中国人民币汇率和人民币在东盟贸易价格稳定性

中国人民币汇率和人民币在东盟贸易价格稳定性

摘要

本文使用中国与东盟国家之间的贸易数据来测试假设与市场定价和顺向本 币的价格稳定。中国与东盟加二国家之间的价格的分歧程度和人民币实际汇率的 变动显示在某些行业出口竞争力相对低的人民币的价格稳定。 中国的贸易政策可 能也在当地货币价格稳定起到一定的作用。 本文发现没有证据表明人民币升值并 没有比人民币贬值对创建一个对价格调整有更大的影响。 介绍

近年来，人民币的价值受到来自政府和行业领导者的密切关注。 中国政府在 重估人民币的过程中受到了来自西方国家 (尤其是美国) 的巨大的压力， 因为他 们想要阻止他们的对华贸易逆差的增长。 因此，人民币汇率问题的确切影响变化 对区域贸易伙伴的出口行为在行业层面还没有审查是我们分析的核心内容。 本文 通过实际汇率去估算在东南亚国家联盟进出口所选择行业的价格的影响提供文 献知识。

东盟区域贸易集团是由文莱、 柬埔寨、印度尼西亚、 老挝、马来西亚、缅甸、 菲律宾、新加坡、泰国和越南这十个国家组成的。这是个国家的总人口约 5.58 亿，GDP 的购买力约为 2.75 万亿美元 (ASEANSEC,2007)。东盟加三还包括日本、 韩国和中国。区域贸易协定的重要性上升 ,特别是与东盟和中国作为地区大国的 出现证明需要更多的学术研究人民币汇率的影响区域经济的贸易模式 Eichengreen, Rhee and Tong (2004) 分析了影响中国的出口贸易的其他亚洲国 家,但他们没有考虑汇率。本文通过联系货币汇率贸易扩展了他们的工作。

最优反应公司的出口价格的变化取决于货币值等各种各样的因素。 这些因素 通过两个渠道运作：(1)汇率对边际成本的影响， (2)影响汇率的加价 ,价格超 过边际成本。调整加价以应对汇率变化被称为文学的市场定价的边际成本调整标 记反应相比相对较小 (Krugman, 1986) 。当地货币价格稳定 (LCPS)发生在卖家减 少加价买家的货币较低相对而言 ,从而在买方的货币稳定价格 (Knetter , 1993) 。目 前分析使用面板数据来研究企业的定价行为与货币汇率的变化有关。 通过对中国 和东盟加二进出口的研究，允许了国际比较多功能的市场定价行为。

本文结构如下：首先，详细介绍模型和数据； 其次，估计和计算模型； 第三， 价格市场行为存在是动态的模式调整的进一步研究了误差修正模型； 第四，对不 对称的市场定价行为进行探讨；最后，对全文做出总结。

2. 模型规范和数据描述 2.1 模型规范

在方程式(2)和(3)中，汇率渠道的定价行为显式建模的边际成本 Gagnon and Knetter(1995) 。在 Knetter(1989,1991,1993) ，成本对于所有目的地国家都 是相同的，但随着时间的变化会发生变化。所有的共同因素 ( 包括边际成本 )可能 会变化随着时间的推移 ,但所有目的地保持不变。我们在估计这个的时候要包含 整套的 time dummies ，被 δi变量。下面是 β是的统计解释：值为零或接近于零 意味着特定目的地的标记是对买方出口国的货币价值的波动。 因此 , 在目的地国 家由于汇率变动产生的成本将完全由买家承担 (换句话说 ,一个完整的传递效应 )。 负的 β值意味着标记调整与当地价格的粘性有关 (LCPS)。最后，正的 β值意味着 目的地的汇率变动对当地定价在买方单位货比实际产生了放大的影响。

2.2 数据描述

我们选择行业类别等四种单位值去衡量出口和进口的价格(见附件 1：产品 类别使用)。印尼、马来西亚、缅甸、菲律宾、新加坡、泰国、越南、日本和韩 国这九个东盟加二国家的数据来自 1990-2002 中国对外经济贸易年鉴。价格使 用离岸价格( FOB)。

产品 /行业选择的几个因素。 我们从所有有记录的产品类别开始。 相比之下， 我们通过选择行业共享的所有 9 个目的地国家覆盖整个样本期间缩小了选择。 因 此，我们剩下五对中国出口的产品种类和四对中国进口的种类。 选择一个样本以 这种方式意味着样品并不是随机的 , 和推断结果数据进行解释时需要特别谨慎。 实际汇率是派生除以名义汇率的价格指数。 Knetter (1991, 1993) 建议使用批发 价格指数 (PPI) 作为目标市场价格指数，因为就改变对应的名义汇率通货膨胀木 匾市场最优输出应当保持中立。然而，根据 Marston(1989) 的方法 ,消费者指数 (CPI) 被使用在这项研究中 ,因为有一半的国家在我们的样例没有可比的批发商价 格指数在国际金融统计数据 (IFS)的国际货币基金组织 (IMF) 。

在中国， PPI 和 CPI 的组件不同。 PPI 通常影响 CPI 约一年半。图 1 显示 了 PPI 比 CPI 波动较小的样本， 1996 年是一个关键数据点 (Zhou & Feng, 2005) ： 1996 年中央政府启动了 “软着陆” 的反通胀计划通过减少可用信贷购买原材料、 房地产和行政命令来缓解经济过热省级地区。在 1999 年再次实施了规模较小的 政策。看到使用 CPI代替PPI的影响,我们计算 CPI和PPI的标准差,分别为 22.65 和 8.38 。中国对其他东盟加二的国家的出口的名义汇率。在 Eq. ( 2)中，汇率 的影响可能被夸大了。 因为东盟加二的国家比较自由， 和中国相比他们的经济没 有那么集中，他们的 PPI比 CPI可能相对更不稳定。

本文中使用的汇率数据交叉汇率是基于来自国际金融统计数据。 东盟的汇率 制度是“温柔”挂钩 , 允许该地区各国政府偏离盯住美元的经济和政治条件时需 要它——这种现象创造了“定期浮动” (Zhang, 2002) 。因此，汇率的变化可以 从中国和东盟加二国家之间交叉汇率中观察出来。 表1 总结了加价的统计数据和 实际汇率。

作为参数回归分析时， 我们检查了时间块加价和每个行业的实际汇率。 数据 并不太固定。我们使用菲利普斯方法论和 Phillips-Perron 去进一步测试数据去检 查单位根和失败拒绝单位根的零假设的对数系列。 因此，我们

使用一阶差分的系 列研究短期市场定价的效果，和水平回归检验时间序列变量之间的长期协整关 系。

2.3. 模型估计结果

表 2 和3,显示在每个行业估计的 β值。 FE和 RE的方法被用来估计方程式 （2）和（3）。HAUSMAN 测试被用来选择最好的模型。然而，由于 HAUSMAN 是 在九例当中唯一重要的，所以 FE 模型被选中。

检查的 β值估计各种出口模型表明 ,差异定价行为存在不同行业以及来源国 家。在出口模型中，服装和大豆产业的系数是负数， 并且分别显著的为 5%和 10%。 这表示在这些行业中存在连结控制协定。 一种解释我们的结果与在目标国家的这 些行业存在可替代性或互补性。 中国服装和大豆出口的初级产品是当地产品在东 盟的目的地国家的替代品。 因此 ,中国倾向于通过标记当汇率变化调整稳定物价。 对于电扇， 金属研磨机和成品油这些补充货物， 没有证据表明他们之间存在连结 控制协定。我们的结果和 You和 Feng（2004）的研究结果一致。

在进口方面 ,消极的 β值对天然橡胶和食用植物油暗示连结控制协定有着重 要的作用，但是它对铜和纸并不重要。 由于中国政府对橡胶和铜是特别感兴趣的： 为了保护国内市场 ,政府将进口配额有效直到 2001 年。这些关税进口额被低到 2006 年预计将逐步淘汰每中国世贸组织的义务取而代之（ Hou，2002）。东盟出 口商对其价格做了相应的调整去保持市场份额。因此 ,我们的研究结果表明在天 然橡胶连结控制协定而不是铜。

虽然层次数据模型表明变量之间的长期关系 ,短期动态调整过程可以通过第 一个差异显示。采用了固定特效法。 出口服装的系数对进口天然橡胶和铜是重要 的（见表 2 和 3）。结果显示短期价格调整的存在虽然震级的系数并不大。这些 结果与长期行为一致。为了检查的速度调整 ,我们应用误差修正模型来反映的短 期动态系统中的加价偏离平衡的影响。调整速度是 0.5313 的系数，自然橡胶的 重大是 5%的水平。然而，听起来我们的产品类别的系数不太重要。数据显示 , 其他东盟加二国及时回应和调整在天然橡胶中其价格汇率变化 ,但不是在其他产

品类别。 最后 ,我们解决的问题连结控制协定是否不对称对消极和积极的汇率波 动。由于亚洲金融危机和人民币因为之前和之后的行为， 1997 年发生了结构性 的变化。人民币在 1997 年之前,经历过一个真正的贬值 ,而后来在我们的样例中货 币与东盟国家货币经历了实际升值。 表四和表五的结果表明， 当货币定价行为不 同贬值而赞赏 ,但我们并没有发现价格调整时更大的人民币贬值 ,这个案例是发现 在美国。

3. 结论和未来研究

本文中使用的方法和数据表明 ,未来的研究应该检查维度 PTM 和连结控制协 定:来源国家,目的地国家 ,行业和政府政策的影响。 特定行业的影响尤其与我们的 研究相关。更高水平的聚合可能掩盖数据间的关系。我们的研究结果表明 ,对汇 率变动敏感标记调整存在于某些行业在东盟加三国家中。 当出口替代目的地国家 的产业时，可以观察到连结控制协定。 工业和贸易政策也可能影响连结