本文作者：储成兵作者单位：中国农业大学

2005年7月21日，我国对人民币汇率制度实施了自1978年以来力度最强的一次改革，实行“有管理的浮动汇率制度”。至今，人民币汇率改革效应日益显现：从汇改当日1美元兑换8.11人民币的汇率至2012年4月8日的1美元兑换6.32人民币，人民币兑换美元累计升值达22%。随着我国汇率体制改革的深入，人民币对美元、英镑、欧元、日元等外币的汇率波动同以前相比更加频繁、幅度更大。理论上来说，人民币升值是减少国际贸易顺差及防止国内物价总水平过快上涨的有效途径。但是，到目前为止，我国国际贸易顺差过快增长的势头并没有得到缓解，外汇占款依然居高不下，这影响了央行调控物价的能力。在这样的背景下，研究汇率变动对农产品进口商品价格的传递效应，对于我国制定农业产业政策、转变农业生产方式及提高农产品进口商在国际竞争中的话语权意义重大。

一、人民币汇率波动对传递效应的理论分析

汇率的传递弹性是指1%的汇率变动引起的以本币表示的进出口商品价格百分比变动的幅度，可以用来表示汇率对进出口商品价格的传递效应。Goldberg和Knetter（1997）认为汇率对一个国家进出口商品价格传递效应应该是迅速的、完全的。然而，在现实中，市场是不完全的，存在着摩擦和交易成本及垄断，导致汇率价格传递弹性往往小于1，也就是不完全的汇率传递效应。对于价格传递效应的不完全问题，最常见的解释是现实中往往存在垄断和寡头市场，致使市场结构存在缺陷，使得厂商对外销售的定价可以高于边际成本，即P>MC，从而获得超额利润。根据国际贸易理论，商品的进口价格等于本币在直接标价法下的汇率乘以以外币表示的商品出口价格，即：IMPt=Et×Pt，其中，IMPt为以本币表示的商品进口价格，Et为直接标价法下的本币汇率，Et下降表示本币升值，Et上升表示本币贬值，Pt为以外币表示的商品价格。而价格的计算常用成本加成法，则价格=生产成本×（1+成本利润率），即Pt=PCt×λ，那么用本币表示的进口价格为：IMPt=Et×PCt×λ（1）对于不同的市场竞争形式，由于外国出口商可以根据汇率的变化程度相应调整成本利润率来改变出口价格，从而对进口国商品的进口价格产生影响，而竞争强度又主要是由进口商品的替代品价格(SUBPt)和出口厂商的生产成本(PCt)两个因素决定，即：λ=[SUBPt/(PCt×Et)]β（2）将(2)式代入(1)式，并对变量分别取自然对数，得：LnIMPt=βLnSUBPt+(1-β)LnPCt+(1-β)LnEt（3）从(3)式中可以看出该模型是建立在如下假设上：出口商的生产成本和汇率对于进口国进口该商品以本币在直接标价法下表示的价格而言，其传递效应是一样的，即：1-β。然而，在实际的国际贸易中，出口商的生产成本和汇率对进口国进口该商品以本币在直接标价法下表示的价格传递系数大都不同，故在放宽该假设条件下，本文构建模型如下：LnIMPt=α1LnEt+α2LnSUBPt+α3LnPCt+ε（4）按照传统国际经济学分析框架，汇率波动对一个国家进出口商品价格水平的影响是完全的，价格水平的变动反映汇率的波动。然而，越来越多的国际贸易事实表明：进出口价格水平并不是完全等比例的反映汇率的波动幅度，即传递效应往往是不完全的。在(4)式中，若α1=1，说明汇率是完全传递的；若α1＜1，说明汇率是不完全传递的。

二、人民币汇率波动对农产品进口价格水平传递效应的实证检验

（一）变量设定和样本选取

基于上述汇率传递的理论模型，本文选取我国农产品进口价格为例来实证检验人民币汇率波动的传递效应。被解释变量农产品进口价格设定为农产品进口价格指数(AIMPt)，参考Bu和Tyers(2001)的方法，对进口价格指数的构造方法如（5）式，它是以进口农产品价格的加权平均来计量。其中进口农产品本文以我国进口量较多的谷类（大米、玉米、小麦及大麦）、食糖及水果为对象。2005年8月至2011年10月间主要农产品进口额与数量的月度数据从中经网数据库获取。进口额是以美元标价的，需根据当期的人民币对美元的名义汇率将进口额换算成人民币，最后和基期对比得到农产品的进口价格指数，其具体计算公式如下：（略）。这里i代表进口农产品的类别，t是相应的时期，Pit表示第i种农产品在t期的进口价格。Qi0表示第i种农产品在基期（本文指2005年8月）的进口数量，Pi0表示第i种农产品在基期的进口价格。由于不同时期进口数量不一样，故在此用基期的不同进口农产品的数量权重做调整。基期的农产品进口指数设定为100。现举例说明具体农产品进口价格指数的计算。2005年8月汇率1美元兑换8.11人民币，当月主要农产品进口量：谷物160.7万吨（382美元/吨），棉花14.3万吨（1290美元/吨），食糖9.3万吨（405美元/吨），水果9.7万吨（736美元/吨）；2008年6月汇率1美元兑换6.85人民币，当月主要农产品进口量：谷物111.83万吨（405美元/吨），棉花103.4万吨（1474美元/吨），食糖24.6万吨（473美元/吨），水果18.4万吨（859美元/吨）。基期各品种的进口的权重，谷物为89.43%，棉花为7.37%，食糖5.17%，水果为5.4%。则：2008年6月AIMP={[405×82.84%+1474×7.37%+473×4.79%+859×5%]×6.85}÷{[382×82.84%+1290×7.37%+405×4.79%+736×5%]×8.11}×100=93.5解释变量如下：一是汇率，选取人民币实际有效汇率指数（REERt）作为指标，它是本国价格水平与所选择国家价格水平加权几何平均的比率与名义有效汇率指数的乘积，其较名义汇率能更为有效的揭示汇率真实波动对物价水平的影响。在本文中实际有效汇率上升表示人民币升值；二是外国出口商的生产成本（FPCt），外国出口商的成本变化会直接影响到其产品出口的价格，进而影响到本国进口价格的变化，本文以世界出口价格指数作为替代；三是我国国内竞争压力(DPCt)，由于没有直接关于我国市场的竞争压力指标，本文采用国内生产的农产品的加权平均价格与进口农产品的加权平均价格比值来代替反应国内竞争状况；四是我国农产品进口需求（IMDt），贸易大国和贸易小国不同，其国内需求的变化将会导致国际上对农产品需求的变化，在国际供给及其他情况不变的条件下，其国内需求减少会导致进口农产品价格下降。本文数据的样本区间为2005年8月至2011年10月的月度数据。由此，本文依据以上理论分析设定汇率变动传递效应的模型为：lnAIMP=α1lnNEER+α2lnFPC+α3lnDPC+α4lnIMD+ε(6)

（二）实证检验

1.平稳性检验。对时间序列数据建立回归模型前必须先进行单位根（ADF）检验。本文依据赤池信息准则选择趋势项和常数项是否存在以及最优滞后变量的阶数，来确定ADF检验的基本类型(c，t，q)。检验结果如下：（略）。由表1的检验结果知，lnAIMP、lnFPC、lnDPC及lnIMD在5%的显著性水平下都存在单位根，但它们的一阶差分序列在1%的显著性平水下是平稳的。数据协整检验的条件为yt～I(1)，xit～I(1)，且α1yt＋α2x1t＋α3x2t＋…～I(0)，因此该时间序列经过一阶差分后，可以进行协整检验。

2.协整方程。为了实证检验人民币汇率波动对农产品进口价格的传递效应，本文运用Johansen方法来确定变量间的协整方程为：（略）。最大似然比为302.76。为检验所建立模型中解释变量与被解释变量之间的这种协整关系是否合理和稳定，再次利用ADF协整检验方法来判断残差序列是否平稳，如果残差序列是平稳的，则说明模型设定是合理的，这说明：因变量和解释变量之间存在稳定的均衡关系。检验结果显示：ADF值为-4.952小于在1%的显著性平水下AEG的临界值，这表明汇率和我国农产品进口价格之间存在着稳定均衡的关系。

三、结论及建议

本文基于2005-2011年的月度数据，实证检验了人民币汇率波动对我国农产品进口价格的传递效应。研究表明：第一，人民币汇率波动对我国农产品进口价格的传递系数仅为0.548，汇率传递系数小于1，证实了“汇率对一国的进出口价格传递往往是不完全的”的说法。第二，随着汇率制度改革的深入，人民币汇率波动的频率和幅度将会逐步扩大，人民币汇率的短期超调行为也将日益显著，这对我国央行如何实施有效的货币政策提出了新的考验和挑战。当经济面临外部冲击时，特别是在当今欧债危机仍未能解决的国际背景下，如何使人民币汇率较为平稳地波动，不仅要求货币当局更加有效地对外汇市场进行管理，更需要国内实施更为灵活的货币政策。第三，由于我国农产品进口商的国际竞争力及运用金融衍生产品对冲汇率风险的能力都无法达到国际水平，其汇率风险承受能力及转移能力仍然有限。因此，为了提高我国农产品进口商在国际市场上的竞争力及议价能力，我国政府及相关部门不仅要在政策制定上要给予倾斜，更要在资金及风险管控上予以扶持。第四，就长期而言，人民币汇率升值对我国农产品进口价格的汇率传递系数仅为0.548，汇率传递效应较小。所以通过人民币升值来抑制物价上涨的作用比较有限，解决好流动性过剩、结构失衡、实施稳健的货币政策及降低人们对通货膨胀的预期等国内因素应是关键，这为我国实施更富弹性的汇率制度改革提供了理论上的支持。第五，为了使人民币汇率保持在合理水平，需要完善人民币汇率调节机制。在建立和完善人民币汇率监测系统的基础上，通过设立宏观和微观监测指标来量化人民币汇率水平是否处在合理水平。同时，也应该加强对外汇市场风险的控制，尽量使汇率风险降低到最小程度。