新兴经济体金砖五国的汇率传递计量分析

贾凯威

（辽宁工程技术大学 工商管理学院，辽宁葫芦岛125105）

0 引言

金融一体化在增强各国经济基本面质量的同时，也增大了各国经济的脆弱性。金融一体化使得生产要素在国际市场内得到优化配置，提高了配置效率，为各国的经济管理提供了更大的操作空间；同时，金融一体化也使得金融危机的传染更加迅速，各国经济的同质性与关联性增强，经济发展脆弱性增加，各经济体之间的传染机制日益复杂多变。在影响经济发展的传染机制中，汇率传递充当着重要角色；各国政府及货币当局在预测及控制本国通货膨胀时，也越来越重视汇率的影响。作为发展中国家的金砖五国，其经济发展引起了全球的重视，而汇率传递对这些国家的影响也自然成为人们研究的热点问题之一。

1 研究假设与模型构建

1.1 研究假设

假设1：汇率传递既不是完全传递，也不是零传递，而是不完全传递（部分传递）。

汇率的传递往往与国内物价水平的变化有着密切的关系，经常项目下的商品贸易与服务贸易规模与结构、资本项目的下资本流动均会对一国的汇率传递造成不同程度的影响。关于汇率传递的程度，由于数据的可得性的限制与约束，这里只对汇率的总传递进行研究，即对汇率波动与国内物价水平的影响进行检验与估计。采用面板单位根与面板协整方法对有效汇率NEER、国内CPI的平稳性及其协整关系进行检验，在此基础上构建面板协整模型及面板误差修正模型，对汇率传递程度及速度进行定量研究，对假设1做出回答。

假设2：金砖五国通货膨胀是否存在截面效应或时点效应的假设。

通货膨胀的截面效应与时点效应不仅对汇率传递程度有影响，而且还对汇率传递的速度造成很大影响；同时，模型中设置截面效应与时点效应还有利于纠正模型的设定偏误，从而有利于提高模型参数估计的性质。

假设3：关于贬值的传递效应与升值的传递效应是否对称的假设。

尽管汇率受国内外购买力平价、利率平价、国内外经济基本面等因素的制约与影响，但是，由于经济冲击的多样性及不可预测性，汇率大多时候处于失衡状态。而一国货币的高估或低估对本国汇率传递的影响也必然有所不同，因此这就要求货币当局充分了解汇率传递的非对称性，从而为宏观调控制订合适政策提供参考。这里在模型1的基础上加入虚拟变量，进一步估计模型。

假设4：固定汇率制下的通货膨胀是否高于浮动汇率制下的通货膨胀。

从IMF公布的相关数据看，金砖五国中实行浮动汇率制度的有巴西与印度，而中国与俄罗斯则实行软钉住汇率制度。浮动汇率制是否有利于降低国内的通货膨胀水平一直受到人们的关注。有必要借助模型的构建进行检验。

假设5：国内物价水平对汇率传递是否存在超调整效应。

通过VAR模型中的脉冲响应路径判断哪些国家存在物价水平的超调现象，从而能够为通货膨胀水平的预测与控制奠定定量依据。

1.2 模型构建

由于我们考虑的是四个国家在一段时间内的汇率传递问题，汇率传递既表现出截面上的差异，又表现为时间上的差异，因此，为了综合考虑汇率传递在时间（纵向）与空间（横向）的异质性，面板数据模型就成为一个理想的模型。

基于假设1与假设2，构建如下一般形式的面板数据模型：

首先采用Hausman检验对固定效应模型与随机效应模型做出选择，从而决定是对截距项进行分解还是对误差项进行分解。若采用固定效应模型，则需要对模型的常数项进行分解，若采用随机效应模型，则需要对模型的误差项进行分解。其次，在选定固定效应或随机效应模型的基础上，进一步采用HendryF检验或Breusch&Pagan(1980)的Lagrange乘数检验确定对截面或是误差项进行截面分解、时点分解还是截面与时点同时分解。

根据假设3，在模型中加入哑变量，用于标识当前汇率是高估状态还是低估状态；根据假设4及假设5，分别建立以个别国家为研究对象的VAR模型。

2 实证分析

2.1 变量选择、数据来源与数据特征描述

本文选择各国CPI作为物价水平的衡量变量，选取名义有效汇率作为汇率的代理变量，选取IMF的事实分类作为汇率形成机制的代理变量。根据NEER与100的比较来判断当前币值处于高估还是低估状态。采用2000年至2011年的年度数据作为研究样本，其中，CPI来自于各国统计局，名义有效汇率NEER来自于BIS的broad index。采用国际货币基金组织的事实分类法对各国汇率制度进行分类。印度与巴西均为自由浮动汇率国家，其中巴西为通货膨胀目标制框架下的自由浮动汇率制度；印度并没有明确宣布其明确锚，而是在货币政策的执行中采取钉住多种指标的做法。俄罗斯为有管理的浮动汇率制度，但是俄罗斯也没有明确宣布其名义锚，而是采取钉住多种指数的做法，中国是似爬行汇率安排。

这里对各国CPI及名义有效汇率分别取自然对数，形成的新变量记为logcpi及logneer。巴西、印度、俄罗斯与南非的名义有效汇率均出现相同的下降趋势，而中国的名义有效汇率则总体呈现出上升趋势，这与人民币一起处于升值态势是相吻合的。各国的LOGCPI走势也基本表现出与汇率相同的走势。

根据物价水平logcpi、名义有效汇率logneer关于时间与截面的均值图（图略）可以看出，物价水平与名义有效汇率的变化对于时间与截面两个维度均存在着明显的异质性。

2.2 面板单位根、面板协整检验及Hausman检验

面板单整检验结果（表1）表明：logcpi及logneer的水平变量均不平稳，而所有的一阶差分变量均满足平稳性，因此logcpi与logneer均为一阶单整时间序列数据，存在着协整的可能性。面板协整检验结果（表2）表明：logcpi与logneer存在着协整关系。Hausmam检验结果（表3）所明：固定效应模型要优于随机效应模型，以下使用固定效应模型进行分析。

表1 面板单位根检验结果

表2 面板协整检验

表3 Hausman检验

2.3 基于固定效应模型及VAR的实证分析

（1）金砖五国物价水平具有强记忆特征，且汇率对物价水平存在部分传递效应

截面固定效应动态面板模型估计结果（见表4）表明：LSDV及ANCOVA方法的估计结果（模型1与模型2采用LSDV方法估计，模型3与模型4采用ANCOVA方法估计）高度相似。加入一阶自回归项后的模型2及模型4估计结果更为有效准确。这表明，金砖五国的物价水平具有极强的持续性，持续程度达94%，金砖五国的物价水平从长期看具有较长的记忆性。

汇率变动对物价水平的影响弹性为3.4%左右，影响较小，为部分传递。为进一步验证该结论，对汇率传递系数施加β=0及β=1的约束，并进行假设检验，判断是否存在零传递或完全传递。结果表明，无论是模型3还是模型5，均在1%的显著性水平上拒绝了β=0假设及β=1假设。这表明，金砖五国汇率波动对物价水平的传递效应既不是零效应，也不是完全效应，而是部分效应。

表4 截面固定效应动态面板模型估计结果

（2）金砖五国的物价水平变化具有显著的截面效应与时点固定效应。

根据模型4的估计结果绘制各国的截面效应图（图1），结果表明：巴西、中国、印度、俄罗斯及南非的回归直线均有自己的截距项，且截距项具有显著的差异性，这是截面效应的体现；根据模型4绘制时点效应图（图2），结果表明：金砖五国的物价水平呈现出总体下降的趋势，汇率传递具有时点异质性。

图1 金砖五国截面效应图

图2 金砖五国时点效应图

对物价水平的时点效应序列teffect进行模拟，计算并绘制其自相关系数图与偏自相关系数图，发现自相关系数存在着严重的拖尾性，而偏自相关系数在滞后阶数为2时具有明显的截尾性。因此，可以构建AR(2)模型。模型LME估计结果见式（3）。由于φ1+φ2＜1，｜φ2｜＜0，φ2-φ1＜1表,因此，所建立的AR(2)模型平稳。

（3）高估和低估状态下的汇率波动对国内物价水平的影响具有非对称性。

估计面板误差修正模型（表5），结果表明：金砖五国汇率波动的传递速度(误差修正速度)为每月0.2715左右(模型5)，汇率影响物价水平的时间周期平均为4个月的时间。

表5 动态面板误差修正模型估计结果

在模型5中加入标示汇率贬值与升值的虚拟变量并重新估计，得到模型6，结果表明：汇率升值有利于降低国内物价水平，对国内通货膨胀的治理具有正效应。同时，与处于低估状态相比，高估状态下的汇率变动对国内物价水平的影响更为强烈，具有明显的不对称性，金砖五国的物价水平对汇率升值的反应强度远远大于其对汇率贬值的反应强度。

（4）BRICS汇率传递弹性的估计。

弹性是指一个变量变化率对另一个变量变化率的影响程度，可以近似为一个变量的标准新息（1%冲击）对另一个变量的影响程度，而这正好与脉冲响应函数的含义一致。这里分别构建关于巴西、俄罗斯、印度、中国及南非的VAR模型，分别考察其汇率传递弹性的速度与程度。依据SC准则，采用BRICS的月度LOGCPI与LOGNEER建立滞后阶数为2的VAR模型。使用Cholesky方法对残差项进行分析，并计算各国LOGCPI在单位LOGNEER冲击下的累计脉冲响应（表6）。

表6 动态传递弹性（累积脉冲响应）

BRICS的平均总汇率弹性大约为-0.358，汇率波动对物价水平的总效应达到一个稳定值。表8给出了各国累计脉冲响应函数在第6个月、第12个月及第100个月上的累计脉冲响应数值。在第12个月，平均脉冲响应达到0.23，超过总响应值的67%。前半年汇率波动的平均总效应为0.07，达到总效应的20%。

3 结论

通过对BRICS汇率传递的实证研究，可以得到以下结论：

（1）金砖五国的汇率传递具有不完全性，且在币值高估与低估状态下的汇率传递具有不对称效应，高估状态下的汇率变动对国内物价水平的影响更为强烈，这就给货币当局在不同时期预测和调控通货膨胀带来了挑战。

（2）金砖五国的通货膨胀水平具有非常强的自持续性、截面异质性与时点异质性，且时点异质性服从AR（2）过程，从而为通货膨胀的预测进一步提供了定量依据。

（3）金砖五国的汇率传递弹性平均达到35.8%，这与Ivohasina（2012）的研究结论相一致。但是，各国汇率传递弹性存在着较大差异性，这种差异不仅存在于不同汇率形成机制下，相同汇率形成机制的各国也存在着较大的差异。

（4）国内物价水平对汇率传递的响应存在超调整与严重的时滞性，从而能够为通货膨胀水平的预测与控制奠定定量依据。

[1]Choi W G,Cook D.New Keynesian Exchange Rate Pass-Through[R].IMF Working Paper,NO.213,2008.

[2]Choudhri,Ehsan U.,Hamid Faruqee et al.Explaining the Exchange Rate Pass-Through in Different Prices[R].IMF Working Paper,NO.224，2002.

[3]Takhtamanova,Yelena F.Understanding Changes in Exchange Rate Pass-Through[R].Federal Reserve Bank of San Francisco Working Paper,NO.122,2008.

[4]Frankel,Jeffrey,David Parsley,and Shang-Jin Wei.Slow Pass-Through around the World：A New Import for Developing Countries[R].NBER Working Paper,NO.11199,2005.

[5]Zorzi,Michele Ca',Elke Hahn et al.Exchange Rate Pass-Through in Emerging Markets[R].ECB Working Paper Series,NO.739，2005.

[6]项后军，许磊.汇率传递与通货膨胀之间的关系存在中国的“本土特征”吗？[J].金融研究，2011,（11）.

[7]王永茂.2001～2006年日本量化宽松货币政策下汇率传递效应分析[J].现代日本经济,2012,(1).

[8]刘思跃，叶苹.不同汇率制度下汇率传递时滞的实证分析——基于中国、日本、巴西、阿根廷四国数据[J].经济评论，2011,（4）.