2014/01 总第441期商业研究COMMERCIAL RESEARCH 文章编号∞1-148X (2014) 01-∞34 -05 价格勒性机制下汇率变动对出口价格的传递门限效应研究张欣(辽宁对外经贸学院国际商品交易分析与模拟重点实验室，辽宁大连116052 ) 摘要:本文将价格粘性机制引入传统的汇率传递研究框架，运用面板门F民模型研究了汇率变动对我国工业品出口价格的传递效应。实证结果表明，汇率变动对出口价格的传递在一般情况下是线性的，但是当外部经济环珑恶化时，随着汇率波动幅度不同，汇率传递呈现出明显的门限效应。关键词:价格粘性;汇率传递;面板门限模型中图分类号: 文献标识码:A汇率作为重要媒介和政策手段，能够对包括之间存在不完全替代性，因此本国出口商具备一出口价格在内的经济变量产生重要影响，进而影定的自主定价能力;响一国的出口竞争力、国际收支和内外均衡，所以假设2:出口商品的需求函数Q= Q(r ，U)，其汇率传递问题一直是国际经济学研究的热点。自中P.为以外币表示的出口价格，U代表影响产品需2∞5年7月21日我国汇率形成机制改革以来，人求的其他因素，如进口国需求水平、竞争者价格等;民币对其他主要货币呈现出明显的升值走势，汇假设3:为简化分析过程，忽略运输成本、关率波动幅度也逐渐扩大，这种变化对我国出口商税等因素，只考虑出口商品的生产成本。以本市表品价格产生了重要影响，因此研究汇率变动对出示的生产成本函数C= C(Q，的，其中V代表影响生口价格的传递效应具有重要的理论和现实意义。产成本的其它变量，如工资、中间投入品价格等;已有文献对于汇率传递问题的研究，主要集假设4:出口商以本币定价，而且出口价格调中于汇率变动对总体物价水平的影响，较少涉及整存在价格粘性。Obstfeld& Rogoff (2∞0)认为，汇率变动对出口商品价格的传递问题，而且学界尽管出口商品在销售时大多以进口国货币标明价对于出口价格的汇率传递是否存在非线性关系尚格，但是除美国外，出口商在制定出口价格时更倾存在争议。本文运用面板门限模型做了进一步的向于参考本币价值。为了引人价格粘性机制，本文研究，以期能够对此问题进行更为深入的解释。假定本期实际出口价格由上一期价格P-和本期最1优均衡价格P共同决定。其中维持上一期价格的一、研究框架与假说概率为(J，根据本期最优价格调整的概率为1-(J , 本文在Gωa伊gnloOωn因此出口商定价策略方程可表述为:引人价格粘性机制，构建以下分析框架:P=(1-θ)P + (JP_(1) 1 假设1:国际商品市场是垄断竞争市场，产品出口商的目标是实现本币利润最大化。若以收稿日期:2013 -07 -09 作者简介:张欣(1984-) ，男，河北香河人，辽宁对外经贸学院国际商品交易分析与模拟重点实验室教师，东北财经大学金融学院博士研究生，研究方向:国际金融、农村金融。基金项目:国家社会科学基金重大项目"十二五"时期宏观经济运行动态监测分析研究，项目编号lOzd&010;辽宁对外经贸学院国际商品交易分析与模拟辽宁省教育厅重点实验室课题，项目编号:2013LBGJSYI∞2;辽宁对外经贸学院创新团队支持计划项目，项目编号:2012XJT以X)1;辽宁对外经贸学院优秀人才支持计划l项目，项目编号:2012XJYQ04。
35 总第441期张欣:价格粘性机制下汇率变动对出口价格的传递门限效应研究直接标价法表示的本国汇率为E，则目标函数可的研究表明，汇率波动幅度越大，厂商调整价格的表示为MaxII= E x P. x Q(P* ,U) -C(Q，V)。行为就越频繁，而且汇率传递的水平会提高，因此实现本币利润最大化需要满足的一阶条件为:汇率与价格之间存在非线性关系。Pollard& Cough›lin (2003)运用企业层面的数据提供了更有力的dII ;;;: = 0 ，即:经验证据，他们发现大部分企业在汇率波动程度dQ( . ,U) 较高时调整价格的意愿更为强烈，因此汇率传递E Q(P*,U)+E xp-x›d . 水平与汇率波动程度之间存在正相关性。dC(Q,VL ~4Q(Þ. ,U2.._(\ (2) 另一些学者则对此提出了质疑，他们认为尽dQ( . ,U) ^ d . 管上述分析在理论上成立，但是现实中生产者的其中þ*为出口商品的最优外币价格。设出口定价策略具有稳定性，尤其是在短期，汇率波动幅商边际成本为MC，出口商品需求价格弹性的绝对度往往难以达到促使厂商改变定价行为的程度。值为η，则(2)式可简化为:Herzberg & Kapetanios (2003)从进口国的角度，ExQ-Ex . xηx去+MCx叭声=0运用引人竞争者价格的依市定价(PfM)模型研究了汇率变动对英国进口商品价格的影响，发现(3) 二者之间并不存在非线性关系。Campa& Goldberg MC 11 由(3)式可知þ.=一~x ~ (4) E η-1 (2005 )针对25个OECD国家的实证分析也表明，因此出口商品的最优本币价格为:只有个别商品的汇率传递水平随着汇率波动的剧MC xη 烈而提高，汇率波动程度对出口商定价行为的影= E x . =一二毛旦(5) η-1 响并不显著。将(5)式代入(1)式可以得出本期实际出国内学者从细分商品层面对我国出口商品价口价格为:格的汇率传递效应进行了大量的研究(毕玉江，朱MC x 11 P=(1-θ) X .~V干+θXP_l(6) 钟橡，27;马红霞，张朋，2008)，但基本都是'∞叼-1 在线性模型的框架下研究汇率传递的不完全性。在上期价格P-l与本期汇率E之间不存在相关近年来，部分学者开始在非线性框架下研究汇率关系的前提下，本期出口价格的汇率弹性，即汇率波动的经济效应，例如封福育(2010)基于我国传递率可表示为:季度出口数据的研究发现，不同的波动幅度下汇dP/P _, r dMC/MC d\1/11 1 1 一一=(1 -(J) I ~一一一-旦巳~x一一I(7) 率变动对出口贸易额的影响呈不对称特征;姜星dE/E ’ ~ v’ L dE/E dE/Eη-1J 等(2011)针对我国17个主要贸易伙伴年度数据由(7)式可知，汇率传递率主要受三个因素的研究也表明，汇率变动对进出口贸易量的影响的影响:出口商调整价格的概率。、边际成本MC是非线性的;周阳(2011)研究了汇率变动对我以及出口商品的需求价格弹性η。其中，MC和η国整体物价水平的影响，发现不同样本区间内汇的汇率弹性一般认为不会发生变化，因此汇率传率的传递效应存在差异，当人民币汇率波动剧烈递是否存在非线性关系主要由出口商调整价格的时，汇率变动对物价水平的影响更加显著。这些成概率。决定。果在某种程度上间接证明了定价行为确实受汇率从理论上讲，出口商调整价格的概率反映了波动程度的影响，但是汇率变动与出口价格之间定价行为，定价行为是否会发生改变则取决于边是否存在非线性关系尚缺乏直接的经验证据。际生产成本与菜单戚本之间的关系:当汇率波动通过以上分析可以发现，目前学术界对于汇较小时，进口中间投入品价格变化也较小，边际生率变动与出口商品价格之间的关系存在争议，而产成本的变动小于菜单成本，此时出口商调整价争议的焦点在于汇率传递率是否受汇率波动幅度格的动力不强，。不会发生变化，汇率传递率不变;的影响。基于此，本文提出以下两个研究假说:当汇率变动较大时，边际生产成本的大幅波动促Ho:汇率变动与出口商品价格之间是线性关使厂商必须变动出口价格以防止亏损，此时。会提系，汇率传递率与、汇率波动幅度元关;高，相应地汇率传递率也会提高。部分实证研究的H:汇率变动与出口商品价格之间存在非线结果支持了上述理论Devereux& Yetman (2;∞2) 1
36 商业研究2014/01 性关系，且汇率传递率与汇率波动幅度正相关。数据来由、于国际清算银行(BIS)。如果H。被证实，说明厂商的定价行为是稳定3.门限变量:汇率波动率(volatility )。本文的，传统的线性模型足以反映汇率传递水平;如果以本期汇率变动的百分比反映汇率波动的剧烈程ne-Rn-r H被证实，则说明厂商的定价行为易受汇率波动度目1HUF仰ouw a 一一脚d程度的影响，非线性模型在研究汇率传递问题时4.影响出口价格的其他控制变量凡。本文借更适用。鉴李秀芳，施炳展(2012)和汪琳(2012)的研二、实证分析究思路，在模型中加入下列控制变量(1)生产(一)模型设定与变量选取成本ppi:以各行业工业品出厂价格指数来衡量;根据已有文献的论述和上文的理论分析，汇(2)行业技术水平tech:由于缺乏各行业研发技率变动对于出口商品价格的传递程度可能由于汇人的数据，本文以各行业人均利润作为替代变量;率波动幅度的不同而变化，即存在区间效应。传统(3)行业内企业规模size:以行业内企业平均员工的非线性研究方法主要是根据汇率披动幅度将样数表示，即行业内从业人员总人数除以企业个数;本分割为不同的子样本，然后比较不同子样本的(4)世界市场同类商品价格imprice:采用我国分汇率传递率。但是由于样本区间的划分在很大程行业进口商品价格指数作为替代变量，计算方法度上存在主观性，导致不同划分方法得到的研究与出口价格指数相同(5)世界市场需求水平de结果存在较大差异。Hansen(1999)发展的面板mand:由于我国的主要出口国均为发达国家，因门限模型针对上述缺陷进行了改进，该模型能够此以不变美元计算的OECD国家人均可支配收入根据数据结构内生地划分样本。为简化起见，本文作为替代变量。以上数据除进口商品价格来源于仅针对单一门限的情况进行讨论，将模型设定为国泰安工业行业统计数据库外，其余均来自中经如下形式:网统计数据库。exprice=β1 neerJ( volatility S γ) + jt (二)数据说明β2neerJ( volatility >γ) + (}X+μiJ + Bit it 考虑到我国自2∞5年7月人民币汇率形成机其中i代表出口行业，t代表月份，I( )为指示制改革以后，汇率水平才开始出现较为明显的波函数，γ为门限值，μit用于反映各行业不随时间变动，而数据库中可获得的最新数据截止到2011年化且不可观测的个体效应，B -(0，σ2)为满足独10月，因此本文将样本区间确定为2∞5年8月至立间分布假设的随机干扰项。β1和βz分别代表不同2011年10月。为确保计量结果的准确性，本文删汇率波动区间下的汇率传递率，若β=品，就意除了统计数据存在错误、缺漏以及统计时间不连味着汇率变动对出口价格的影响是线性的;反之，续的样本，实际用于计量分析的样本包括了我国β1 <β2则说明汇率变动对出口价格的影响存在门工业行业中的19个一级子行业，共计1425个观测限效应(门限效应的检验以及门限值γ的估计方值，样本描述性统计如表l所示。法可以参考Hansen(1999)的论述)。模型中变量袭l样本描述性统计的含义及定义方式如下:变量平均值标准差最小值最大值1.被解释变量:出口价格(exprice)。各种expnce 11. 412 工业品的原始数据来源于国泰安工业行业统计数ppl 141. 140 7.∞5 据库。由于数据库中商品出口价格原始值以美元tech -1. 222 表示，因此先将其折算为当期人民币价格，然后参Slze 1. 178 lmpnce 6. 184 3.∞4 考Cerra& Saxena (2∞2)的方法，使用链式拉斯demand ∞ 拜尔指数计算出各行业人民币出口价格指数。neer 2.解释变量:汇率(neer)。由于模型中其他volatility 变量均为名义变量，而且在短期由于"货币幻觉"的作用，出口商更注重名义价格，因此本文选择人(三)实证结果民币名义有效汇率来反映汇率的变动情况，相关本文分别采用混合数据模型(OLS)、面板固
总第441期张欣:价格粘性机制下汇率变动对出口价格的传递门限效应研究37 定效应模型(FE)和面板门限模型(Threshold ) 和后金融危机时期(2010-2011年)汇率传递的三种模型设定方式，估计结果如表2所示。固定效门限效应均是不显著的，但是在金融危机期间应和门限效应模型的个体效应检验结果均在1%的(2007 -2009年)，检验结果却在1%显著性水平显著性水平下拒绝了不存在个体效应的原假设，下拒绝了不存在门限效应的原假设，即汇率传递因此混合数据模型并不适用。固定效应和门限效存在明显的门限效应。这说明(1)出口商定价行应模型的估计结果相差无几:生产成本(ppi)和为的稳定性是相对的，在金融危机期间，由于担忧外部经济形势进一步恶化，出口商对于汇率的大世界市场同类商品价格(imprice)的上升，能够幅波动可能更为敏感(2)我国在金融危机时期显著提高出口商品的价格;行业技术水平(tech)采取钉住美元的汇率政策具有合理性。和企业规模(size)对出口价格不存在显著的影响，这可能是由于我国出口产品技术水平普遍偏表2模型估计结果低，出口企业以中小型企业为主，对市场的控制力变量OLS FE Threshold 有限，因此难以对出口价格形成支撑;世界市场需审， ’ , ppl O.α)5'" " " 求水平(demand)对出口价格的影响显著为负，(0.(脱)(0.(胆)(0.α)2) 这显然与直觉不符，原因可能在于我国向发达国-0.α)8事., tech O.αx> O.∞1 家出口的商品大部分属于满足基本生活需要的(0.(朋)(0.∞1) (0.∞1) "吉芬商品这些商品在危机时期因其价格低廉’ ，审Slze -0.αxí -0.α)2 而被更多消费者青睐的商品，但是在经济繁荣时() ( ) ( ) 期却容易被其他价格更高、效用更大的商品取代。lmpnce " " '唱·() () () 本文的重点在于分析名义有效汇率(neer)对demand -0.负)2'" -1. 016’ , ’ 于出口价格的影响。面板门限模型的估计结果显() () () 示当汇率波动率(volatility )超过毛时，汇率现x>…', , neer " O., volatility 变动对于出口价格的影响程度会提高，弹性系数() ( (细)) ~毛从上升为，这说明汇率波动的幅度’ , volatility 确实能在一定程度上影响汇率传递水平。但是直() >毛观上看这种影响的幅度比较有限，门限效应自抽Constant ’ ’ ’ 样检验结果也显示，即使在10%的显著性水平下( ) () () 也无法拒绝不存在门限效应的原假设。因此在整个体效应F = F = 体样本区间内，汇率波动幅度对于出口价格汇率检验(0.α00) (0.(以白)传递率的影响在统计上并不显著，可以认为汇率门限效应自F= 变动与出口商品价格之间是线性关系，假说Ho得抽样检验() 到了证实。注:(1) ，、，，、*事阜分别表示在10%，5%和1%水平(四)稳健性检验下显著，系数估计值下方括号内为标准误差;(2) F统计量尽管上述针对整体样本的分析表明出口商的下方括号内为伴随概率;(3)本文所有门限效应检验结果定价行为具有稳定性，但是在不同的时间区间内，均按照Hansen( 1999 )提供的方法自抽样1∞0次得出。出口商的定价策略可能并不一致。考虑到在样本表3分阶段门限效应自抽样检验结果区间内发生了世界性金融危机，这一特殊的经济临界值事件可能对出口商的定价行为造成重要影响，因F值p值1% 5% 10% 此有必要对时间区间进行划分，研究不同时间段氮肥-双脂年 的汇率传递效应。具体的研究方法与整体样本相2007-2J..朋年.αx> 2010 -2011年 11.(四9.斜。 同，模型的估计结果也无太大出入。由于本文的重点在于研究汇率传递是否存在门限效应，因此仅三、结论列示了门限效应的自抽样检验结果，如表3所示。结果表明，在金融危机发生前(2005-2006年)本文在传统的汇率传递模型中引人价格粘性
38 商业研究2014/01 [ 3 ] Devereux M, Yetman J. Price setting and exchange rate 机制，运用面板门限模型，研究了汇率变动对我国pass -through: theory and evidence [ J J . Hong Kong In›工业品出口价格的传递效应，得出了以下结论:在stitute for Monetary Research Working Paper No. 22/ 正常情况下，出口商调整价格的行为具有稳定性，2∞12，2∞2. 汇率波动幅度能够在一定程度上影响汇率传递水[ 4 ] Pollard P S, Co吨hlinC C. Size matte陀asymmetnc平，但影响并不显著，此时汇率变动对于出口价格exchange rate pass -through at the industry level [ J ] . 的传递是线性的。然而，在世界性金融危机发生期Federal Reserve Bank of St. Louis Working Paper Se-间，汇率传递率因汇率波动幅度的不同呈现出明ries, 2003. 显的门限效应，此时汇率变动对于出口价格的传[ 5 J Herzberg V, Kapetanios G, Price S. Import prices and 递是非线性的。本文的研究结论在一定程度上揭exchange rate pass -through: theory and evidence from 示了已有研究成果之所以存在争议，很可能是由the United Kingdom[ J]. Bank of England Working Pa›于样本区间的选择不同所致。在今后的研究中，我per, No. 182，2∞3. [ 6 ] Campa J M, Goldberg L S. Exchange rate pass -们应该更多地关注外部经济环境变化对于出口商through into import prices: A macro or micro phenome›定价行为的影响。non? [J J. Review of Economics and Statistics, 2005 基于上述研究结果，本文认为，尽管我国汇改( 4 ) : 679 -690. 的目标是形成更具弹性的人民币汇率形成机制，[7] 毕玉江，朱钟橡.人民币汇率变动对中国商品出口但是对于扩大人民币汇率浮动区间应保持审慎的价格的传递效应[J].世界经济，2∞7(5):3-15.态度，尤其在当前外需依旧低迷，出口贸易形势仍[8J 马红霞，张朋.人民币汇率变动对中欧出口价格的不明朗的情况下，应避免因汇率剧烈波动对出口传递效应[J].世界经济研究，2∞8(7):32 -37. 企业造成冲击。我国的外汇管理部门在确定汇率[9J 姜里，邢曙光，杨胜刚.汇率波动对我国进出口影响浮动区间时，应考虑不周外部环境下汇率波动对的门限效应[J].世界经济研究，2011(7):36 -42. 于微观经济主体决策行为的影响，确保经济稳定[10]周阳.人民币汇率变动对我国物价水平的传递效应[J].商业研究，2011(8):171-175. 运行。出口企业也应审时度势，综合运用多种手[ 11 J Hansen B E. Threshold effects in non -dynamic pan›段，积极应对汇率汇率波动带来的风险。els: Estimation, testing, and inference [ J]. Joumal of 参考文献:econometrics ,1999 ( 2) : 345 -368. [ 12] Cerra V, Saxena S C. An empirical analysis of China’ [ 1 ] Gagnon J E, Ihrig J. Monetary policy and exchange rate s export behavior [ M J. Intemational Monet町Fund，pass -through [ JJ . Ir阳nationalJournal of Finance & E›2002. conomics, 2创)4(4):315 -338. [13 ]李秀芳，施炳展.出口企业竞争强度是中国出口低[2] Obsœeld M, Rogoff K. New directions for stochastic 价格的主要因素吗?[JJ.世界经济研究，2012(2): open economy models [ J ] . Joumal of intemational eco›39 -44. nomics, 2仪H】(1):117-153. 四E四holdEffect of Exchange Rateαumge on E玛)()rtPrices in Price Stickin臼sMI配hanismZHANG Xin (lntemational Trade Analysisαnd Simulα，tion Laborα，ωry ，Liωning University 01 lnternational Business and Economics, Dαlian 116052, China) Abstract:’ By introducing the price stickiness mechanism into traditional exchange rate research framework, the paper used the panel threshold model to analyze the effect of exchange rate pass -through on China’s industrial exports price. Empirical research results showed that the pass -through effect was linear under nonnal circumstances, but when the ex›temal economic environment deteriorated, exchange rate pass -through effect varied wi出thedifferent exchange rate fluc›tuations, which showed a significant threshold effect. Key words: price stickiness; exchange rate pass -出rough;panel threshold model (责任编辑:张曦)
