人民幣匯率對我國原木進口價格的傳遞效應研究
——基于匯率制度改革的視角

石佳敏，胡明形

(北京林業大學經濟管理學院)

由于森林資源總量不足以及嚴控采伐等林業政策的執行，我國原木的進口量和進口額逐年增長，2018年我國已成為世界第一大原木進口國①基于UN Comtrade 2018年的全球原木進口額數據。。我國木質林產品總供給中進口產品數量超過50%，原木進口價格對國內木材市場價格和林產工業發展具有重要影響，而匯率是影響一國進口產品價格的重要因素。研究人民幣匯率對原木進口價格的影響，探索原木市場價格隨匯率波動的變化規律，對國內木材市場管理和林業產業發展具有重要意義。同時，自2004年以來，我國對人民幣匯率制度進行了兩次主要的改革，人民幣匯率制度作為重要的經濟制度，其變遷對木材國際貿易市場及價格的影響也是一個值得研究的問題。

一、文獻綜述

對進口商品來說，匯率變動1%對以進口國貨幣計價的商品價格的影響程度被稱為匯率傳遞效應（Exchange Rate Pass-Through，即 ERPT）。長期以來，不少學者的研究都聚焦在進口商品價格的匯率傳遞效應上。早期經濟理論認為進口商品價格的匯率傳遞效應是完全的，即商品進口價格的變化幅度與匯率的變化幅度是相同的。但隨著研究的深入，眾多國內外的實證研究表明，進口價格的匯率傳遞效應并不完全，即進口價格的變化幅度一般小于匯率的變化幅度。

總結現有的研究匯率傳遞效應的文獻，從研究內容看，主要是基于總體、行業或商品層面研究匯率傳遞不完全程度及成因[1-4]和匯率傳遞的不對稱性[5]。從使用的實證研究模型看，主要有以下3類模型：一是運用單方程回歸、滾動回歸、一般協整方程及誤差修正模型研究匯率傳遞的程度；二是運用向量自回歸類模型，從動態角度探索匯率對價格的沖擊作用；三是自回歸分布滯后（即Autoregressive Distributed Lag Model，以下簡稱 ARDL）類模型，此類模型在各變量單整階數不一致的情況下，可同時測算出長期和短期的匯率傳遞效應。

國內對原木進口價格的研究主要在以下幾方面：一是對原木進口價格影響因素的研究[6-8]；二是原木進口價格的變動及預測研究[9-10]；三是我國原木進口價格的匯率傳遞效應研究，這類文獻數量較少，也是本文主要的研究內容。胡冬梅等[3]基于行業角度，測算了中美貿易商品進口價格的匯率傳遞效應，發現不同行業商品的匯率傳遞效應具有異質性，其中，大多數低技術含量商品進口價格的匯率傳遞效應是不完全的。李穎[11]和楊青[12]采用Johansen協整檢驗和向量誤差修正模型研究了人民幣匯率對原木進口價格的傳遞效應，發現人民幣匯率當期及滯后期對原木進口價格有不同程度的影響，但傳遞程度均是不完全的。洪珮珮[13]運用自回歸分布滯后模型測算了木材及制品的人民幣匯率傳遞效應，發現長短期內傳遞效應是不完全的。

綜上所述，研究我國原木進口價格匯率傳遞效應的文獻中，學者們依據匯率傳遞理論，運用各類模型對人民幣匯率傳遞效應進行了測算分析。然而，針對我國原木進口價格匯率傳遞效應的研究依舊停留在比較基本的階段，研究中存在著一些不足，比如某些指標代表性較低，研究深入程度也不夠。因此，基于現有文獻，本文考慮從以下3點進行補充和研究：引入人民幣匯率制度改革虛擬變量，探索人民幣匯率制度改革對原木進口價格的匯率傳遞效應是否存在影響；由于自回歸分布滯后模型不要求變量之間的單整階數相同，能同時得到人民幣匯率對原木進口價格的長短期效應，同時經濟含義易解釋，故采用已有眾多學者驗證過的自回歸分布滯后模型進行研究；現有研究衡量國外廠商生產成本的指標主要是國家層面加權的生產者價格指數或CRB商品指數（Commodity Research Bureau），本文選用原木的全球價格作為該模型的指標，更具針對性。

二、匯率對原木進口價格的影響機制分析

基于一價定律，可認為在進口國貨幣升值1%的情況下，若以出口國貨幣計價的原木價格不變，則以進口國貨幣計價的原木價格會降低1%，即匯率的傳遞是完全的。但眾多研究都發現了匯率傳遞效應的不完全，其原因可從微觀角度和宏觀角度進行解釋。

從微觀角度看，主要理論有：①“依市定價”（Pricing To Market，即 PTM）。Krugman[14]認為在不完全競爭條件下，當匯率變化時，出口廠商出于維持市場份額的目的，可能會調整成本加成，在不同市場采用不同的定價策略，引致價格歧視，出現匯率傳遞不完全的現象。②價格粘性。價格在短期內通常具有粘性，因而價格變動較為緩慢，表現為較低的匯率傳遞程度。③沉沒成本。Baldwin[15]認為受到進入某市場時沉沒成本的限制，在預期收益可彌補成本時，廠商定價在某一匯率區間內對匯率的變動是不敏感的，從而導致匯率傳遞的不完全。除此之外，還有市場競爭結構等因素。

從宏觀角度看，主要理論有：①通貨膨脹。Taylor[16]認為持續的低通脹環境會導致通脹預期較低，引起低成本變化預期的持續性，導致匯率傳遞效應較低。②匯率波動理論。Mann[17]認為較強的匯率波動性會引致廠商謹慎的變價態度，從而導致匯率傳遞程度較低；但若匯率波動時間較持久，廠商就會傾向于調整價格，導致匯率傳遞效應較大。Mccarthy[18]的實證研究同樣證實了匯率波動性與匯率傳遞效應之間具有反向關系。除此之外，還有對外開放程度理論、生產全球化理論等。

匯率制度可分為固定匯率制和浮動匯率制，理解匯率制度對匯率傳遞效應的影響可從兩個角度考慮。從匯率預期角度看，固定匯率制度下（對應我國盯住美元的匯率制度），廠商通常預期匯率的變動是長期持續的，會傾向于對產品價格做出較明顯的調整，導致匯率傳遞程度較高；浮動匯率制度下，廠商通常預期匯率變動是暫時的，對變動價格持謹慎態度，因此匯率傳遞效應較低。從匯率波動角度看，相較于固定匯率制度，浮動匯率制度下，匯率的波動性較強且波動頻繁，可結合上述宏觀因素中的匯率波動理論進一步理解。

依據上述理論和現有實證結論，本文提出以下假設：①人民幣匯率變動對原木進口價格具有負向影響，傳遞程度不完全；②我國原木進口價格長短期的匯率傳遞效應是不同的，長期效應大于短期效應；③人民幣匯率制度改革對原木進口價格的匯率傳遞效應有大小和方向上的影響。

三、實證研究

（一）理論模型

Campa等[1]從微觀角度出發，基于出口廠商的定價行為，推導了進口價格的匯率傳遞方程。某國家的進口價格與其貿易伙伴出口價格之間的關系可以通過兩國之間的雙邊匯率Et表示為：

式（1）中，m和x分別表示進口和出口，t表示時間，而出口價格是廠商邊際成本的加成因此可將式（1）化為式（2）（小寫字母表示變量為自然對數形式，下同）：

進一步地，將成本加成表示為行業固有部分和對宏觀經濟敏感的部分，出于簡化目的，寫為與匯率相關的函數：

式（3）中，φ和Φ為未知參數，并認為出口廠商的邊際成本隨著出口國的工資以及目的市場的需求yt而上升：

式（4）中，c0和c1為未知參數，將式（3）和式（4）代入式（2），得到進口價格方程的一般形式：

最終根據式（5）得到匯率傳遞方程，具體形式如下所示：

方程（6）中，pt是以進口國貨幣計價的進口價格，et是匯率，wt是代表出口廠商成本的控制變量，yt是一組包括進口國實際GDP的控制變量，εt為隨機擾動項。ψ、ξ和φ為方程中的參數，分別與式（5）中的φ、c1、c0對應，σ為匯率傳遞系數，與式（5）中的1 +Φ對應，即匯率變動1%引起的進口價格的變動程度，其絕對值小于1時表示不完全傳遞，等于1時表示完全傳遞，大于1時表示過度傳遞。

（二）數據來源及處理

由于匯率波動性較強，同時考慮到變量數據的可得性，本文基于2004年1月至2019年6月的月度數據進行研究，并根據上述匯率傳遞效應方程（6），選取如下變量：①原木進口價格imp。用原木月度進口金額和月度進口數量的比值表示以美元計價的月度平均進口價格，再用當期中美雙邊匯率計算出以人民幣計價的原木進口價格，數據來源于中經網統計數據庫[19]。②人民幣實際有效匯率reer，簡記為e。其值上升表示人民幣升值，選用此變量代表匯率，一是經過貿易加權的人民幣有效匯率更能代表總體的原木進口價格；二是與人民幣名義有效匯率相比，將通貨膨脹因素剔除后的人民幣實際有效匯率更能體現人民幣的實際價值。數據來源于國際貨幣基金組織（International Monetary Fund，以下簡稱IMF）。③原木的國際商品價格p，此變量代表出口廠商的成本。國外出口廠商成本的直接數據難以獲得，本文選取原木國際商品價格作為替代變量，數據來源于IMF。④月度工業增加值指數y，此變量衡量國內需求。國內需求一般用國內生產總值（GDP）衡量，但現階段我國的GDP數據只公布至季度，故選用月度工業增加值指數作為替代變量，數據來源于國家統計局。⑤人民幣匯率制度改革虛擬變量。2004年以來，我國對人民幣匯率制度進行了兩次主要的改革。2005年7月21日，將實質上的“固定匯率制”改革為“有管理的浮動匯率制”（以下簡稱“721匯改”），原來基本不變的人民幣匯率開始在某一區間內浮動。但受2008年金融危機影響，人民幣匯率在2008年7月至2010年6月期間幾乎保持不變，故將此段時期排除在這次人民幣匯率制度改革之外。2015年8月11日，在有管理的浮動匯率制下，我國調整了人民幣對美元匯率的中間價報價機制，對人民幣匯率的中間價形成機制進一步完善，人民幣匯率中間價相較改革前更加市場化（以下簡稱“811匯改”）。為研究上述兩次匯改對原木進口價格的匯率傳遞效應是否產生影響及影響方向和程度，設置兩個虛擬變量（D1和D2）加入模型，人民幣匯率制度改革時期，變量值取1，否則為0：

其中，t表示時間，并將D1和D2以乘法形式引入模型，簡記為D1e=D1× lne，D2e=D2× lne。由于數據基期不一致，本文以2004年1月為基期，對上述變量重新定基。同時，考慮到數據的季節性及異方差性，除了虛擬變量外，對季節性較強的序列，采用Census X13進行季節調整并取自然對數。

（三）實證結果

1.實證模型

本文選用Pesaran等[20-21]發展的自回歸分布滯后模型及基于自回歸分布滯后——誤差修正模型（ARDLECM）的邊界協整檢驗來研究人民幣匯率對原木進口價格的長短期效應。與其他模型相比，ARDL模型的主要優勢如下：ARDL模型允許變量之間非同階單整，變量只需為零階單整序列I(0)或1階單整序列I(1)即可建模探究長短期關系；ARDL模型可避免內生性問題產生的后果，保證估計結果的一致性。

根據本文研究內容和變量，設置本文的ARDL模型為：

其中，γij為各變量的系數，δi為各變量的最優滯后階數，根據AIC準則、SBC準則、調整的R2準則或Hannan-Quinn準則，趨勢項是否加入還需后續判斷。

通過以下3個步驟運用ARDL模型可分析變量之間長短期關系：首先，進行單位根檢驗判斷變量的單整階數，觀察變量是否全部為I(0)或I(1)序列。其次，若變量的單整階數符合條件，可運用邊界協整檢驗方法[21]檢驗變量之間是否存在長期協整關系。邊界協整檢驗的原假設H0為αi= 0，即不存在長期協整關系。Pesaran[21]模擬出了常用顯著性水平下的F統計量的上下臨界值，將F統計量的值與其比較來判斷是否拒絕原假設。若F統計量的值比上臨界值大，則拒絕原假設，即存在長期協整關系；若F統計量的值比下臨界值小，則不能拒絕原假設，即不存在長期協整關系；若F統計量的值處于上下臨界值之間，則無法確定長期協整關系是否存在。最后，若存在協整關系，則可根據ARDL模型估計出相應的長期均衡式（8）和短期的ARDL-ECM模型（9）進行長短期系數的分析。

其中，a1和b1t為漂移項和趨勢項，τi和ηij表示各變量的長期和短期動態系數， ECMt-1為誤差修正項，其系數λ反映了存在短期偏離時調整到長期均衡水平的速度。

2.實證結果

1）變量的單位根檢驗。本文用ADF檢驗方法來檢驗除虛擬變量D1和D2之外的各變量序列的平穩性，原假設H0為至少存在一個單位根，即序列不平穩。檢驗結果如表1所示。

表1 ADF檢驗結果

表1結果顯示，原木的進口價格lnimp和工業增加值lny的原序列是平穩的，人民幣實際有效匯率lne和國外廠商生產成本lnp的一階差分序列平穩，所有變量非同階單整，但其單整階數均不超過1，滿足ARDL模型對數據的要求。

2）邊界協整檢驗。由于一階差分變量的滯后階數會影響邊界協整檢驗的F統計值大小，檢驗之前，需要先確定各差分變量的滯后階數m。實證研究中，通常使用AIC和SBC準則①與常用的最小原則不同，此處AICp=LLP—sp，SBCp= LLP—(sp/2)lnN，p為滯后階數，LLp為最大似然估計值，sp為待估系數的自由度，N為樣本容量。因此，AIC和SBC分別取最大值時表示模型為最優。以及殘差序列的相關性判斷最優滯后階數。較大的滯后階數可能會導致序列相關問題，權衡之下，設置一階差分項的最大滯后階數為4，各階數的輸出結果具體如表2所示。

表2 AIC值、SBC值和序列相關的LM統計量

由表2可知，無論是否存在趨勢項，AIC準則和SBC準則均支持差分變量的最優滯后階數為1階，序列相關的LM統計量支持最優滯后階數為1階和2階，因此，無論是否存在趨勢項，差分項的最優滯后階數應取1階。之后，進行最優滯后階數為1時的邊界協整檢驗，結果如表3所示，無論是否存在趨勢項，在1%的顯著性水平下，變量之間存在長期協整關系。

表3 邊界檢驗結果

3）人民幣匯率對原木進口價格的長短期效應。邊界協整檢驗的結果證明可以建立ARDL模型，建模后便可得到各變量的長期協整系數和短期動態系數。本文設置ARDL模型的最大滯后階數為2，基于AIC準則和SBC準則，并結合各模型擬合優度、回歸標準誤以及診斷結果，判斷ARDL模型是否需要加入趨勢項，并確定模型中各變量的最優滯后階數，最終確定的最優ARDL模型為不帶趨勢項的ARDL（2，0，0，2，1，1）模型，即模型中變量 lnimp、lne、lnp、lny、D1e、D2e的滯后階數分別為 2、0、0、2、1、1，由此得到的長短期系數如表4所示。

表4 原木進口價格的匯率長短期系數估計結果

表4的長短期系數結果表明：①匯改前，人民幣匯率對原木進口價格在長期和短期內均有顯著的負向影響，且長期傳遞效應程度大于短期傳遞效應程度。具體來說，從長期角度看，人民幣實際有效匯率變動1%，原木進口價格反向變動1.496 2%；從短期角度看，人民幣實際有效匯率變動1%，原木進口價格反向變動0.388 7%。②對原木進口價格的匯率傳遞效應，長期內，進行“811匯改”后具有顯著影響，短期內，“721匯改”和“811匯改”均有顯著影響。從長期角度看，2005年將固定匯率制改革為有管理的浮動匯率制后，對原木進口價格匯率傳遞效應的作用不顯著，即在“721匯改”前后，原木進口價格的匯率傳遞效應沒有顯著變化。但2015年對人民幣匯率中間價形成機制進一步完善后，原木進口價格的匯率傳遞程度提高了0.037 2%，此時，人民幣實際有效匯率變動1%，原木進口價格反向變動1.533 4%（即表內的1.496 2與 0.037 2之和）。從短期角度看，2005年將固定匯率制改革為有管理的浮動匯率制后（“721匯改”），人民幣實際有效匯率變動1%，原木進口價格短期內反向變動0.399 6%（即表內的0.388 7與 0.010 9之和）；與“721匯改”后的傳遞效應不同，“811匯改”對原木進口價格的匯率傳遞產生了正向影響，短期內回沖了“721匯改”的一部分負向影響，這可能與“811匯改”后，短期內人民幣匯率浮動較為頻繁，廠商對調整價格持更加謹慎的態度有關。此時，相比于“811匯改”前，“811匯改”后，短期內的原木進口價格的匯率傳遞變小，人民幣實際有效匯率變動1%，原木進口價格短期內反向變動0.382 9%（即表內的0.399 6與0.016 7之差）。同時，短期ARDL-ECM模型中，誤差修正項的系數為—0.259 8，表明進口價格短期內發生偏離后，在4個月左右的時間內基本能調整回長期均衡水平上。

以上研究結論與理論假設基本一致，但需要注意的是，長期內，匯率對原木進口價格存在過度傳遞的現象。原因可能有：一是人民幣升值的預期可能會導致過度傳遞[3]，從數據看，人民幣在長期內確有升值趨勢，這可能導致匯率的過度傳遞；二是原木的同質性可能導致過度傳遞，原木作為同質性較高的原材料，廠商的激烈競爭會使得人民幣匯率上升1%，價格下降超過1%。

3.模型穩定性檢驗

表4的模型診斷結果顯示，ARDL（2，0，0，2，1，1）模型各項檢驗均通過，模型設定無誤，殘差服從正態分布，也沒有序列相關和異方差問題。同時，經濟結構的改變可能導致模型參數的不穩定，需檢驗模型參數是否穩定。本文運用遞歸殘差累積和檢驗、遞歸殘差平方累積和檢驗進行檢驗，得到模型參數在5%的顯著性水平下是具有穩定性的，因此研究結果具有可靠性。

四、結論與啟示

（一）結 論

1）從長期看，在已實行的有管理的浮動匯率制的基礎上，人民幣匯率中間價形成機制改革后對原木進口價格的長期傳遞效應有一定程度的作用；從短期看，固定匯率制改革為有管理的浮動匯率制和人民幣匯率中間價形成機制對原木進口價格的短期傳遞效應均具有一定程度的作用。但不論長期還是短期，人民幣匯率制度改革變量的系數絕對值大小都反映了匯改作用的有限性，原木進口價格的匯率傳遞效應對人民幣匯率制度改革的敏感度不高。

2）不論是長期還是短期，匯率的變動對原木進口價格均具有負向影響，且短期的匯率傳遞效應小于長期。短期內存在不完全的匯率傳遞效應，長期內存在過度的匯率傳遞效應。國內市場進口木材價格的不穩定可能會導致國產木材價格的不穩定，對我國木材市場的發展有不利影響。

3）本文研究發現了長期匯率傳遞過度的現象，這與已有研究結論不同，可能與人民幣的長期升值趨勢、木材資源的同質性及本文對國外廠商成本變量指標的選擇更加精細化有關。

（二）啟 示

穩定的木材市場價格是我國林產工業持續健康發展的重要條件，為防止原木進口價格受匯率變動影響而過度波動，從而對國內木材市場造成沖擊，在關注人民幣匯率制度及人民幣匯率水平變化的同時，可從價格信號和市場供給兩個方面加強管理。從價格信號角度，木材行業相關組織或機構可建立木材市場價格監測預警體系，提高市場價格信息的對稱性和充分性。從木材供給看，長期內應加強國內木材儲備林基地建設，降低木材供給的進口依存度，從而平抑木材進口價格波動對國內木材市場價格的影響；短期內可通過提高原木的進口市場分散化程度，降低因一定程度的進口壟斷與匯率波動影響形成的疊加風險。