论汇率传递、配额对我国稀土商品出口市场势力的影响

内容摘要：我国稀土商品出口在2005年后经历了重要的政策变化，价格也在2007年之后呈现大幅上升态势。本研究基于2007-2010年我国出口日本的七种主要稀土商品的季度面板数据分析识别汇率和配额政策的价格效应。

关键词：汇率传递 配额 稀土 出口市场势力

随着我国贸易政策不断调整，稀土商品出口价格发生较大的变化。本文研究的目的即是识别汇率和配额政策（配额和关税政策对于产品出口价格的影响效应理论研究基本一致，文中只考察配额政策的影响）对稀土出口商品的价格效应。由于这两方面因素和我国稀土商品的出口最为相关，所以本文以我国稀土出口日本市场为分析对象。

研究设计

“汇率的传递效应”指汇率变化对贸易品价格的影响程度，而汇率对出口价格的传递程度指“出口商品以进口国货币表示的价格变动率与汇率变动率的比例”（徐晓华、张婧，2010）。传统的汇率和国际收支理论认为，一国货币贬值将同比例降低以外国货币表示的出口商品价格，而升值将同比例提高以外国货币表示的出口商品价格，汇率变动对出口商品外币价格的传递程度为100%。然而，基于前人经验数据的实证研究发现，汇率变动对出口外币价格的传导是不完全的，以进口国货币表示的出口价格变动幅度通常小于汇率变动幅度。

“汇率的不完全传递”意味着本国汇率变化对出口价格的传递是成一定比例的，可以用“传递系数”表示，即本币汇率变动对外币表示的出口商品价格的传递程度。由于稀土资源分布的地域性，可以认为稀土市场是分割的，“寡头”出口国具有某种垄断差别定价能力（即市场势力），即生产者通过调整价格加成比例进行冲销，使得汇率变动部分地传递到国外销售价格上。因此稀土出口的汇率传递系数直接反应出我国出口的市场势力的大小。又若当汇率传递系数受稀土配额的实施发生变化，则还可以认为我国市场势力在稀土配额政策实施的情况下产生变化。

（一）理论模型

假定稀土出口配额g不变，在给定汇率下，稀土出口商出口某种稀土商品i以本币衡量的利润，其中e为一单位人民币对应的外币数量，Pi为以外币衡量的出口商品i的价格，Qi为产量，C（Qi）为出口厂商的成本函数。根据利润最大化的一阶条件，有：

Pi=e・MCi・μi （1）

其中，μi为边际加成成本，其大小取决于目标市场对产品i的需求价格弹性的大小。（1）式表明稀土商品出口价格变化决定于汇率、边际成本和边际加成成本（或进口国市场需求）。对（1）取对数，有：

（2）

其中Pitg为在出口配额为g时，稀土商品的出口价格；虚拟季度变量Djit（j=1，2，3）解释消费者偏好的变化；αitg为回归方程的截距项，反映每期的不变成本；βjig为边际加成的大小，反映稀土出口价格与边际成本的偏离程度；为汇率传递弹性，反映稀土出口商调整稀土出口价格的幅度，也即稀土出口的市场势力。=-1表示完全传递效应（对应市场势力为0），即人民币升值1%，稀土出口的日元价格也上升1%；＜-1表示过渡传递（此时越小，市场势力也越大）；∈（-1，0）表示不完全传递（越靠近-1表示市场势力越大）；=0表示无传递效应，即不论人民币对日元汇率如何变动，稀土出口的日元价格不变；＞0说明存在反向传递效应，即人民币升值1%，稀土出口的日元价格反而下降。

回归方程式（2）是在剔除了与配额相关的因素造成的价格效应前提下，衡量汇率政策的价格效应的，它不能识别配额变化的作用。根据国际贸易理论，配额政策影响价格的前提是配额数量具有一定约束力，即如果t-1到t时期稀土出口数量用不完配额指标，则配额政策的价格效应为0。而事实上我国国内稀土每年的产能都超过给定配额指标，根据Harrigan和Barrow（2010）配额政策变化效应，假定t-1到t时期，稀土商品的配额Qt对出口价格的变化率为ξit。则（2）式改写为：

（3）

回归式（3）可以帮助我们估计配额的价格效应以及实施配额以后的汇率传递效应变化。

（二）数据来源

本文采用全国稀土信息网统计的2007-2010年中国对日本出口的七种主要稀土商品（金属钕、氧化铈、碳酸铈、氧化钇、氧化镧、氧化钕、氧化铕）的月度（出口量和金额）数据计算平均价格（金属镝也是中国出口日本的主要稀土产品之一，但是由于其部分月度数据为0且在日本主要的金属镝进口国中市场份额较小，本文不将其作为分析依据）；各种稀土产品的配额分类根据商务部一年两次的稀土出口配额分企业指标计算得出。文中分析年限从2007年开始弥补了以往文献在研究稀土出口市场势力时忽略汇率调整和贸易政策实施因素的的欠缺，采用季度数据也有助于估计汇率政策变化的价格效应。文中采用的汇率数据来自国家外汇管理局的人民币对日元的中间价，根据日汇率简均计算得出季度汇率，由此计算人民币对日元汇率从t-1到t时期的变化率。

计量分析

（一）面板数据平稳性检验

建立面板数据模型时应首先对数据进行平稳性检验，防止存在伪回归，检验结果见表1。根据ADF检验结果，在5%或1%的显著性水平下，面板序列对象不存在单位根，即pool序列对象的原序列是平稳的，可以直接用其估算，得到的结果具有经济意义。

（二）模型设定形式检验

根据截距项向量和系数向量的不同，面板数据模型可以分成三种类型，即变系数模型（系数向量和截距项均变化）、变截距模型（系数向量相同而截距项不同）以及不变系数模型（系数向量和截距项均相同）。因此首先用Hausman检验来识别面板模型是固定效应模型还是随机效应模型；然后采用协方差分析检验方法，通过如下（4）和（5）式的F统计量来判定模型的系数类型，其中N为横截面个体的个数，K为解释变量的个数，T为时间序列的长度。

（4）

（5）

对于回归式（2）首先分别计算3种形式的模型：变系数模型、变截距模型和不变系数模型，在每个模型的回归统计量里可以得到相应的残差平方和S1=15.69147，S2=18.73481，S3=249.4152。

计算得到面板数据模型的Hausman检验以及两个F统计量值如表2所示。由表2可知，Hausman检验的相伴概率远大于10%的显著水平；且在给定5%的显著性水平下，F2＞F（12，98），F1＞F（7，98），所以回归式（2）应采用变系数的随机效应模型。

同理，检验回归式（3），结果见表3。由表3可知，Hausman检验的相伴概率远远大于10%的显著水平；且在给定5%的显著性水平下，F2＞F（18，91），F1＞F（12，91），所以回归式（3）同样应采用变系数的随机效应模型。

（三）回归分析

回归分析结果见表4，根据上述线性对数回归式（2）和（3），分别对7种稀土出口产品进行回归。从结果可以看出，回归模型对现实数据的拟合程度较好，均大于90%。根据杜宾（DW）检验值接近2可判断模型不存在序列自相关。此外，在1%和5%显著性水平下通过检验估算出的回归系数值γ均在（-∞，-1）之间，其经济学含义是：人民币升值1%，稀土出口的日元价格上升超过1个百分点，即拥有较强的市场势力。

结论及政策建议

由回归分析结果可以看出，在不考虑配额影响的条件下，除氧化铈和碳酸铈的汇率传递率大于-1外，金属钕、氧化铈、氧化钇、氧化镧、氧化钕、氧化铕出口价格对汇率的调整均敏感，其中尤以氧化铕最为明显，表明自2007年后我国稀土在出口市场的市场定价的能力开始增强；但是随着我国对稀土出口配额政策调整力度的加强，只有氧化铕汇率传递率的绝对值在不考虑汇率情况下增加，体现了市场势力。本文对其有两种解释：一是，这是由长期以来氧化铕在稀土产品中的价值地位（其价格通常是其它稀土商品的100多倍）决定的，这也是国内学者在分析稀土时经常以氧化铕为例的原因；二是，对于稀土配额的分配是根据企业近三年出口数量和出口额占全国的比重划归的，没能体现稀土产品多样性的特点，且配给的出口厂家多头对外，较低的市场集中度较难赢得市场势力。

本文的创新之处有以下几点：一是，2006年5月我国成立了稀土联盟，2007年之后稀土各种产品分类数据公布更全面和具体，由于稀土产品种类繁多，价格差异较大，本文基于高度分解的七种稀土产品进行分析，避免以往对价格单纯的加总造成的可能性偏差；二是，本文选取的数据从2007年之后开始，2007年之后国家加强了稀土的管控，贸易政策也发生了较大的调整，而以往的市场势力测定大部分采用Hall市场势力测度模型，而该模型的前提假设即是政策不发生调整；三是，以往文献在衡量进口国内需求变动时通常采用的是进口国内消费价格指数，其本身难以反映稀土消费的偏好程度，本文在系统考察我国出口日本稀土数据是发现了稀土价格的季度性波动，继而采用季度调整虚拟变量来反映进口国稀土消费者偏好的变动情况。

2011年7月5日，世界贸易组织裁定中国限制9种原材料（包括铝土、焦炭、萤石、镁、锰、硅铁、硅化碳、黄磷和锌）出口违规。此次涉案的原材料虽然并不包括近来各方对中国施加巨大压力的稀土。但是在这种情况下，当事方很可能下一步会将中国稀土贸易政策以依照上述案件的路径，将稀土出口限制问题诉诸WTO，而本文的分析也表明配额政策实施的局限性。因此我国应该抓住稀土目前稀土市场定价权逐步提升的机遇，从国内入手，通过稀土资源从价税提高稀土行业进入门槛，调控稀土的产能扩张现象严格环保门槛，阻止资金、技术不达标的企业进入稀土领域，从源头上调控稀土的重复建设现象，控制稀土产量，增强国内市场集中度，为稀土出口议价提高筹码。

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