我國通貨膨脹與人民幣匯率變動

王潤華 胡海鷗

摘要：文章采用VAR模型和協整分析的方法，實證分析人民幣對美元名義匯率同比升值率（NERR）與消費者價格指數同比增長率（CPI）關系，結果表明：NERR變動與CPI變動之間是顯著的格蘭杰（Granger）相互因果關系，NERR變動對CPI變動的正向影響主要在當月，第一月至第三月快速消失，第七月具有短期的負向影響； CPI變動對NERR變動的正向影響在每個月份。而且，兩者之間存在正向的長期均衡協整關系：CPI每上升1%，NERR就會上升1.539%。本文分析出兩者之間相互影響的作用機制，并在健全央行票據發行、完善外匯管理、推進匯率市場化和轉變貨幣發行方式等方面提出針對性的政策建議。

關鍵詞：通貨膨脹；人民幣匯率；貨幣發行

一、 引言

隨著2001年我國加入世界貿易組織，我國出口和外商直接投資快速增加，無論經常項目還是資本項目，每年都出現持續的“雙順差”，在實行強制結售匯制下，人民銀行的外匯儲備快速增長，并引起央行外匯占款、基礎貨幣發行量和廣義貨幣供應量都快速增長。自2001年1月至2012年12月的十二年間，外匯儲備從2 121.65美元增長到33 115.89美元，增加了14.61倍，央行外匯占款從14 496.75億元增長到236 669.93億元，增加了15.33倍，基礎貨幣從36 864.71億元增長到252 345.17億元，增加了5.85倍，貨幣供應量M2從135 685.99億元增長到974 159.46億元，增加了6.18倍。為了對沖購買外匯而造成的過剩流動性，央行票據發行量從零增加到2010年7月的歷史最高值達47 491億元，法定存款準備金從6%提高到2011年6月的歷史最高值達21.5%。央行外匯占款與總資產的比例從38.07%上升到80.35%，外匯占款與基礎貨幣的比例從39.32%上升到93.79%。因此，購買外匯成為人民幣發行的主要方式。

自2001年1月～2012年12月的十二年間，我國CPI同比增長率超過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月等三個階段，其中2008年2月達到最高值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月等三個階段。2001年1月～2005年6月，人民幣名義匯率一直穩定在8.3左右，2005年7月21日，我國開始實行浮動匯率制度，并一次性將人民幣對美元匯率升值2%；2007年5月，人民幣兌美元交易價浮動幅度由此前的千分之三提高至現行的千分之五。自2012年4月16日起，銀行間即期外匯市場人民幣兌美元交易價浮動幅度由千分之五擴大至百分之一，外匯指定銀行為客戶提供當日美元最高現匯賣出價與最低現匯買入價之差不得超過當日匯率中間價的幅度由1%擴大至2%。自2005年7月央行實施人民幣匯率形成機制改革以來，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，我國結售匯制實現了從強制到意愿的轉變；長期以來對資本項目進行管制，只對外商直接投資進行開放；并實施有管理的浮動匯率制度，中央銀行買賣外匯對匯率進行干預；實施以一籃子貨幣為基礎的人民幣匯率形成機制。2012年十八大明確地提出了“穩步推進匯率市場化改革”。

在我國這種特殊的外匯管理環境下，人民幣名義匯率同比升值率與我國消費者價格指數同比增長率之間關系是什么，兩者之間是否存在相互影響的顯著關系？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制又是什么？這就是本文要研究的問題。

二、 文獻綜述

國外，Taylor（2000）認為匯率傳遞效應與通貨膨脹具有內生性，較低的通貨膨脹環境會導致較低的匯率傳遞效應。Devereux和Engel（2003）發現最優貨幣政策在某種程度上取決于匯率傳遞效應的大小。Gagnon和Ihrig（2004）發現工業化國家在通貨膨脹目標制下，消費者價格的匯率傳遞效應具有明顯下降的特點。Choudhri和Hakura（2006）實證分析71個國家發現，匯率傳遞程度與通貨膨脹率之間存在很強的正相關關系，利用這種相關關系可以較易地實現低通貨膨脹率的貨幣政策目標。Nogueira Junior和Leon-Ledesma（2007）發現某些新興國家和發達國家的匯率傳遞效應受通貨膨脹環境的影響從而具有顯著的非線性特征，較低的通貨膨脹環境對應著較低的匯率傳遞效應。

國內，卜永祥（2001）運用協整和Phillips-Hansen兩階段分析法進行實證分析，發現人民幣匯率變動顯著地影響了零售物價指數和生產者價格指數，其中生產者價格指數對匯率變動的彈性要大于零售價格指數對匯率變動的彈性。畢玉江和朱鐘棣（2006）利用協整與誤差修正模型，發現人民幣匯率變動對國內消費者價格的傳遞是不完全的，且傳遞過程存在時滯，進口價格對人民幣匯率變動的彈性遠高于消費者價格對匯率變動的彈性。劉亞等（2008）研究結果表明，人民幣匯率變動對以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滯，長期和短期匯率傳遞效應都很低；匯率變動對我國CPI的傳遞效應受食品價格沖擊的影響非常大。陳六傅等（2007）、倪克勤等（2009）等人均得出我國的匯率傳遞效應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境下，具有不同的匯率傳遞效應。黃壽峰等（2010）的研究還發現，在1998年8月之前，匯率傳遞效應較大，在此之后，匯率傳遞效應急劇減小，通貨膨脹率對匯率傳遞效應具有顯著的正向影響。相對于國外研究基本上都得出匯率傳遞系數符號為負數的結論而言，國內的研究結論則在匯率傳遞系數符號方面出現了相反的結論。項后軍等（2011）發現匯率傳遞系數的符號呈現出有正有負，并隨通貨膨脹上升而以LSTAR形式“由負轉正”平滑轉換的特征，且具有在低通貨膨脹時期傳遞系數符號基本為負，而在高通貨膨脹時期傳遞系數符號基本為正的不對稱性特點。

綜觀中外研究匯率變動與通貨膨脹之間關系的文獻，絕大部分都是研究匯率對通貨膨脹的傳遞效應，很少研究通貨膨脹對匯率的影響，沒有研究匯率和通貨膨脹之間相互影響的機制；國內研究者使用的原始數據是國際貨幣基金組織發布的人民幣名義有效匯率，并沒有采用人民銀行發布的人民幣兌美元的名義匯率。本文采用人民銀行發布的人民幣兌美元的名義匯率，實證分析人民幣兌美元名義匯率同比升值率與我國消費者價格指數同比增長率之間關系，找出兩者之間的關系式，并探討分析出兩者相互影響的作用機制，以進一步提出針對性的政策建議。

三、 實證分析

1. 數據選取與處理。選取2004年1月至2012年12月的108個樣本點的一美元折合人民幣的匯率（平均數），計算相應的一元人民幣折合美元的匯率（平均數），最后計算出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）月度同比升值率（下文簡稱為“NERR”）；選取2005年1月～2012年12月之間八年的消費者價格指數月度同比增長率。一美元折合人民幣的匯率的原始數據來源于中國人民銀行網站，CPI數據來源于國家統計局網站。

2. 數據曲線示意圖。從圖1可以看出，我國的每月人民幣對美元的名義匯率同比升值率（NERR）與每月消費者價格指數同比增長率（CPI）之間存在高度顯著的同步正向關系，表現為“CPI增長率高的月份里往往存在高的人民幣匯率升值率，CPI增長率低的月份里往往存在低的人民幣匯率升值率”。

3. 序列組的協方差和相關性分析。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）之間的協方差為0.000 460，相關度為0.641 138，t-統計量為8.099 882，伴隨概率為0。由此可見，我國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性。

4. 序列平穩性檢驗。從表2可以看出，兩個變量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，即都為非平穩序列。兩個變量的一階差分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，兩個變量一階差分序列都不存在單位根，即為平穩序列。所以，D（NERR）和D（CPI）兩個變量滿足建立VAR模型的條件，NERR和CPI兩個原始變量滿足Johansen協整檢驗分析的條件。

5. VAR模型最優滯后期數的選擇。根據LR檢驗統計量、最后預測誤差（FPE）、赤池信息量準則（AIC）和漢南-奎因信息量準則等信息準則，D（NERR）和D（CPI）兩個變量的VAR模型的最優滯后期數應為11。

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

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

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

8. 脈沖響應函數。在上面圖3的四個脈沖函數圖中，實線表示D（NERR）或D（CPI）受沖擊后的走勢，兩側的虛線表示走勢的兩倍標準誤差。總的來看，CPI變動具有很強的慣性，主要表現在第1期，第1期至第2期慣性快速消失；NERR變動對CPI變動具有正向影響，也主要表現在當月，第一月至第三月快速消失，至第7期具有負向影響； CPI變動對NERR變動的正向影響表現在每個月份。

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）變動方差由自身變動解釋的部分，在第1期至第6期基本穩定在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）變動方差由D（NERR）變動解釋的部分，在第1期至第6期基本穩定在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）變動方差由自身變動解釋的部分，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）變動方差由D（CPI）變動解釋的部分，自第1期至第11期，從零值逐步上升到27.18%。

10. Johansen協整檢驗。通過上述序列平穩性檢驗，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兩個變量滿足Johansen協整檢驗的條件。上述序列平穩性檢驗表明：CPI和NERR兩個變量都含有時間趨勢，根據最小化AIC信息標準，協整檢驗的滯后期為10。所以，Johansen協整檢驗設置為：無截距、有線性趨勢和滯后期為10。

協整關系式為：NERR=1.538 958CPI-0.000 642@T-REND（2005-2）

通過該協整關系式，可以得到NERR與CPI存在正相關的長期均衡關系：CPI每上升1%，NERR就會上升1.539%。調整系數值是指在VEC模型中變量之間動態關系偏離協整關系后的調整速度。如果該調整系數值為負，說明偏離非均衡誤差將會得到修正；如果該調整系數值為正，說明非均衡誤差不僅不會得到修正，而且誤差會更大。D（NERR）方程和D（CPI）方程的調整系數分別為-0.273 016和-0.149 325，調整系數值都為負值，說明偏離非均衡誤差將會得到修正，協整關系有效，且短期內NERR的運行受到CPI長期均衡關系的約束，當短期波動偏離長期均衡時，NERR以-0.273 016的調整力度，CPI以-0.149 325的調整力度快速地將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

四、 結論分析和政策建議

綜合上述，可以得到如下結論：我國的每月人民幣匯率同比升值率（NERR）與每月CPI同比增長率（CPI）之間存在高度顯著的同步正向關系，表現為“基礎貨幣增長率高的月份里往往存在高的人民幣匯率升值率，基礎貨幣增長率低的月份里往往存在低的人民幣匯率升值率”。人民幣對美元名義匯率升值率（NERR）變動與CPI同比增長率（MB）變動之間是顯著的格蘭杰（Granger）相互因果關系，NERR變動對CPI變動的正向影響主要表現在當月，第一月至第三月快速消失，至第7期具有短期的負向影響；CPI變動對NERR變動的正向影響表現在每個月份。而且，兩者之間存在正向的長期均衡的協整關系：CPI每上升1%，NERR就會上升1.539%。當短期波動偏離長期均衡時，NERR以-0.273 016的調整力度，CPI以-0.149 325的調整力度快速地將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

現在我們來分析“我國通貨膨脹與人民幣匯率變動相互影響的內在機制”：當人民幣升值率低時，有利于出口，不利于進口，那么經常項目順差增加，在購買外匯發行人民幣的影響下，外匯儲備增加，同時，發行央行票據對沖回收由購買外匯發行的基礎貨幣，在較長時期內把通貨膨脹率控制在較低水平。然而，央行票據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。當發行的央行票據到期時，央行還本付息被動地發行更多的基礎貨幣，引起更高的通貨膨脹率，在通貨膨脹預期作用下，市場利率快速上升，增加央行發行票據的成本和難度，為了穩定物價，央行只好拋售美元外匯資產以降低較高的基礎貨幣增長率，此時，短期內引起人民幣快速升值，并吸引大量國際熱錢通過各種途徑進入國內，促進資本項目順差增加，進一步推動人民幣的快速升值。這就是“人民幣升值率低時通貨膨脹率低，通貨膨脹率高時人民幣升值率高”的根本原因。

基于上述結論及其分析，提出以下針對性的政策建議：（1）總體上減少央行票據的發行規模和存量規模，并完善央行票據的發行品種和期限，讓各個時期的到期日央行票據規模保持基本穩定；（2）控制央行購買外匯發行人民幣的規模和節奏，在保持適度通貨膨脹率的情況下，使適度的基礎貨幣增長率和央行外匯占款增長率保持基本穩定。（3）完善外匯管理制度，全面實施企業意愿結售匯制，提高居民兌匯額度和商業銀行外匯頭寸額度，積極穩步地推進資本項目可兌換，促進人民幣匯率市場化。（4）把人民幣基礎貨幣的發行方式從購買外匯轉變到購買國債上來，財政部通過發行特別國債建立外匯平準基金，并通過外匯平準基金來干預外匯市場以穩定匯率，從而使政府穩定匯率的同時，基礎貨幣不發生變動，使中央銀行通過調控利率而不是通過調控匯率來控制通貨膨脹。

參考文獻：

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作者簡介：胡海鷗，上海交通大學安泰經濟與管理學院金教授、博士生導師；王潤華，上海交通大學安泰經濟與管理學院博士生。