通脹環(huán)境下人民幣匯率對國內(nèi)物價水平的影響

一、氣制形勢對匯率傳遞的影響匯率分布一直是國際經(jīng)濟(jì)的中心和中心問題。匯率傳遞有狹義和廣義之分。狹義層次上的匯率傳遞是“由于進(jìn)口國和出口國匯率變動百分之一所導(dǎo)致的以進(jìn)口國當(dāng)?shù)刎泿艠?biāo)價的進(jìn)口品價格變化的百分比”(Goldberg和Knetter,1997(1243-1272))。廣義上的匯率傳遞是指國內(nèi)物價水平對匯率變動的反應(yīng)程度。近年來,有學(xué)者將通貨膨脹與匯率傳遞效應(yīng)聯(lián)系起來進(jìn)行研究,多是在一般均衡框架中研究新興工業(yè)國家和小型開放經(jīng)濟(jì)體的通脹與匯率傳遞關(guān)系。在Taylor(2000)(1389-1408)首先以可察覺成本的持續(xù)變動來代表通貨膨脹環(huán)境探討了匯率傳遞和通貨膨脹之間的聯(lián)系并提出了一個可信賴的低通貨膨脹政策對應(yīng)著低匯率傳遞效應(yīng)的觀點后,Campa和Goldberg(2002)、Gagnon和Ihrig(2004)、(315-338)Choudhri和Hakura(2006)、(614-639)Devereux和Yetman(2008)利用不同的樣本及方法驗證了Taylor的觀點。此外,一國的貨幣政策會對國內(nèi)的通貨膨脹產(chǎn)生重要的影響。匯率傳遞可以內(nèi)生于貨幣政策制度,如果存在強(qiáng)有力的貨幣政策來維持并穩(wěn)定低水平的通脹,則外國出口商更傾向于對出口品采取當(dāng)?shù)刎泿哦▋r(LCP),這樣就穩(wěn)定住了進(jìn)口價格,價格調(diào)整也不會太頻繁,從而匯率傳遞效應(yīng)也就較小(Devereux和Yetman,2002;Devereux,Engel和Storgaard,2004(263-291))。然而,國內(nèi)關(guān)于匯率對物價傳遞效應(yīng)的研究起步較晚,研究成果也較少,更多考慮的是匯率變動對進(jìn)出口商品價格的傳遞效應(yīng),很少對一般物價水平傳遞效應(yīng)的研究。在這些已有的文獻(xiàn)中,只有極少數(shù)注意到通貨膨脹環(huán)境對匯率傳遞的影響(陳六傅、劉厚俊,2007;(1-13)倪克勤、曹偉,2009(44-59))。國外的研究成果表明通貨膨脹環(huán)境對匯率傳遞有著重要的影響,不同的通脹環(huán)境下匯率傳遞系數(shù)是不同的。因此,考察通貨膨脹在人民幣匯率對國內(nèi)物價水平傳遞的過程中究竟起到什么樣的作用,人民幣升值是否真的如一些學(xué)者所言能夠有效抑制國內(nèi)的通脹壓力,對進(jìn)一步弄清匯率傳遞機(jī)制并進(jìn)一步完善相關(guān)政策有著明顯的作用。二、理論框架(一)商品價格間的聯(lián)系本文以Choudhri和Hakura(2006)的研究成果為基礎(chǔ),在假定非完全競爭和價格慣性的基礎(chǔ)上建立新開放經(jīng)濟(jì)下的宏觀經(jīng)濟(jì)模型,其中價格慣性假定是基于泰勒模型的交錯定價調(diào)整,模型還采用Basu(1995)(512-531)提出的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)假定,即每種商品均可被用作最終消費品和中間投入品。此外,我們假定產(chǎn)品按生產(chǎn)者貨幣定價。這個假定沒有考慮到按市場定價和進(jìn)口國貨幣定價的作用,但有利于簡化分析通貨膨脹環(huán)境在匯率傳遞中所起的作用。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在一個本國和一個外國,其中本國為小國,外國為大國。每個國家在單位區(qū)間[0,1]內(nèi)均勻連續(xù)生產(chǎn)自己的商品。兩個國家的家庭只消費本國生產(chǎn)的商品。我們用D-S模型來表示本國消費品的效用函數(shù):Ut=[∫10Ut(i)(σ-1)/σdi]σ/(σ-1)(1)10Ut(i)(σ?1)/σdi]σ/(σ?1)(1)其中,i表示消費的商品,σ表示不同商品間的替代彈性。對應(yīng)消費品的價格指數(shù)為:Pt=[∫10Ρt(i)1-σdi]1/(1-σ)(2)10Pt(i)1?σdi]1/(1?σ)(2)每種產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)用C-D函數(shù)來表示:Yt=AZαtL1-αt1?αt(3)其中,Lt表示勞動投入量,Zt表示由國內(nèi)和進(jìn)口商品共同組成的復(fù)合中間投入:Zt=[(1-v)1/σZ(σ-1)/σΗt(σ?1)/σHt+v1/σZ(σ-1)/σΜt(σ?1)/σMt]σ/(σ-1)(4)其中,國內(nèi)商品束ZHt=[∫10ΖΗt(i)(σ-1)/σdi]σ/(σ-1)10ZHt(i)(σ?1)/σdi]σ/(σ?1),進(jìn)口商品束ZMt=[∫10ΖΗt(i)(σ-1)/σdi]σ/(σ-1)10ZHt(i)(σ?1)/σdi]σ/(σ?1),v表示對進(jìn)口商品的偏好系數(shù)。現(xiàn)在用?ΡP?t表示Zt的單位成本,Wt表示工資率,我們可以得到每種商品的邊際生產(chǎn)成本:Ct=?ΡαtW1-αt(5)Ct=P?αtW1?αt(5)使用*來表示外國變量,我們可以得出與上面公式類似的外國經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系。由前面的假定可知,國內(nèi)商品用來滿足國內(nèi)最終需求和中間需求并為外國提供中間需求。我們用?Ρ*tP??t代表以外國貨幣表示的Z*t的單位成本,St代表匯率(直接標(biāo)價法),則國內(nèi)商品的需求函數(shù)為:Dt(i)=δtPt(i)-σ(6)其中δt=UtΡσt+(1-v)Ζt?Ρσt+v*Ζ*t(St?Ρ*t)σδt=UtPσt+(1?v)ZtP?σt+v?Z?t(StP??t)σ假定每種商品的價格維持2期不變。Xt表示t期設(shè)定的不變價格,若一種商品的價格在t期設(shè)定,則Pt+τ(i)=Xt,τ=0,1。X值會選擇最大化利潤的預(yù)期貼現(xiàn)值,可以由下式得到:Xt=Etσ1∑τ=0βτδt+τCt+τ(σ-1)1∑τ=0βτδt+τ(7)Xt=Etσ∑τ=01βτδt+τCt+τ(σ?1)∑τ=01βτδt+τ(7)其中,β是貼現(xiàn)因子,Et表示經(jīng)營者在t期可得信息基礎(chǔ)上的期望。我們假定商品價格間存在均勻的重疊,這樣每一期都有一半國內(nèi)商品(以及一半的外國商品)的價格重新設(shè)定。我們利用方程(2)可以得到國內(nèi)消費品的價格指數(shù)為:Ρt=[(1/2)1∑τ=0X1-σt-τ]1/(1-σ)(8)Pt=[(1/2)∑τ=01X1?σt?τ]1/(1?σ)(8)商品價格設(shè)定之間的聯(lián)系的近似形式可以通過圍繞變量初始值的線性化得到。用小寫字母表示變量與初始值的偏離比例,如xt=(Xt-ˉX)/ˉXxt=(Xt?Xˉˉˉ)/Xˉˉˉ,其中,ˉXXˉˉˉ表示Xt的初始值。則方程(7)和(8)的關(guān)系可以被線性化成如下形式:xt=11+βEtct+β1+βEtct+1(9)pt=12xt+12xt-1(10)xt=11+βEtct+β1+βEtct+1(9)pt=12xt+12xt?1(10)基于方程(4)我們可以得到?Ρt=[(1-v)Ρ1-σt+v(StΡ*t)1-σ]1/(1-σ)P?t=[(1?v)P1?σt+v(StP?t)1?σ]1/(1?σ),其中P*t是以外幣表示的外國商品價格指數(shù)(則StP*t表示的是進(jìn)口中間品的本幣價格)。利用這個條件和方程(3),方程(5)可以被線性化為:ct=αθpt+α(1-θ)(st+p*t)+(1-α)wt(11)其中,θ=(1-v)ˉΡ1-σ/[(1-v)ˉΡ1-σ+v(ˉSˉΡ*)1-σ]θ=(1?v)Pˉˉˉ1?σ/[(1?v)Pˉˉˉ1?σ+v(SˉPˉˉˉ?)1?σ],表示國內(nèi)中間投入品在總中間投入品初始成本中的不變份額。方程(9)-(11)顯示了匯率影響消費物價的基本傳遞渠道。匯率的一個變動會通過方程(11)對成本有著直接的影響,由方程(9)可知廠商會依據(jù)由匯率變動導(dǎo)致的成本變動以及其對未來成本的預(yù)期來重新設(shè)定價格,并通過方程(10)的交錯定價調(diào)整過程對國內(nèi)物價水平產(chǎn)生影響。由前面的分析可知,預(yù)期在匯率傳遞過程中扮演著重要的角色,下面將通過分析反饋規(guī)則對匯率傳遞的影響來確定wt和st以解決預(yù)期成本Etct+τ。(二)風(fēng)險分擔(dān)狀況線型化描述在建立反饋規(guī)則之前,我們首先對家庭行為作簡要的假定。家庭分配給工作和閑暇以固定的時間,其效用取決于差異化的商品(通過分效用函數(shù)來表示)、實際貨幣余額和勞動供給。則本國具有代表性的家庭被假定最大化下面的目標(biāo)函數(shù):Et∞∑t=0βt[logUt+log(Μt/Ρt)-Lt]外國家庭最大化一個類似的函數(shù)。則在完全市場假定下(隨后將放寬該假定),如Bergin和Feenstra(2001)(333-359)所示,家庭優(yōu)化意味著下面的線性逼近:wt=ut+pt=(1-β)mt+βEt(ut+1+pt+1)(12)st+p*t-pt=ut-u*t(13)方程(12)中第一個等式表示勞動供給狀況的線性形式,第二個等式是建立在歐拉公式的線性形式和貨幣需求基礎(chǔ)上的。方程(13)給出了風(fēng)險分擔(dān)狀況的線性形式,即在完全市場的假定下本國和外國的效用比率與實際匯率是成比例的。小國經(jīng)濟(jì)對外國物價施加的影響可以忽略不計。為了分離國內(nèi)貨幣制度的影響,假定外國貨幣制度未引入貨幣沖擊,則m*t=p*t=0。方程(12)對應(yīng)的外國方程以及方程(13)暗含著:wt=st=mt+βEt(st+1-st)/(1-β)(14)貨幣當(dāng)局可以選擇匯率或貨幣沖擊作為工具。為了用一種簡單的方式將匯率傳遞和貨幣政策體制聯(lián)系起來,我們假定匯率作為政策工具并將反饋規(guī)則設(shè)定成如下形式:st=-ρxt-1+vt(15)其中ρ(>0)是測度匯率對價格變動反應(yīng)程度的參數(shù),vt是貨幣政策沖擊,簡單起見,假設(shè)是白噪聲。在接下來的討論中,參數(shù)ρ將在決定匯率傳遞程度中扮演關(guān)鍵的角色。利用方程(9)-(11)以及(14)和(15)可以得出xt=?1xt-1+?2vt,其中?1和?2由ρ、α和θ決定。并從方程(10)和(15)中得到匯率和價格間的傳遞關(guān)系:pt=μ1pt-1+μ2(st+st-1)/2(16)其中μ1=?1+ρ?2,μ2=?2。短期匯率傳遞(st一個單位變動對pt的影響)等于μ2/2,更長時期的匯率傳遞還依賴于μ1(用來描述p的持續(xù)程度)。更大的ρ值會通過反饋規(guī)則降低貨幣沖擊對預(yù)期匯率的影響并由此導(dǎo)致更小的μ2。更大的ρ值還會降低持久性系數(shù)μ1,μ1和μ2均與ρ成反比關(guān)系。因此,更大的ρ值不論是在短期還是長期均會降低匯率傳遞效果。以上的分析嚴(yán)重依賴于完全市場的假定。為了更靠近現(xiàn)實情形,我們將放寬該假定,將方程(13)改成如下形式:st+p*t-pt=ut-u*t+ηt(17)放寬完全市場被簡化處理成隨機(jī)誤差項,以ηt沖擊表示,并假定ηt也為白噪聲并與vt不相關(guān)。與完全市場類似,我們可以得到wt=st-ηt。此外,我們假設(shè)反饋規(guī)則還考慮到(至少部分的)非貨幣政策沖擊,因此修正規(guī)則(15)為如下形式:st=-ρxt-1+vt+φηt(18)其中0<φ≤1。傳遞效應(yīng)將反映vt和ηt共同沖擊的影響。用σ2v和σ2η分別代表兩種沖擊的方差,修正模型提供了與方程(16)相同形式的聯(lián)系,不同的是μ1和μ2的值還取決于λ≡φ2σ2η/(φ2σ2η+σ2v),μ1和μ2同前面一樣,與ρ成反比關(guān)系。這些系數(shù)還因λ變大而下降并因此與σ2v成正比,即貨幣沖擊更小的變化性降低了匯率傳遞。(三)實證分析的模型以上的理論分析將匯率傳遞和反饋規(guī)則聯(lián)系了起來。上面的理論分析得出的方程(16)對說明通脹環(huán)境是如何影響匯率傳遞是有用的,但是該方程是在一系列假定條件下得到的。在實證分析中我們將采用一個一般形式的模型來放寬上述假定:pt=π1(L)pt-1+π2(L)st+π3(L)p*t+π4(L)yt+εt(19)上式相對于公式(16)主要作了以下擴(kuò)展:(1)考慮到外國市場的競爭程度對匯率傳遞程度的影響,引進(jìn)了外國物價水平變量;(2)考慮到進(jìn)口國的需求狀況會對傳遞效應(yīng)起著重要的作用,引入了國內(nèi)控制變量,一般用國內(nèi)生產(chǎn)總值或國民收入來表示。三、市場供需新數(shù)據(jù)的實證研究鑒于自1994年1月1日起,中國開始實行以市場供求為基礎(chǔ)的、單一的、有管理的浮動匯率制,以及數(shù)據(jù)的可得性,本文選取1995年1月至2010年12月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究。1.國內(nèi)物價水平變量pt選取消費者物價指數(shù)CPI作為其代理變量,并換算為1995年1月=100的定基比數(shù)據(jù),原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)數(shù)據(jù)庫。2.有效匯率nrt我們選取名義有效匯率(NEER)代表人民幣匯率變量。文章研究的匯率傳遞與國際貿(mào)易有著密切的聯(lián)系,因此有效匯率是合適的指標(biāo)。由于國際清算銀行(BankforInternationalSettlements,BIS)公布的NEER是間接標(biāo)價法,其值上升意味著本幣升值。數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行網(wǎng)站。3.中國從進(jìn)口的國家和地區(qū)進(jìn)口份額占總進(jìn)口額的比重對中國主要進(jìn)口國家和地區(qū)的CPI進(jìn)行算術(shù)加權(quán)得到的序列作為外國物價水平的代理變量,權(quán)重為中國從這些國家和地區(qū)進(jìn)口份額占總進(jìn)口額的比重。鑒于數(shù)據(jù)的可得性,選取的國家和地區(qū)有:歐盟、美國、日本和韓國,在絕大多數(shù)的時間里,中國從這些國家和地區(qū)的進(jìn)口額可以占到總進(jìn)口額的50%以上。數(shù)據(jù)來自中經(jīng)數(shù)據(jù)庫。4.匯率傳遞彈性系數(shù)人民幣責(zé)任的比較由于中國沒有公布月度GDP數(shù)據(jù),在這里采用月度工業(yè)增加值作為替代變量,由于中國從2006年底不再公布工業(yè)增加值的絕對數(shù)值,僅公布以不變價格計算的同比增長率,在此依據(jù)之前公布的數(shù)據(jù)進(jìn)行平減后得到以不變價表示的工業(yè)增加值,再乘以定基比價格指數(shù)得到我們需要的數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)數(shù)據(jù)庫和鳳凰網(wǎng)。將上述序列全部以1995年1月=100為基期,換算成定基比數(shù)據(jù),并進(jìn)行X12季節(jié)調(diào)整,同時為消除異方差的影響,對季節(jié)調(diào)整后的變量取對數(shù),依次命名為:Lncpi,Lnne,Lnwp,Lniva。在研究方法上,理論框架部分中提到,國內(nèi)物價持續(xù)程度對長期匯率傳遞有著重要的影響作用,因此本文采用自回歸分布滯后模型(Auto-regressiveDistributedLagModel)進(jìn)行估計。從表1的檢驗結(jié)果可以看出,所有變量都是零階非平穩(wěn)的I(1)過程,因此在研究過程中對各變量取差分處理,根據(jù)公式(19),建立如下計量模型:ΔLncpit=c+n∑i=1αiΔLncpit-i+n∑i=0βiΔLnnet-i+n∑i=1γiΔLnwpt-i+n∑i=0φiΔLnivat-i+μt(20)其中,Δ表示一階差分,n表示滯后期,其最優(yōu)值根據(jù)R2、AIC和SC準(zhǔn)則來確定。則短期匯率傳遞系數(shù)為β0,長期匯率傳遞系數(shù)為n∑i=0βi/(1-n∑i=1αi)。表2的計量結(jié)果顯示,從1995年1月到2010年12月這段時間里,中國消費者物價指數(shù)的短期匯率傳遞彈性系數(shù)為0.008584,即人民幣升值1%,CPI在當(dāng)期的反應(yīng)是下降0.008584%,接近于0,且沒有通過顯著性檢驗。長期匯率傳遞彈性系數(shù)為0.196176,即人民幣升值1%,CPI在長期內(nèi)下降0.196176%?？梢钥闯?短期匯率傳遞彈性系數(shù)遠(yuǎn)小于長期匯率傳遞彈性系數(shù),這表明匯率變動對國內(nèi)物價的影響要經(jīng)過相當(dāng)長的一段時間才能顯現(xiàn)出來,國內(nèi)價格調(diào)整存在粘性。同時,匯率對國內(nèi)CPI的傳遞效應(yīng)十分有限,造成這種情況可能的原因有:首先,可能與CPI的構(gòu)成及其權(quán)重有關(guān)。中國CPI的編制帶有一定的本地消費傾向,進(jìn)口品對國內(nèi)CPI的影響偏小,因此降低了匯率傳遞系數(shù);同時,中國CPI構(gòu)成權(quán)重中,食品占到了34%,但食品進(jìn)口額占到進(jìn)口總額中的比重從1995年的1.46%到2010年的0.69%,且食品消費具有本地傾向,這些都使得食品進(jìn)口價格對國內(nèi)CPI的影響力度小之又小;隨著中國能源消費需求的日益擴(kuò)大,能源進(jìn)口占總進(jìn)口額的比重從1995年的5.47%上升到2010年的21.64%,1但是能源尚未納入進(jìn)CPI的統(tǒng)計中,這樣能源進(jìn)口價格的上漲將不會對國內(nèi)CPI產(chǎn)生影響。其次,由于中國的相關(guān)優(yōu)惠政策以及相對廉價的勞動力,來料加工占了進(jìn)口額中相當(dāng)一部分的比重,這些產(chǎn)品在加工完成后直接出口到國外,不會對國內(nèi)CPI產(chǎn)生直接的影響。最后,可能與通貨膨脹環(huán)境有關(guān),在低通脹時期,匯率傳遞程度一般都較小,這也是全文研究的重點,我們在下面將會進(jìn)行詳細(xì)地分析。上面是對整個樣本區(qū)間的分析,為了進(jìn)一步考察匯率傳遞的具體變化過程,將采用滾動回歸法(RollingRegressionAnalysis)對此進(jìn)行分析。傳統(tǒng)的計量模型一般有系統(tǒng)參數(shù)為固定值的重要假設(shè),但現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)環(huán)境是處于不斷變動中的,這些默認(rèn)假設(shè)的參數(shù)可能隨著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的演變而呈現(xiàn)明顯的動態(tài)過程,滾動回歸則可以考察參數(shù)的動態(tài)過程。它在一個大樣本范圍內(nèi)通過滾動的方式連續(xù)選取一系列小樣本進(jìn)行估計。本文定義滾動回歸樣本長度window=72,即6年,步長step=1,最終獲得121個匯率傳遞彈性系數(shù)。圖1給出了人民幣名義有效匯率對國內(nèi)CPI傳遞程度的變動趨勢。圖1顯示,在樣本考察期內(nèi),匯率對物價傳遞程度有大有小,但總體呈下降趨勢,近期又出現(xiàn)上升趨勢。下面聯(lián)系通貨膨脹環(huán)境對此進(jìn)行分析。Taylor(2000)基于交錯定價(StaggeredPricingsetting)和壟斷競爭探討了匯率傳遞和通貨膨脹之間的聯(lián)系,一個低的通貨膨脹環(huán)境會降低廠商的通脹預(yù)期,使其認(rèn)為成本的變動是暫時性的,從而不會對產(chǎn)品的價格做出大的調(diào)整,因此一個可信賴的低通貨膨脹政策對應(yīng)著低匯率傳遞效應(yīng)。本文認(rèn)為,通脹環(huán)境可能是影響匯率傳遞效應(yīng)趨勢變化的一個重要因素。圖2表明,中國在20世紀(jì)90年代經(jīng)歷了比較嚴(yán)重的通貨膨脹,尤其是1993-1995年,年度通脹率更是達(dá)到了14.7%、24.1%、17.1%,直到亞洲金融危機(jī)爆發(fā)前,雖然通脹率下降到個位數(shù),但仍處于較高水平。一方面高通脹導(dǎo)致生產(chǎn)成本不斷增加,另一方面,由于經(jīng)歷了較長時期的高通脹,公眾在短期內(nèi)無法消除通脹預(yù)期,也就是對央行致力于維持低通脹的貨幣政策缺乏信心,這兩個因素共同導(dǎo)致進(jìn)口品價格調(diào)整也相對更頻繁,從而匯率對物價的影響力度較大,圖1表明,最高時可以達(dá)到0.57,即匯率變動1%,會導(dǎo)致國內(nèi)物價變動0.57%。在亞洲金融危機(jī)爆發(fā)后,中國國內(nèi)物價水平大幅下降,由通脹開始轉(zhuǎn)為通貨緊縮,在這種低通脹環(huán)境中,廠商更多的是自身吸收匯率變化對成本的沖擊以維持或擴(kuò)大市場份額,所以匯率傳遞效應(yīng)也在不斷減小,甚至低到0.01,即匯率波動1%,僅會使國內(nèi)物價變動0.01%。進(jìn)入2004年后,中國再次出現(xiàn)了通貨膨脹的勢頭,當(dāng)年的通脹率達(dá)到3.9%,匯率傳遞效應(yīng)也隨著上升,但是與上個世紀(jì)90年代中期的通脹率相比,此時尚屬較為溫和的通脹,同時央行適當(dāng)緊縮銀根,多次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率和利率,維持低通脹的貨幣政策的公信力逐漸增強(qiáng),因此傳遞系數(shù)也未大幅上升,并且在進(jìn)入2005年后再次進(jìn)入下降通道。進(jìn)入到2009年下半年,由于全球商品市場整體回暖,國內(nèi)需求繼續(xù)回升以及流動性持續(xù)寬裕,物價又進(jìn)入了新一輪的持續(xù)上漲區(qū)間,通脹預(yù)期也逐漸顯現(xiàn),2010年的通脹率也達(dá)到了3.3%,匯率傳遞系數(shù)又出現(xiàn)了上升的趨勢?？偟膩碚f,人民幣匯率的傳遞效應(yīng)與國內(nèi)通脹環(huán)境有著緊密的聯(lián)系,在國內(nèi)處于高通脹時期時匯率傳遞程度較大,而在低通脹環(huán)境中匯率對國內(nèi)物價的影響很小。為了進(jìn)一步驗證通脹環(huán)境與匯率傳遞之間的聯(lián)系,同時考察其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量對匯率傳遞的影響,建立下面的計量模型:erptt=a0+a1inft+a2infvt+a3nevt+a4opent+μt(21)其中,erptt表示匯率傳遞彈性系數(shù),數(shù)據(jù)來自前面的滾動回歸結(jié)果,共121個觀察值。inft和infvt用來代表通貨膨脹環(huán)境,inft表示平均通脹率,在這里用CPI環(huán)比增速數(shù)據(jù)表示;infvt表示平均通脹率的方差;nevt表示人民幣名義有效匯率的方差;opent表示經(jīng)濟(jì)開放度,一般用進(jìn)口額與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比率來表示,鑒于數(shù)據(jù)的可得性,在這里用進(jìn)口額/工業(yè)增加值作為替代變量。原始數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)數(shù)據(jù)庫。對所有序列進(jìn)行H-P濾波得到長期趨勢因素,經(jīng)檢驗均為平穩(wěn)時間序列。上述模型中的被解釋變量序列erptt受到滾動回歸估計誤差的制約,解決這個問題的一個途徑是對計量模型(21)進(jìn)行加權(quán)最小二乘估計(WeightedLeastSquares,WLS),權(quán)重為前面匯率傳遞估計的標(biāo)準(zhǔn)誤差的倒數(shù),這樣就可以給更多噪聲的估計以更小的權(quán)重?；貧w結(jié)果見表3:實證結(jié)果表明,匯率傳遞效應(yīng)與通貨膨脹率、通脹率方差存在顯著的正向關(guān)系,與名義有效匯率方差呈顯著的負(fù)相關(guān)性,與經(jīng)濟(jì)開放度之間則不存在顯著性關(guān)系。其中,平均通脹率和通脹率的波動性對匯率傳遞有著更大的影響,這就進(jìn)一步驗證了通脹環(huán)境對人民幣匯率傳遞有著重要影響的結(jié)論,在低且穩(wěn)定的通脹環(huán)境中,通脹率維持在低位水平,同時較小的方差意味著通脹較為穩(wěn)定,不會出現(xiàn)大的波動,廠商出于長期最優(yōu)化的考慮,更傾向于通過自身來吸收因匯率變動造成產(chǎn)品成本的變動,而非改變產(chǎn)品價格,匯率傳遞效應(yīng)從而相對更低;在高通脹環(huán)境中,一方面高通脹率會導(dǎo)致成本變動十分迅速,再加上通脹的易波