一、引言
广东省作为我国对外贸易规模最大的省份，经济增长高度依存于对外贸易。汇率是开放经济中最重要的经济变量之一，其变动会改变国内外商品价格之间的对比，从而影响贸易商品价格、生产商利润以及贸易商品结构。自2005年7月21日汇改以来，日趋加剧的汇率波动现象，不仅增加了企业进出口战略的不确定因素和调整费用，也直接影响了企业的定价机制，对地区生产和投资结构乃至政府宏观经济政策都产生了很大的影响。特别是自2008年国际金融危机以来，世界经济出现了不同程度的衰退，广东省典型的“外向型”经济发展模式，受到了较大的冲击。如何应对国际金融危机、防范金融风险，成为各国和地方政府急需解决的首要问题。2010年6月19日，中国人民银行宣布进一步推进人民币汇率形成机制改革，增强人民币汇率弹性，其核心是坚持以市场供求为基础，参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。在此背景之下，研究汇率传递与企业的策略定价能力就显得尤为重要。
本文从商品类层面对人民币汇率传递与广东省出口商品的策略定价能力展开研究，实证分析了不同类出口商品价格的汇率传递弹性及其相应的策略定价能力，通过对不同商品类策略定价能力的分析，探讨了不同行业在国际市场上的竞争力，并针对广东省出口商品类的产业分布特点，就产业调整和升级提出行之有效的对策建议。
二、文献回顾
对汇率传递（exchange rate pass-through）的研究可以以20世纪70年代为分水岭。20世纪70年代以前，研究汇率传递的国际收支模型假设进出口商品价格对汇率变动具有完全的价格传递，然而，20世纪70年代末期，两个现象引起了经济学家们的兴趣。一个是在20世纪80年代早期，美元对德国马克显著升值，但德国产豪华小汽车在美国不仅没降价，反而更贵，德国汽车制造商在美元升值的时候并没有同比例地降低其美国售价（Obstfeld and Rogoff，1995）。另外一个现象是在1994年1月5日至1995年4月19日期间，日元兑换美元汇率升值了34%，但同期日本产丰田汽车在美国的价格水平上涨了不到2%，索尼大屏幕彩电的价格同期下降了15%，出口品价格并不随汇率同步升降（Gold-berg and Knetter，1997），汇率并没有完全传递价格。这种与传统理论相违背的现象，促使进出口商品价格与汇率变动之间的关系研究成为国际贸易研究中的热点，而汇率的不完全传递现象也在各类研究中频频发现。
在对外贸易企业的定价行为及影响因素分析上，Krugman（1987）提出“看市定价”（pricing to market，简称PTM），区别于传统的依据成本定价策略，他认为出口商往往为了保证或争夺进口国的当地市场份额而采取相应的定价策略，往往是低价策略。有的时候，出口商考虑到汇率变动所造成的价格变化，往往会权衡改变定价所带来的菜单成本，当菜单成本较高的时候，出口商会选择保持原来的价格不变。Marston and 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。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。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。Calroline Betts and Devereux，M.B.（2000）将Obstfeld and Rogoff（1995）提出的一般均衡模型进行了扩展，他们发现看市定价的行为加剧了汇率的波动，并且该行为还影响了国际间货币政策和财务政策的传递。Malin Adolfson etc.（2007）建立开放经济下动态随机一般均衡模型，用贝叶斯方法对欧元区1970年第1季度至2002年第4季度的数据进行了实证分析，发现价格粘性、工资刚性、投资调整费用以及消费习惯对导致汇率传递不完全有显著影响。Giancarlo Corsetti etc.（2008）建立了一个开放经济下的理论模型，该模型发现进行歧视定价是导致短期和长期内汇率传递不完全的关键因素。Devereux and Yetman（2010）提出了计算汇率传递到商品价格的理论模型，他们指出价格粘性是汇率传递中一个关键决定因素。
国内也有部分学者分行业、分商品种类考察出口汇率传递。鞠荣华等（2006）对中国农产品的出口汇率传递进行了实证研究，发现中国农产品出口价格的汇率传递程度较低，出口商看市定价，吸收了大部分的汇率变化；不同种类的农产品出口价格的汇率传递程度不同，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。毕玉江和朱钟棣（2007）在不完全竞争市场结构下构建了适合中国汇率传递研究的分析框架，考察了九个商品类出口价格的汇率传递情况，发现我国商品出口价格的汇率传递不完全，而且不同分类之间有较大差异。
国内少数学者还考察了汇率传递与企业定价之间的关系。如卜永祥和秦宛顺（2006）考察了中国汇率传递水平和中国企业的定价行为，他们发现九种出口商品平均传递率为34%，但作者同时也指出这九种商品并不能代表中国的整体出口水平，其平均传递率不能代表中国总体传递率。曾利飞（2008）在李嘉图理论模型的框架下，讨论了两国企业的最优定价策略，在此基础上分析了汇率传递效应。研究表明，汇率传递效应具有某种突变性，其突变的边界条件依赖于两国市场需求特征、贸易摩擦与两国企业的边际成本。
本文在以上文献的基础上着重考虑了以下几个问题：（1）通过面板单位根检验考察数据的平稳性；（2）选取的样本数据为月度数据，更能反映变量的短期波动；（3）本文选用的是人民币对各主要国家货币的加权实际汇率，而之前研究多数采用的是人民币对美元的名义或者实际汇率。而选用人民币对各主要国家货币的加权实际汇率更能综合反应人民币的波动；（4）我们对出口商品的分类采用的是国际上通用的协调编码制（HS），将出口商品共分为21类；（5）之前绝大多数研究都是针对全国范围内的研究，而本文的研究仅针对广东。自改革开放以来，广东就一直处于对外开放最前线，一直作为对外贸易的大省，其研究显得更有意义。
三、汇率传递与企业策略定价能力分析
为便于分析和理解，假设一个两国模型来阐述汇率传递理论。其中H国为出口国，F为进口国。设p*为H国出口商品的F国
货币价格，p为H国出口商品的本国货币价格，E为两国之间的汇率（为一单位F国货币兑多少单位H国货币），根据购买力平价理论有下面的关系成立：
p=p*×E （1）
根据（1），汇率传递包括以下五种情况：
（1）当E发生变动时，p不变，而p*与E反方向同比例变化。即出口国货币升值（贬值），如保持出口商品的本国货币价格不变，则用进口国货币衡量的商品价格上升（下降），上升（下降）的幅度与汇率升值（贬值）的幅度相同。
（2）当E发生变动时，p*与E同方向变动，但变动幅度小于E的变动幅度，则p*与E反方向变动，变动幅度小于E的变动幅度。即出口国（H国）货币升值（贬值）时，出口商品的本国货币价格下降（上升），但下降（上升）的幅度小于出口国货币的升值（贬值）幅度；出口商品的外币价格上升（下降），但上升（下降）的幅度小于出口国货币升值（贬值）的幅度。
（3）当E发生变动时，p与E同方向同比例变化，p*不变。即出口国货币升值（贬值），如保持出口商品的外币价格不变，则用本国货币衡量的商品价格下降（上升），下降（上升）的幅度与汇率升值（贬值）的幅度相同。
（4）当E发生变动时，p与E同方向变动，但变动幅度大于E的变动幅度，则p*与E同方向变动。即出口国（H国）货币升值（贬值）时，出口商品的本国货币价格下降（上升），但下降（上升）的幅度大于出口国货币的升值（贬值）幅度；出口商品的外币价格下降（上升）。
（5）当E发生变动时，p与E反方向变动，则p*与E反方向变动且变动幅度要大于E的变动幅度。即出口国货币升值（贬值）时，出口商品的本国货币价格上升（下降），出口商品的外币价格上升（下降），且上升（下降）的幅度要大于升值（贬值）的幅度。
以上五种情形分段讨论了出口商品的本币价格和外币价格对汇率的弹性，我们通过（2）式表述为：
其中ε*是用F国货币表示的H国出口商品价格的汇率弹性，代表H国出口商品的汇率传递程度。ε是用H国货币货币表示的H国出口商品的汇率弹性，代表H国出口商品的看市定价程度。此处的汇率传递程度和看市定价程度实质上是指H国出口商同一种定价行为的两个方面，前者对用进口国货币表示的出口价格而言，或者对用出口国货币表示的出口价格而言，正如上面的（2）式所示，两者之间存在固定的关系。汇率E变动时的企业策略定价能力和汇率传递程度总结成如下页表1所示。
从表1可以看出，我们可以通过考察人民币汇率变动对商品出口价格的影响程度，得到出口商品价格的汇率传递程度，从而在此基础上，分析不同类出口商品的策略定价能力。
四、理论分析框架
为了考察人民币汇率波动对出口商品价格的传递效应，首先需要分析出口企业的定价行为。参照Campa and Goldberg（2005）的模型，本文在局部均衡框架下选用成本加成模型分析出口企业的定价策略。从企业的微观定价角度，在给定的汇率制度下，对于一个追求利润最大化的企业，其产量和价格的决定如下：
其中π是企业利润，ER是汇率，表示一单位本币对应的外币数量，P是外币衡量的出口商品价格，C（Q）是出口厂商的成本函数。最大化的一阶条件是：
p=ER·MC·μ （4）
其中MC是边际成本，μ是边际成本加成。因此出口商品的价格取决于汇率、企业边际成本和成本加成等。
从理论上分析，汇率波动对不同商品类的价格具有不同影响，这种差异主要是由于行业特征引起的，这就意味着面板数据模型在每个组间的回归系数是不相同的，如果采用常系数模型进行估计，势必会产生严重的估计偏差。因此，考虑到不同商品类的变量参数会随着时间而发生变化，此时就不能认为汇率波动对不同商品类价格的影响系数为不变的，当数据不支持常系数模型，且理论表明在横截面上参数会随时间和环境变量的变化而变化时，采用面板随机系数模型（Random-coefficients Regression）就是比较恰当的。变系数模型可以表示为：
当（1/nT）X′X收敛于非零常数矩阵时，Y对X的普通最小二乘回归将得到参数β的无偏一致估计，但不是有效估计，且用最小二乘方法计算估计量协方差矩阵不正确。对随机系数回归模型，采用普通最小二乘估计会导致无效估计和错误的统计推断，而采用广义GLS估计更为合适。
一般使用GLS估计对上述模型进行估计：
这样得到的估计量，尽管不是无偏的，但是却是非负定的，并且当T趋近无穷时，能得到一致估计量。Swamy（1970）证明了，当用上面得到的和T的估计量代回（10）式，我们可以得到β的渐进正态和有效估计量。
五、计量模型与数据说明
（一）计量模型
传统的汇率传递效应研究大都使用单方程OLS方法或基于时间序列的协整分析，此后出现了许多关于汇率传递效应的研究成果则更多运用了VAR方法。
基于时间序列的分析，相关研究方法主要采用以下几种：协整分析、格兰杰因果检验、VAR模型及脉冲响应函数分析、误差修正模型（ECM）等。
对于同时具有时序和截面双重性质的细分商品类数据来说，我们将采用面板数据分析方法来建立汇率传递效应模型。
其中i表示商品类，表示斜率系数，表示不同商品类的个体效应。
根据和系数向量设定要求不同，基准模型可以分为三类：混合效应模型、变截距模型和变系数模型，而后两者又可分为固定效应模型和随机效应模型，模型设定直接决定了参数估计的有效性，因此必须对模型设定形式进行检验，本文将逐一对比不同模型的适应性，以从中选取相对较好的模型进行计量分析。
（二）数据与变量指标选择
本文选取2005年7月-2010年12月的月度数据进行分析，因为自2005年汇率改革以来，人民币汇率有大幅升值和波动。本文选用的是月度数据，相比年度和季度数据，不仅能提高样本量，而且能更好地反映人民币汇率的短期波动。其中商品的分类出口信息来源于海关月度统计数据库，我们按HS分类来选取产品，是因为可以通过海关月度统计库得到商品按HS分类出口的金额和数量数据。广东各类出口商品市场广，涉及的货币种类多，我们以贸易额为权重，计算得出实际有效汇率①，其相关数据来源于IFS、中经网数据库和广东统计信息中心。受数据可得性限制，出口商生产成本拟采用行业的PPI指数替代，数据来源于广东统计信息中心。考虑到我国出口商品结构与亚洲其他国家比较相似，我们拟用亚洲其他国家
的同类出口商品价格指数作为世界市场竞争价格的替代变量，数据来源于IFS、Wind和中经网数据库。实证主要借助Stata 10.0和Matlab 7.0两个软件完成。
六、实证分析与结果讨论
（一）变量的平稳性检验
在使用数据进行计量分析之前首先要对变量的单位根进行检验，通过使用IPS等四种方法对变量进行平稳性检验。得到如表3的检验结果。检验结果表明：模型中所有变量都存在单位根，但变量的一阶差分在5%的显著性水平上拒绝了存在单位根的原假设，可见所有变量均为一阶单整。
（二）面板协整检验
根据上述面板单位根检验，可知变量均为一阶单整，因此我们必须继续考察变量之间是否存在协整关系，为了有效地解决传统时间序列协整检验功效较低的问题，本文在面板框架下进行协整检验，以考察各个非平稳时间序列之间是否存在着协整关系。为了保证结论的稳健性与可靠性，本文运用了Pedroni（1999、2004）检验方法和Kao（1999）的检验方法，检验结果列于表4。
如表4所示，在各个经过标准化的检验统计量中，Group PP检验统计量拒绝不存在协整关系的原假设，而其余检验统计量却在不同的显著性水平上接受不存在协整关系的原假设，这就充分地表明非平稳时间序列之间不存在着协整关系。故我们不能通过OLS方法得到变量之间长期稳定的线性关系。
（三）计量模型选择
由于面板数据存在两维特征，模型选择的正误决定了参数估计的有效性。因此在分析时首先要对模型的设定形式进行检验，决定采用混合估计模型、回归系数相同的固定效应模型还是回归系数不同的面板数据模型。本文采用广泛使用的协方差分析来检验如下两个假设：
H0：（14）式中的截距项和斜率在横截面和时间样本点是相同的。
H1：（14）式中的截距项在www.9doc.com 第九文档网横截面和时间样本点是不同的，而斜率是相同的。
如果检验的结果是接受H0，则使用混合估计模型；如果检验结果是接受H1，则使用回归系数相同的固定效应模型；否则就使用回归系数不同的面板数据模型。检验是通过两个F检验进行的。表5给出了两个F检验的结果，由表5可知，我们应该选用Swamy（1970）的面板随机系数模型。
（四）面板随机系数模型的实证分析
本文根据Swamy（1970）的面板随机系数模型，以及公式（10），（11），（13）中的GLS估计方法，对2005-2010年人民币实际有效汇率波动对不同商品类出口价格的传递弹性进行了估计，具体结果见表6，在估计结果的最后一行列出了对模型参数是否为常数的统计检验。从最后的回归结果看，我们可以得到人民币实际有效汇率对不同商品类出口价格的影响具有十分明显的行业差异。
从表6可以得到人民币实际有效汇率波动对不同商品类出口价格的具体影响及相应的出口商品策略定价能力：
（1）第5类和第20类，出口商品人民币汇率价格传递弹性为负，表明这两类商品在面对人民币汇率波动的过程之中，存在过度传递，即人民币升值时，出口商品的本币价格上升，出口商品的外币价格上升，且上升的幅度要大于升值的幅度。出口商品具有超强策略定价能力。其中第5类为矿产品，广东省矿产品在出口商品总体中所占比例很小，因此不具有典型性。而第20类为杂项制品，属于劳动密集型行业，广东省凭借大量的外来流动人口，而获得低廉的要素成本，同时又位于沿海地带，处于改革开放的最前线，大大降低了出口商品的交易成本和运输成本。在成本优势和区位优势的支撑下，广东省可以充分发挥其比较优势，因此在出口过程之中，能将人民币升值过度传递到以外币表示的出口价格上，出口商具有超强的策略定价能力。
（2）第6类和第18类，出口商品人民币汇率价格弹性大于1，表明这两类商品在面对人民币汇率波动时，存在逆传递，即人民币升值时，出口商品的本币价格下降，且下降的幅度大于人民币升值幅度，出口商品的外币价格反而下降。这两类产品都属于技术密集型产品，在面对人民币升值时，由于在国际市场中不具备明显的比较优势和竞争优势，出口商只好以牺牲自身利润为代价，降低商品的出口价格，以争取在国际市场上所占有的市场份额不至于丧失。
（3）其余各类，出口商品人民币汇率价格弹性都处于0到1之间，并且由小到大依次为：第22、4、17、21、12、1、13、11、8、14、16、9、2、10、3、15、7类。表明这些类商品在面对人民币汇率波动时，存在不完全传递，即人民币升值时，出口商品的本国货币价格下降，但下降的幅度小于人民币的升值幅度；出口商品的外币价格上升，但上升的幅度小于人民币升值的幅度。人民币升值所带来的成本由商品的进出口双方共同承担。根据弹性太小，可以得知系数越接近0，传递程度越大，国外进口商承担人民币升值的成本比例越大，反之，则国内出口商承担比例更大。
七、结论
2005年7月21日，中国人民银行宣布实行“以市场供求为基础，参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度”。自此汇率改革以来，人民币一路升值，人民币汇率较之前有更大的波动，汇率升值和汇率波动风险的增加，导致广东省对外贸易有所下降，尤其是2007年8月美国次贷危机以来，更使长期依靠对外贸易的外向型经济体——广东的经济增长受到较大冲击，在此背景之下，为了考察人民币升值对广东出口商品价格的影响，我们通过选用面板随机系数模型对HS分类商品进行了细分行业的实证研究。
研究结果表明：广东省分行业出口商品在面对人民币升值时，汇率传递有较大差异，具有比较优势的劳动密集型行业存在汇率过度传递现象，出口商具有超强的策略定价能力，在国际市场中，面对人民币升值时，有提高出口价格的能力；对于不具有比较优势的技术含量较高的行业，则存在逆传递的现象，出口商在面对人民币www.9doc.com 第九文档网升值时，通过降低出口价格来维持其在世界市场上的竞争力和市场份额；大多数行业介于这两者之中，人民币汇率的出口价格传递呈现不完全传递的状态，在这种情况下，当面临人民币升值时，出口商品的本国货币价格下降，但下降的幅度小于人民币的升值幅度；出口商品的外币价格上升，但上升的幅度小于人民币升值的幅度。人民币升值的成本由商品的进出口双方共同承担。根据弹性太小，可以得知系数越接近0，传递程度越大，国外进口商承担人民币升值的成本比例越大，反之，则国内出口商承担比例更大。
从上
面的实证分析结果，我们可以得知，由于不同行业比较优势的差异和国际市场竞争状况的不同，一国货币汇率波动的出口价格传递是存在很大差异的，通过实证分析识别这种差异，对一个国家或者地区制定相关的贸易政策，以促进相关产业的发展和提升在国际市场上的竞争优势都是至关重要的。
改革开放以来，广东的经济发展取得了举世瞩目的成就，但是就其比较优势和市场竞争力来看，主要还体现于劳动密集型行业。广东要进一步提高经济发展的质量和在国际市场上的竞争力，就必须推进产业结构调整和优化，积极推动加工贸易转型升级，有效破解传统发展模式下多年来所累积的问题，转变经济发展方式，加大自主创新力度，提高产品的技术含量，使得技术含量较高的行业在国际市场上具有较高的比较优势和竞争力。
