人民幣匯率變動對物價水平的影響

□文/賀 婧

（武漢大學經濟與管理學院 湖北·武漢）

一國貨幣匯率與其國內物價水平之間的關系一直是國際經濟的重要研究對象之一。根據購買力平價理論和匯率傳導理論，一國貨幣的對外價值應該與該貨幣的對內價值呈現同向變動，國內物價水平的上升應該會伴隨著該國貨幣對外貶值的過程。也就是說，一國貨幣的升值有利于國內物價水平的下降，而相對的本幣的貶值則會引起國內物價水平的上升。

就我國的情況而言，隨著中國經濟的發(fā)展和影響力的上升，人民幣一直承受著較大的升值壓力。自2005年我國進行匯率制度改革以來，人民幣匯率告別長達10年的固定匯率體制，進入了有管理的浮動匯率制度。然而，隨著人民幣的不斷升值，我國的物價水平則呈現持續(xù)走高的趨勢，陷入了人民幣對外升值、對內貶值的困境。這樣的經濟現象并不符合之前提出的理論解釋，我國的現實經濟走勢與理論產生了矛盾。

基于上述矛盾，本文希望通過將理論分析與實證分析相結合，以向量自回歸模型為基礎進行實證檢驗分析，在定性分析與定量分析相結合的基礎上對于我國匯率變動與國內物價之間的實際關系進行分析以得出結論，并以實證分析結果為基礎提出一定的政策建議。

一、研究方法與數據

（一）數據選取與處理。為了考察人民幣匯率變動對我國物價的影響，本文選取2007年1月至2014年12月的相關月度數據作為樣本，所采用的指標包括：NEER、CPI、GDP、M1、WTI。其中，WTI 代表國際原油價格指標，在這里選取美國西德克薩斯輕質原油價格（WTI），以此衡量中國經濟受到的外部沖擊。而由于我國沒有月度GDP 數據，因此本文選取與其存在顯著相關性的工業(yè)增加值（VAI）月度數據作為替代變量。

數據處理方面，本文中數據的計算均以2007年1月為基期。名義有效匯率指數采取的是間接標價法，指數上升代表人民幣匯率升值，以2007年1月為基期進行調整；CPI 國家公布的是同比數據及環(huán)比數據，以此為基礎計算出2007年1月為基期的定基指數；由于從2006年12月開始國家統(tǒng)計局不再公布每月工業(yè)增加值的絕對值，故本文中的工業(yè)增加值是根據同比增長率推算所得。以上相關數據除名義有效匯率外，均通過X-12-ARIMA 進行季節(jié)調整，并對變量取自然對數值。

（二）模型選擇與設定。關于實證模型，Goldberg 和Knetter（1997）提出了檢驗匯率與物價關系的一般模型：

其中，變量為對數形式，P 表示商品價格；X 為基本控制變量，表示國外商品的價格或成本；E 為即期匯率；Z 為其他控制變量；ε 表示誤差項。

本文以上述模型為基礎，參考Takatoshi Ito、Yuri N.Sasaki和Kiyotaka Sato（2005）的分析框架，并綜合考慮我國的國內因素，將匯率傳遞效應的最終方程設定為：

其中，CPI 代表國內居民消費價格，NEER 是人民幣名義有效匯率，WTI 代表國際油價，M1 表示國內貨幣供應量，VAI 是工業(yè)增加值，作為GDP 的替代變量。

二、實證檢驗

（一）單位根檢驗。為了判斷變量的平穩(wěn)性，首先運用ADF方法對各變量數據進行單位根檢驗，具體結果如表1 所示。（表1）從上述檢驗結果可以看出，除LNWTI 以外，其四個變量均不平穩(wěn)；對這四個變量進行一階差分后，結果都在5%的顯著性水平下達到平穩(wěn)。因此，對另外四個變量取一階差分形式。

（二）VAR模型建立及滯后期確定。本文中使用的VAR 模型表達式為：

其 中，Yt=［D （LNCPI），D （LNNEER），D（LNM1），D（LNVAI），LNWTI］，A（L）是滯后算子L 的多項式矩陣，ut是（5*1）階的殘差項向量，p 表示滯后階數。

由于向量自回歸模型中的變量排列順序會對實證結果產生重要影響，因此需要先確定變量的排列順序。原則上來說，系統(tǒng)中排在后面的變量不應影響同期排序在前的變量，因此按照此原則本文實證檢驗中的變量排序為：

對于VAR 模型中滯后階數的選擇，本文主要通過運用AIC 及SC 規(guī)則來確定最優(yōu)滯后階數，檢驗的結果如表2 所示。（表2）從2 表可以看出，按照AIC 準則應選擇滯后階數為2，按照SC 準則應選擇滯后階數為1，但是由于本文選取的樣本量并不大，如果選擇的滯后階數過大則會造成VAR 模型的自由度過低，影響檢驗效果。因此本文主要以SC 檢驗為基準，選取模型滯后期為1。

（三）脈沖響應。為了更好地分析變量之間的動態(tài)關系，在這里引入脈沖響應函數進行分析。通過脈沖響應函數可以考察人民幣匯率水平一個單位的沖擊對于我國物價水平（CPI）產生的影響。

在進行脈沖響應分析之前要分析VAR 模型的穩(wěn)定性，否則所得結果缺乏解釋力。

從圖1 可以看出，所有特征根都落在單位圓內，因此VAR模型是穩(wěn)定的，可以進行脈沖響應分析。（圖1）

表1 ADF檢驗結果表

表3 D（LNCPI）對D（LNNEER）一標準差沖擊的脈沖響應函數表

表4 D（LNCPI）的方差分解表

圖1 AR根圖

圖2 D（LNCPI）對D（LNNEER）的脈沖響應函數

圖3 D（LNCPI）對D（LNNEER）的累積脈沖響應函數

圖4 D（LNCPI）分別對LNWTI、D（LNVAI）及D（LNM1）的脈沖響應函數

表2 滯后階數計算結果表

圖5 D（LNCPI）的方差分解圖

進行脈沖響應函數分析，結果如下。（表3、圖2、圖3）

從上圖可以看出，對于D（LNNEER）的一標準差沖擊，D（LNCPI）先是表現出一段較強的負響應，且在第三個月達到峰值，約為-0.089%，但負響應作用的消退非常迅速。從第三個月開始負響應的強度迅速減小，根據脈沖響應的函數表，在第五個月至第六個月之間物價水平對匯率變動的負響應消失并轉變?yōu)槲⑷醯恼憫憫治⑷醪㈦S著時間的推移收斂于零。

根據D（LNCPI）對D（LNNEER）變動沖擊的累積脈沖響應函數可以看出，匯率沖擊對國內消費者價格產生的是負向的影響，面對一單位的匯率變動沖擊，消費者價格先是迅速下降，在大約第五個月時達到最低的-0.22%，之后略有回升但增幅較小，并隨著時間往后穩(wěn)定在-0.15%左右的水平。

下面研究LNWTI、D（LNVAI）和D（LNM1）的單位沖擊對于D（LNCPI）的影響情況，圖4 為脈沖響應的函數圖。（圖4）

根據上述脈沖響應函數圖，可以看出，一單位的WTI 價格變動沖擊首先引起了消費者價格水平較高的正反應，之后影響效應迅速下降并在十多個月之后效應逐漸消失。而一單位的VAI 和M1 變動沖擊對CPI 產生的影響是圍繞著零上下波動的，兩種沖擊的波動方向大致相同，M1 的正向影響更明顯；兩種沖擊的持續(xù)時間都相對較短，在約7 個月后效果消失。

綜合以上分析，可得出以下結論：第一，隨著人民幣匯率的升值，我國的居民消費價格指數呈現下降趨勢，人民幣名義有效匯率變動與國內的物價水平呈現負相關關系。這與理論預設相符合，即人民幣匯率對國內物價存在價格傳導效應；第二，雖然消費者價格對匯率變動呈現出了負響應，但匯率沖擊導致的我國CPI 變動幅度卻很小，峰值僅有0.089%。說明人民幣匯率對我國物價水平的價格傳導為不完全傳導，傳遞系數較小；第三，人民幣匯率變動對國內物價水平的傳遞效應持續(xù)時間并不長，明顯的負響應只持續(xù)了5 個月左右，之后匯率的影響效果就逐漸消失。

（四）方差分解。下面通過方差分解來評估造成國內居民消費價格變動的各變量中，匯率、國際油價、工業(yè)增加值以及貨幣供應量分別的貢獻率，從而分析各個變量對于解釋國內物價變化的重要程度。方差分解的結果如表4、圖5 所示。（表4、圖5）

從上表可以看出，對居民消費價格變動貢獻最大的還是來自其自身的沖擊，共占到其自身全部方差變動的69%以上；除此之外，其他因素的貢獻率依次分別為：人民幣名義有效匯率、工業(yè)增加值、貨幣供應量、國際油價。因此可以看出，除自身因素外，在這四個因素中，對國內居民消費價格變動影響最大的是匯率變動的沖擊。

三、政策建議

根據上述實證檢驗及分析結果，在這里給出如下政策建議：

第一，采用通貨膨脹目標制以調控國內物價水平。雖然匯率變動對我國國內物價傳遞的低水平使得國內物價對匯率變動的敏感度不高，從而有利于經濟抵御來自外界的惡意沖擊，但同時匯率的不完全傳導也使得通過匯率調控國內物價的有效性較低，對于貨幣政策的實施效率具有一定影響。因此，作為調控國內物價水平的手段，通貨膨脹目標制是一個很好的實現方法。相較于單純盯住某種經濟變量的貨幣政策，采用通貨膨脹目標制可以更加靈活地使用各種貨幣工具及組合來實現目標通貨膨脹區(qū)間。

第二，在對國內通貨膨脹率進行預測和控制時，要綜合考慮各方面因素，尤其是國內經濟因素。由于根據實證檢驗結果人民幣匯率變動對我國物價水平的影響并不大，因此在調控國內通貨膨脹的時候不需將人民幣匯率變動的影響考慮過大，而應該綜合考慮各方面因素，在運用貨幣政策調控國內物價時也不應依靠匯率政策，而應該綜合運用多種手段。

第三，完善人民幣匯率形成機制，促進人民幣國際化進程。由于根據實證，匯率變動的沖擊對于國內最終物價水平（CPI）的影響程度較小，因此不建議通過控制匯率來調控國內物價，而應該放寬對人民幣匯率制度的限制，完善人民幣匯率形成機制，促進人民幣匯率的市場化程度提高。

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