明出口价格对汇率的响应最大，其次到省内生产成本，最后才是东盟国家的竞争价格，误差修正项的反应速度变快，能在更快的时间内修正短期偏离。

表4 误差修正结果

图1

（5）方差分解

方差分解是分析每个新息冲击对内生变量变化的贡献度，从而了解各新息对内生变量的相对重要程度。如表5所示：人民币名义汇率、生产成本及东盟国家竞争者的冲击对出口商品价格的传递效应不断增大，分别从1阶段的0%、0%、0%到第20期的14.95151%、2.124864%、4.386133%。

表5 Variance Decomposition of lnEP

四、结论分析

本文利用2005年1月至2013年10月的月度数据估计人民币名义汇率变动对广西出口到东盟国家的商品价格的影响。实证研究显示：第一，人民币名义汇率对广西出口商品价格的传递系数仅为0.809139l，汇率系数小于1，名义汇率对广西出口到东盟国家的商品价格传递是不完全的；其次，广西出口商吸收了汇率变动的很大一部分，出口商具有一定的看市定价能力；省内企业的生产成本对出口价格造成小幅度的影响，企业生产成本越大出口价格越高，生产成本过高可能会导致出口价格高于东盟国家竞争价格水平，这可能会导致广西企业失去东盟市场；最后，东盟国家的竞争价格对广西的影响为0.899969，且存在长期均衡关系，广西企业应该重视东盟国家的竞争价格，提高自己产品质量，充分利用自己的看市定价能力使自身处于有利地位。

由于受到数据可获得性的样本容量等因素的限制，上述的实证研究结论只是初步性的，不能排除通货膨胀对出口价格的影响，广西各个行业商品出口到东盟不同国家的价格汇率传递情况有待于进一步的研究。

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［7］毕玉江,朱钟棣.5人民币汇率变动与出口价格:一个分析框架与实证检验6!Jl.世界经济研究,2007年第l期

［8］何建奎、马红.人民币实际有效汇率变动对我国进出口贸易影响的实证研究—基于1995-2011年数据.经济与管理科学.2012

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