汇率变动对中国农产品价格的传递效应

发布时间:2023-06-06 10:57:46

2010.1

汇率变动对中国农产品价格的传递效应
刘艺卓


内容提要:本文运用Johansen协整检验、误差修正模型和脉冲响应函数,实证分析了人民币汇率变动对中国农产品进口价格和国内价格的传递效应。结果表明:汇率变动对中国农产品进口价格的传递较完全,人民币升值将显著压低农产品进口价格水平;汇率变动对国内农产品价格的传递效应相对较小,汇率变动对国内农产品价格的传递是不完全的。因此,中国应该更加关注影响国内农产品价格的重要因素,通过增加对农业的扶持、稳定国内大宗农产品供给来防止中国农产品价格的剧烈波动。
关键词:实际有效汇率 农产品价格 传递效应
一、引言
近年来,中国农产品价格波动剧烈,对农民收入和农业发展产生了重大影响。2006年下半年以来,中国农产品价格连续上涨。2007年,中国稻谷、小麦和玉米的平均收购价格比2006年上升了10.3%2008年,世界金融危机引起的需求萎缩、能源价格下降以及生物质能源发展趋势减缓,加上投机资本撤离农产品市场,使得国际农产品价格大幅回落,棉花、大豆、食用植物油、乳制品等产品价格下行。在生产资料价格大幅上涨和农产品价格剧烈变动的双重压力下,中国农业生产受到严重影响。棉花、大豆的种植面积都有所下降,油菜籽、乳品、生猪和桑蚕生产也出现了下滑的迹象,农民生产收益远不如预期。
在开放经济下,汇率是影响一国价格水平的重要因素,汇率的变动会导致农产品进出口价格的变动,进而对国内农产品价格产生重要影响。20057月以来,中国开始稳步推进人民币汇率改革,实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度,人民币兑美元保持较长时间的升值态势。2008年年初至年末,人民币升值幅度为6.4%左右。
人民币汇率变动是否是影响农产品价格变动的重要因素?其变动能否完全和及时地反映在中国农产品价格水平上?它们之间的传递机制是什么?这些都是值得研究的问题。本文就人民币汇率变动对中国农产品价格的传递效应进行实证分析,旨在掌握汇率变动对农产品价格的作用机制和途径,为提高汇率政策的实施效果、维持稳定的农业发展提供依据。
二、文献综述
汇率传递是指汇率变动对出口国出口商品价格的影响程度以及这种变动对进口国国内价格水平所产生的影响(吕剑,2007对产品出口国而言,如果汇率变化完全反映在出口商品本币价格的变动上,而此商品的外币价格没有变化,称为汇率完全不传递;如果汇率变化完全反映在出口商品外币价格的变动上,而此商品的本币价格没有变化,称为汇率完全传递;介于两者之间的情况,则称- 19 -
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为汇率不完全传递。
从理论上看,传统宏观经济模型研究的是汇率传递的过程,模型假定市场完全竞争、价格完全灵活,而且在任何时期购买力平价均成立,在此情况下,汇率传递是完全和及时的。新开放经济宏观经济学则从市场结构和企业定价策略等方面对汇率传递进行研究,解释不完全竞争和市场分割如何造成汇率的不完全传递。Dombusch1987利用产业组织理论分析了汇率变动的价格传效应,析表明,汇率传递的程度取决于商品的可替代性、进口商品占本国的市场份额和外国企业在本国市场的竞争力。
从实证上看,绝大多数关于汇率传递效应的实证研究都认为,汇率传递是不完全的,并存在一定的时滞性,而效应大小因国而异。McCarthy2000)运用VAR模型,以OECD6个工业化国家为研究样本,分析了汇率变化和进口价格对生产者价格指数和消费者价格指数的影响,得出汇率变动对消费者价格指数有微弱影响,并且汇率传递效应与经济体的开放程度有一定联系的结论。BursteinEichenbaum & Rebelo2002)研究了9国在本国货币贬值之后通货膨胀的状况,发现汇率变动对消费者价格指数有很微弱的传递效应。Darvas2001Elke2003Faruqee2004)运用VAR方法,对欧洲国家从20世纪90年代中期以来汇率波动对国内价格的传递效应进行了分析,研究结果表明,汇率传递的程度和速度沿着商品流通链条不断下降。Kang & Wang2003)对日本、韩国、新加坡和泰国4国汇率变动的价格传递效应进行了实证研究,得出4国汇率变动对进口价格指数比消费者价格指数影响更明显的结论,其中,韩国和泰国自1997年以来汇率变动的价格传递效应逐渐增加。ItoSasaki & Sato2005)运用VAR模型就东亚国家汇率变动对国内价格的传递效应进行了实证分析,认为虽然汇率对进口价格指数的传递效应是非常高的,但对消费者价格指数的传递效应一般来说是比较低的。Mwase2006运用VAR模型就坦桑尼亚的汇率变动对国内价格的传递效应进行了研究,得出了从1990年起由于宏观冲击和结构调整的原因,汇率传递效应逐渐下降的结论。
目前,国内学者对人民币汇率变动的价格传递效应研究较少,且主要集中在实证方面。卜永祥2001)运用误差修正模型探讨了人民币汇率变动对国内价格水平影响的动态机制,认为国内价格既受汇率和进口商品价格的影响,又受国内货币供给水平的影响。毕玉江、朱钟棣(2006)运用协整和误差修正模型分析了人民币汇率变动对国内价格和进口价格的传递效应,研究表明,人民币汇率变动对国内消费者价格的传递是不完全的,并且传递过程存在时滞。吕剑(2007)使用消费者价格指数(CPI、生产者价格指数(PPI)和零售价格指数(RPI)来衡量国内价格的变化,通过EG二步法、误差修正模型、脉冲响应函数和方差分解方法,对三者受到的汇率变化的传递效应进行了比较分析。结果表明,长期而言,人民币汇率变动显著地影响了国内物价水平,而且人民币汇率变动对国内物价的传递效应具有自我修正的动态机制。
综上,国外有关汇率传递的研究文献大多数以发达国家的市场为对象,很少有以发展中国家的市场为对象来进行的。国内学者就这个问题的研究文献不是很多,关于人民币汇率变动对国内农产品价格传递效应的研究则更少。
本文重点关注人民币汇率变动对中国农产品进口价格和国内价格的传递效应,试图在国内外研究文献的基础上,运用Johansen协整检验、误差修正模型和脉冲响应函数进行实证分析。
三、模型构建和数据来源
(一)模型构建
根据一价定律,在不考虑运输费用、贸易壁垒和信息成本的情况下,贸易品以同一种货币计价- 20 -

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时,其价格在本国和外国应该相同,即:
IMP=E×P 1
1)式中,IMP是进口商品的本币价格,P是进口品的外国价格,E是汇率,即每单位外币的本币数量。
根据Kenny & McGettigan1996)的研究,本文将运输、贸易壁垒和信息成本也考虑到定价方程中,并假设外国出口商以外币表示的边际生产成本(MC)和成本加成率(λ)设定产品出口价格P,即:
P=MC×λ 2
则本币表示的进口商品价格为:
IMP=E×P=E×MC×λ 3
根据McCarthy2000)的研究,本文假定外国出口商的成本加成率依赖于进口国的国内需求CP)以及汇率水平,即:
λ=[CP/E×MC]α,0<α<1 4
将(4)式代入(3)式,可得:
1αIMP=E×P=E×MC×CPα 5
1α表示进口商品价格的汇率传递弹性,将(5)式两边取自然对数,可得: 5)式中,LnIMP=αLnCP+(1αLnE+(1αLnMC 6
6)式假定汇率和出口商生产成本对进口商品价格的传递效应是相同的,均为1α。本文放松此约束条件,将(6)式变形为:
LnIMP=µLnCP+γLnE+ηLnMC+εt 7
7)式中,γ表示汇率传递效应,如果γ=1,表示汇率完全传递;如果γ<1,表示汇率不完全传递。可以看出,进口商品价格主要受汇率波动、外国出口商生产成本以及进口国市场竞争程度的影响。
汇率变动一方面直接影响进口消费品价格从而影响国内价格水平,另一方面还可以通过进口的中间投入品的价格影响国内企业的生产成本,进而对国内价格水平产生影响。根据这种传递机制,本文参照卜永祥(2001)的研究,假定:
LnDP=θLnIMP+ωLnE+ψLnIIP+εt 8
8)式中,DP是国内商品价格,IIP是进口中间品的价格。 (二)变量选取和数据来源
本文根据上述传递机理选择以下变量:
1.农产品进口价格指数(AIMP本文采用Parsons & Sato2004)所使用的单位值方法,根据海关统计的月度主要农产品进口数量和金额构建农产品进口价格指数。数据来源于海关总署数据库(http://www.customs.gov.cn,所使用的样本期间为20051月到200812月(下同)

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2.农产品批发价格指数(AWPI本文采用农业部编制的农产品批发价格指数来反映中国国内农产品价格。它是在农产品批发市场价格基础上编制的批发价格指数,是反映农产品国内价格水平的一个重要经济指标。数据来源于农业部(http://www.agri.gov.cn 3.人民币实际有效汇率指数(REER本文采用IMF的实际有效汇率指数衡量人民币的实际有效汇率水平。数据来源于wind资讯数据库(www.wind.com.cn 由于GDP的月度数据不可得,因此,本文采用工业增加值指数作为4.工业增加值指数IPI进口国国内需求的代理变量。对于大国而言,国内需求规模扩大将增加对进口农产品的需求,在其他条件不变的情况下,这会导致进口农产品价格上升;反之,则反是。数据来源于wind资讯数据库www.wind.com.cn 5.工业品出厂价格指数(PPI由于汇率变动将通过影响进口中间投入品的价格进而影响国内企业的生产成本,并最终对国内价格水平产生影响,因此,本文选取工业品出厂价格指数作为代理变量,来衡量农业投入品的价格水平。数据来源于wind资讯数据库(www.wind.com.cn 6. CRBCommodity Research Bureau)商品价格指数(CRB由于没有直接关于外国厂商出口成本的数据序列,本文选取CRB作为出口商生产成本的代理变量,它是依据世界市场上22种基本的经济敏感商品的价格编制的。由于CRB商品价格指数包括了核心商品价格的变动,因此,它可以总体反映世界主要商品价格的动态信息。数据来源于wind资讯数据库(www.wind.com.cn
由于篇幅限制,表1仅列出了20051月~200812月各项指标值的最大值、最小值、平均值和方差,略去了各月份的具体指标值。

1 20052008年因变量和自变量的描述性统计

因变量
最大值 最小值 平均值 标准差

AIMP AWPI
自变量
239.22 110.77 160.11 40.28 174.19 121.44 140.06 15.14



124.21 96.09 105.16 6.57 120.90 100.00 115.26 4.02 110.06 98.86 104.47 2.38 595.98 284.75 402.30 76.92 REER IPI PPI CRB
四、实证分析
(一)单位根检验
本文对各个变量取自然对数,以消除其异方差,并进行ADF单位根检验。依据赤池信息准则AIC来确定ADF检验的基本类型ctq,其中,c表示常数项,t表示趋势项,q表示最优滞后阶数。ADF单位根检验结果如表2所示。
从表2可以看出,所有变量的ADF统计值均大于10%显著性水平下的临界值,说明所有变量均不能拒绝原假设,即它们都是非平稳变量,存在一个单位根。接下来,分别对它们取一阶差分,再进行ADF单位根检验,结果,所有变量的ADF统计值均小于1%显著性水平下的临界值,且显著性非常强,因此拒绝原假设,说明所有变量的一阶差分均为平稳变量,即为一阶单整I(1,满足协整检验的前提条件。
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2 各变量ADF单位根检验结果 变量
检验类型 ADF统计量 1%临界值 5%临界值 10%临界值 ct2 ct2 ct2 ct2 ct2 ct2 002 002 002 002 ct2 ct2
LnAIMP LnAIMP LnAWPI LnAWPI LnREER LnREER LnIPI LnIPI LnPPI LnPPI LnCRB LnCRB
-1.8502 -4.1658 -3.5085 -3.1842 -7.6333 -4.1706 -3.5107 -3.1855 -2.8281 -4.1706 -3.5107 -3.1855 -5.5893 -4.1756 -3.5131 -3.1869 -1.9010 -4.1657 -3.5085 -3.1842 -8.3803 -4.1705 -3.5107 -3.1855 -0.5946 -2.6174 -1.9483 -1.6122 -11.7739 -2.6162 -1.9481 -1.6123 -0.7388 -2.6162 -1.9481 -1.6123 -2.4200 -2.6162 -1.9481 -1.6123 -0.2108 -4.1657 -3.5085 -3.1842 -5.4339 -4.1705 -3.5107 -3.1855 (二)Johansen协整检验
本文在变量的稳定性检验的基础上,利用Johansen协整检验判断变量间是否存在协整关系,以此确定它们之间是否存在长期的稳定关系。
首先,对上文中的(7)式进行协整检验,协整关系检验的结果见表3。可以看出,在5%的显著性水平上,农产品进口价格指数、CRB商品价格指数、实际有效汇率指数和工业增加值指数之间存在1个协整方程。
3 农产品进口价格指数的Johansen协整检验结果 零假设:协整方程数目
特征值
迹统计量 5%临界值显著水平概率
0 0.4344 54.5083 47.8561 0.0104 至多1 至多2 至多3 至多4
0.3603 30.0021 29.7970 0.0474 0.1580 10.7887 15.4947 0.2248 0.0758 3.3910 3.8414 0.0655 0.4344 54.5083 47.8561 0.0104 标准化系数的协整方程如下:

LnAIPM=0.7645LnCRB0.67221LnREER+1.2453LnIPI 9
(2.23(1.81(1.929)式中,括号内的数值为t值。可以看出,各变量均在5%的水平上显著,说明人民币实际有效汇率、外国出口商的生产成本以及中国对进口农产品的需求是导致中国农产品进口价格水平变动的重要因素。从长期来看,农产品进口价格与外国出口商生产成本和本国国内需求呈正相关关系,与实际有效汇率呈负相关关系。农产品进口价格指数对汇率的弹性为-0.6722,说明人民币实际有效汇率的波动对农产品进口价格的传递是不完全的,但传递效应较高。在其他控制变量不变的条件下,实际有效汇率指数每提高1%,会引起农产品进口价格指数下降0.6722%
其次,根据8式,本文对农产品批发价格指数、农产品进口价格指数、实际有效汇率指数和
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工业品出厂价格指数之间的协整关系进行了检验(见表4
4 农产品批发价格指数的Johansen协整检验结果
零假设:协整方程数目特征值
迹统计量 5%临界值显著水平概率
0 0.5622 77.4496 55.2457 0.0002 至多1 至多2 至多3
0.3797 40.2778 35.0109 0.0125 0.2994 18.7854 18.3977 0.0441 0.0596 2.7689 3.8414 0.0961 检验结果表明,在5%的显著性水平上,农产品批发价格指数、农产品进口价格指数、实际有效汇率指数和工业品出厂价格指数之间存在1个协整方程。标准化系数的协整方程为:
LnAWPI=0.4366LnAIMP0.2801LnREER+0.2357LnPPI 10
(2.36(-1.80(1.8210)式中,括号内的数值为t值。可以看出,各变量均在5%的水平上显著。农产品批发价格与农产品进口价格和农业投入品价格正相关,与实际有效汇率负相关。农产品批发价格指数对汇率的弹性为-0.2801即在其他控制变量不变的条件下,实际有效汇率指数每提高1%会引起农产品批发价格指数下降0.2801%。通过比较(9)式和(10)式,可以发现,汇率变动对国内农产品批发价格的影响程度远低于其对农产品进口价格的影响程度,说明汇率对国内农产品批发价格的传递效应远低于对农产品进口价格的传递效应,但传递都是不完全的。
(三)误差修正模型
根据格兰杰定理,具有协整关系的非平稳变量都可以表示成误差修正模型。上文已经证实各变量间存在协整关系,接下来,本文将运用误差修正模型考察各变量之间的短期变动关系。在误差修正过程中,本文对各个自变量取滞后2期进行差分,发现它们具有显著性,其中,ECM项即是误差修正项,是用来估计从长期均衡位置偏离程度的指标。ECM项的系数为负,表明因变量具有自我修正的动态功能。两个因变量的误差修正模型分别如下:
D(LnAIPM=0.34×ECM(LnAIPMt0.31×D(LnAIPM(10.15×D(LnAIPM(2+0.19×D(LnREER(1+0.16×D(LnREER(2+0.25×D(LnCRB(1 11 +0.8×D(LnCRB(20.40×D(LnIPI(1+0.29×D(LnIPI(2D(LnAWPI=0.23×ECM(LnAWPIt+0.48×D(LnAWPI(10.12×D(LnAWPI(20.47×D(LnREER(1+0.17×D(LnREER(20.16×D(LnAIPM(1 12 0.06×D(LnAIPM(2+0.62×D(LnPPI(1+0.46×D(LnPPI(2通过(11)式和(12)式可以看出,农产品进口价格指数和农产品批发价格指数的误差修正系数分别是-0.34-0.23表明它们具有由短期变动到长期均衡调整的自我修正的动态机制,农产品进口价格和农产品批发价格有向稳定关系收敛的趋势。如果人民币汇率变动在当期对农产品价格产生- 24 -

汇率变动对中国农产品价格的传递效应
负向影响,那么在接下来的一期,误差修正项就会逐渐减弱这种影响,使其回归到长期均衡路径。误差修正项系数的绝对值越大,系统自我修正的功能就越强。因此,相对于农产品进口价格而言,农产品批发价格由对均衡水平的短期偏离向长期均衡回归的速度较慢。
(四)脉冲响应函数
通过脉冲响应函数可以考察一个标准差的自变量冲击对农产品进口价格指数和农产品批发价格指数的影响。在脉冲相应图中,横轴表示冲击作用的滞后期数,纵轴表示农产品进口价格指数和批发价格指数的变化,实线表示脉冲响应函数,虚线表示正负两倍标准差偏离带。

1 自变量对农产品进口价格指数一次性冲击的脉冲响应函数
从图1可以看出,实际有效汇率从第2期开始对农产品进口价格指数产生负向影响,并逐渐加强。这与经济理论相吻合——人民币升值使以外币表示的国外进口农产品价格降低。给CRB商品价格指数1个百分点的冲击,它对农产品进口价格指数有正向影响,并逐渐提升。这说明,国外出口商生产成本的提高将导致中国农产品进口价格上升,这也与经济理论相吻合。工业增加值指数每增加1个百分点,从第4期开始对农产品进口价格指数产生正面影响,并不断加深。这主要是因为国内需求的增加支撑了农产品进口价格的提升。
第二个脉冲响应函数表明,当在本期给汇率指数1个正向冲击后,农产品批发价格指数在第6期降到最低点,其后影响逐步衰弱。由于汇率的传递效应本身很小,因此,其冲击效应在15个月后接近于零。但是,汇率变动对农产品批发市场价格指数的影响始终为负。当在本期给农产品进口价格指数1个正向冲击后,农产品批发价格指数在第2期达到最高点,此后一直保持稳定。这表明,农产品进口价格的上升会对农产品批发价格产生稳定的拉动作用。自第5期起,工业品出厂价格指数的正向冲击经市场传递对农产品批发价格指数产生正向影响,并且此影响具有较长的持续效应。

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汇率变动对中国农产品价格的传递效应

2 自变量对农产品批发价格指数一次性冲击的脉冲响应函数
从估计结果可以看出,给定初始的1个单位人民币实际有效汇率指数变动的冲击,该冲击对农产品进口价格指数和批发价格指数均产生负向影响,这表明,人民币升值将持续压低农产品价格水平。同时,可以看出,人民币实际有效汇率对农产品进口价格和批发价格的传递均不完全,但对国内农产品批发价格的传递效应相对较小。这与前文的模拟结果以及现实情况相符,可能是因为,进口中间品在被送到生产者之前需要经历一系列配送环节,这些环节需要花费相当部分当地不可贸易的投入,例如市场营销、配送和零售服务等,而这些投入一般不会对汇率变动做出反应。
五、结论
本文基于20052008年的月度数据,运用Johansen协整检验、误差修正模型和脉冲响应函数,就人民币汇率变动对中国农产品价格的传递效应进行了实证分析。研究发现:
1.人民币实际有效汇率的波动对农产品进口价格和国内价格的传递是不完全的。人民币升值将导致农产品进口价格和批发价格水平下降,这与理论预设相符。这表明,中国的确存在汇率对农产品价格的传递效应。但是,农产品进口价格和批发价格对汇率变动的弹性(绝对值)均小于1,说明汇率变动对农产品价格的传递是不完全的。
2.汇率变动对农产品进口价格的传递效应大于其对国内农产品价格的传递效应。农产品进口价格对汇率变动的弹性(绝对值)大于农产品批发价格对汇率变动的弹性(绝对值)这表明,农产品进口价格对汇率的变动更为敏感。而且,农产品进口价格对农产品批发价格变动的影响程度不高。
从研究结论看,汇率变动对国内农产品价格的传递效应较小、传递速度较缓慢,人民币升值产生的通货紧缩效应对国内农产品价格作用不明显。因此,中国应该更加关注影响国内农产品价格的- 26 -

汇率变动对中国农产品价格的传递效应
重要因素,通过增加对农业的扶持,稳定国内大宗农产品供给,以防止中国农产品价格剧烈波动。

参考文献
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(作者单位:农业部农业贸易促进中心) (责任编辑:黄慧芬)


(上接第18页) 18.刘鸿雁、刘小和:《中日韩农产品产业内贸易研究》《农业经济问题》2005年增刊。
19.陆文聪、梅燕:《中国与欧盟农产品产业内贸易实证分析》《国际贸易问题》2005年第12期。
《中国主要进口农产品贸易调整成本研究——基于边际产业内贸易视角的分析》,南京农业大学硕士学位论20.史青:文,2009年。
《中国劳动密集型农产品出口市场结构与定位分析》《中国农村经济》2004年第9期。 21.朱晶:《中泰农产品产业内贸易的实证研究》《农业经济问题》2005年第7期。 22.朱允卫:
(作者单位:南京农业大学经济管理学院) (责任编辑:陈劲松)

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