我国通货膨胀与人民币汇率变动.doc

1、我国通货膨胀与人民币汇率变动摘要：文章采用 VAR 模型和协整分析的方法，实证分析人民币对美元名义汇率同比升值率（NERR）与消费者价格指数同比增长率（CPI）关系，结果表明：NERR 变动与 CPI 变动之间是显著的格兰杰（Granger）相互因果关系，NERR 变动对 CPI 变动的正向影响主要在当月，第一月至第三月快速消失，第七月具有短期的负向影响； CPI 变动对 NERR 变动的正向影响在每个月份。而且，两者之间存在正向的长期均衡协整关系：CPI每上升 1%，NERR 就会上升 1.539%。本文分析出两者之间相互影响的作用机制，并在健全央行票据发行、完善外汇管理、推进汇率市场化和转

2、变货币发行方式等方面提出针对性的政策建议。 关键词：通货膨胀；人民币汇率；货币发行 一、 引言 随着 2001 年我国加入世界贸易组织，我国出口和外商直接投资快速增加，无论经常项目还是资本项目，每年都出现持续的“双顺差” ，在实行强制结售汇制下，人民银行的外汇储备快速增长，并引起央行外汇占款、基础货币发行量和广义货币供应量都快速增长。自 2001 年 1 月至2012 年 12 月的十二年间，外汇储备从 2 121.65 美元增长到 33 115.89美元，增加了 14.61 倍，央行外汇占款从 14 496.75 亿元增长到 236 669.93 亿元，增加了 15.33 倍，基础货币从 3

3、6 864.71 亿元增长到 252 345.17 亿元，增加了 5.85 倍，货币供应量 M2 从 135 685.99 亿元增长到974 159.46 亿元，增加了 6.18 倍。为了对冲购买外汇而造成的过剩流动性，央行票据发行量从零增加到 2010 年 7 月的历史最高值达 47 491 亿元，法定存款准备金从 6%提高到 2011 年 6 月的历史最高值达 21.5%。央行外汇占款与总资产的比例从 38.07%上升到 80.35%，外汇占款与基础货币的比例从 39.32%上升到 93.79%。因此，购买外汇成为人民币发行的主要方式。 自 2001 年 1 月2012 年 12 月的十二

4、年间，我国 CPI 同比增长率超过 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 月等三个阶段，其中 2008 年 2 月达到最高值 8.7%；通货紧缩的年月是 2001 年 9 月、11 月和 12 月，2002 年 1 月12 月，2009 年 2月10 月等三个阶段。2001 年 1 月2005 年 6 月，人民币名义汇率一直稳定在 8.3 左右，2005 年 7 月 21 日，我国开始实行浮动汇率制度，并一次性将人民币对美元汇率升值 2%；2007 年 5 月，人民币兑美元交易价浮动幅度由此前的千分之三提高至现行的千分之

5、五。自 2012 年 4 月 16 日起，银行间即期外汇市场人民币兑美元交易价浮动幅度由千分之五扩大至百分之一，外汇指定银行为客户提供当日美元最高现汇卖出价与最低现汇买入价之差不得超过当日汇率中间价的幅度由 1%扩大至 2%。自 2005年 7 月央行实施人民币汇率形成机制改革以来，人民币兑美元的名义汇率从 8.276 5 升值到 6.232 8，人民币兑美元名义汇率升值率为32.79%。总的来说，我国结售汇制实现了从强制到意愿的转变；长期以来对资本项目进行管制，只对外商直接投资进行开放；并实施有管理的浮动汇率制度，中央银行买卖外汇对汇率进行干预；实施以一篮子货币为基础的人民币汇率形成机制。2

6、012 年十八大明确地提出了“稳步推进汇率市场化改革” 。 在我国这种特殊的外汇管理环境下，人民币名义汇率同比升值率与我国消费者价格指数同比增长率之间关系是什么，两者之间是否存在相互影响的显著关系？如果存在，那么人民币汇率与通货膨胀之间相互影响的作用机制又是什么？这就是本文要研究的问题。 二、 文献综述 国外，Taylor（2000）认为汇率传递效应与通货膨胀具有内生性，较低的通货膨胀环境会导致较低的汇率传递效应。Devereux 和Engel（2003）发现最优货币政策在某种程度上取决于汇率传递效应的大小。Gagnon 和 Ihrig（2004）发现工业化国家在通货膨胀目标制下，消费者价格的

7、汇率传递效应具有明显下降的特点。Choudhri 和Hakura（2006）实证分析 71 个国家发现，汇率传递程度与通货膨胀率之间存在很强的正相关关系，利用这种相关关系可以较易地实现低通货膨胀率的货币政策目标。Nogueira Junior 和 Leon-Ledesma（2007）发现某些新兴国家和发达国家的汇率传递效应受通货膨胀环境的影响从而具有显著的非线性特征，较低的通货膨胀环境对应着较低的汇率传递效应。国内，卜永祥（2001）运用协整和 Phillips-Hansen 两阶段分析法进行实证分析，发现人民币汇率变动显著地影响了零售物价指数和生产者价格指数，其中生产者价格指数对汇率变动的弹

8、性要大于零售价格指数对汇率变动的弹性。毕玉江和朱钟棣（2006）利用协整与误差修正模型，发现人民币汇率变动对国内消费者价格的传递是不完全的，且传递过程存在时滞，进口价格对人民币汇率变动的弹性远高于消费者价格对汇率变动的弹性。刘亚等（2008）研究结果表明，人民币汇率变动对以CPI 衡量的通货膨胀水平的传递是不完全的且存在明显的时滞，长期和短期汇率传递效应都很低；汇率变动对我国 CPI 的传递效应受食品价格冲击的影响非常大。陈六傅等（2007） 、倪克勤等（2009）等人均得出我国的汇率传递效应的确随平均通货膨胀水平的下降而有所降低，在不同的通货膨胀环境下，具有不同的汇率传递效应。黄寿峰等（20

9、10）的研究还发现，在 1998 年 8 月之前，汇率传递效应较大，在此之后，汇率传递效应急剧减小，通货膨胀率对汇率传递效应具有显著的正向影响。相对于国外研究基本上都得出汇率传递系数符号为负数的结论而言，国内的研究结论则在汇率传递系数符号方面出现了相反的结论。项后军等（2011）发现汇率传递系数的符号呈现出有正有负，并随通货膨胀上升而以 LSTAR 形式“由负转正”平滑转换的特征，且具有在低通货膨胀时期传递系数符号基本为负，而在高通货膨胀时期传递系数符号基本为正的不对称性特点。 综观中外研究汇率变动与通货膨胀之间关系的文献，绝大部分都是研究汇率对通货膨胀的传递效应，很少研究通货膨胀对汇率的影响

10、，没有研究汇率和通货膨胀之间相互影响的机制；国内研究者使用的原始数据是国际货币基金组织发布的人民币名义有效汇率，并没有采用人民银行发布的人民币兑美元的名义汇率。本文采用人民银行发布的人民币兑美元的名义汇率，实证分析人民币兑美元名义汇率同比升值率与我国消费者价格指数同比增长率之间关系，找出两者之间的关系式，并探讨分析出两者相互影响的作用机制，以进一步提出针对性的政策建议。 三、 实证分析 1. 数据选取与处理。选取 2004 年 1 月至 2012 年 12 月的 108 个样本点的一美元折合人民币的汇率（平均数） ，计算相应的一元人民币折合美元的汇率（平均数） ，最后计算出 2005 年 1

11、月2012 年 12 月之间八年的一元人民币折合美元的汇率（平均数）月度同比升值率（下文简称为“NERR”） ；选取 2005 年 1 月2012 年 12 月之间八年的消费者价格指数月度同比增长率。一美元折合人民币的汇率的原始数据来源于中国人民银行网站，CPI 数据来源于国家统计局网站。 2. 数据曲线示意图。从图 1 可以看出，我国的每月人民币对美元的名义汇率同比升值率（NERR）与每月消费者价格指数同比增长率（CPI）之间存在高度显著的同步正向关系，表现为“CPI 增长率高的月份里往往存在高的人民币汇率升值率，CPI 增长率低的月份里往往存在低的人民币汇率升值率” 。 3. 序列组的协方

12、差和相关性分析。从表 1 可以看出，人民币汇率同比升值率（NERR）与 CPI 同比上涨率（MB）之间的协方差为 0.000 460，相关度为 0.641 138，t-统计量为 8.099 882，伴随概率为 0。由此可见，我国每月的人民币汇率同比升值率（NERR）与每月的 CPI 同比上涨率（MB）之间存在高度的相关性。 4. 序列平稳性检验。从表 2 可以看出，两个变量 NERR 和 CPI 原序列的 ADF 值都大于 5%的临界值且概率 P 值都大于 0.05，因此，原序列都存在单位根，即都为非平稳序列。两个变量的一阶差分 D（NERR）和D（CPI）序列的 ADF 值都小于 5%的临界

13、值且概率 P 值都小于 0.05，因此，两个变量一阶差分序列都不存在单位根，即为平稳序列。所以，D（NERR）和 D（CPI）两个变量满足建立 VAR 模型的条件，NERR 和 CPI两个原始变量满足 Johansen 协整检验分析的条件。 5. VAR 模型最优滞后期数的选择。根据 LR 检验统计量、最后预测误差（FPE） 、赤池信息量准则（AIC）和汉南-奎因信息量准则等信息准则，D（NERR）和 D（CPI）两个变量的 VAR 模型的最优滞后期数应为 11。 6. VAR 模型的稳定性检验。采用最优滞后期数为 11，建立D（NERR）和 D（CPI）两个变量的向量自回归（VAR）模型，然

14、后检验每一个 AR 特征根的倒数的模是否都小于 1，以确定 VAR 模型的稳定性。 上面图 2 单位圆中的点表示 AR 特征根的倒数的模，这些点都落在单位圆内，没有位于单位圆上面的根，因此，D（NERR）和 D（CPI）两个变量建立的向量自回归（VAR）模型是稳定的。 7. 格兰杰（Granger）因果检验。从上面表 3 的统计显著性检验结果可以看出，CPI 同比增长率变动是 NERR 同比升值率变动的极其显著格兰杰（Granger）原因，其中 P 值为 0.008 0。NERR 同比升值率变动也是CPI 同比增长率变动的格兰杰（Granger）的极其显著原因，其中 P 值为0.000 0。也

15、就是说：CPI 同比增长率上涨推动了人民币对美元名义汇率的升值，CPI 同比增长率下降推动了人民币对美元名义汇率的贬值，反过来也一样，人民币对美元名义汇率的升值也推动了通货膨胀率的上涨，人民币对美元名义汇率的贬值也推动了通货膨胀率的下降。 8. 脉冲响应函数。在上面图 3 的四个脉冲函数图中，实线表示D（NERR）或 D（CPI）受冲击后的走势，两侧的虚线表示走势的两倍标准误差。总的来看，CPI 变动具有很强的惯性，主要表现在第 1 期，第 1 期至第 2 期惯性快速消失；NERR 变动对 CPI 变动具有正向影响，也主要表现在当月，第一月至第三月快速消失，至第 7 期具有负向影响； CPI

16、变动对 NERR 变动的正向影响表现在每个月份。 9. 方差分解。图 4 是方差分解图，上图“Variance Decomposition of D（CPI） ”部分是 D（CPI 方差分解图，其中上面的曲线表示 D（CPI）变动方差由自身变动解释的部分，在第 1 期至第 6 期基本稳定在 82%左右，第 6 期至第 7 期下降至 70%左右，第 7 期至第 10 期基本不变，第 10 期至第 11 期逐步下降至 66.67%；下面的曲线表示 D（CPI）变动方差由D（NERR）变动解释的部分，在第 1 期至第 6 期基本稳定在 18%左右，第6 期至第 7 期上升至 30%左右，第 7 期至

17、第 10 期基本不变，第 10 期至第11 期逐步上升至 33.33%。图 4 的下图“Variance Decomposition of D（NERR） ”部分是 D（NERR）方差分解图，其中上面的曲线表示D（NERR）变动方差由自身变动解释的部分，第 1 期为 100%，第 1 期至第11 期逐步下降至 72.82%；其中下面的曲线表示 D（NERR）变动方差由D（CPI）变动解释的部分，自第 1 期至第 11 期，从零值逐步上升到27.18%。 10. Johansen 协整检验。通过上述序列平稳性检验，得到 CPI 和NERR 的原序列都存在单位根，而 CPI 和 NERR 的差分序

18、列都不存在单位根，因此 CPI 和 NERR 两个变量满足 Johansen 协整检验的条件。上述序列平稳性检验表明：CPI 和 NERR 两个变量都含有时间趋势，根据最小化 AIC信息标准，协整检验的滞后期为 10。所以，Johansen 协整检验设置为：无截距、有线性趋势和滞后期为 10。 协整关系式为：NERR=1.538 958CPI-0.000 642T-REND（2005-2） 通过该协整关系式，可以得到 NERR 与 CPI 存在正相关的长期均衡关系：CPI 每上升 1%，NERR 就会上升 1.539%。调整系数值是指在 VEC 模型中变量之间动态关系偏离协整关系后的调整速度。

19、如果该调整系数值为负，说明偏离非均衡误差将会得到修正；如果该调整系数值为正，说明非均衡误差不仅不会得到修正，而且误差会更大。D（NERR）方程和D（CPI）方程的调整系数分别为-0.273 016 和-0.149 325，调整系数值都为负值，说明偏离非均衡误差将会得到修正，协整关系有效，且短期内 NERR 的运行受到 CPI 长期均衡关系的约束，当短期波动偏离长期均衡时，NERR 以-0.273 016 的调整力度，CPI 以-0.149 325 的调整力度快速地将非均衡状态拉回到均衡状态。 四、 结论分析和政策建议 综合上述，可以得到如下结论：我国的每月人民币汇率同比升值率（NERR）与每月

20、 CPI 同比增长率（CPI）之间存在高度显著的同步正向关系，表现为“基础货币增长率高的月份里往往存在高的人民币汇率升值率，基础货币增长率低的月份里往往存在低的人民币汇率升值率” 。人民币对美元名义汇率升值率（NERR）变动与 CPI 同比增长率（MB）变动之间是显著的格兰杰（Granger）相互因果关系，NERR 变动对 CPI 变动的正向影响主要表现在当月，第一月至第三月快速消失，至第 7 期具有短期的负向影响；CPI 变动对 NERR 变动的正向影响表现在每个月份。而且，两者之间存在正向的长期均衡的协整关系：CPI 每上升 1%，NERR 就会上升 1.539%。当短期波动偏离长期均衡时

21、，NERR 以-0.273 016 的调整力度，CPI 以-0.149 325 的调整力度快速地将非均衡状态拉回到均衡状态。 现在我们来分析“我国通货膨胀与人民币汇率变动相互影响的内在机制”：当人民币升值率低时，有利于出口，不利于进口，那么经常项目顺差增加，在购买外汇发行人民币的影响下，外汇储备增加，同时，发行央行票据对冲回收由购买外汇发行的基础货币，在较长时期内把通货膨胀率控制在较低水平。然而，央行票据只能起到缓冲和延迟通货膨胀的作用，其后果是累积和催生更大的通货膨胀。当发行的央行票据到期时，央行还本付息被动地发行更多的基础货币，引起更高的通货膨胀率，在通货膨胀预期作用下，市场利率快速上升，

22、增加央行发行票据的成本和难度，为了稳定物价，央行只好抛售美元外汇资产以降低较高的基础货币增长率，此时，短期内引起人民币快速升值，并吸引大量国际热钱通过各种途径进入国内，促进资本项目顺差增加，进一步推动人民币的快速升值。这就是“人民币升值率低时通货膨胀率低，通货膨胀率高时人民币升值率高”的根本原因。 基于上述结论及其分析，提出以下针对性的政策建议：（1）总体上减少央行票据的发行规模和存量规模，并完善央行票据的发行品种和期限，让各个时期的到期日央行票据规模保持基本稳定；（2）控制央行购买外汇发行人民币的规模和节奏，在保持适度通货膨胀率的情况下，使适度的基础货币增长率和央行外汇占款增长率保持基本稳定

23、。 （3）完善外汇管理制度，全面实施企业意愿结售汇制，提高居民兑汇额度和商业银行外汇头寸额度，积极稳步地推进资本项目可兑换，促进人民币汇率市场化。 （4）把人民币基础货币的发行方式从购买外汇转变到购买国债上来，财政部通过发行特别国债建立外汇平准基金，并通过外汇平准基金来干预外汇市场以稳定汇率，从而使政府稳定汇率的同时，基础货币不发生变动，使中央银行通过调控利率而不是通过调控汇率来控制通货膨胀。 参考文献： 1. 卜永祥.人民币汇率变动对国内物价水平的影响.金融研究，2001（3）. 2. 毕玉江，朱钟棣.人民币汇率变动的价格传递效应基于协整与误差修正模型的实证研究.财经研究，2006， （7）. 3. 曹伟，罗浩，邓升军.人民币汇率传递对我国物价水平影响的实证分析：2005-2008.世界经济研究，2009， （4）. 4. 陈六傅，刘厚俊.人民币汇率的价格传递效应基于 VAR 模型的实证分析.金融研究，2007， （4）. 5. 黄寿峰，陈浪南.结构变化下人民币汇率对物价传递的效应、动态运行及宏观决定.统计研究，2010， （4）. 6. 黄寿峰，陈浪南，黄榆舒.人民币汇率变动的物价传递效应：多结构变化协整回归分析.国际金融研究，2011， （4）. 7. 封北麟.汇率传递效应与宏观经济冲击对通货膨胀的影响分析.世界经济研究，2006， （12）.