中國當(dāng)前是輸入型通脹嗎?
----基于匯率傳遞的視角

王 勝, 田 濤

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院, 湖北 武漢 430072)

20世紀90年代后期,主要工業(yè)化國家都出現(xiàn)了經(jīng)濟增長與低通脹并存的經(jīng)濟現(xiàn)象。許多學(xué)者研究認為工業(yè)化國家的低通脹水平是由于亞洲金融危機以后的進口產(chǎn)品價格下降所導(dǎo)致的。至此,匯率、國際市場價格波動對一國國內(nèi)通脹水平的影響開始受到越來越多的關(guān)注。輸入型通脹是指在開放條件下,由于本國與國際市場聯(lián)系緊密,國外商品或者生產(chǎn)要素價格上漲通過本國與國際市場聯(lián)系傳播到國內(nèi),從而引起國內(nèi)物價普遍、持續(xù)上漲的經(jīng)濟現(xiàn)象。近年來,美國“次貸危機”后連續(xù)推出的“量化寬松”貨幣政策,導(dǎo)致國際市場石油、原材料、糧食等大宗商品進入新一輪價格上漲。中國作為世界上最大的發(fā)展中國家,對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有舉足輕重的作用。在此背景下,討論進口物價波動的匯率傳導(dǎo)機制,以期判斷當(dāng)前中國通脹是否是輸入型通脹對于控制我國物價上漲保持經(jīng)濟良性循環(huán)具有重要意義。本文寫作的另外一個原因是針對前幾年有學(xué)者提出的“升值抑漲論”的觀點,后來發(fā)現(xiàn)無論是一些學(xué)者的理論研究[1-4]還是實踐操作政策效果*① 2005年匯率改革以來,人民幣的不斷升值并沒有改變國內(nèi)物價持續(xù)上漲的趨勢,特別是2007年以后,CPI同比上漲幅度屢創(chuàng)新高。因此,實際效果與“升值抑漲”的理論顯然是背離的。,通過人民幣升值來抑制通脹的思路好像并不可行。鑒于此,本文的研究目的是:從匯率傳遞的視角判斷當(dāng)前我國通脹是否為輸入型通脹;從匯率傳遞的微觀層面解釋人民幣升值為什么不能抑制我國通脹;找出影響匯率傳遞大小的通脹臨界值,以期為政府決策提供參考。

一、 文獻綜述

Taylor(2000)[5]在研究最優(yōu)貨幣政策的時候發(fā)現(xiàn)低通脹環(huán)境會穩(wěn)定以交錯定價為基礎(chǔ)的價格調(diào)整行為,并因此降低匯率的傳遞效應(yīng),從而拉開了通脹環(huán)境對于匯率傳遞影響的研究序幕。Dervereux & Yetman(2002)[6]通過數(shù)理模型解釋了通脹環(huán)境和匯率傳遞之間的關(guān)系,得出了低且穩(wěn)定的通脹環(huán)境下出口商不會頻繁地調(diào)整價格的結(jié)論。Jeannine等(2005)[7]采用跨國面板模型證明了低通脹環(huán)境會降低匯率傳遞系數(shù)。Dervereux等(2004)[8]研究結(jié)果表明:如果一個國家采取盯住通脹的貨幣政策,那么國外出口商會更有動力按照當(dāng)?shù)刎泿哦▋r(LCP),這樣就可以穩(wěn)定進口價格,從而穩(wěn)定國內(nèi)價格。Choudhri & Hakura(2006)[9]也發(fā)現(xiàn)了匯率傳遞水平的降低與低通脹環(huán)境相關(guān)。Marko (2010)[10]通過采用OECD國家的數(shù)據(jù)、運用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型分析了匯率傳遞與通脹水平之間的關(guān)系,研究結(jié)果也表明兩者之間存在顯著的關(guān)系。

國內(nèi)研究匯率傳遞與通脹環(huán)境之間關(guān)系的文獻并不多。陳六傅、劉厚俊(2007)[11]考慮了通脹的影響,并采用VAR模型分析了人民幣有效匯率的價格傳遞效應(yīng)。倪克勤、曹偉(2009)[12]利用滾動回歸的方法考察了匯率波動和消費價格指數(shù)(CPI)之間的關(guān)系。項后軍、王清(2010)[13]則進一步采用平滑轉(zhuǎn)換回歸模型考察了在通脹的情況下匯率變動和國內(nèi)CPI之間的關(guān)系。陳文政(2011)[14]運用VAR模型分析了我國外匯儲備流動性過剩所導(dǎo)致的通脹的成因。

從以上文獻可以看出,當(dāng)前國內(nèi)相關(guān)研究從方法上來說,要么采用向量自回歸模型以及從向量自回歸模型中衍生出來的向量誤差修正模型進行分析,要么采用本質(zhì)上為線性模型的門限回歸模型進行分析。由于向量自回歸模型以及向量誤差修正模型缺乏微觀基礎(chǔ),并且無論是向量自回歸模型還是向量誤差修正模型都假定變量之間關(guān)系是線性變化的,這顯然與事實相悖;另外,已有文獻并沒有分析中國最近幾年通脹的傳導(dǎo)途徑,而是直接將中國通脹的原因定性為輸入型通脹,并給出了治理對策,這是值得商榷的。因此本文將從匯率傳遞的視角,利用平滑轉(zhuǎn)換回歸模型實證分析匯率變動與中國進口價格水平之間的關(guān)系,為政府有針對性地治理通貨膨脹提供參考。

二、 實證框架:模型構(gòu)建及平滑轉(zhuǎn)換回歸(STR)方法介紹

最近十幾年來,大量文獻研究了出口商兩種不同的定價方式即當(dāng)?shù)刎泿哦▋r(local currency pricing, 簡稱LCP)與生產(chǎn)者貨幣定價(producer currency pricing,簡稱 PCP)對匯率傳遞水平的影響。當(dāng)出口商都選擇PCP定價的時候,匯率的變動就會立刻傳遞到商品的價格上,出現(xiàn)匯率的完全傳遞;反之,當(dāng)所有出口商都采用LCP定價,商品的出口就完全不受到匯率波動的影響[6]。接下來,借鑒Marko(2010)[10]的研究模型來對匯率傳遞的微觀基礎(chǔ)進行分析。

在一個壟斷競爭市場中,t期追求利潤最大化的出口商以LCP定價的原則在邊際成本的基礎(chǔ)上有一個成本加成λ,λ為需求彈性的函數(shù),并且成本加成、匯率以及邊際成本隨時間t變化而變化,即:

(1)

(2)

其中,0<α<1,β>0,函數(shù)θ(π)表示匯率傳遞彈性,其大小與進口國的通脹環(huán)境有關(guān),0<θ(π)<1。由于出口商要提前設(shè)定當(dāng)期的出口價格,當(dāng)進口國的通脹率較高時,出口商的成本加成對于匯率變化改變就要大一些。因此,一個高通脹環(huán)境更傾向于增加匯率的傳遞彈性[5]。把式(3)代入式(1),可以得到出口國產(chǎn)品在進口國價格表達式:

對式(4)取對數(shù),得到:

mpt=(1-α)et+θ(π)et+

(5)

其中,式(5)中的小寫字母分別表示式(4)中相應(yīng)變量取對數(shù)之后得到的變量。

從進口國來看,式(5)中的匯率傳遞取決于兩個效應(yīng):直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。匯率變動導(dǎo)致的匯率傳遞的直接效應(yīng)為(1-α),預(yù)期其傳遞效應(yīng)在0～1之間。間接效應(yīng)θ(π)大小和進口國通脹率大小有關(guān)系。基于這樣一種假設(shè),有下式成立:

θ(π)=0,π<π*

δ,π>π*

(6)

由此得到在進口國的通脹率較低時,匯率傳遞只存在直接效應(yīng),其大小為1-α;當(dāng)進口國通脹率較高的時候,匯率傳遞既存在直接效應(yīng),又存在間接效應(yīng),匯率傳遞的大小為(1-α+δ)。以上是對一個典型出口商定價行為進行的分析,然而在國際貿(mào)易市場上存在著眾多出口商,由于資訊解讀的異質(zhì)性、運輸成本和交易成本等造成的套利空間以及政府干預(yù)和交錯定價行為的存在,宏觀變量之間最終所表現(xiàn)出來的關(guān)系為一種非線性平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)形式。因此在式(6)基礎(chǔ)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代表一般進口價格水平;Δe代表實際有效匯率;Δmct代表出口商的邊際成本;Δyt代表進口國的市場需求條件,以實際GDP環(huán)比變化來衡量;參數(shù)k代表系統(tǒng)變量的滯后階數(shù);參數(shù)st是一個隨機轉(zhuǎn)換變量,定義為st=∑2i=0πt-i3,其中πt是用消費者價格指數(shù)的增長率來衡量t期的通脹水平。轉(zhuǎn)換函數(shù)有兩種,一種稱之為Exponential STAR(ESTAR)模型,其表達式為:G(st;r,c)={1-exp[-r(st-c)2]},r>0;另外一種轉(zhuǎn)換函數(shù)稱為Logistic STAR(LSTAR)函數(shù)形式,其表達式為G(st;r,c)=(1+exp{-r(st-c)})-1。由此可以得到匯率變動對進口國價格指數(shù)的傳遞效應(yīng),其傳遞效應(yīng)按照滯后期的不同可以分為短期效應(yīng)(short-run)和長期效應(yīng)(long-run)。從式(7)得到匯率變動進口價格水平發(fā)生變化的匯率傳遞短期效應(yīng)(short-run)和長期效應(yīng)(long-run)分別為:

(8)

(9)

三、 數(shù)據(jù)說明及計量結(jié)果

1. 數(shù)據(jù)處理與說明

根據(jù)中國的實際情況以及數(shù)據(jù)的可獲得性,采用了我國2000年1月—2011年12月的月度數(shù)據(jù)。由于各類指數(shù)所采用的基期不同,把各類指數(shù)統(tǒng)一為2010年的定基比數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)都利用X-12方法進行季節(jié)調(diào)整然后取對數(shù)以盡可能地降低可能產(chǎn)生的異方差。

(1) 進口價格指數(shù)(mp)。采用月度進口價格指數(shù)作為進口商品價格變化指標(biāo),數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(http:∥db-edu.cei.gov.cn)。

(2) 人民幣名義有效匯率(e)。人民幣名義有效匯率以進出口份額為權(quán)重對我國主要貿(mào)易伙伴國雙邊匯率進行加權(quán)平均,采用間接標(biāo)價法,指數(shù)上升代表人民幣升值。數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫(http:∥www.bis.org/)。

(3) 通脹率(π)。由于國家并沒有發(fā)布月度通脹率,遵從其他文獻的一般做法,選取居民月度消費價格指數(shù)的一次差分來反映通脹率水平。項后軍(2010)的做法以居民消費價格指數(shù)環(huán)比增長率來反映月度通脹率的大小,本文沿用他的這種做法。數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(http:∥db-edu.cei.gov.cn)。

(4) 國內(nèi)需求(y)。由于沒有月度GDP數(shù)據(jù),以月度工業(yè)增加值作為代理變量,用CPI指數(shù)消除價格因素的影響并換算成定基比價格指數(shù)。數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(http:∥db-edu.cei.gov.cn)。

(5) 出口商的邊際成本(mc)。囿于數(shù)據(jù)的可獲得性,參考倪克勤、曹偉(2009)的做法,以我國最重要的貿(mào)易伙伴國(美國、日本、歐盟)的月度生產(chǎn)價格指數(shù)加權(quán)平均作為替代變量,以每月我國從上述三個國家和地區(qū)的進口貿(mào)易額占從以上國家出口到中國的貿(mào)易總額的比值作為權(quán)重。數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)OECD數(shù)據(jù)庫(http:∥db-edu.cei.gov.cn/oecd.htm)。

2. 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

由于STR模型要求各變量為平穩(wěn)時間序列,而根據(jù)趙進文(2009)[15]的研究,PP檢驗的穩(wěn)健性要高于ADF檢驗,因此選用PP統(tǒng)計量來對變量進行平穩(wěn)性檢驗。由于通脹率為消費價格指數(shù)的一階差分序列,所以通脹率水平為平穩(wěn)序列。另外對進口價格指數(shù)、人民幣名義有效匯率、國內(nèi)需求以及出口商的邊際成本及其一階差分變量進行平穩(wěn)性檢驗,結(jié)果見表1。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗

從表1中可以發(fā)現(xiàn),進口價格指數(shù)、人民幣名義有效匯率、國內(nèi)需求以及出口商的邊際成本都是非平穩(wěn)時間序列,但是它們的一階差分都是平穩(wěn)的。

3. STR模型滯后期的選擇及線性檢驗

H1:β1=β2=β3=0;

H2:β1=0|β2=β3=0;

H3:β2=0|β3=0;

H4:β3=0

在確立了模型的線性部分滯后期之后,進行線性假設(shè)的檢驗(檢驗的原假設(shè)為H1:β1=β2=β3=0,對應(yīng)的檢驗統(tǒng)計量為F1統(tǒng)計量),同時對轉(zhuǎn)換變量進行選擇。在檢驗結(jié)果拒絕線性假設(shè)的條件下進行序貫檢驗(test sequence),即首先從H4開始檢驗,然后分別對H3、H2進行檢驗。如果檢驗結(jié)果表明H3檢驗的結(jié)果最強烈地拒絕H3(伴隨概率最小),則選擇ESTR模型。反之,選擇LSTR模型[16]。

(1) 滯后期的選擇。為了進行模型的非線性檢驗,首先要確定STR模型線性部分的滯后期,以AIC信息準則及Ljung-Box殘差自相關(guān)檢驗作為選擇滯后期標(biāo)準。參照項后軍等(2010)[13]的研究,把變量滯后期的最大值設(shè)定為8,對實證模型的線性部分進行回歸,不同滯后期下的回歸結(jié)果見表2,根據(jù)AIC值最小選擇滯后期為3。

表2 不同滯后期下STR模型線性部分回歸的AIC值

(2) 轉(zhuǎn)換變量的選擇及線性檢驗。在確立了模型的線性部分滯后項之后,進行線性假設(shè)檢驗(相應(yīng)的檢驗統(tǒng)計量為F統(tǒng)計量),檢驗結(jié)果如表3所示。從表3檢驗結(jié)果可以看出存在多個轉(zhuǎn)換變量,根據(jù)最強烈拒絕線性假設(shè)的轉(zhuǎn)換變量(Δπt-1)為候選轉(zhuǎn)換變量,即選擇LSTR為擬合模型,同時選擇前三個月的月度通脹率為轉(zhuǎn)換變量。

表3 線性假設(shè)檢驗及轉(zhuǎn)換變量的選擇結(jié)果

注:t(trend)表示以轉(zhuǎn)換變量為時間趨勢變量時線性檢驗的結(jié)果。

接下來,利用格點搜索(grid search)估計模型的初始值c、γ值。γ的值的搜索范圍是從[0.5,10],而c搜索范圍是從[-0.005 5, 0.012 9]。搜索的原理是從最小值到最大值等間距取30個值,然后構(gòu)造900對組合,針對每一個組合的c、γ值,計算參差平方和,取殘差平方和最小者為初始值,然后采用牛頓-拉夫森(Newton-Raphson)進行迭代,并針對最大似然函數(shù)求取極值,得到整個模型參數(shù)估計值,并剔除不顯著的變量,得到模型的最終形式:

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,*、**、***分別表示相應(yīng)參數(shù)估計量在10%、5%以及1%顯著性水平下顯著。

模型的主要診斷統(tǒng)計量為:ARCH-LM=6.147 1(伴隨概率P值為0.630 8),表明模型殘差不存在ARCH效應(yīng),J-B統(tǒng)計量的值為1.571 4(伴隨概率P為0.455 8),不能拒絕模型殘差為正態(tài)分布的假設(shè)。同時檢驗?zāi)Ｐ蜌埐钍欠翊嬖谧韵嚓P(guān)的假設(shè),發(fā)現(xiàn)殘差滯后期從1～8都不能拒絕殘差不存在自相關(guān)的假設(shè)。

由以上分析可知:考慮到通脹的影響,人民幣匯率變動與進口價格變動之間的關(guān)系可以用LSTR模型進行模擬,匯率變動的進口價格傳遞彈性同時具有非線性和非對稱性的動態(tài)變化的特點。非線性模型的門限參數(shù)估計值為0.001 97,與項后軍等(2010)[13]分析消費者價格水平匯率傳遞的門限值是類似的。門限參數(shù)估計值為0.001 97表明人民幣匯率對進口價格的傳遞彈性的非線性結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變發(fā)生在轉(zhuǎn)換變量值(三期滑動平均值)為0.001 97(0.197%)的位置。即前三個月的月通脹率平均增幅為0.197%,轉(zhuǎn)換函數(shù)值為0.5,匯率傳遞達到中間水平。當(dāng)前三個月的月平均通脹率超過0.197%,轉(zhuǎn)換函數(shù)值隨著轉(zhuǎn)換變量值(即通脹率增長率)增加而增加,但是匯率傳遞速度越來越慢,此時稱為高機制(high regime)。前三個月的月平均通脹率小于0.197%,轉(zhuǎn)換函數(shù)值隨著轉(zhuǎn)換變量值(即通脹率增長率)減少而減少,匯率傳遞彈性也隨之減少,但是傳遞速度隨著通脹率增幅的增加而逐漸增大,此時稱為低機制(high regime)。

為了直觀反映上文實證分析結(jié)論,作出2001—2011年月度CPI環(huán)比增長率時序圖,見圖1。

圖1 2001年4月—2011年12月CPI環(huán)比增長率

注: 由于STR模型滯后期為3,損失了3期月度數(shù)據(jù)。實際數(shù)據(jù)從2001年4月開始至2011年12月結(jié)束。

從圖1可以看到,2007年6月份以后,中國的月度CPI漲幅大部分都位于水平線0.001 97以上,也就是說此時的出口商大部分都會采用以進口國貨幣定價的方式來選擇由于匯率變動而導(dǎo)致的利潤損失,而這種定價方式往往會導(dǎo)致進口價格水平隨著通脹率的增加而同比增加,而進口價格水平的上漲進一步加劇了通脹上漲的壓力,從而使得通脹水平具有自我維持性。以上分析表明2007年下半年以來,輸入型通脹成為我國通脹率上升的一個重要因素。

四、 結(jié) 論

本文采用平滑轉(zhuǎn)換回歸模型并利用中國的2001年1月—2011年12月的月度數(shù)據(jù)分析了匯率波動與國內(nèi)價格水平變動之間的關(guān)系。本文的主要結(jié)論為:

第一,中國進口價格水平的匯率傳遞彈性是通脹水平的非線性平滑函數(shù),進口價格水平的匯率傳遞彈性會隨著通脹水平的變化而平滑變化。

第二,根據(jù)LSTR模型的轉(zhuǎn)換變量的最優(yōu)選擇標(biāo)準,利用中國的月度數(shù)據(jù)還找到了將前三個月通脹增幅的平均值作為影響進口價格水平的匯率傳遞彈性的轉(zhuǎn)換變量的依據(jù),特別是找出了轉(zhuǎn)換變量的臨界值為0.001 97,也就是說當(dāng)前3個月的通脹率平均漲幅超過0.001 97的時候,會改變出口商的定價行為,從而會加劇進口國的通脹,從而導(dǎo)致進口國通脹水平具有自我維持性。

第三,根據(jù)LSTR模型估計的轉(zhuǎn)換變量臨界值,并對比中國2007年下半年以后的數(shù)據(jù), 發(fā)現(xiàn)“升值抑漲論”不可行的一個重要原因就是在物價持續(xù)上漲的通脹環(huán)境下,出口商會普遍改變他們的定價方式,導(dǎo)致進口價格水平的匯率傳遞水平較高,從而導(dǎo)致物價持續(xù)上漲,因此“升值抑漲論”并不可行。

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