我国对外开放进程中人民币汇率传递效应分析

摘 要：改革开放以来，我国的对外开放取得显著成就，对外开放程度随着经济发展不断扩大。本文以2001年12月中国加入世贸组织为界，运用协整检验和误差修正模型（VEC）对我国对外开放进程中的人民币汇率传递效应进行了实证分析，结果发现人民币汇率传递效应呈现上升的趋势。

关键词：对外开放；汇率；传递效应

中图分类号：F830.7 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2013）07-0019-04

一、引言

汇率传递效应（exchange rate pass-through effect）是指汇率每变动一个单位对一国进出口商品价格和国内物价水平的影响程度。研究汇率传递问题有利于理解中央银行实施有效的货币政策以应对通货膨胀的问题。汇率传递效应受多个因素的影响。国内外最新研究结果表明一国的通货膨胀率、汇率波动率、国民收入状况、国内生产总值规模和对外开放程度都是影响汇率传递的重要因素。

从1978年我国实施改革开放政策以来，我国的对外开放取得了重大进展，特别是2001年12月成为世界贸易组织（WTO）成员以后，我国的对外开放由有限范围、地域、领域内的开放，转变为全方位、多层次、宽领域的开放，开放程度不断提高。在贸易领域，2011年全年我国外商直接投资（FDI）约为1150亿美元，全年进出口总额为36421亿美元。在金融领域，2009年跨境贸易人民币结算试点的启动为人民币资本账户可兑换打下了坚实的基础。人民币不断升值、人民币国际化进程的不断推进也对人民币资本账户的开放提出要求，人民币资本账户的开放必然会加大我国的对外开放程度。

为探究我国对外开放进程中人民币汇率的传递效应究竟呈现怎样的趋势，以及人民币资本账户的开放将对国内物价产生怎样的影响，本文以我国加入WTO为例，以1995年1月至2012年6月的数据对其进行实证研究。

二、文献综述

国外对汇率传递的研究是从20世纪80年代全面展开的，那时研究主要集中于微观领域和汇率的不完全传递方面。如克鲁格曼和多恩布什（Krugrnan和Dombusch，1987）在微观层面对汇率变动对进口商品价格的不完全传递进行了解释， 提出了依市场定价理论（pricing to market ）。20世纪90年代后，该方面的研究开始转向宏观层面，汇率传递的影响因素成为研究重点，如昆祝克帕姆（Jevan Kumar Khundrakpam，2007）、高希和拉扬（Amit Ghosh和Ralnkishen S. Rajan，2008）等的研究表明， 汇率波动率、国民收入状况以及一国的对外开放程度都是影响汇率传递的重要因素。在一国开放程度对汇率传递效应的影响方面，多恩布什（1987） 认为，如果一国外来出口企业在数量上和规模上超过本国同类企业， 则该国汇率传递效应相对较大；高希和拉扬（2008）认为，一国的对外开放度对汇率传递的影响具有双重性：一方面，一国开放程度越高，国内物价水平受外界影响就越大，即汇率变动对本国的物价水平的影响也就越大；另一方面，对外开放程度越高，本国进口商品市场竞争越激烈。企业为保持原有的市场份额， 可能自己吸收汇率变动冲击的影响， 因而汇率传递效应就越小。

国内关于汇率传递效应的研究主要是随着我国经济开放程度的提高以及人民币汇率制度改革的深入而展开的，大多数研究集中在人民币汇率传递效应的大小上，对人民币汇率传递效应影响因素的研究较少。倪克勤、曹伟（2009）对汇率传递效应影响因素进行了考察，结果发现通货膨胀率与汇率传递系数存在显著正相关性，汇率波动率、真实GDP均与汇率传递系数存在显著负相关性。吴志明、郭予锴（2010）对汇改前后人民币汇率传递效应的大小进行了比较，结果表明汇改后人民币汇率对CPI的传递效应相比汇改前略有上升。荣岩（2011）对人民币汇率传递效应的影响因素进行了分析，发现劳动力市场竞争度与出口价格的汇率传递系数呈正相关关系。王永茂（2012）运用协整技术和VEC模型对日本量化宽松货币政策下的汇率传递效应进行了分析，结果显示量化宽松货币政策期间，日元汇率传递效应大大下降。

综上可见，国内外文献极少涉及一国开放程度与汇率传递效应的关系。随着人民币资本账户开放的不断推进，我国不仅在贸易方面的开放程度较高，金融领域的开放程度也越来越高。因此，有必要对我国改革开放进程中汇率传递效应的变化进行探讨，从而更加全面地把握我国汇率传递效应的情况和更加有效地实施货币政策。

三、理论模型与数据说明

（一）理论模型

本文参照大谷（Otani，2006）的研究，建立如下计量模型：

[cpit=β0+β1gdpt+β2neert+β3wcpit+μt] （1）

其中，[cpit、gdpt、neert、wcpit]分别代表国内物价、真实GDP、有效汇率和贸易权重外国物价。

（二）数据说明

我国汇率自1994年1月起实施以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制度。本文选取1995年1月至2012年6月的月度数据进行实证分析。（1）选取消费者价格指数作为国内物价的变量，采用以1995年1月为基期的定基比数据。CPI的定基比数据由各月的同比数据和1995年的环比数据计算得到，原始数据来源于宏观数据网。（2）人民币汇率采用国际清算银行公布的名义有效汇率neer作为变量，有效汇率为间接标价。指数上升表示人民币升值，下降意味着人民币贬值。（3）选择全球商品价格指数作为商品生产成本的变量，数据来源于国际货币基金组织网站。（4）由于我国没有公开的月度GDP数据，本文采用月度工业增加值作为替代变量，数据来源于国家统计局和CCER中国经济金融数据库。本文在实证分析时将月度工业增加值的原始数据剔除了通货膨胀的影响。上述4个数据序列在实证分析之前都使用X12方法进行季节调整，且所有数据都采用自然对数形式。

四、实证研究

本文运用Eviews6.0软件，分时段考察人民币汇率变动对我国国内物价水平的传递效应。以2001年12月我国加入WTO为分界，将整个样本区间划分为两段，来考察我国改革开放进程中汇率传递效应的变化。本文首先用ADF单位根检验方法对各变量的平稳性进行判断。若各变量序列非平稳，再用协整检验来考察变量间的长期均衡关系和用误差修正模型反映短期动态变化，最后用脉冲响应函数和方差分解来考察汇率冲击对国内物价的冲击程度。

（一）加入WTO前（1995年1月—2001年12月）的实证分析

1. 单位根检验和滞后期选择。由表1可知，cpi、gdp、neer和wcpi 4个变量在10%的显著性水平下都接受了原假设，为非平稳变量。对上述4个变量进行一阶差分后，[Δ]cpi、[Δ]gdp、[Δ]neer和[Δ]wcpi都在1%的显著性水平下拒绝了原假设，为平稳变量。即cpi、gdp、neer和wcpi都为一阶单整序列，可进行协整检验。协整关系的一个重要内容是滞后期的确定。本文根据无约束VAR来选择，根据AIC和SC信息规则确定最佳滞后期为2期（见表2）。

2. 协整检验。由以上平稳性检验知，4个变量均为I（1）序列，可进行协整检验。协整检验方法有E-G两步法和Johansen方法。本文采取Johansen方法对cpi、gdp、neer和wcpi 4个变量进行协整检验。

Johansen协整分析结果显示（见表3），迹统计检验和最大特征值检验均显示在5%的显著性水平下4个变量之间存在1个协整关系，协整向量为[1，0.054，0.182，-0.206T]，则可得到以下协整关系式：

[cpit=0.054gdpt+0.182neert-0.206wcpit] （2）

协整关系式（2）表明，长期内人民币汇率对我国国内物价的传递系数为0.182。即人民币每升值1%，我国国内物价指数下降0.182%。

3. 误差修正模型。基于以上分析，cpi、gdp、neer和wcpi 4个变量之间存在协整关系，因此可以运用误差修正模型进一步分析变量间短期动态关系。根据AIC和SC准则，确定该误差修正模型的最优滞后期为1期，得到如下表达式：

[Δcpi=-0.0465CointEq1+0.119Δcpi（-1）+0.012Δgdp（-1） -0.037Δneer（-1）-0.009Δlcpi（-1）+0.0015 （3）]

CointEq1表示协整方程得到的滞后一期的误差修正项，反映了变量短期波动偏离长期均衡关系的程度，其系数表示物价对长期均衡关系偏离的调整速度。式（3）显示，我国国内物价的调整系数为-0.0465，符合经济理论。因为，如果CointEq1大于零，意味着我国国内的物价超过了由协整关系得到的长期均衡水平，随后会出现收敛趋势，以降低至长期均衡水平，所以理论上CointEq1的系数应为负。我国国内物价的误差修正系数为负，表明人民币汇率变动对国内物价的传递效应具有由短期波动到长期均衡调整的自我修正的动态机制，是一种长期均衡关系对短期变动“负反馈”的调节机制。当人民币汇率变动对当年国内物价产生影响以致其偏离长期均衡水平时，在以后年度，误差修正项会减弱这种影响，使物价恢复到长期均衡水平。该项的系数越大，说明系统自我修正的功能越强。

（二）加入WTO后（2002年1月—2012年6月）的实证分析

采用上述同样的方法对该样本区间的数据进行实证分析。

1. 单位根检验和滞后期选择。由于在该样本区间，cpi、gdp、neer和wcpi 4个变量均为一阶单整变量，因此可对其进行协整检验。同样，在进行协整检验前，应先确定最优滞后阶数。依据无约束VAR和AIC、SC准则，确定最优滞后期为2期（表略）。

2. 协整检验。用Johansen协整分析，结果显示在5%的显著性水平下，4个变量之间至少存在1个协整关系，协整向量为[1，0.3359，0.5011，-0.1181T]。

[cpit=0.3359gdpt+0.5011neert-0.1181wcpit]（4）

协整关系式（4）表明，长期内人民币汇率对我国国内物价的传递系数为0.5011，明显大于加入WTO前的传递系数。即人民币每升值1%，我国国内物价指数下降0.5011%。

3. 误差修正模型。根据AIC和SC准则，确定该误差修正模型的最优滞后期为1期，得到如下误差修正模型表达式：

[Δcpi=-0.0349CointEq1-0.0117Δcpi（-1）+0.008Δgdp（-1） -7.00E-05Δneer（-1）+0.0198Δlcpi（-1）+0.002 （5）]

式（5）显示，加入WTO后我国国内物价的调整系数为-0.0349，小于加入WTO 前的水平。

五、结论

根据以上实证检验结果，可以得到如下结论：

第一，人民币汇率变动显著影响了国内物价水平。但是与以往文献的研究结果不同，本文发现人民币名义有效汇率变动与CPI正相关。在加入WTO前后，人民币汇率对CPI均有正的影响。即人民币升值，CPI亦上升。一般来说，一国货币升值有利于降低进口价格，进而降低国内物价水平。然而，一直以来，特别是2005年7月汇率改革以来，人民币升值的同时，升值预期也在加强，人民币升值预期对国内物价产生的上升效应大于人民币升值产生的紧缩效应。

第二，加入WTO前后对比可以发现，人民币汇率对CPI的传递效应明显上升。由协整检验结果可知，人民币每升值1个百分点，加入WTO之前国内CPI下降0.182个百分点，而在加入WTO后国内CPI下降达0.5个百分点。由误差修正模型分析可知，加入WTO前CPI的误差修正项系数为-0.0465，而加入WTO后该项系数仅为-0.0349，系统自我修正功能明显减弱，可见人民币汇率对CPI传递效应增强。

参考文献：

[1]倪克勤，曹伟.人民币汇率变动的不完全传递研究：理论及实证[J].金融研究，2009，（6）.

[2]荣岩.人民币汇率传递效应影响因素研究[D].复旦大学博士论文，2011.

[3]王永茂.2001—2006年日本量化宽松货币政策下汇率传递效应分析[J].现代日本经济，2012，（1）.

[4]吴志明，郭予锴.汇率制度改革前后人民币汇率传递效应研究——以2005年7月汇率制度改革为界[J].经济评论，2010，（2）.

[5]Amt Ghosh and Ramkishen S.Rajan.2008.Exchange rate pass一through in Korea and Thailand： Trends and determinants，Japan and the World Economy.

[6]Campa，J. and Goldberg.2002.Exchange rate pass一through into import prices a macro or micro phenomenon？ NBER Working Paper No.8934.

[7]Dornbuseh，R.1987.Exchange Rate and Prices， American Economic Review， pp.93-06.

[8]Jeevan Kumar Khundrakpam.2007.Economic reforms and exchange rate pass—through to domestic prices in India，BIS working paper. No.225.