人民幣匯率變動對國內通貨膨脹預期的影響

王予婷

【摘要】當前全球性的量化寬松的貨幣政策使得通貨膨脹預期一直保持高位，這也為全球經濟復蘇蒙上一層陰影。如何預防通貨膨脹預期引致實際通貨膨脹，對于貨幣當局管理通貨膨脹預期而言具有重要意義。本文的目的在于使用H-P濾波估算通貨膨脹預期，繼而用協整和Phillips-Hasen兩階段法分析人民幣匯率對國內通貨膨脹預期的影響，本文還使用誤差修正模型探討了人民幣匯率變動對國內通貨膨脹預期影響的機制。本文建立了一個半開放經濟模型，這一模型中，國內通貨膨脹預期由人民幣匯率和貨幣供應量共同決定。本文的結論是，長期而言通貨膨脹預期、名義有效匯率和國內貨幣供應量是協整的，匯率的變動顯著地影響了國內通貨膨脹預期水平；短期而言，匯率變動對國內通貨膨脹預期的影響也要大于貨幣供應量。

【關鍵詞】匯率 通貨膨脹預期 H-P濾波 誤差修正模型

一、引言及文獻綜述

通貨膨脹預期是真實通貨膨脹形成的重要決定因素，不僅對中央銀行貨幣政策目標與實施效果有重要影響，還與社會經濟主體下一期的經濟決策存在密切關系。央行通過經濟手段引導公眾降低通貨膨脹預期，是其控制通貨膨脹有效手段之一。因此，對我國通貨膨脹進行研究，對于實施宏觀調控，特別是對中央銀行運用貨幣政策工具保持幣值穩定，具有重要參考意義。

貨幣主義的代表人弗里德曼（1956，1970）認為通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現象，貨幣流通過程中，發行貨幣數額比社會實際需要貨幣數額多，則產生貨幣過剩的現象。李軍（1997）認為在短期內，貨幣供給和通貨膨脹之間的相關性不是很強，但長期過量的貨幣供給會通過未來的通貨膨脹來體現。張思成（2011）利用1978～2011年間的數據，通過Johansen協整分析法研究中國通貨膨脹與貨幣供應的互動機制，認為無論在短期還是中長期，貨幣增長都顯著驅動通貨膨脹。同時，匯率的變化也影響著通貨膨脹率的變化。卜永祥（2001）利用1990～2000年數據，運用協整和Phillips-Hansen兩階段方法分析人民幣匯率變動對國內物價水平的影響，結果表明，短期而言，匯率對零售物價和生產者價格有不同的影響，匯率和國外物價水平變化對生產者價格有十分快捷和顯著的影響。長期來看，名義有效匯率和國內物價水平、國外物價水平、國內貨幣供應量是協整的。陳浪南，何秀紅和陳云（2008）采用Johansen&Juselius協整檢驗法估計匯率——價格傳導的長期關系，通過HP濾波求得變量的短期波動序列，采用脈沖響應函數分析匯率與價格水平的引致關系。結果表明，匯率的變動會通過進口商品的價格變動來影響國內物價水平，從而影響通貨膨脹水平。

國內外文獻大致將通貨膨脹預期估算的方法總結為兩類：第一類是通過統計途徑進行調查分析，第二種方法是通過計量模型進行估計。Hamilton（1985）在假設通貨膨脹預期、真實利率和真實通貨膨脹率存在向量自回歸關系、金融市場是有效市場的基礎之上，利用名義利率和真實通貨膨脹率的季度數據，將預期通貨膨脹率、名義利率、真實通貨膨脹率以及其滯后項表示成向量自回歸的形式，并將其轉變為狀態空間的形式，然后利用卡爾曼濾波算法，使用以上數據完成了對無法觀測到的預期通貨膨脹預期的估計。Burmeister（1986）在Hamilton的基礎之上，使用月度數據對通貨膨脹預期進行估計。國內在使用計量方法估計通貨膨脹預期方面起步較晚。趙留彥（2005）基于名義利率和月度通貨膨脹率，參照Burmeister的方法構建狀態空間，在理性預期的假定下根據卡爾曼濾波算法估測通貨膨脹率。唐羽（2010）根據費雪方程和無偏預期理論，使用H-P濾波算法從短期名義利率中分離出通貨膨脹預期和Ex-ante實際利率。

本文在無偏預期假設的基礎上，檢驗人民幣匯率變動對國內通貨膨脹預期的影響。參照上述文獻的研究方法及結論，采用Corbo和McNelis（1989）所設定的模型設定了通貨膨脹預期方程，這是因為中國的經濟并沒有實現完全開放。模型采用2006年3月到2012年12月的月度數據進行估計，將人民幣名義有效匯率和通貨膨脹預期之間的長期趨勢和短期動態調整方程結合起來；在無偏預期的假設之上，采用H-P濾波估算我國通貨膨脹預期；設定模型，對變量的平穩性和協整關系進行檢驗，運用Phillips-Hansen兩階段方法估計誤差修正模型；最后對計量結果的解釋和結論。

二、通貨膨脹預期計算

（一）理論框架和模型構建

（三）通貨膨脹預期估算

由于我國銀行存款利率不能由市場資金供求自由決定，我們使用一年期國債收益率來衡量名義利率。該利率序列在2006年3月后存在連續的日度觀測，故數據選取自該月開始。選取每月最后一個交易日利率水平來表示該月利率水平，該利率選取自中國債券信息網。

由上圖可以看出，實際利率的波動趨勢分為三個階段：

第一階段，從2006年3月至2007年10月，實際利率處于上升趨勢。在這一階段，通貨膨脹率的預期在2007年5月經歷由負到正的逆轉，可能是由于2007年中國資本市場資產泡沫累積，導致流動性過剩，進而帶來通脹壓力上漲。

第二階段，從2007年11月至2009年9月，實際利率處于下降趨勢，受2008年的金融危機影響，經濟增速有所下滑，對于通貨膨脹的預期出現由正到負的逆轉。

第三階段，從2009年10月至2012年12月，實際利率處于上升趨勢。由于國家2009年開始執行四萬億經濟刺激計劃，銀行信貸擴張，對于通貨膨脹的預期由負轉正。在此之后，國家遏制房價政策出臺，通貨膨脹預期的上升勢頭得到抑制，出現正負交替的現象。

三、模型設定和數據

（一）模型設定

之前估算的通貨膨脹預期水平Eπt-1，k可以看成在t-1期期末估計的t+k期物價相對于t期變動的幅度，定義變量EPt，k=（Eπt-1，k+1）×100%，即把EPt，k看成是t-1期期末對t+k期物價水平相對于t期的百分比。

依照Corbo和McNelis的模型，用方程來解釋國內的通貨膨脹預期水平：

EP=F（NEER，M）

EP代表國內通貨膨脹預期水平，NEER是名義有效匯率，M代表國內貨幣供應量。該方程可以描述成：lnEPt=β0+β1lnNEERt +β3lnMt+εt

lnEPt：t期我國通貨膨脹預期水平的自然對數形式；

lnNEERt：t期實際有效匯率指數的自然對數形式；

lnMt：t期的我國貨幣供應量自然對數形式。

（二）數據選取

模型使用從2006年3月到2012年12月的共82個樣本。名義有效匯率選自國際清算銀行，M0代表貨幣供應量，數據取自于中國人民銀行網站。

（三）單位根檢驗和協整檢驗

1.單位根檢驗。本文使用ADF方法對數據的時間序列特征進行檢驗，結果在表1中。

所有變量在5%顯著性水平上，無法拒絕存在單位根的原假設。在一階差分后，所有變量都在5%的顯著性水平上，可以拒絕序列不穩定的原假設。我們認為，在5%的顯著性水平上，所有變量都是1階單整的。

2.協整方程。為估計變量之間的長期關系，使用Phillips和Hansen兩階段過程進行建模。首先，用Phillips和Hansen（1990）提出的修正的OLS估計值來估計長期關系，然后用上一階段回歸獲得的誤差修正項作為額外的回歸因素來估計短期動態機制。下面是完全修正的Phillips——Hansen估計值，其中括號中的為回歸系數t檢驗值：

LnEP=4.848218+0.020483LnM0-0.09999LnNEER

（115.7319） （3.712833） （-4.080324）

對以上回歸方程的殘差進行平穩性檢驗，結果在表2。

從表中可以看出，在5%的置信度水平下，以上回歸的殘差能夠拒絕非平穩的假設，因而上述回歸方程能夠代表通貨膨脹預期和匯率之間的長期關系。

（四）短期動態過程的估計

在確定了國內通貨膨脹預期、貨幣供應量和實際有效匯率之間的長期關系之后，我們可以繼續估計短期動態過程，誤差修正模型是：

ECM是對從長期均衡位置偏離程度估計的指標，用第一階段回歸殘差來表示，其估計值是：ECM=LnEP-4.848218-0.020483 LnM0+0.09999LnNEER

采用Hendry（1995）所使用的從一般到個別的建模方法來剔除回歸系數不顯著的滯后期，在初始階段設置每一個變量滯后期為12期，之后剔除系數不顯著的滯后期，獲得最終的模型。誤差修正模型見表3。

誤差修正模型調整后的R2只有0.425496，擬合程度不高，這可能反映了通貨膨脹預期還受到其他因素影響，如我國主要貿易伙伴國家的物價水平、貨幣供應量、我國農產品產量、工資率的增長等等。而所有這些因素，均作為模型的外生變量加以解釋，不在模型的考慮范圍之內。

四、對實證結果的分析及結論

第一，長期來看，名義有效匯率、國內貨幣供應量和國內通貨膨脹預期盡管不是平穩過程，但是協整的。國內通貨膨脹預期受到名義有效匯率顯著地影響，名義有效匯率變動一個百分點，會使得國內通貨膨脹預期反方向變動0.06個百分點。

第二，在短期，國內的通貨膨脹預期水平主要由國外因素決定，國內貨幣供應量對國內通貨膨脹預期只有很弱的影響，即便是這種較弱的影響也要在7個月之后才能體現出來。短期來看，名義有效匯率對國內通貨膨脹預期有著決定性的影響，其本身的變化將在1個月后對通貨膨脹預期產生影響。

參考文獻

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