王 勝, 田 濤

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院, 湖北 武漢 430072)

20世紀(jì)90年代后期,主要工業(yè)化國(guó)家都出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與低通脹并存的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。許多學(xué)者研究認(rèn)為工業(yè)化國(guó)家的低通脹水平是由于亞洲金融危機(jī)以后的進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格下降所導(dǎo)致的。至此,匯率、國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)對(duì)一國(guó)國(guó)內(nèi)通脹水平的影響開(kāi)始受到越來(lái)越多的關(guān)注。輸入型通脹是指在開(kāi)放條件下,由于本國(guó)與國(guó)際市場(chǎng)聯(lián)系緊密,國(guó)外商品或者生產(chǎn)要素價(jià)格上漲通過(guò)本國(guó)與國(guó)際市場(chǎng)聯(lián)系傳播到國(guó)內(nèi),從而引起國(guó)內(nèi)物價(jià)普遍、持續(xù)上漲的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。近年來(lái),美國(guó)“次貸危機(jī)”后連續(xù)推出的“量化寬松”貨幣政策,導(dǎo)致國(guó)際市場(chǎng)石油、原材料、糧食等大宗商品進(jìn)入新一輪價(jià)格上漲。中國(guó)作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家,對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有舉足輕重的作用。在此背景下,討論進(jìn)口物價(jià)波動(dòng)的匯率傳導(dǎo)機(jī)制,以期判斷當(dāng)前中國(guó)通脹是否是輸入型通脹對(duì)于控制我國(guó)物價(jià)上漲保持經(jīng)濟(jì)良性循環(huán)具有重要意義。本文寫作的另外一個(gè)原因是針對(duì)前幾年有學(xué)者提出的“升值抑漲論”的觀點(diǎn),后來(lái)發(fā)現(xiàn)無(wú)論是一些學(xué)者的理論研究[1-4]還是實(shí)踐操作政策效果*① 2005年匯率改革以來(lái),人民幣的不斷升值并沒(méi)有改變國(guó)內(nèi)物價(jià)持續(xù)上漲的趨勢(shì),特別是2007年以后,CPI同比上漲幅度屢創(chuàng)新高。因此,實(shí)際效果與“升值抑漲”的理論顯然是背離的。,通過(guò)人民幣升值來(lái)抑制通脹的思路好像并不可行。鑒于此,本文的研究目的是:從匯率傳遞的視角判斷當(dāng)前我國(guó)通脹是否為輸入型通脹;從匯率傳遞的微觀層面解釋人民幣升值為什么不能抑制我國(guó)通脹;找出影響匯率傳遞大小的通脹臨界值,以期為政府決策提供參考。

一、 文獻(xiàn)綜述

Taylor(2000)[5]在研究最優(yōu)貨幣政策的時(shí)候發(fā)現(xiàn)低通脹環(huán)境會(huì)穩(wěn)定以交錯(cuò)定價(jià)為基礎(chǔ)的價(jià)格調(diào)整行為,并因此降低匯率的傳遞效應(yīng),從而拉開(kāi)了通脹環(huán)境對(duì)于匯率傳遞影響的研究序幕。Dervereux & Yetman(2002)[6]通過(guò)數(shù)理模型解釋了通脹環(huán)境和匯率傳遞之間的關(guān)系,得出了低且穩(wěn)定的通脹環(huán)境下出口商不會(huì)頻繁地調(diào)整價(jià)格的結(jié)論。Jeannine等(2005)[7]采用跨國(guó)面板模型證明了低通脹環(huán)境會(huì)降低匯率傳遞系數(shù)。Dervereux等(2004)[8]研究結(jié)果表明:如果一個(gè)國(guó)家采取盯住通脹的貨幣政策,那么國(guó)外出口商會(huì)更有動(dòng)力按照當(dāng)?shù)刎泿哦▋r(jià)(LCP),這樣就可以穩(wěn)定進(jìn)口價(jià)格,從而穩(wěn)定國(guó)內(nèi)價(jià)格。Choudhri & Hakura(2006)[9]也發(fā)現(xiàn)了匯率傳遞水平的降低與低通脹環(huán)境相關(guān)。Marko (2010)[10]通過(guò)采用OECD國(guó)家的數(shù)據(jù)、運(yùn)用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型分析了匯率傳遞與通脹水平之間的關(guān)系,研究結(jié)果也表明兩者之間存在顯著的關(guān)系。

國(guó)內(nèi)研究匯率傳遞與通脹環(huán)境之間關(guān)系的文獻(xiàn)并不多。陳六傅、劉厚俊(2007)[11]考慮了通脹的影響,并采用VAR模型分析了人民幣有效匯率的價(jià)格傳遞效應(yīng)。倪克勤、曹偉(2009)[12]利用滾動(dòng)回歸的方法考察了匯率波動(dòng)和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)之間的關(guān)系。項(xiàng)后軍、王清(2010)[13]則進(jìn)一步采用平滑轉(zhuǎn)換回歸模型考察了在通脹的情況下匯率變動(dòng)和國(guó)內(nèi)CPI之間的關(guān)系。陳文政(2011)[14]運(yùn)用VAR模型分析了我國(guó)外匯儲(chǔ)備流動(dòng)性過(guò)剩所導(dǎo)致的通脹的成因。

從以上文獻(xiàn)可以看出,當(dāng)前國(guó)內(nèi)相關(guān)研究從方法上來(lái)說(shuō),要么采用向量自回歸模型以及從向量自回歸模型中衍生出來(lái)的向量誤差修正模型進(jìn)行分析,要么采用本質(zhì)上為線性模型的門限回歸模型進(jìn)行分析。由于向量自回歸模型以及向量誤差修正模型缺乏微觀基礎(chǔ),并且無(wú)論是向量自回歸模型還是向量誤差修正模型都假定變量之間關(guān)系是線性變化的,這顯然與事實(shí)相悖;另外,已有文獻(xiàn)并沒(méi)有分析中國(guó)最近幾年通脹的傳導(dǎo)途徑,而是直接將中國(guó)通脹的原因定性為輸入型通脹,并給出了治理對(duì)策,這是值得商榷的。因此本文將從匯率傳遞的視角,利用平滑轉(zhuǎn)換回歸模型實(shí)證分析匯率變動(dòng)與中國(guó)進(jìn)口價(jià)格水平之間的關(guān)系,為政府有針對(duì)性地治理通貨膨脹提供參考。

二、 實(shí)證框架:模型構(gòu)建及平滑轉(zhuǎn)換回歸(STR)方法介紹

最近十幾年來(lái),大量文獻(xiàn)研究了出口商兩種不同的定價(jià)方式即當(dāng)?shù)刎泿哦▋r(jià)(local currency pricing, 簡(jiǎn)稱LCP)與生產(chǎn)者貨幣定價(jià)(producer currency pricing,簡(jiǎn)稱 PCP)對(duì)匯率傳遞水平的影響。當(dāng)出口商都選擇PCP定價(jià)的時(shí)候,匯率的變動(dòng)就會(huì)立刻傳遞到商品的價(jià)格上,出現(xiàn)匯率的完全傳遞;反之,當(dāng)所有出口商都采用LCP定價(jià),商品的出口就完全不受到匯率波動(dòng)的影響[6]。接下來(lái),借鑒Marko(2010)[10]的研究模型來(lái)對(duì)匯率傳遞的微觀基礎(chǔ)進(jìn)行分析。

在一個(gè)壟斷競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)中,t期追求利潤(rùn)最大化的出口商以LCP定價(jià)的原則在邊際成本的基礎(chǔ)上有一個(gè)成本加成λ,λ為需求彈性的函數(shù),并且成本加成、匯率以及邊際成本隨時(shí)間t變化而變化,即:

(1)

(2)

其中,0<α<1,β>0,函數(shù)θ(π)表示匯率傳遞彈性,其大小與進(jìn)口國(guó)的通脹環(huán)境有關(guān),0<θ(π)<1。由于出口商要提前設(shè)定當(dāng)期的出口價(jià)格,當(dāng)進(jìn)口國(guó)的通脹率較高時(shí),出口商的成本加成對(duì)于匯率變化改變就要大一些。因此,一個(gè)高通脹環(huán)境更傾向于增加匯率的傳遞彈性[5]。把式(3)代入式(1),可以得到出口國(guó)產(chǎn)品在進(jìn)口國(guó)價(jià)格表達(dá)式:

對(duì)式(4)取對(duì)數(shù),得到:

mpt=(1-α)et+θ(π)et+

(5)

其中,式(5)中的小寫字母分別表示式(4)中相應(yīng)變量取對(duì)數(shù)之后得到的變量。

從進(jìn)口國(guó)來(lái)看,式(5)中的匯率傳遞取決于兩個(gè)效應(yīng):直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。匯率變動(dòng)導(dǎo)致的匯率傳遞的直接效應(yīng)為(1-α),預(yù)期其傳遞效應(yīng)在0～1之間。間接效應(yīng)θ(π)大小和進(jìn)口國(guó)通脹率大小有關(guān)系?；谶@樣一種假設(shè),有下式成立:

θ(π)=0,π<π*

δ,π>π*

(6)

由此得到在進(jìn)口國(guó)的通脹率較低時(shí),匯率傳遞只存在直接效應(yīng),其大小為1-α;當(dāng)進(jìn)口國(guó)通脹率較高的時(shí)候,匯率傳遞既存在直接效應(yīng),又存在間接效應(yīng),匯率傳遞的大小為(1-α+δ)。以上是對(duì)一個(gè)典型出口商定價(jià)行為進(jìn)行的分析,然而在國(guó)際貿(mào)易市場(chǎng)上存在著眾多出口商,由于資訊解讀的異質(zhì)性、運(yùn)輸成本和交易成本等造成的套利空間以及政府干預(yù)和交錯(cuò)定價(jià)行為的存在,宏觀變量之間最終所表現(xiàn)出來(lái)的關(guān)系為一種非線性平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)形式。因此在式(6)基礎(chǔ)上建立如下模型:

Δmpt=α0+∑ik=0α1(k)Δet-k+

G(st;γ,c)+∑ik=0α2(k)Δpt-k+

∑ik=0α3(k)Δmct-k+∑ik=0α4(k)Δyt+μt

(7)

其中,Δmpt代表一般進(jìn)口價(jià)格水平;Δe代表實(shí)際有效匯率;Δmct代表出口商的邊際成本;Δyt代表進(jìn)口國(guó)的市場(chǎng)需求條件,以實(shí)際GDP環(huán)比變化來(lái)衡量;參數(shù)k代表系統(tǒng)變量的滯后階數(shù);參數(shù)st是一個(gè)隨機(jī)轉(zhuǎn)換變量,定義為st=∑2i=0πt-i3,其中πt是用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的增長(zhǎng)率來(lái)衡量t期的通脹水平。轉(zhuǎn)換函數(shù)有兩種,一種稱之為Exponential STAR(ESTAR)模型,其表達(dá)式為:G(st;r,c)={1-exp[-r(st-c)2]},r>0;另外一種轉(zhuǎn)換函數(shù)稱為L(zhǎng)ogistic STAR(LSTAR)函數(shù)形式,其表達(dá)式為G(st;r,c)=(1+exp{-r(st-c)})-1。由此可以得到匯率變動(dòng)對(duì)進(jìn)口國(guó)價(jià)格指數(shù)的傳遞效應(yīng),其傳遞效應(yīng)按照滯后期的不同可以分為短期效應(yīng)(short-run)和長(zhǎng)期效應(yīng)(long-run)。從式(7)得到匯率變動(dòng)進(jìn)口價(jià)格水平發(fā)生變化的匯率傳遞短期效應(yīng)(short-run)和長(zhǎng)期效應(yīng)(long-run)分別為:

(8)

(9)

三、 數(shù)據(jù)說(shuō)明及計(jì)量結(jié)果

1. 數(shù)據(jù)處理與說(shuō)明

根據(jù)中國(guó)的實(shí)際情況以及數(shù)據(jù)的可獲得性,采用了我國(guó)2000年1月—2011年12月的月度數(shù)據(jù)。由于各類指數(shù)所采用的基期不同,把各類指數(shù)統(tǒng)一為2010年的定基比數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)都利用X-12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整然后取對(duì)數(shù)以盡可能地降低可能產(chǎn)生的異方差。

(1) 進(jìn)口價(jià)格指數(shù)(mp)。采用月度進(jìn)口價(jià)格指數(shù)作為進(jìn)口商品價(jià)格變化指標(biāo),數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)(http:∥db-edu.cei.gov.cn)。

(2) 人民幣名義有效匯率(e)。人民幣名義有效匯率以進(jìn)出口份額為權(quán)重對(duì)我國(guó)主要貿(mào)易伙伴國(guó)雙邊匯率進(jìn)行加權(quán)平均,采用間接標(biāo)價(jià)法,指數(shù)上升代表人民幣升值。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際清算銀行網(wǎng)站數(shù)據(jù)庫(kù)(http:∥www.bis.org/)。

(3) 通脹率(π)。由于國(guó)家并沒(méi)有發(fā)布月度通脹率,遵從其他文獻(xiàn)的一般做法,選取居民月度消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的一次差分來(lái)反映通脹率水平。項(xiàng)后軍(2010)的做法以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)環(huán)比增長(zhǎng)率來(lái)反映月度通脹率的大小,本文沿用他的這種做法。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)(http:∥db-edu.cei.gov.cn)。

(4) 國(guó)內(nèi)需求(y)。由于沒(méi)有月度GDP數(shù)據(jù),以月度工業(yè)增加值作為代理變量,用CPI指數(shù)消除價(jià)格因素的影響并換算成定基比價(jià)格指數(shù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)(http:∥db-edu.cei.gov.cn)。

(5) 出口商的邊際成本(mc)。囿于數(shù)據(jù)的可獲得性,參考倪克勤、曹偉(2009)的做法,以我國(guó)最重要的貿(mào)易伙伴國(guó)(美國(guó)、日本、歐盟)的月度生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)加權(quán)平均作為替代變量,以每月我國(guó)從上述三個(gè)國(guó)家和地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易額占從以上國(guó)家出口到中國(guó)的貿(mào)易總額的比值作為權(quán)重。數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)OECD數(shù)據(jù)庫(kù)(http:∥db-edu.cei.gov.cn/oecd.htm)。

2. 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于STR模型要求各變量為平穩(wěn)時(shí)間序列,而根據(jù)趙進(jìn)文(2009)[15]的研究,PP檢驗(yàn)的穩(wěn)健性要高于ADF檢驗(yàn),因此選用PP統(tǒng)計(jì)量來(lái)對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于通脹率為消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的一階差分序列,所以通脹率水平為平穩(wěn)序列。另外對(duì)進(jìn)口價(jià)格指數(shù)、人民幣名義有效匯率、國(guó)內(nèi)需求以及出口商的邊際成本及其一階差分變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表1中可以發(fā)現(xiàn),進(jìn)口價(jià)格指數(shù)、人民幣名義有效匯率、國(guó)內(nèi)需求以及出口商的邊際成本都是非平穩(wěn)時(shí)間序列,但是它們的一階差分都是平穩(wěn)的。

3. STR模型滯后期的選擇及線性檢驗(yàn)

H1:β1=β2=β3=0;

H2:β1=0|β2=β3=0;

H3:β2=0|β3=0;

H4:β3=0

在確立了模型的線性部分滯后期之后,進(jìn)行線性假設(shè)的檢驗(yàn)(檢驗(yàn)的原假設(shè)為H1:β1=β2=β3=0,對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為F1統(tǒng)計(jì)量),同時(shí)對(duì)轉(zhuǎn)換變量進(jìn)行選擇。在檢驗(yàn)結(jié)果拒絕線性假設(shè)的條件下進(jìn)行序貫檢驗(yàn)(test sequence),即首先從H4開(kāi)始檢驗(yàn),然后分別對(duì)H3、H2進(jìn)行檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)結(jié)果表明H3檢驗(yàn)的結(jié)果最強(qiáng)烈地拒絕H3(伴隨概率最小),則選擇ESTR模型。反之,選擇LSTR模型[16]。

(1) 滯后期的選擇。為了進(jìn)行模型的非線性檢驗(yàn),首先要確定STR模型線性部分的滯后期,以AIC信息準(zhǔn)則及Ljung-Box殘差自相關(guān)檢驗(yàn)作為選擇滯后期標(biāo)準(zhǔn)。參照項(xiàng)后軍等(2010)[13]的研究,把變量滯后期的最大值設(shè)定為8,對(duì)實(shí)證模型的線性部分進(jìn)行回歸,不同滯后期下的回歸結(jié)果見(jiàn)表2,根據(jù)AIC值最小選擇滯后期為3。

表2 不同滯后期下STR模型線性部分回歸的AIC值

(2) 轉(zhuǎn)換變量的選擇及線性檢驗(yàn)。在確立了模型的線性部分滯后項(xiàng)之后,進(jìn)行線性假設(shè)檢驗(yàn)(相應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為F統(tǒng)計(jì)量),檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。從表3檢驗(yàn)結(jié)果可以看出存在多個(gè)轉(zhuǎn)換變量,根據(jù)最強(qiáng)烈拒絕線性假設(shè)的轉(zhuǎn)換變量(Δπt-1)為候選轉(zhuǎn)換變量,即選擇LSTR為擬合模型,同時(shí)選擇前三個(gè)月的月度通脹率為轉(zhuǎn)換變量。

表3 線性假設(shè)檢驗(yàn)及轉(zhuǎn)換變量的選擇結(jié)果

注:t(trend)表示以轉(zhuǎn)換變量為時(shí)間趨勢(shì)變量時(shí)線性檢驗(yàn)的結(jié)果。

接下來(lái),利用格點(diǎn)搜索(grid search)估計(jì)模型的初始值c、γ值。γ的值的搜索范圍是從[0.5,10],而c搜索范圍是從[-0.005 5, 0.012 9]。搜索的原理是從最小值到最大值等間距取30個(gè)值,然后構(gòu)造900對(duì)組合,針對(duì)每一個(gè)組合的c、γ值,計(jì)算參差平方和,取殘差平方和最小者為初始值,然后采用牛頓-拉夫森(Newton-Raphson)進(jìn)行迭代,并針對(duì)最大似然函數(shù)求取極值,得到整個(gè)模型參數(shù)估計(jì)值,并剔除不顯著的變量,得到模型的最終形式:

Δmpt=0.148*+0.020**Δyt-

1.465***Δet-1+0.248*Δyt-2+

1.358**Δet-2+0.478*Δmpt-2+

1.358*Δet-2-0.218**Δπt-3-

0.351**Δyt-3-0.027*Δet-3+

{(-0.346***-1.800*Δet+

0.442***Δet-1-2.700**Δet-2-

0.942***Δmpt-2)(1+

exp(3.259*πt-1-0.001 97***))-1}

(10)

其中,*、**、***分別表示相應(yīng)參數(shù)估計(jì)量在10%、5%以及1%顯著性水平下顯著。

模型的主要診斷統(tǒng)計(jì)量為:ARCH-LM=6.147 1(伴隨概率P值為0.630 8),表明模型殘差不存在ARCH效應(yīng),J-B統(tǒng)計(jì)量的值為1.571 4(伴隨概率P為0.455 8),不能拒絕模型殘差為正態(tài)分布的假設(shè)。同時(shí)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜌埐钍欠翊嬖谧韵嚓P(guān)的假設(shè),發(fā)現(xiàn)殘差滯后期從1～8都不能拒絕殘差不存在自相關(guān)的假設(shè)。

由以上分析可知:考慮到通脹的影響,人民幣匯率變動(dòng)與進(jìn)口價(jià)格變動(dòng)之間的關(guān)系可以用LSTR模型進(jìn)行模擬,匯率變動(dòng)的進(jìn)口價(jià)格傳遞彈性同時(shí)具有非線性和非對(duì)稱性的動(dòng)態(tài)變化的特點(diǎn)。非線性模型的門限參數(shù)估計(jì)值為0.001 97,與項(xiàng)后軍等(2010)[13]分析消費(fèi)者價(jià)格水平匯率傳遞的門限值是類似的。門限參數(shù)估計(jì)值為0.001 97表明人民幣匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格的傳遞彈性的非線性結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變發(fā)生在轉(zhuǎn)換變量值(三期滑動(dòng)平均值)為0.001 97(0.197%)的位置。即前三個(gè)月的月通脹率平均增幅為0.197%,轉(zhuǎn)換函數(shù)值為0.5,匯率傳遞達(dá)到中間水平。當(dāng)前三個(gè)月的月平均通脹率超過(guò)0.197%,轉(zhuǎn)換函數(shù)值隨著轉(zhuǎn)換變量值(即通脹率增長(zhǎng)率)增加而增加,但是匯率傳遞速度越來(lái)越慢,此時(shí)稱為高機(jī)制(high regime)。前三個(gè)月的月平均通脹率小于0.197%,轉(zhuǎn)換函數(shù)值隨著轉(zhuǎn)換變量值(即通脹率增長(zhǎng)率)減少而減少,匯率傳遞彈性也隨之減少,但是傳遞速度隨著通脹率增幅的增加而逐漸增大,此時(shí)稱為低機(jī)制(high regime)。

為了直觀反映上文實(shí)證分析結(jié)論,作出2001—2011年月度CPI環(huán)比增長(zhǎng)率時(shí)序圖,見(jiàn)圖1。

圖1 2001年4月—2011年12月CPI環(huán)比增長(zhǎng)率

注: 由于STR模型滯后期為3,損失了3期月度數(shù)據(jù)。實(shí)際數(shù)據(jù)從2001年4月開(kāi)始至2011年12月結(jié)束。

從圖1可以看到,2007年6月份以后,中國(guó)的月度CPI漲幅大部分都位于水平線0.001 97以上,也就是說(shuō)此時(shí)的出口商大部分都會(huì)采用以進(jìn)口國(guó)貨幣定價(jià)的方式來(lái)選擇由于匯率變動(dòng)而導(dǎo)致的利潤(rùn)損失,而這種定價(jià)方式往往會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口價(jià)格水平隨著通脹率的增加而同比增加,而進(jìn)口價(jià)格水平的上漲進(jìn)一步加劇了通脹上漲的壓力,從而使得通脹水平具有自我維持性。以上分析表明2007年下半年以來(lái),輸入型通脹成為我國(guó)通脹率上升的一個(gè)重要因素。

四、 結(jié) 論

本文采用平滑轉(zhuǎn)換回歸模型并利用中國(guó)的2001年1月—2011年12月的月度數(shù)據(jù)分析了匯率波動(dòng)與國(guó)內(nèi)價(jià)格水平變動(dòng)之間的關(guān)系。本文的主要結(jié)論為:

第一,中國(guó)進(jìn)口價(jià)格水平的匯率傳遞彈性是通脹水平的非線性平滑函數(shù),進(jìn)口價(jià)格水平的匯率傳遞彈性會(huì)隨著通脹水平的變化而平滑變化。

第二,根據(jù)LSTR模型的轉(zhuǎn)換變量的最優(yōu)選擇標(biāo)準(zhǔn),利用中國(guó)的月度數(shù)據(jù)還找到了將前三個(gè)月通脹增幅的平均值作為影響進(jìn)口價(jià)格水平的匯率傳遞彈性的轉(zhuǎn)換變量的依據(jù),特別是找出了轉(zhuǎn)換變量的臨界值為0.001 97,也就是說(shuō)當(dāng)前3個(gè)月的通脹率平均漲幅超過(guò)0.001 97的時(shí)候,會(huì)改變出口商的定價(jià)行為,從而會(huì)加劇進(jìn)口國(guó)的通脹,從而導(dǎo)致進(jìn)口國(guó)通脹水平具有自我維持性。

第三,根據(jù)LSTR模型估計(jì)的轉(zhuǎn)換變量臨界值,并對(duì)比中國(guó)2007年下半年以后的數(shù)據(jù), 發(fā)現(xiàn)“升值抑漲論”不可行的一個(gè)重要原因就是在物價(jià)持續(xù)上漲的通脹環(huán)境下,出口商會(huì)普遍改變他們的定價(jià)方式,導(dǎo)致進(jìn)口價(jià)格水平的匯率傳遞水平較高,從而導(dǎo)致物價(jià)持續(xù)上漲,因此“升值抑漲論”并不可行。

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