人民幣匯率變動對中國CPI影響的實證研究

張 旭 陶玲英

（1.武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072；2.武漢農村商業銀行 風險管理部，湖北 武漢 430022）

一、引言

我國匯率制度形成于1994年，隨著經濟開放程度的加深，匯率變動對我國物價、就業、經濟增長和國際收支等產生的影響也日益增大。保持我國物價水平的相對穩定始終是貨幣當局追求的目標，消費者價格指數（CPI）作為監測經濟景氣的重要指標，由于能夠反映與居民生活密切相關的產品及勞務價格而備受關注。理論上，匯率變化可以通過直接和間接渠道影響國內商品價格。（1）直接渠道:通過影響進口原材料、中間品和最終消費品的價格來影響國內商品價格；（2）間接渠道:通過支出轉換效應影響凈出口，進而影響總需求，形成價格上升或下降的壓力從而影響國內商品價格。然而，大量的實證研究表明:匯率變動并不是一對一地反映到進出口商品的價格上，即匯率價格具有不完全傳遞效應，并且存在時滯現象［1－2］。

現階段，國內外對于匯率變動與物價水平之間關系的研究主要從以下七個方面展開:（1）中國處在貿易自由化進程之中，經濟是半開放型經濟。Corbo等認為經濟開放度影響國內物價水平。隨著一國開放其經濟，貿易壁壘減少，越來越多的工業產品成為貿易品，因而總體物價水平開始遵循“一價定律”，因此國內物價水平被看作是國外價格、國內勞動力成本和國內超額需求的函數［3］。（2）人民幣匯率變動對物價水平的傳遞效應。劉亞等研究表明，人民幣匯率變動對通貨膨脹的傳遞是不完全的，匯率傳遞效應很低，其對食品價格的沖擊影響很大［4］。黃壽峰等研究表明，人民幣匯率變動對物價水平傳遞在亞洲金融危機后逐漸下降的趨勢是由于匯率劇烈波動等引致的［5］。（3）國內物價水平對人民幣匯率變動的彈性。卜永祥研究證明，名義有效匯率與國內外物價水平及國內貨幣供應量長期是協整的。匯率變動顯著影響了零售物價水平和生產者價格水平，其中，生產者物價指數對匯率變動的彈性大于零售物價指數對匯率變動的彈性。匯率短期內對零售物價和生產者價格有不同的影響，就零售物價而言，國內因素對其短期行為起決定性作用，貨幣供應量的變化對零售物價水平有強烈的影響，而匯率和國外物價水平對零售物價的動態影響則相當微弱［6］。畢玉江等研究表明，消費價格與匯率變動呈負相關，與進口價格呈正相關，且進口價格對人民幣匯率變動的彈性高于消費者價格對匯率變動的彈性［7－8］。（4）匯率的傳遞具有內生性。Taylor研究發現匯率的持續沖擊以及受沖擊影響的廠商比例將決定廠商對匯率變動的反應方式，并得出匯率的傳遞內生于一國的通貨膨脹狀況［9］。（5）消費者價格對匯率變動的影響。Burnstein等研究發現消費者價格對匯率變動沒有產生大的反應［10］。（6）匯率變動與價格傳遞之間存在“數量化”的關系。施建淮等研究表明:人民幣名義有效匯率若升值1%，十二個季度后的消費者價格下降0.20個百分點，2005年7月21日匯改以后，人民幣升值對降低國內通貨膨脹有比較顯著的解釋力［11］。（7）長期與短期人民幣匯率變動對國內物價影響不同。呂劍研究發現:長期而言，人民幣匯率變動對國內物價水平有顯著影響；短期而言，人民幣匯率變動對物價水平有不同的傳遞效應［12］。黃壽峰等通過宏觀決定因素分析表明，長期內匯率波動對物價傳遞具有顯著負影響，短期內人民幣匯率傳遞具有一定的慣性［5］。

本文不再遵循按傳統方法把CPI周期長度的波動序列看作一個整體，或人為根據匯率改革的進程進行階段劃分，而是通過模型構建，找出所用變量間的理論聯系，利用準確性較高的譜分析方法劃分CPI波動的各主要周期，并通過結構向量自回歸模型（SVAR）進行實證研究。

二、模型構建

當貿易開放且交易費用為零時，一價定律可簡單表述為同樣的貨物無論在何地銷售，其價格都相同，這揭示了國內商品價格與匯率之間的一個基本聯系，即:

其中:Pf代表國外一般物價，et代表匯率水平，Pd代表國內一般物價。外國廠商定價的價格率加成采用直接表示方法，即以生產成本（wp）加成（θ）設定的［7，13］。

則國內物價指數為:

假定外國廠商的加成依賴于本國國內市場的競爭程度（cp）及匯率水平等［7，13］，即:

把（4）式代入（3）式可得:

利率平價條件認為當所有的貨幣存款都提供相同的預期收益率時，外匯市場處于均衡狀態，一種貨幣對另一種貨幣的升值（貶值）必將被兩國利率差異的變動所抵銷，即:

其中:et＋1表示下一期的匯率水平，id代表國內的利率水平，if代表國外的利率水平。對（6）式兩邊同時取對數可得:

對等式（5）兩邊同時取對數可得:

把（8）式代入（9）式可得:

從（10）式可以看出，國內一般物價與外商國內市場的競爭程度、外國廠商生產成本、匯率水平、國內的利率水平等有關。

三、譜分析方法

目前，研究CPI周期長度的傳統方法是在時域范圍內將其波動序列看作一個整體，通過測量峰－谷－峰之間的距離來劃分周期長度，準確性不高。因此，本文引用新的測度方法——譜分析法［14］。為了提高譜估計的分辨率，將各主周期分量單獨分辨出來，并通過對序列進行三角函數擬合來確定各主要周期長度的準確值。

首先，根據加窗平均周期圖法估計出序列的譜密度值P（w）。最大峰值對應的頻率為w，則T＝2π／w即為序列最主要周期長度的近似值。以T為中心選擇一個閉區間［T－α，T＋α］，等間隔分割此閉區間，分點為Ti。

其次，以Ti對應的正、余弦函數分別擬合序列。

其中ei為擬合殘差。選擇最大的分點Tm（樣本決定系數R2最大）作為準確周期長度近似值。

再次，以Tm為中心，在閉區間［Tm－1，Tm＋1］上重復（11）式，直到滿足一定的精度為止，以最后找到的近似值作為主要周期長度的近似值T＊。用以T＊為周期的正、余弦函數擬合數據序列，得到殘差序列｛et｝。

最后，以殘差序列｛et｝作為新的時間序列重復以上步驟，直到滿足以下兩個條件:一是序列的P（w）估計值已經沒有明顯的譜峰，二是殘差序列的方差與原時間序列的方差小于某一個數。

（一）指標

選取從1998年1月到2011年7月共163個CPI數據，研究1998年1月以來我國CPI的周期波動情況（見圖1）。

（二）數據處理

圖1 原始CPI數據周期波動圖

由圖1可以看出，我國從1998年1月至2011年7月CPI波動幅度較大，但存在一定周期性。通過采用統計軟件Eviews6.0對其進行X－12季節調整。結果表明，調整后序列與原序列在周期波動和趨勢上具有一定的同步性，但兩者關系還不是十分明朗。為此，進一步將序列進行HP濾波，通過HP濾波分離出趨勢項和周期項。周期項序列即為隱含周期的平穩時間序列，對此平穩時間序列進行平穩性檢驗，其結果見表1。

表1 周期項序列檢驗結果

由表1可以看出，即便選用1%的顯著性水平，該序列依然為平穩的周期時間序列。

（三）譜分析

雖然周期項是平穩時間序列，但是在進行譜分析之前還需對其進行白噪聲檢驗，如果序列是白噪聲，譜分析將得不到能量分解。所以先運用Eviews6.0對序列進行自相關檢驗。檢驗結果表明，序列不是白噪聲序列。應用統計軟件Matlab7.1對周期序列cycle CPI（用y表示）進行分析。分析結果發現，該序列的譜密度圖有明顯的譜峰（見圖2）。因此，采用前文介紹的方法逐步進行分析，確定第一主周期T1＝41.45。用T1對y進行擬合，擬合方程為:

對圖2的譜密度圖加以觀察，可以看到較明顯的譜峰值。依前方法，可得到對應的第二個周期長度T2＝34.61，依此類推可得到T3、T4和T5，最終得到由五個周期項組成的序列。

圖2 五個主周期對原序列y的總體擬合效果

從圖2可以看出，使用五個周期項已經能夠解釋大部分周期波動，即用五個周期對y的擬合效果已經較好。最終得到從1998年1月到2011年7月CPI的周期分解結果（見表2）。

表2 五個主周期長度及其周期函數振幅

四、數據說明與SVAR實證分析

（一）數據說明

實證分析選用1998年1月到2011年7月工業增加值（y）、廣義貨幣供應量（m2）、一年期存款利率（dr）、人民幣名義有效匯率（neer）①人民幣名義有效匯率以進出口份額為權重對我國主要貿易國雙邊匯率做幾何加權平均，采取間接標價法。、進口價格指數（ipi）、消費者價格指數（cpi）的月度數據（數據來源于中經網統計數據庫、國際清算銀行統計數據庫和國際統計局統計公報）。數據折算以1998年1月為基期，使用X－12對序列進行季節調整，以消除季節影響，為減少異方差，對季節調整后的序列取對數差分。

（二）理論基礎和研究方法

1.理論基礎

在考察匯率變動對CPI的影響時采用Mc－Carthy的遞歸向量自回歸模型作為理論支撐［1，15］，模型構造如下:

每期沖擊實現值為上期的期望值與誤差項之和。其中，dlny、dlnm2、dlndr、dlnneer、dlnipi、dlncpi分別代表工業增加值、廣義貨幣供應量、1年存款基準利率、人民幣名義有效匯率、進口價格指數、消費者物價指數的自然對數一階差分值，ε代表變量沖擊值。

SVAR模型估計結果受到系統中變量排序的影響，原則上認為系統中排序在后的變量不應同期影響排序在前的變量。因此，運用該模型，做出如下假定。

假定1:在長期內，資源供給、技術創新等會持續影響產出；

假定2:由于貨幣長期是中性的，貨幣沖擊不會持久影響實際產出，但廣義貨幣供應量會對利率、匯率和價格水平產生影響；

假定3:制定貨幣政策時要考慮利率的沖擊影響大量國際資本的流動進而影響匯率水平；

假定4:實際產出、貨幣、利率不對同期的匯率變動做出反應而匯率指數卻受到其影響；

假設5:價格變量被置于最后，價格變量受到同期其他所有變量的影響。考慮到匯率價格傳導機制的存在，把進口價格指數放在消費者價格指數之前，長期內兩者由于可以靈活調整而不會持久影響其他變量。

根據以上沖擊因素排列順序，SVAR中變量的排列順序為:

2.研究方法

根據以上沖擊因素的設定可以建立六個變量的SVAR 模型［11］:

其中:Xt代表變量向量（dlny，dlnm2，dlndr，dlnneer，dlnipi，dlncpi）′ ，εt為結構殘差向量（εdlny，εdlnm2，εdlndr，εdlnneer，εdlnipi，εdlncpi）且具有獨立同分布的沖擊，β0為變量之間的即時關系矩陣，β（l）為滯后多項式矩陣。

SVAR可以轉化為約化形式:

要識別出矩陣β0需要有15個限制條件，根據上文給定變量在SVAR中的排列順序，可以通過喬拉斯基分解（Cholesky decomposition）來唯一決定矩陣。

3.實證分析

首先，使用ADF檢驗和PP檢驗對本文使用的經濟時間序列數據進行平穩性檢驗。結果顯示，處理后的數據在1%顯著水平上拒絕單位根假設，所有變量為平穩序列I（0）。其次，根據LR、FPR、AIC、SC和HQ滯后期選擇標準，經嘗試后依據“少數服從多數”原則，選擇模型滯后期為1。結構化方程與其簡約式之間形成對應關系的系數矩陣，估計結果如下:

從系數矩陣有關估計值可以看出，匯率變動對消費者指數有負向影響，但是其影響系數規模（－0.0543）小。為了確定脈沖響應函數分析的有效性，對建立的模型進行穩定性檢驗，結果表明模型的所有特征根都落在單位圓內，滿足模型穩定條件。根據上文用譜分析方法確定的五個主周期，用結構分解法來量化五個周期內CPI對名義有效匯率沖擊的動態響應和結構方差分解所有變量對CPI的貢獻率，考察期限為10期（見圖3）。

第一個主周期內名義有效匯率對CPI的沖擊在一開始便達到正向最大值，接著急速下降，到第3期為最大的負向沖擊，之后正負沖擊交替出現進而回落到其穩態值。在影響CPI波動的因素中，CPI沖擊本身占有最大的比例，達到90%以上，名義有效匯率對CPI變動的貢獻率明顯高于其他變量，這說明在東南亞金融危機后，人民幣匯率波動幅度收窄，而對CPI的沖擊影響會隨著匯率水平的收窄而逐漸減少。

圖3 名義有效匯率波動引起CPI的結構脈沖響應圖

第二個主周期內名義有效匯率對CPI的沖擊在一開始也達到最大值，但比第一主周期沖擊小，到第3期達到負向沖擊最大，之后雖然有所上升但一直為負向沖擊并收斂到0值附近。名義有效匯率對CPI變動的貢獻率下降，廣義貨幣供應量超過了名義有效匯率，成為除受自身沖擊影響外的主要考慮因素。隨著經濟快速發展和2001年正式加入WTO，經濟全面開放，有助于管理浮動機制的完善，名義有效匯率變動對國內價格的沖擊小。

第三個主周期內名義有效匯率對CPI的沖擊在第2期達到最大正向沖擊，到第3期達到負向沖擊最大，到第7期開始收斂到0值附近。其中，第1期名義有效匯率對CPI變動的貢獻率很小（0.48%），在第2期到第10期迅速增加并保持在一定的水平上（4.31%），廣義貨幣供應量超過了名義有效匯率對CPI變動的貢獻率，差距在擴大。由此可見，在匯改以后，不再單一盯住美元，政策制定者試圖通過形成富有彈性的人民幣匯率機制來穩定國內消費者物價水平的效果是理想的，其次2003年以來流動性問題已經在我國宏觀經濟層面上反映出來，結果是外匯流入過多，雖然央行采取發行大量央行票據來回收基礎貨幣，依然無法擺脫流動性過剩的局面，表現為國內消費者物價水平上漲。

第四個主周期內名義有效匯率對CPI沖擊的波動幅度很大，正負沖擊交替出現，在第3期達到正向沖擊最大。CPI受自身沖擊影響大幅下降，名義有效匯率對CPI變動的貢獻率第5期最大（11.18%），與廣義貨幣供應量對CPI變動的貢獻率基本一致。美國次貸危機引發的全球經濟危機不斷深化，國際上競爭性貨幣貶值不利于穩定國內的消費者物價水平。

第五個主周期內名義有效匯率對CPI的沖擊在一開始便達到正向最大值，在第2期達到最大負向沖擊，之后收斂到0值附近。名義有效匯率對CPI變動的貢獻率明顯高于其他變量（6%），這與基本經濟理論相符，通過經濟的復蘇先正向引起投資和消費的增加，進而影響CPI，隨后對人民幣匯率合理估值，達到穩定國內消費者物價水平的目的。

五、結語

本文采用譜分析的方法把消費者價格指數序列分為五個主周期，用結構向量自回歸模型分析名義有效匯率對CPI的影響。研究結果表明，整體上名義有效匯率對CPI有負向影響，但是其影響系數規模不大，各短周期內差異很大，這說明我國名義有效匯率的調整能夠對CPI形成有效調節，推動匯率的價格傳導渠道暢通。同時，在匯改以后，形成富有彈性的人民幣匯率機制來穩定國內消費者物價水平效果是理想的，這也正是完善匯率制度的原因，但是在早期存在匯率傳遞慣性，一般在第2期到第3期時會出現沖擊的最大負值或正值。通過實證分析，筆者提出以下政策建議:（1）穩定CPI要關注名義有效匯率的變化，并作出合理適當的反應。由于存在傳遞時滯，政策制定者可以構建名義有效匯率指標，并可嘗試對其進行量化反應，達到穩定CPI波動的目的。（2）人民幣匯率擺脫了依賴單一貨幣的單調操作空間，客觀反應了我國經濟的基本面發展。匯率彈性逐漸適應了國際市場運行節奏，保持了合理、均衡水平上的基本穩定，不能因為有貿易順差和較高的外匯儲備就使人民幣升值，也不能為了刺激出口和促進經濟增長而讓人民幣貶值，中國在現階段都不應考慮調高人民幣匯率的浮動波幅。

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