王潤(rùn)華 胡海鷗

摘要：文章采用VAR模型和協(xié)整分析的方法，實(shí)證分析人民幣對(duì)美元名義匯率同比升值率（NERR）與消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)同比增長(zhǎng)率（CPI）關(guān)系，結(jié)果表明：NERR變動(dòng)與CPI變動(dòng)之間是顯著的格蘭杰（Granger）相互因果關(guān)系，NERR變動(dòng)對(duì)CPI變動(dòng)的正向影響主要在當(dāng)月，第一月至第三月快速消失，第七月具有短期的負(fù)向影響； CPI變動(dòng)對(duì)NERR變動(dòng)的正向影響在每個(gè)月份。而且，兩者之間存在正向的長(zhǎng)期均衡協(xié)整關(guān)系：CPI每上升1%，NERR就會(huì)上升1.539%。本文分析出兩者之間相互影響的作用機(jī)制，并在健全央行票據(jù)發(fā)行、完善外匯管理、推進(jìn)匯率市場(chǎng)化和轉(zhuǎn)變貨幣發(fā)行方式等方面提出針對(duì)性的政策建議。

關(guān)鍵詞：通貨膨脹；人民幣匯率；貨幣發(fā)行

一、 引言

隨著2001年我國(guó)加入世界貿(mào)易組織，我國(guó)出口和外商直接投資快速增加，無論經(jīng)常項(xiàng)目還是資本項(xiàng)目，每年都出現(xiàn)持續(xù)的“雙順差”，在實(shí)行強(qiáng)制結(jié)售匯制下，人民銀行的外匯儲(chǔ)備快速增長(zhǎng)，并引起央行外匯占款、基礎(chǔ)貨幣發(fā)行量和廣義貨幣供應(yīng)量都快速增長(zhǎng)。自2001年1月至2012年12月的十二年間，外匯儲(chǔ)備從2 121.65美元增長(zhǎng)到33 115.89美元，增加了14.61倍，央行外匯占款從14 496.75億元增長(zhǎng)到236 669.93億元，增加了15.33倍，基礎(chǔ)貨幣從36 864.71億元增長(zhǎng)到252 345.17億元，增加了5.85倍，貨幣供應(yīng)量M2從135 685.99億元增長(zhǎng)到974 159.46億元，增加了6.18倍。為了對(duì)沖購買外匯而造成的過剩流動(dòng)性，央行票據(jù)發(fā)行量從零增加到2010年7月的歷史最高值達(dá)47 491億元，法定存款準(zhǔn)備金從6%提高到2011年6月的歷史最高值達(dá)21.5%。央行外匯占款與總資產(chǎn)的比例從38.07%上升到80.35%，外匯占款與基礎(chǔ)貨幣的比例從39.32%上升到93.79%。因此，購買外匯成為人民幣發(fā)行的主要方式。

自2001年1月～2012年12月的十二年間，我國(guó)CPI同比增長(zhǎng)率超過5%的年月是2004年7月至9月，2007年7月～2008年7月，2011年3月～10月等三個(gè)階段，其中2008年2月達(dá)到最高值8.7%；通貨緊縮的年月是2001年9月、11月和12月，2002年1月～12月，2009年2月～10月等三個(gè)階段。2001年1月～2005年6月，人民幣名義匯率一直穩(wěn)定在8.3左右，2005年7月21日，我國(guó)開始實(shí)行浮動(dòng)匯率制度，并一次性將人民幣對(duì)美元匯率升值2%；2007年5月，人民幣兌美元交易價(jià)浮動(dòng)幅度由此前的千分之三提高至現(xiàn)行的千分之五。自2012年4月16日起，銀行間即期外匯市場(chǎng)人民幣兌美元交易價(jià)浮動(dòng)幅度由千分之五擴(kuò)大至百分之一，外匯指定銀行為客戶提供當(dāng)日美元最高現(xiàn)匯賣出價(jià)與最低現(xiàn)匯買入價(jià)之差不得超過當(dāng)日匯率中間價(jià)的幅度由1%擴(kuò)大至2%。自2005年7月央行實(shí)施人民幣匯率形成機(jī)制改革以來，人民幣兌美元的名義匯率從8.276 5升值到6.232 8，人民幣兌美元名義匯率升值率為32.79%。總的來說，我國(guó)結(jié)售匯制實(shí)現(xiàn)了從強(qiáng)制到意愿的轉(zhuǎn)變；長(zhǎng)期以來對(duì)資本項(xiàng)目進(jìn)行管制，只對(duì)外商直接投資進(jìn)行開放；并實(shí)施有管理的浮動(dòng)匯率制度，中央銀行買賣外匯對(duì)匯率進(jìn)行干預(yù)；實(shí)施以一籃子貨幣為基礎(chǔ)的人民幣匯率形成機(jī)制。2012年十八大明確地提出了“穩(wěn)步推進(jìn)匯率市場(chǎng)化改革”。

在我國(guó)這種特殊的外匯管理環(huán)境下，人民幣名義匯率同比升值率與我國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)同比增長(zhǎng)率之間關(guān)系是什么，兩者之間是否存在相互影響的顯著關(guān)系？如果存在，那么人民幣匯率與通貨膨脹之間相互影響的作用機(jī)制又是什么？這就是本文要研究的問題。

二、 文獻(xiàn)綜述

國(guó)外，Taylor（2000）認(rèn)為匯率傳遞效應(yīng)與通貨膨脹具有內(nèi)生性，較低的通貨膨脹環(huán)境會(huì)導(dǎo)致較低的匯率傳遞效應(yīng)。Devereux和Engel（2003）發(fā)現(xiàn)最優(yōu)貨幣政策在某種程度上取決于匯率傳遞效應(yīng)的大小。Gagnon和Ihrig（2004）發(fā)現(xiàn)工業(yè)化國(guó)家在通貨膨脹目標(biāo)制下，消費(fèi)者價(jià)格的匯率傳遞效應(yīng)具有明顯下降的特點(diǎn)。Choudhri和Hakura（2006）實(shí)證分析71個(gè)國(guó)家發(fā)現(xiàn)，匯率傳遞程度與通貨膨脹率之間存在很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，利用這種相關(guān)關(guān)系可以較易地實(shí)現(xiàn)低通貨膨脹率的貨幣政策目標(biāo)。Nogueira Junior和Leon-Ledesma（2007）發(fā)現(xiàn)某些新興國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家的匯率傳遞效應(yīng)受通貨膨脹環(huán)境的影響從而具有顯著的非線性特征，較低的通貨膨脹環(huán)境對(duì)應(yīng)著較低的匯率傳遞效應(yīng)。

國(guó)內(nèi)，卜永祥（2001）運(yùn)用協(xié)整和Phillips-Hansen兩階段分析法進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率變動(dòng)顯著地影響了零售物價(jià)指數(shù)和生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)，其中生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)對(duì)匯率變動(dòng)的彈性要大于零售價(jià)格指數(shù)對(duì)匯率變動(dòng)的彈性。畢玉江和朱鐘棣（2006）利用協(xié)整與誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)者價(jià)格的傳遞是不完全的，且傳遞過程存在時(shí)滯，進(jìn)口價(jià)格對(duì)人民幣匯率變動(dòng)的彈性遠(yuǎn)高于消費(fèi)者價(jià)格對(duì)匯率變動(dòng)的彈性。劉亞等（2008）研究結(jié)果表明，人民幣匯率變動(dòng)對(duì)以CPI衡量的通貨膨脹水平的傳遞是不完全的且存在明顯的時(shí)滯，長(zhǎng)期和短期匯率傳遞效應(yīng)都很低；匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)CPI的傳遞效應(yīng)受食品價(jià)格沖擊的影響非常大。陳六傅等（2007）、倪克勤等（2009）等人均得出我國(guó)的匯率傳遞效應(yīng)的確隨平均通貨膨脹水平的下降而有所降低，在不同的通貨膨脹環(huán)境下，具有不同的匯率傳遞效應(yīng)。黃壽峰等（2010）的研究還發(fā)現(xiàn)，在1998年8月之前，匯率傳遞效應(yīng)較大，在此之后，匯率傳遞效應(yīng)急劇減小，通貨膨脹率對(duì)匯率傳遞效應(yīng)具有顯著的正向影響。相對(duì)于國(guó)外研究基本上都得出匯率傳遞系數(shù)符號(hào)為負(fù)數(shù)的結(jié)論而言，國(guó)內(nèi)的研究結(jié)論則在匯率傳遞系數(shù)符號(hào)方面出現(xiàn)了相反的結(jié)論。項(xiàng)后軍等（2011）發(fā)現(xiàn)匯率傳遞系數(shù)的符號(hào)呈現(xiàn)出有正有負(fù)，并隨通貨膨脹上升而以LSTAR形式“由負(fù)轉(zhuǎn)正”平滑轉(zhuǎn)換的特征，且具有在低通貨膨脹時(shí)期傳遞系數(shù)符號(hào)基本為負(fù)，而在高通貨膨脹時(shí)期傳遞系數(shù)符號(hào)基本為正的不對(duì)稱性特點(diǎn)。

綜觀中外研究匯率變動(dòng)與通貨膨脹之間關(guān)系的文獻(xiàn)，絕大部分都是研究匯率對(duì)通貨膨脹的傳遞效應(yīng)，很少研究通貨膨脹對(duì)匯率的影響，沒有研究匯率和通貨膨脹之間相互影響的機(jī)制；國(guó)內(nèi)研究者使用的原始數(shù)據(jù)是國(guó)際貨幣基金組織發(fā)布的人民幣名義有效匯率，并沒有采用人民銀行發(fā)布的人民幣兌美元的名義匯率。本文采用人民銀行發(fā)布的人民幣兌美元的名義匯率，實(shí)證分析人民幣兌美元名義匯率同比升值率與我國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)同比增長(zhǎng)率之間關(guān)系，找出兩者之間的關(guān)系式，并探討分析出兩者相互影響的作用機(jī)制，以進(jìn)一步提出針對(duì)性的政策建議。

三、 實(shí)證分析

1. 數(shù)據(jù)選取與處理。選取2004年1月至2012年12月的108個(gè)樣本點(diǎn)的一美元折合人民幣的匯率（平均數(shù)），計(jì)算相應(yīng)的一元人民幣折合美元的匯率（平均數(shù)），最后計(jì)算出2005年1月～2012年12月之間八年的一元人民幣折合美元的匯率（平均數(shù)）月度同比升值率（下文簡(jiǎn)稱為“NERR”）；選取2005年1月～2012年12月之間八年的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)月度同比增長(zhǎng)率。一美元折合人民幣的匯率的原始數(shù)據(jù)來源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，CPI數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

2. 數(shù)據(jù)曲線示意圖。從圖1可以看出，我國(guó)的每月人民幣對(duì)美元的名義匯率同比升值率（NERR）與每月消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)同比增長(zhǎng)率（CPI）之間存在高度顯著的同步正向關(guān)系，表現(xiàn)為“CPI增長(zhǎng)率高的月份里往往存在高的人民幣匯率升值率，CPI增長(zhǎng)率低的月份里往往存在低的人民幣匯率升值率”。

3. 序列組的協(xié)方差和相關(guān)性分析。從表1可以看出，人民幣匯率同比升值率（NERR）與CPI同比上漲率（MB）之間的協(xié)方差為0.000 460，相關(guān)度為0.641 138，t-統(tǒng)計(jì)量為8.099 882，伴隨概率為0。由此可見，我國(guó)每月的人民幣匯率同比升值率（NERR）與每月的CPI同比上漲率（MB）之間存在高度的相關(guān)性。

4. 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從表2可以看出，兩個(gè)變量NERR和CPI原序列的ADF值都大于5%的臨界值且概率P值都大于0.05，因此，原序列都存在單位根，即都為非平穩(wěn)序列。兩個(gè)變量的一階差分D（NERR）和D（CPI）序列的ADF值都小于5%的臨界值且概率P值都小于0.05，因此，兩個(gè)變量一階差分序列都不存在單位根，即為平穩(wěn)序列。所以，D（NERR）和D（CPI）兩個(gè)變量滿足建立VAR模型的條件，NERR和CPI兩個(gè)原始變量滿足Johansen協(xié)整檢驗(yàn)分析的條件。

5. VAR模型最優(yōu)滯后期數(shù)的選擇。根據(jù)LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量、最后預(yù)測(cè)誤差（FPE）、赤池信息量準(zhǔn)則（AIC）和漢南-奎因信息量準(zhǔn)則等信息準(zhǔn)則，D（NERR）和D（CPI）兩個(gè)變量的VAR模型的最優(yōu)滯后期數(shù)應(yīng)為11。

6. VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。采用最優(yōu)滯后期數(shù)為11，建立D（NERR）和D（CPI）兩個(gè)變量的向量自回歸（VAR）模型，然后檢驗(yàn)每一個(gè)AR特征根的倒數(shù)的模是否都小于1，以確定VAR模型的穩(wěn)定性。

上面圖2單位圓中的點(diǎn)表示AR特征根的倒數(shù)的模，這些點(diǎn)都落在單位圓內(nèi)，沒有位于單位圓上面的根，因此，D（NERR）和D（CPI）兩個(gè)變量建立的向量自回歸（VAR）模型是穩(wěn)定的。

7. 格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)。從上面表3的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，CPI同比增長(zhǎng)率變動(dòng)是NERR同比升值率變動(dòng)的極其顯著格蘭杰（Granger）原因，其中P值為0.008 0。NERR同比升值率變動(dòng)也是CPI同比增長(zhǎng)率變動(dòng)的格蘭杰（Granger）的極其顯著原因，其中P值為0.000 0。也就是說：CPI同比增長(zhǎng)率上漲推動(dòng)了人民幣對(duì)美元名義匯率的升值，CPI同比增長(zhǎng)率下降推動(dòng)了人民幣對(duì)美元名義匯率的貶值，反過來也一樣，人民幣對(duì)美元名義匯率的升值也推動(dòng)了通貨膨脹率的上漲，人民幣對(duì)美元名義匯率的貶值也推動(dòng)了通貨膨脹率的下降。

8. 脈沖響應(yīng)函數(shù)。在上面圖3的四個(gè)脈沖函數(shù)圖中，實(shí)線表示D（NERR）或D（CPI）受沖擊后的走勢(shì)，兩側(cè)的虛線表示走勢(shì)的兩倍標(biāo)準(zhǔn)誤差?？偟膩砜?，CPI變動(dòng)具有很強(qiáng)的慣性，主要表現(xiàn)在第1期，第1期至第2期慣性快速消失；NERR變動(dòng)對(duì)CPI變動(dòng)具有正向影響，也主要表現(xiàn)在當(dāng)月，第一月至第三月快速消失，至第7期具有負(fù)向影響； CPI變動(dòng)對(duì)NERR變動(dòng)的正向影響表現(xiàn)在每個(gè)月份。

9. 方差分解。圖4是方差分解圖，上圖“Variance Decomposition of D（CPI）”部分是D（CPI方差分解圖，其中上面的曲線表示D（CPI）變動(dòng)方差由自身變動(dòng)解釋的部分，在第1期至第6期基本穩(wěn)定在82%左右，第6期至第7期下降至70%左右，第7期至第10期基本不變，第10期至第11期逐步下降至66.67%；下面的曲線表示D（CPI）變動(dòng)方差由D（NERR）變動(dòng)解釋的部分，在第1期至第6期基本穩(wěn)定在18%左右，第6期至第7期上升至30%左右，第7期至第10期基本不變，第10期至第11期逐步上升至33.33%。圖4的下圖“Variance Decomposition of D（NERR）”部分是D（NERR）方差分解圖，其中上面的曲線表示D（NERR）變動(dòng)方差由自身變動(dòng)解釋的部分，第1期為100%，第1期至第11期逐步下降至72.82%；其中下面的曲線表示D（NERR）變動(dòng)方差由D（CPI）變動(dòng)解釋的部分，自第1期至第11期，從零值逐步上升到27.18%。

10. Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。通過上述序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到CPI和NERR的原序列都存在單位根，而CPI和NERR的差分序列都不存在單位根，因此CPI和NERR兩個(gè)變量滿足Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的條件。上述序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明：CPI和NERR兩個(gè)變量都含有時(shí)間趨勢(shì)，根據(jù)最小化AIC信息標(biāo)準(zhǔn)，協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期為10。所以，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)設(shè)置為：無截距、有線性趨勢(shì)和滯后期為10。

協(xié)整關(guān)系式為：NERR=1.538 958CPI-0.000 642@T-REND（2005-2）

通過該協(xié)整關(guān)系式，可以得到NERR與CPI存在正相關(guān)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系：CPI每上升1%，NERR就會(huì)上升1.539%。調(diào)整系數(shù)值是指在VEC模型中變量之間動(dòng)態(tài)關(guān)系偏離協(xié)整關(guān)系后的調(diào)整速度。如果該調(diào)整系數(shù)值為負(fù)，說明偏離非均衡誤差將會(huì)得到修正；如果該調(diào)整系數(shù)值為正，說明非均衡誤差不僅不會(huì)得到修正，而且誤差會(huì)更大。D（NERR）方程和D（CPI）方程的調(diào)整系數(shù)分別為-0.273 016和-0.149 325，調(diào)整系數(shù)值都為負(fù)值，說明偏離非均衡誤差將會(huì)得到修正，協(xié)整關(guān)系有效，且短期內(nèi)NERR的運(yùn)行受到CPI長(zhǎng)期均衡關(guān)系的約束，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，NERR以-0.273 016的調(diào)整力度，CPI以-0.149 325的調(diào)整力度快速地將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

四、 結(jié)論分析和政策建議

綜合上述，可以得到如下結(jié)論：我國(guó)的每月人民幣匯率同比升值率（NERR）與每月CPI同比增長(zhǎng)率（CPI）之間存在高度顯著的同步正向關(guān)系，表現(xiàn)為“基礎(chǔ)貨幣增長(zhǎng)率高的月份里往往存在高的人民幣匯率升值率，基礎(chǔ)貨幣增長(zhǎng)率低的月份里往往存在低的人民幣匯率升值率”。人民幣對(duì)美元名義匯率升值率（NERR）變動(dòng)與CPI同比增長(zhǎng)率（MB）變動(dòng)之間是顯著的格蘭杰（Granger）相互因果關(guān)系，NERR變動(dòng)對(duì)CPI變動(dòng)的正向影響主要表現(xiàn)在當(dāng)月，第一月至第三月快速消失，至第7期具有短期的負(fù)向影響；CPI變動(dòng)對(duì)NERR變動(dòng)的正向影響表現(xiàn)在每個(gè)月份。而且，兩者之間存在正向的長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系：CPI每上升1%，NERR就會(huì)上升1.539%。當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，NERR以-0.273 016的調(diào)整力度，CPI以-0.149 325的調(diào)整力度快速地將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

現(xiàn)在我們來分析“我國(guó)通貨膨脹與人民幣匯率變動(dòng)相互影響的內(nèi)在機(jī)制”：當(dāng)人民幣升值率低時(shí)，有利于出口，不利于進(jìn)口，那么經(jīng)常項(xiàng)目順差增加，在購買外匯發(fā)行人民幣的影響下，外匯儲(chǔ)備增加，同時(shí)，發(fā)行央行票據(jù)對(duì)沖回收由購買外匯發(fā)行的基礎(chǔ)貨幣，在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)把通貨膨脹率控制在較低水平。然而，央行票據(jù)只能起到緩沖和延遲通貨膨脹的作用，其后果是累積和催生更大的通貨膨脹。當(dāng)發(fā)行的央行票據(jù)到期時(shí)，央行還本付息被動(dòng)地發(fā)行更多的基礎(chǔ)貨幣，引起更高的通貨膨脹率，在通貨膨脹預(yù)期作用下，市場(chǎng)利率快速上升，增加央行發(fā)行票據(jù)的成本和難度，為了穩(wěn)定物價(jià)，央行只好拋售美元外匯資產(chǎn)以降低較高的基礎(chǔ)貨幣增長(zhǎng)率，此時(shí)，短期內(nèi)引起人民幣快速升值，并吸引大量國(guó)際熱錢通過各種途徑進(jìn)入國(guó)內(nèi)，促進(jìn)資本項(xiàng)目順差增加，進(jìn)一步推動(dòng)人民幣的快速升值。這就是“人民幣升值率低時(shí)通貨膨脹率低，通貨膨脹率高時(shí)人民幣升值率高”的根本原因。

基于上述結(jié)論及其分析，提出以下針對(duì)性的政策建議：（1）總體上減少央行票據(jù)的發(fā)行規(guī)模和存量規(guī)模，并完善央行票據(jù)的發(fā)行品種和期限，讓各個(gè)時(shí)期的到期日央行票據(jù)規(guī)模保持基本穩(wěn)定；（2）控制央行購買外匯發(fā)行人民幣的規(guī)模和節(jié)奏，在保持適度通貨膨脹率的情況下，使適度的基礎(chǔ)貨幣增長(zhǎng)率和央行外匯占款增長(zhǎng)率保持基本穩(wěn)定。（3）完善外匯管理制度，全面實(shí)施企業(yè)意愿結(jié)售匯制，提高居民兌匯額度和商業(yè)銀行外匯頭寸額度，積極穩(wěn)步地推進(jìn)資本項(xiàng)目可兌換，促進(jìn)人民幣匯率市場(chǎng)化。（4）把人民幣基礎(chǔ)貨幣的發(fā)行方式從購買外匯轉(zhuǎn)變到購買國(guó)債上來，財(cái)政部通過發(fā)行特別國(guó)債建立外匯平準(zhǔn)基金，并通過外匯平準(zhǔn)基金來干預(yù)外匯市場(chǎng)以穩(wěn)定匯率，從而使政府穩(wěn)定匯率的同時(shí)，基礎(chǔ)貨幣不發(fā)生變動(dòng)，使中央銀行通過調(diào)控利率而不是通過調(diào)控匯率來控制通貨膨脹。

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作者簡(jiǎn)介：胡海鷗，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院金教授、博士生導(dǎo)師；王潤(rùn)華，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士生。