中国农产品出口价格汇率传递研究，本文主要内容关键词为：汇率论文,中国论文,农产品出口论文,价格论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
关于汇率变动与商品进出口价格之间的关系，传统的购买力平价理论认为，汇率等于国家之间的价格水平之比，因此，汇率发生变动会导致国家之间的价格水平发生相应变动。根据一价定律，汇率的变动和物价的变动应该是同比例的。基于此，传统的国际收支理论认为，汇率变动使进出口商品价格发生相应变动，根据进出口商品的需求弹性影响汇率变动国的国际收支。
20世纪80年代，美国在国际贸易中发生了较大的逆差，由于日本是美国的主要贸易伙伴，在国际压力下，日元相对于美元升值。根据传统的国际收支理论，日元升值使日本出口到美国的产品价格提高，出口量减少；而进口到日本的美国产品价格下降，进口量增加，从而改善美国的国际收支。但是，日元的升值并未改善美国的国际收支状况，传统的国际收支理论受到挑战，人们开始从仅仅关注汇率这个宏观变量进而关注企业针对汇率变化冲击的定价行为这类更为微观的变量。这一时期的有关文献开始研究出口企业在汇率传递效应中的能动作用——看市定价(PTM)，认为出口企业在面临汇率变化这类外部冲击时，并不是被动地把汇率变化全部传递到用进口国货币表示的价格上（即完全的汇率传递），而是根据市场份额、产品差异和边际成本的可变性能动地对出口商品进行定价（即不完全的汇率传递或看市定价）。
Dombusch & Rudiger(1987)对汇率的不完全传递进行了开创性的理论探讨，他利用不同行业组织的模型分析表明，汇率传递的程度取决于商品的可替代性、市场份额和外国企业在本国市场上的市场力量。Bemhofen & Xu(2000)用微观计量方法证明了不完全的汇率传递归结为外国企业的不完全竞争行为，验证了在样本期间内，在美国的石化产品市场上，德国企业和日本企业的市场力量在统计上是显著的。Parsley(1995)认为当声誉的影响存在时，不管是当前的还是预期的汇率变动都会对进口价格产生相似的影响。Devereux et al.等(2004)的研究表明汇率传递与货币政策的相对稳定性有关，货币增长波动相对较低的国家汇率传递低，而货币增长波动相对较高的国家具有较高程度的汇率传递。
以上的实证研究表明，汇率变动对进出口价格的传递是不完全的。然而对于不同的行业和不同的国家而言，汇率传递的程度是不同的。
Cumby et al.(1990)的实证研究指出，进口价格和出口价格对汇率的弹性在不同行业间存在很大差别。Marston & Richard(1990)在对日本企业看市定价的研究中发现，在不同的产品之间，看市定价的程度也有很大的差别。Feinberg(1989)研究了汇率变动对美国本国价格的影响，也发现汇率传递的程度因行业而异。
Yang(1995)的研究发现，在美国市场上，虽然汇率传递程度在不同的产品间有所差异，但在不同的国家之间没有显著差异。而Tange(1997)的研究发现，当汇率发生变化时，日本出口价格的汇率传递是缓慢的，并且在国内外市场进行价格歧视；相反，德国出口价格的汇率传递几乎是完全的。Yang(1998)的研究又发现，虽然美国出口商和其他国家的出口商都存在看市定价现象，但其他国家的出口商吸收了大部分的汇率变化，而美国出口商传递了大部分的汇率变化。
国外文献有关汇率传递的研究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。这一方面可能是因为发展中国家的数据可得性问题，另一方面可能是因为一般发展中国家的市场比较狭小，进出口量在世界贸易额中无足轻重。但是，随着中国经济外向化程度的提高，中国已经发展成为一个贸易大国。截止2003年底，中国商品贸易项下的进口额居世界第3位，出口额居世界第4位①。2004年，中国成为第五大农产品出口国。作为一个实行浮动汇率制度的农产品贸易大国，中国农产品出口价格对汇率变化的传递程度（或中国农产品出口商的看市定价能力）如何？迄今为止没有任何相关文献可以检索。本文将在已有文献的基础上，对中国农产品出口价格的汇率传递效应进行初步的分析。
二、数据和分析框架
（一）关于汇率传递和看市定价的解释
有关汇率传递和看市定价的含义，许多文献都给出了文字和数学的定义(Krugman & Paul,1987; Yang,1998)。为便于分析，可以把世界上的国家分为两组：一组为中国，另一组为与中国进行农产品贸易的国家，从而把汇率归纳为一种，即人民币对于所有农产品贸易伙伴国的名义有效汇率。根据计算有效汇率使用的权重不同，可以把农产品贸易有效汇率分为农产品出口有效汇率和农产品进口有效汇率。对于中国的一个农产品出口商而言，有下面的等式成立：P[,￥]/e[,￥/0]=P[,0]，此处P[,￥]是用人民币表示的某种农产品的出口价格；P[,0]是用进口伙伴国的货币表示的向进口伙伴国的企业收取的价格；e[,￥/0]是用人民币表示的单位进口伙伴国货币的加权价格，是一个用出口额加权的所有进口伙伴国货币相对于人民币的价格，即人民币的出口名义有效汇率。当汇率发生变化时，P[,￥]或P[,0]或两者将进行调整，假设人民币对贸易伙伴国的名义有效汇率升值（即e[,￥/0]下降），中国出口商将在以下四种情形中做出选择：
1.保持进口伙伴国货币价格P[,0]不变，那么人民币价格P[,￥]将成比例下降；
2.保持人民币价格P[,￥]稳定，那么进口伙伴国所付的本地货币价格P[,0]将成比例上升；
3.降低人民币价格P[,￥]，但低于人民币升值的比例，那么用进口伙伴国货币表示的价格P[,0]将上升，但低于人民币升值的比例；
4.提高人民币价格P[,￥]，那么用进口伙伴国货币表示的价格P[,0]上升，但将高于人民币升值的比例。
基于以上的内容，我们用公式(1)来定义农产品出口价格的汇率传递：
附图
(1)
其中，ε[,0]是用进口伙伴国的货币表示的中国农产品出口价格对汇率的弹性，代表用进口商货币表示的农产品出口价格对汇率变化的传递程度。而ε[,￥]是中国农产品出口价格对汇率的弹性，度量中国的农产品出口商看市定价的能力。此处的汇率传递程度和看市定价能力实质上是指中国农产品出口商同一种定价行为的两个方面，前者是对用进口伙伴国货币表示的出口价格而言，后者是对用人民币表示的出口价格而言，汇率传递程度低，则看市定价能力强，两者相互消长。当ε[,0]=0时，即汇率传递程度为0，用进口伙伴国货币表示的价格不随汇率的变化而变化，表明中国农产品出口商完全看市定价，即看市定价能力为1，汇率变化完全被中国的农产品出口商吸收，即前面所描述的第一种情况。当ε[,0]=-1时，即ε[,￥]=0，汇率完全传递，用进口伙伴国货币表示的价格随汇率的变化而同比例变化，表明中国农产品出口商不随汇率变化而改变出口商品的人民币价格，而将汇率变化完全传递到用进口伙伴国货币表示的进口价格中，其看市定价能力为0，即前面所描述的第二种情况，这种情况也就是传统的购买力平价理论所描述的价格与汇率的关系。当ε[,0]介于0和-1之间，即ε[,￥]介于1和0之间时，汇率传递和看市定价同时存在，随着｜ε[,0]｜的增加，汇率传递程度增加，而看市定价能力降低，即前面描述的第三种情况。在第一种情况下，中国的农产品出口企业不得不削减利润来吸收汇率的升值。在第二种情况下，中国的农产品出口企业将冒失去价格竞争力和市场份额的风险。在第三种情况下，中国农产品出口商和进口国的消费者共同分担人民币升值的成本。
那么对于人民币汇率变化，中国的农产品出口企业将做出怎样的定价决策呢？这正是本文的实证研究所要回答的问题。有关汇率变化与进出口商品价格的关系问题，已有的研究大多集中在制造业产品上，认为贸易商品价格的汇率传递程度和行业特征有关，如行业内产品差异越大，汇率传递程度越高(Dornbush & Rudiger,1987; Yang,1997)；在进口国市场上的份额越高，汇率传递程度越高(Krugman & Paul,1987; Feenstra et al,1993)；行业边际成本的可变性越高，汇率的传递程度越低，而行业的边际成本又和行业的资本劳动比率有关(Marston & Richard,1990; Yang,1997)。农业在行业特征上与制造业有着很大的区别，那么中国农产品出口价格的汇率传递是否与文献所研究的制造业产品价格的汇率传递有着本质的不同？这些不同对于农产品的生产者和出口商意味着什么？本文将使用有关的农产品贸易数据，通过以下的框架进行实证研究。
（二）实证模型
本文实证研究的目的在于探讨(1)中国的农产品出口商是否看市定价，或者中国农产品出口价格是否存在汇率传递？(2)如果存在汇率传递，其传递的程度如何？
当汇率变化时，如果中国农产品出口商看市定价，汇率变化将被吸收到用人民币表示的农产品出口价格中；如果出口农产品到中国的外国出口商看市定价，那么用人民币表示的进口商品的价格将不会和汇率同比例变化，而表现为部分传递或无传递。因此，中国的农产品出口商和外国的农产品出口商是否看市定价，可以通过检验用人民币表示的进出口价格与汇率的关系来比较。由于本文只检验汇率和价格变化的相对数量，因此，人民币名义有效汇率和农产品出口人民币价格的时间序列数据都用指数形式来表示。
Yang(1998)对美国制造业产品看市定价的研究中构造了一个制造业产品价格与汇率关系的实证模型，控制了行业的生产者价格指数和多边贸易加权的外国生产者价格指数。参考该模型，本文构造中国农产品出口价格汇率传递的模型如下：
其中，XP[,i,t]是中国第i类农产品的出口价格指数，XEXR[,t]为以农产品出口额加权的人民币名义有效汇率指数，在理想情况下，应该为第i类农产品分别计算一个名义有效汇率指数的时间序列，但考虑到名义有效汇率的变动趋势基本相同，本文用一个总的出口名义有效汇率指数来替代。PP[,i,t]为第i类农产品的国内生产者价格指数，用来控制国内农产品价格的变动情况。XEXR[,t]根据历年人民币和主要出口伙伴国的汇率加权计算得出；XP[,i,t]根据海关统计年鉴的数据计算得出。
XEXR[,t]的系数a[,1,i]是中国农产品出口商看市定价的测量指标，为出口价格对汇率的弹性，即(1)式中的ε[,￥]。如果中国的农产品出口商看市定价，它的符号应该是正的；如果是完全的汇率传递，它接近于零。
（三）数据
(1)农产品出口人民币名义有效汇率指数
反映一国货币在世界范围内变动情况的指标是汇率指数，它是指一种货币的价值相对于其他几种货币价值的加权平均，目的在于测定一种货币相对于其他货币的平均值。样本货币依研究目的而定，权数依样本货币在贸易中的重要性而定。如果要编制人民币的汇率指数，就要把中国的主要贸易伙伴国货币作为样本货币，它能反映人民币在国际贸易中的总体竞争力和波动程度。
由于本文的研究对象限定为农产品出口价格的汇率传递，为了准确把握人民币与中国的主要农产品贸易伙伴货币汇率的综合波动情况，增强人民币汇率变动与农产品贸易价格变化的关联度，提高模型对人民币汇率变动与中国农产品贸易价格关系的识别力，本文使用以农产品出口贸易额加权的人民币名义有效汇率指数作为自变量进行分析，样本货币为中国主要的农产品出口贸易伙伴国的货币，权数为出口国农产品贸易额占出口农产品总贸易额的百分比。
农产品出口人民币名义有效汇率指数(XEXR[,t])的计算公式为：
式中，XEXR[,t]为第t年农产品出口的人民币名义汇率指数；W[,xt]为第k个样本国出口汇率的权重；R[,kt]为第k个样本国第t年的汇率(k=1,2,……,n; t=1993,1994,……,2003)；R[,bk]为第k国基期的汇率；X[,k]为第k国样本期间的平均出口量。
用来计算名义有效汇率指数的样本国家的选择原则如下：按照历年各国和中国的农产品出口贸易总额从大到小进行排列，对出口贸易额进行累计，当累计总额达到80%时所筛选出的国家或地区被选择为备选样本国家或地区。在备选的样本国（地区）中，按照备选样本国（地区）历年贸易总额的变动，以近年量多和汇率数据的可得性为原则，筛选出最后的样本国（地区）。经过上述过程，本文选择香港、印度、印度尼西亚、日本、马来西亚、新加坡、韩国、泰国、欧盟（包括德国、法国、意大利、荷兰）、巴西、加拿大、美国、澳大利亚和新西兰14个样本国家（地区），共选择港元、印度卢比、印度尼西亚卢比、日元、马来西亚林吉特、新加坡元、韩圆、泰铢、欧元（欧洲货币单位）、巴西克鲁赛多、加拿大元、美元、澳元和新西兰元14种样本货币。然后根据公式(4)和公式(5)，得出农产品出口人民币名义汇率指数样本国权重。使用这个权重，根据公式(3)对样本国货币汇率加权求和，以1995年=100，得出历年农产品出口人民币名义有效汇率指数②（见表1）。
表1农产品出口人民币名义有效汇率指数
年份1992 1993
1994
19951996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
汇率指数 63.78 63.78 98.30 100.00 93.46 86.04 77.68 82.24 83.05 84.47 84.56 88.79
附图
图1 农产品出口人民币名义有效汇率指数变化趋势
图1显示，在1992～2003年期间，农产品出口人民币名义有效汇率指数大致有3次波动，从而把人民币汇率变动分成3个阶段：第一阶段，1992～1995年贬值阶段，由于1994年实行人民币汇率体制改革，大幅度调降人民币汇率，因此，农产品进出口人民币汇率在1994年有较大幅度的贬值；第二阶段，1996～1998年升值阶段，这段时间受亚洲金融危机的影响，中国一些主要的农产品贸易伙伴国——东南亚国家的货币纷纷贬值，从而导致农产品出口人民币汇率大幅度贬值；第三阶段，1999～2003年小幅贬值阶段，由于这一时期美国经济不景气，美元相对其他货币贬值，而人民币实行钉住美元的汇率制度，从而导致人民币相对贬值。
(2)农产品出口人民币价格指数
国内有关汇率变动对国际收支的研究文献较多，其研究对象是汇率变动对进出口贸易额的影响，而很少有关于汇率变动对进出口商品价格的研究，其中的一个原因可能是进出口商品价格指数的不可直接获得性。本文通过对海关年鉴中农产品出口统计数据的处理，间接得出了中国第i类农产品出口的人民币价格指数。
为了尽量使同类农产品的贸易金额和贸易数量相对应，从而保持历年出口农产品价格指数不因该类产品的出口结构变化而影响可比性，本文以海关统计年鉴中8位编码的农产品种类为标准，选取并计算了102种出口农产品的人民币单价。但由于农产品出口人民币价格指数须和模型中生产者价格指数这个变量相匹配，而能够从公开出版物中得到的研究期间连续的农产品生产者价格指数只有17类。因此，在计算出8位编码的农产品价格指数后，按照能够得到生产者价格指数农产品口径，以基期数量为权数进行合并，得出与生产者价格指数相对应的17类农产品的出口价格指数。例如，蚕茧蚕丝的出口价格指数通过加权合并桑蚕茧、桑蚕丝和柞蚕丝的出口价格指数得出，中药材的出口价格指数通过合并甘草、半夏、枸杞、白术等的出口价格指数得到，水产品的出口价格指数通过合并出口的各种水产品的价格指数得出，等等。
三、估计结果和讨论
对农产品出口价格的汇率传递程度的估计结果见表2。在17类农产品中，有14类农产品的汇率系数为正，这与理论推断相一致。其中，11类农产品的汇率系数介于0和1之间，这意味着这11类农产品的出口价格存在汇率传递，但对汇率变化的传递程度是不完全的，或者说存在看市定价，汇率传递的程度随着系数的增大而变小；另外3种农产品的汇率传递系数则大于1，表明这3种农产品对汇率变化有过度反应，完全看市定价。但在17类农产品的汇率传递系数中，只有7类农产品的汇率传递系数在10%或以下的水平上统计显著。在研究的17类农产品中，有14类农产品的国内生产者价格系数为正，且数值都在1左右，这与理论预期相一致，表明农产品出口价格随国内生产者价格的变化而变化，但由于农产品出口的品种结构与国内农产品有所不同，两者并不同比例变化。
表2的估计结果表明，中国的出口农产品基本上都存在看市定价，但不同的农产品看市定价的程度不同。大米、蔬菜、棉花这3类农产品出口价格的汇率传递程度较低，而看市定价程度较高，其系数都在0.7以上，即当人民币升值时，中国的农产品出口商会主动降低出口农产品的人民币价格，吸收大部分的汇率变化，只把很少一部分的汇率变化传递到用进口国货币表示的价格上；大豆、食用植物油和干鲜果出口价格的汇率传递程度较高，而看市定价程度则较低，汇率传递系数都在0.4以下，即这3种农产品只吸收少量的汇率变化，而把大部分的汇率变化传递到用进口国货币表示的价格上；玉米、鸡蛋、蚕茧蚕丝和水产品出口价格的汇率传递程度居中，汇率传递系数在0.4～0.7之间。而原糖、原木、鬃毛和中药材的汇率传递系数大于1，在人民币汇率升值1%的情况下，原糖的出口人民币价格下降1.04%，即出口价格不仅完全吸收了汇率的变化，而且有更大幅度的下降。Knetter(1989)认为，只有在需求富有弹性的情况下，出口商才会如此调整价格以求利润最大化。烤烟、茶和肥猪的汇率传递系数为负值，说明这些农产品的出口商在人民币升值的情况下反而提高农产品的出口价格。
Dornbusch & Rudiger(1987)对汇率不完全传递的研究分析表明，汇率传递的程度取决于商品的可替代性、市场份额和本国企业在国际市场上的市场力量。从以上的研究结果可以看出，中国出口量占世界出口量较大比重的劳动密集型农产品，如水产品、干鲜果、蚕茧蚕丝等的汇率传递程度较高，其汇率传递系数都在0.5以下，即如果人民币升值1%，这些农产品的出口人民币价格下降的幅度在0.5%以下，大部分的汇率变化传递到以进口国货币表示的价格中，即汇率升值导致这些出口农产品人民币价格降低的幅度较小，而引起的用进口国货币表示的价格上升的幅度较大。另外，一些占世界总出品量较大比重的劳动力密集型农产品，例如烤烟、茶和肥猪，它们的汇率传递系数为负值，说明这些商品在人民币升值的情况下，反而提高人民币价格。而一些土地密集型的、在世界总出口量中占比重较小的农产品，如大米、蔬菜、棉花、木材、糖料作物等的汇率传递程度较低，其汇率传递系数都在0.7以上，即大部分的汇率变化被出口商吸收到农产品出口的人民币价格中，只把汇率变化的很少一部分传递到用进口国货币表示的价格中，即汇率升值将引起农产品出口人民币价格的较大变化，只引起用进口国货币表示的价格的较小变化。此外，玉米的汇率系数为0.53，其汇率传递程度中等，这与中国为主要的玉米出口国地位基本相符。食用植物油及油籽（主要品种为花生）的汇率传递程度很高，其汇率传递系数在0.1以下，即这些农产品把汇率变化的绝大部分传递到用进口国货币表示的价格中，其主要原因在于中国自上个世纪90年代以来一直是世界第一大花生出口国，其地位显然是不可替代的。
表2农产品出口价格的汇率传递估计结果
农产品 汇率系数(a[,1i]) 国内生产者价格 调整的R[2]
系数(a[,2i])
大米 0.87949661.303226
0.8949
(2.10)*
(5.11)
玉米 0.52510190.6237833 0.5816
(1.06)(2.32)
大豆 0.099981 1.010911
0.6493
(0.30)(3.92)
蔬菜 0.99628420.8595678 0.6741
(1.76)(1.41)
鸡蛋 0.64278411.159246
0.9383
(3.30)* (10.11)
原糖 1.044483 0.0814656 0.2427
(2.00)*
(0.38)
原木 1.175908 1.074827
0.4276
(2.05)*
(0.99)
烤烟 -0.15232120.0744092 -0.2367
(-0.22)
(0.25)
棉花 0.768934 0.8477224 0.3162
(0.60)
(1.34)
茶 -0.3826999
-0.4441777 0.5174
(-1.39) (-3.00)
肥猪 -0.95773330.3850694 0.8419
(-7.36)* (5.23)
蚕茧蚕丝 0.48921280.4925096 0.2554
(1.15)
(1.48)
鬃毛 2.057744-0.6048946 0.1840
(1.54)
(-0.47)
药材 1.208487 0.8424276 0.4236
(2.62)* (-1.85)
水产品0.48363721.514257
0.9454
(2.76)* (7.91)
食用植物油及油籽 0.054628 1.118560.9158
(0.26) (7.27)
干鲜果0.359926 1.153688
0.8007
(1.25) (3.97)
注：括号内的数值为t值，*为在10%的水平上统计显著。
综上所述，中国农产品出口价格存在不同程度的汇率传递，出口商存在较大程度的看市定价能力，不同种类农产品出口商的看市定价能力各不相同，其中原糖、原木、鬃毛和中药材的看市定价能力最强，即其出口价格的下降幅度大于人民币升值的幅度；大米、蔬菜、棉花的看市定价能力次之，即随着人民币升值，其出口人民币价格将有较大幅度的下降；再次之是玉米、鸡蛋、蚕茧蚕丝和水产品，即随着人民币升值，其出口人民币价格有一个较小幅度的下降；大豆、食用植物油和干鲜果的看市定价程度最小，其出口人民币价格随汇率变动的程度较小，传递了绝大部分的汇率变化。而烤烟、茶和肥猪这些农产品的出口商在人民币升值的情况下反而提高农产品的出口价格。不同种类农产品的汇率传递程度与该农产品在世界市场上的份额和地位相关，即在世界市场上的份额越大，汇率传递程度越强，这与Dombusch & Rudiger(1987)的研究结果是一致的。
Yang(1998)的研究认为，美国出口商和其他国家的出口商都存在不完全的汇率传递现象，即看市定价现象，但美国出口商的汇率传递程度大于其他国家的出口商；食品、纺织品、木材等初级产品的汇率传递程度低于机器设备和电子器材等产品。本研究的估计结果表明，除了大豆和食用植物油及油籽（主要品种为花生），中国大部分类别的出口农产品汇率传递程度很低，即大部分的汇率变化被出口商吸收，只有很少的部分传递到用进口国货币表示的价格上。即如果人民币升值，绝大部分的汇率变化要被出口商吸收，出口商不得不随着人民市升值，调降出口农产品的人民币价格。这与Yang(1998)的研究结果也是一致的。
四、结论
在计算中国农产品的出口单价和农产品出口名义有效汇率的基础上，本文通过控制农产品国内生产者价格，实证分析了中国农产品出口价格的汇率传递情况，发现：1.中国农产品出口的汇率传递程度较低，出口商吸收了大部分的汇率变化；2.在国际市场上占较大份额的农产品出口价格的汇率传递程度较高，而份额较小的农产品出口价格的汇率传递程度较低。
中国农产品出口价格的汇率传递程度低表明，随着人民币升值，需要调降农产品出口的人民币价格，这意味着出口商的利润空间将缩小，农产品出口商作为一个追求利润最大化的经济主体，势必会把汇率变化的风险转嫁到农业生产者身上，影响农民收入的提高。针对此，政府应该制定有效的政策，在目前农民增收形势颇为严峻的情况下，把人民币升值对农民增收的不利影响降到最低。
注释：
① 资料来源：www.wto.org。
②各国汇率数据来源：1.美元、日元、港元汇率来源于中国统计年鉴；2.加拿大元、英镑、新加坡元、澳大利亚元、马来西亚林吉特、印度卢比、新西兰元、新加坡元、泰铢、韩元汇率根据泰国银行汇率数据库中的买入价和卖出价换算为中间价，然后根据泰铢与人民币和其他外币的汇率套算得出；3.1993～1997年、1999～2000年的欧元（欧洲货币单位）汇率来源于（对外贸易统计年鉴）；4.1998年、2001～2002年的欧元（欧洲货币单位）、巴西克鲁赛多的汇率根据国际货币基金组织汇率数据库中的各货币日汇率平均算得年平均汇率，然后根据各货币对特别提款权的年均汇率和人民币对美元的汇率套算得出。
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