我国出口商品价格竞争能力研究_基于汇率弹性增大背景的分析

一、汇率与出口价格关系的理论分析

传统的购买力平价理论给出了汇率与两国货币之间最简单的关系，即贸易商品的本币价格等于直接标价法下汇率与贸易商品的外币价格的乘积，这意味着汇率变动将完全的由出口国传递至进口国。坎帕和戈德伯格（２００２）给出了汇率与出口商品价格关系的最简单方程：

P=rE+ε（１）

其中，P代表出口商品价格；E代表直接标价法下的汇率。该方程表示出口商品价格与货币的转换率成比例，而比例的大小由其他因素综合决定。

克鲁格曼（１９８６）在汇率对德国出口至美国的商品价格影响研究中提出因市定价概念，认为“如果能够根据不同市场分别进行定价，则在不同市场可能出现不同的汇率传递效应”。出口企业在不同市场上可以采取不同的定价策略，因此，首先要考察出口企业的利润函数，其次要考虑来自外国同类商品出口者的竞争。

汇率变动并不是完全传递至出口价格的变动，即存在弹性。目标市场对该出口商品的需求存在进口商品需求弹性。企业在出口商品的定价上，同时受到边际成本和进口

商品需求弹性的影响。克鲁格曼提出成本加成

是影响汇率不完全传递的原因之一。在此基础

上，马斯顿（１９９０）、戈德伯格和克内特（１９９７）提

出，汇率完全传递至价格需满足两个条件，“一是

成本加成不变，二是边际成本不变，只要其中一

个条件不满足，就会出现汇率不完全传递”。因

此，商品出口价格是边际成本之上的一个加

成，加成由进口商品需求弹性决定，因而也与宏观经济环境、市场竞争有关。出口商品价格Ｐ可以表示为：P=P（E,MC,Y,CMP）（２）

在价格弹性理论、不完全市场竞争理论和因市定价理论的前提下，出口商品价格与汇率（E）、商品的边际成本（MC）、市场需求（Y）、外国同类商品竞争（CMP）存在密切的关系。整理得到汇率传递模型：

（３）数据代入采用对数形式，这样汇率Ｅ的系数α就是出口价格汇率传递系数。

二、我国出口商品价格竞争能力分析

1.数据的选取与处理。中国海关总署自２００５年开始公布中国月度出口商品价格指数，因此要在月度层面考察近１０年我国出口商品的价格问题，仍需自行编制该价格指数。戈多和塞克斯纳（２００２）将链式拉氏指数公式引入中国出口商品价格指数的计算，即单位价值指数法，这也是海关总署计算价格指数的方法。在此，出口商品价格采用自行编制的中国月度出口商品价格指数。汇率采用国际货币基金组织（ＩＭＦ）国际金融数据库（ＩＦＳ）公布的人民币实际有效汇率（考察了人民币名义有效汇率、实际有效汇率与中国月度出口商品价格指数的关系后发现，实际有效汇率与价格指数的相关性明显较高）。出口商品成本采用国家统计局月刊《中国经济景气月报》中公布的工业品出厂价格指数（ＰＰＩ）。市场需求采用ＩＦＳ公布的发达经济体工业生产指数。外部竞争采用ＩＦＳ公布的世界出口商品单位价值。所有数据均采取２０００年＝１００为基期进行换算，全部采用对数形式，未经过季节性调整。由于ＩＭＦ公布的某些世界性数据需要半年时间进行统计计算，因此纳入分析的数据范围是２０００年１月至

我国出口商品价格竞争能力研究

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—基于汇率弹性增大背景的分析

王千红封媛嫄

内容提要：自1973年浮动汇率制合法化，特别是2005年汇改以来，

汇率的波动和传递日益成为理论与实践部门关注的焦点。本文对2000年

1月至2009年6月的月度数据进行回归分析发现，我国月度商品的出口

价格汇率传递弹性是0.870206。随着人民币汇率弹性增大，特别是在人民

币汇率小幅攀升动态发展中，我国出口企业尽可能压缩利润空间后的出

口商品价格，可能失去较多的价格优势。

关键词：汇率出口商品价格竞争力回归分析

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２００９年６月。

2.回归分析。因素分析中最常用的多元回归分析，能清楚的说明数据间的相互关系。本文使用Ｅｖｉｅｗｓ３．１进行检验分析。其中，Ｐ代表出口商品价格指数；ＲＥＲ代表人民币实际有效汇率；ＰＰＩ代表工业品出厂价格指数；ＩＰ代表发达经济体工业生产指数；ＥＵＶ代表世界出口商品单位价值。将四个解释变量同时放入模型进行多元回归，发现回归方程的Ｒ２＝０．８９６３５２，Ｆ检验通过，但ＲＥＲ和ＰＰＩ未通过ｔ检验。这说明可能存在多重共线性问题，需采用逐步回归方法。

如表１所示，按照各解释变量拟合优度大小排序：ＥＵＶ、ＰＰＩ、ＲＥＲ、ＩＰ，因此以ＥＵＶ为基础，依次加入各解释变量。ｔ检验显著，则保留该因素，ｔ检验不通过，则剔除该因素，得到方程：

（４）其中，括号内为系数估计的ｔ统计量，其相应的概率值分别为０、０．０４４８、０，回归方程Ｒ２＝０．８９６２１６，Ｆ统计量＝３３３．９０３８，其相应的概率为０，Ｆ检验通过，因此方程（４）是消除多重共线性后得到的估计结果。然后，使用Ｗｈｉｔｅ检验对该方程进行异方差检验，检验结果显示：Ｏｂｓ＊Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ＝１１．７７８４２，其相应的概率值为０．０６７０９９＞０．０５，因此方程（４）ＯＬＳ估计所得到的残差序列不存在异方差。使用ＬＭ检验进行序列自相关检验，滞后阶数采用默认值２，检验结果显示：Ｏｂｓ＊Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ相应的概率值为０＜０．０５，因此认为方程（４）ＯＬＳ估计所得到的残差序列存在自相关。使用Ｑ统计量检验发现该方程残差属于１３阶自相关，建立ＡＲ（１３）模型消除残差自相关后，常数项和ＩＰ项ｔ检验未通过，ＥＵＶ和ＲＥＲ的ｔ统计量很显著，Ｆ概率值＝０，表明所估计的ＡＲ模型整体上显著。剔除常数项和ＩＰ后，检验结果如下：

如表２所示，回归方程Ｒ２＝０．９９４４５２，非常接近１，说明模型拟合效果很好；Ｄ－Ｗ统计值＝１．９７７９５２，很接近２。对其进行

ＬＭ检验，发现不存在序列自相关。最终方程估计结果为：

（５）在修正了自相关后，发现我国月度商品的出口价格汇率传递弹性是０．８７０２０６，即汇率每提高１个百分点，出口商品价格就相应上涨约０．８７个百分点。

综上，在人民币实际有效汇率、工业品出厂价格指数、发达经济体工业生产指数和世界出口商品单位价值四大解释变量中，对我国月度出口商品价格指数具有显著性影响的是世界出口商品单位价值（外部竞争）和人民币实际有效汇率，且都具有正向作用，其中人民币实际有效汇率的影响力最强。这说明我国出口企业在面对汇率变动时，难以消化人民币升值带来的出口商品价格变动的影响，这可能与我国商品“物美价廉”存在关系。我国出口企业的利润率本身已经较低，且较多采用薄利多销的方式争取市场份额，所以在面对汇率升值带来的出口商品价格优势下降时，只能尽可能压缩利润空间。因此，在人民币升值过程中，我国出口企业承受的压力很大。

三、结论及启示

由以上分析检验可得以下结论：一是我国月度商品的出口价格汇率传递弹性是０．８７０２０６。随着人民币的动态升值，我国出口企业可能失去较多的价格优势。二是世界出口商品单位价值对我国出口商品价格的影响，即外国同类商品价格对我国同类出口商品价格的影响约４６．８％，一定程度上反映了世界范围内生产成本具有一致性的特征。另外，也反映了我国出口企业主要依赖廉价劳动力所带来的生产成本优势。三是世界需求对我国出口商品价格的制定基本没有影响。这说明我国企业在出口定价时几乎不考虑世界商品需求变动。四是出口商品生产成本在我国企业定价中基本没有影响。

总的来说，我国出口企业目前还处于以压缩出口商品的利润空间来增加贸易额的阶段。根据相关原理可以发现，我国出口企业在行业中所处的位置多在产业链的下游，在人民币汇率处于小幅、稳步、高频变动的动态升值过程中，我国出口企业不仅难以获得持续发展的空间，更有甚者随着国际竞争环境的变化，我国出口企业由于缺乏成本管理的资源和成本竞争的优势，其经营发展能力受到很大。根本的出路在于，我国出口企业需要研究国际市场的变化，通过产品创新和产业整合改变企业在行业中的位置，提高我国整体贸易竞争力。

参考文献：

[1]J.Campa,L.Goldber g.Exchange Rate Pass-Through into Import Prices.The Review of Economics and Statistics. 2005,87(4)

[2]谷任,吴海斌.汇率变动、市场份额与我国纺织品服装出口竞争力[J].世界经济,2007(3)

[3]马红霞,张朋.人民币汇率变动对中欧进出口价格的传递效应[J].世界经济研究,2008(7)

[4]李雅丽.人民币汇率变动对我国出口商品价格影响研究——

—基于汇率不完全传递理论视角[J].上海财经大学学报（哲学社会科学版）,2009(3)

(作者单位：东华大学旭日工商管理学院)

表1各解释变量的一元回归结果

表2AR模型估计结果

市场篇

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