人民幣匯率變動對我國物價水平影響的實證研究

張毅 上海大學上海研究院 上海 200000

一、引言

20 世紀70 年代，布雷頓森林體系的解體對各國的匯率造成了深遠的影響。許多國家放棄了盯住單一美元的固定匯率制而選擇了浮動匯率制度。在其實施新的匯率制度后不久，便相繼出現(xiàn)了持續(xù)時間較長的的通貨膨脹。于是經(jīng)濟學家們便開始探討通貨膨脹是否和采用浮動匯率制有著直接的關系，因此匯率變動對物價水平的影響一度成為理論界研究的熱點。

我國從2005 年7 月21 日起，開始實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，人民幣自此開始穩(wěn)步升值。2016 年10 月1 日，人民幣加入了SDR，這是我國匯率市場化的重要一步。在我國深入進行匯改的背景下，研究匯率的傳遞機制和不完全傳遞的程度對我們國家制定宏觀經(jīng)濟政策有著重要的現(xiàn)實參考意義：如果人民幣匯率變動對國內(nèi)物價水平影響不大，即較低的匯率傳遞效應，就代表匯率變動不會導致國內(nèi)物價水平大幅度變動，我們就可以更多依靠貨幣政策來穩(wěn)定通貨膨脹和通脹預期。反之貨幣政策的實施就會受到較大影響，但可能通過改變匯率來調(diào)節(jié)外部失衡。

二、模型的選擇

本文的實證模型借鑒TakatoshiIto，YuriSasaki 和KiyotakaSato(2005)的匯率價格傳導模型。模型設定包括4個自變量和1 個因變量，用方程可表示為：

其中，PT 代表本國的物價水平；AT 代表外部沖擊，一般用國外價格水平來衡量；BT 代表內(nèi)部需求沖擊，一般用GDP來衡量；CT 代表本國的貨幣政策變量，一般包括貨幣供應量和利率等變量；DT 代表資本市場對物價水平的影響，一般可用本國的股票市場的價格來衡量；eT 表示隨機干擾項。

三、指標的選取

本文將采用CPI（居民消費價格指數(shù)）來表示國內(nèi)的物價水平；用NEER（名義有效匯率）來表示我國的匯率變動情況；用M2（廣義貨幣供應量）來代表國內(nèi)的貨幣供應量；在內(nèi)部需求沖擊的度量上，因為GDP 的月度數(shù)據(jù)不對外公布，因此參考通常的做法，采用工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)作為國內(nèi)需求狀況的替代變量；在外部沖擊的度量上，用美國西德克薩斯輕質(zhì)原油WTI 來代表。

四、實證過程

本文將采用CPI（居民消費價格指數(shù)）來表示國內(nèi)的物價水平；用NEER（名義有效匯率）來表示我國的匯率變動情況；用M2（廣義貨幣供應量）來代表國內(nèi)的貨幣供應量；在內(nèi)部需求沖擊的度量上，因為GDP 的月度數(shù)據(jù)不對外公布，因此參考通常的做法，采用工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)作為國內(nèi)需求狀況的替代變量；在外部沖擊的度量上，用美國西德克薩斯輕質(zhì)原油WTI 來代表。

（一）單位根檢驗

變量的平穩(wěn)性是建立時間序列模型的重要前提，，在進行模型回歸之前有必要對模型前提假設進行檢驗。如果是非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，會導致大樣本下統(tǒng)計推斷的基礎“一致性要求”被破壞，也往往會導致出現(xiàn)虛假回歸的問題，即通常所說的“偽回歸”。本文采用ADF 檢驗法來檢驗各變量是否存在單位根，并參照赤池信息準則（AIC）來選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。

分析檢驗結果，除了NEER 這組時間序列數(shù)據(jù)之外，其余的ADF 統(tǒng)計值均大于在10%顯著性水平下的臨界值及5%顯著性水平下的臨界值。而NEER 這組的ADF 統(tǒng)計值也大于在5%顯著性水平下的臨界值。這表明，這5 組時間序列數(shù)據(jù)都不能拒絕存在單位根的假設，即可以認為所有變量是非平穩(wěn)的。再對其進行一階差分，差分后的ADF 檢驗的統(tǒng)計量均小于5%或10%的置信水平下的臨界值，故在5%的顯著水平下可以拒絕一階差分序列存在單位根的原假設，即可以認為變量的一階差分序列沒有單位根，是平穩(wěn)的。

（二）協(xié)整檢驗

由上面的單位根檢驗我們可以看出，所有的變量都是一階單整的。在這種情況下，需要考慮各變量之間是否存在協(xié)整關系。探究多個非平穩(wěn)變量間是否存在長期均衡關系常用Johansen 協(xié)整檢驗方法。由于Johansen 檢驗的結果對于滯后階數(shù)比較敏感，因此在此之前，需要先確定最優(yōu)滯后期。

分析檢驗結果，模型中有兩個準則認為滯后2 期為最佳選擇。因此，確定這個模型的最佳滯后期為2。之后再對變量進行協(xié)整檢驗，確定其是否存在長期均衡關系。本文采用最大特征根（max-eigen）統(tǒng)計量對協(xié)整關系進行判斷，在5%的置信水平下，協(xié)整向量個數(shù)為0 的原假設被拒絕，而協(xié)整向量個數(shù)至多為1 個的原假設被接受，因此只存在1 個協(xié)整關系?？梢缘贸鯟PI、NEER、GDP、M2、WTI 的標準化協(xié)整方程。

從上述方程中可以看出，從長期來看，我國的名義有效匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值增加值對我國CPI 的影響顯著為負，廣義貨幣供應量對CPI 的影響顯著為正，WTI 對物價水平的影響不太顯著。具體來講，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加值影響CPI 的彈性系數(shù)最大，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加值每增加1%，會帶動我國CPI下降0.8966%。貨幣供應量的水平每上漲1%，我國CPI 會上漲0.4762%；名義有效匯率每升值1%，CPI 就會下降0.1282%；國外價格水平每上漲1%，CPI 就會增加0.0156%

（三）Granger 因果檢驗

為了分析WTI、M2、NEER 和GDP 分別與CPI 是否存在因果關系，本文對各變量進行Granger 因果關系檢驗。從檢驗結果中可以看出，NEER 與CPI 存在雙向因果關系；WTI 變動是CPI 變動的Granger 原因，但反之不成立；CPI 變動是M2變動的Granger 原因，但反之不成立；GDP 變動是CPI 變動的Granger 原因，但反之不成立。

（四）實證結論

物價水平與名義有效匯率、國內(nèi)生產(chǎn)總值、國外物價水平、貨幣供應量之間存在長期均衡關系。其中當人民幣名義有效匯率每升值1%。將會帶動消費者價格指數(shù)下降0.128238%。即長期內(nèi)人民幣的升值能夠?qū)νㄘ浥蛎浧鸬揭种谱饔茫煌ㄟ^向量誤差修正模型證明了雖然在短期內(nèi)會因為受到干擾而偏離長期均衡狀態(tài)，但其存在自我修正機制，會在偏離后不久回到均衡狀態(tài)；格蘭杰因果檢驗證實了名義有效匯率與消費者價格指數(shù)之間存在因果關系；脈沖響應分析的結果表明，人民幣名義有效匯率的變動對國內(nèi)物價指數(shù)有長期負向影響，但存在一定的時滯；通過方差分解分析了各個變量對物價水平的貢獻程度，得出名義有效匯率對物價水平的變動具有一定的貢獻，國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻也較明顯。

四、結論

人民幣匯率升值并不是治理通貨膨脹的有效手段。從實證分析的結果來看，人民幣匯率升值對物價水平的影響是有限的。究其原因，可能是近幾年的通貨膨脹多數(shù)都是屬于由于經(jīng)濟結構調(diào)整、體制變更等所帶來的，與匯率的關聯(lián)性不大。從實證結論來看，反而是貨幣供應量和國內(nèi)生產(chǎn)總值對物價水平有較為明顯的影響。因此本文認為控制物價水平的有效手段不能只依靠于匯率政策，還需要政府實施獨立有效的貨幣政策，以及建立有效的通貨膨脹應對機制。我國貨幣政策的目標是：保持貨幣幣值穩(wěn)定，并以此促進經(jīng)濟增長。幣值穩(wěn)定包括了國內(nèi)物價水平的穩(wěn)定和國外匯率的穩(wěn)定。但從前面的實證分析中不難看出，匯率的傳遞效應較小。因此如果貨幣當局在穩(wěn)定匯率或物價水平之間進行取舍時，應該更加傾向于維持國內(nèi)物價水平的穩(wěn)定。