原创人民币汇率波动与通货膨胀率之间关系的实证分析.doc

摘要：本文试图回答以下问题：人民币升值可以替代通货膨胀吗?如果可以，定量的替代关系如何?在综合使用了多种分析方法后，我们发现人民币升值在某种程度上确实可以抑制国内价格水平的上涨，但其效果决定了升值不能成为抑制通胀的主要工具。另外，通过模型我们还揭示出劳动生产率的提高对于国内物价的上涨具有决定性意义。 中国论文网 关键词：升值；通货膨胀；替代效应；线性回归模型；时间序列模型 中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006-1428(2008)04-0046-05 一、问题的提出 根据国家统计局发布的数字，2007全年CPI上涨4.8，涨幅比2006年提高3.3个百分点，其中11月更是创下了同比上涨6.9的131个月来最高记录，如何应对通胀已成为我国所面临的重大问题。除了紧缩的财政政策和货币政策外，部分学者建议加快人民币升值步伐，以此减轻通胀的压力。高盛(2007)进而预测：如果人民币名义有效汇率升值10，那么1年内消费价格涨幅将减少1.2个百分点，2年内累计将减少1.5个百分点。 以升值来抑制通胀观点的理论基础是在中长期升值与通胀之间存在着替代关系，持此类观点的学者以肖耿(2007)为代表。在这样的观点下，升值与通胀的幅度均成可以借以调控经济波动的工具。然而，升值与通胀间存在替代关系并不是经济学上的金科玉律，很多学者对此表示质疑。余永定(2007)认为通货膨胀和汇率升值之间确实存在相互作用，但理论上并不能得出两者之间必然存在此消彼长的替代关系，升值与通胀之间的关系是复杂的，替代效应只存在于特定的条件下，需要具体情况具体分析。由于理论上尚且存在分歧，因此在当前的经济形势下，探究升值与通胀问是否存在替代关系，进而决定是否可以选择人民币升值作为抑制通胀的工具便有了重要意义。 事实上对此问题国内外已有相关研究。国外的研究集中于浮动汇率制下汇率的传递效应，即名义汇率变动对国内物价水平变化的影响，而对物价水平变化的研究又集中于进口价格。相关的理论极其简单?汇率波动会直接影响进口品的价格水平(进口价格)，进而传递到国内整个价格水平。因此，这类研究的重点在于测算不同时期不同国家汇率波动对进口价格传递效应的大小。比较典型的文献有：Campa和Goldberg(2004)发现，在1990至2003年问，其所研究的21个国家中有15个汇率对进口价格的传递效应较之1975-1989年减弱；Mario Marazzi，Nathan Sheets等人(2005)在针对美国的研究中发现美国的传递效应在1995至2004年期间约为0.2，较之以前有了显著下降。他们的研究主要采用线形回归的方法，选取边际成本、名义有效汇率等变量。国内学者管涛(2004)利用Campa和Goldberg所提的模型对20世纪70年代以来24个国家汇率对进口价格的传导效应进行了研究，发现有21个国家在短期和长期存在着升值对价格的紧缩效应，其平均值分别为-0.4508和-0.6850。其中美国的情况为：1990年代以来，美元名义有效汇率每升值1个百分点，则引起美国进口价格在短期下降0.3个百分点，长期(4年)下降0.74个百分点；考虑到同期美国年进口额占GDP的比例为10左右，美元名义有效汇率变动对国内物价总水平的影响短期为0.03个百分点，长期为0.08个百分点。 目前，国内尚缺乏直接以人民币汇率波动与国内价格水平之间关系为对象的研究，与之相关的有施建淮(2007)运用时间序列模型发现人民币实际汇率升值对GDP具有紧缩效应；王茂林，赵昕(2007)通过实证发现存在着从汇率升值到工资增长率问的单向联系。以上研究虽未直接涉及物价水平，但无论是GDP还是工资增长率都与物价水平有着直接联系。 因此，本文将在以往研究的基础上，从定性与定量两方面，运用线形回归和时间序列分析的方法对升值与通胀间的替代效应是否存在及存在条件下的作用效果的大小进行研究。 二、升值与通胀替代关系的初步判断 首先以1990以来的数据研究人民币汇率与国内通货膨胀率之间是否具有上述替代关系。由于过去10年间人民币对美元名义汇率长期保持相对稳定，为考察通货膨胀与汇率波动之间的关系我们选用人民币名义有效汇率作为研究对象。 名义有效汇率(Nominal Effective Exchange Rate，缩写为NEER)是一国货币与其各个贸易伙伴国货币的名义双边汇率的加权平均值。名义有效汇率的权数可以有多种确定方法，其中最常见的是以贸易比重为权数，即权数的确定取决于各贸易伙伴在本国进出口贸易中所占的份额。与本币对一两种外汇的汇率相比，它体现了本币对所有(或主要)外币的加权平均比价，反映的是一国在国际贸易中的总体竞争力和该国货币汇率的总体波动幅度关系。名义有效汇率可以直接影响进口商品的价格指数，进而影响一国国内的总体物价水平，为大多数有关汇率对价格的传导作用的研究所选取使用。因此，虽然在我们的目标区间内人民币对美元名义汇率长期保持稳定，但贸易权重和美元对其他主要货币的汇率一直处于变化之中，所以人民币名义有效汇率也一直处于浮动的状态。 在我们的研究中，人民币名义有效汇率的数据来源于国际货币基金组织国际金融统计(IFS)数据库，为指数形式(2000年为基期)。人民币名义有效汇率使用的是间接标价法，所以指数上升即意味着人民币升值。为了减少数据处理中的误差，尤其是异方差，我们对人民币名义有效汇率(NEER)数据取自然对数。中国通货膨胀率(INFL)数据来源于中国统计年鉴2007，由每年的居民消费物价指数(CPl)除以100再减1得出。样本区间取1990年至2006年，为年度数据。图1展示了人民币汇率波动与通货膨胀率之间的关系。 从图1中我们直观地看到，人民币名义有效汇率与通货膨胀率之间存在着明显的替代关系。这段时期可进一步划分为3个阶段。第一阶段，从1990年至1995年：受1990年、1992年、1993年人民币对美元汇率持续贬值的影响，NEER大幅贬值，1995年跌至谷底；与此同时，国内遭遇了严重的通货膨胀，INFL持续上升，1994年达到24.1的高峰。第二阶段，从1996年至2002年：此时期内东南亚金融危机爆发，由于中国坚持人民币不贬值的政策人民币的名义有效汇率持续升值，NEER于1999年和2002年分别创下高点；通货膨胀率则先是在宏观调控的影响下成功降低，接着由于外部环境压力和国内内需不足转入通货紧缩，INFL于1999年和2002年到达低点。第三阶段，2003年至2006年：此时期内由于美元对日元、欧元持续贬值，人民币名义有效 汇率也随之贬值，同时，国内投资增速加快，加之2003年非典的影响，国内价格水平逐渐走高，走出了紧缩阴影。 从图1中我们也可以看出INFL与NEER基本是同步变化的，但在某些时间段INFL相对于NEER似乎有1年的滞后。这就提示我们对二者的因果关系进行研究，看二者之间是否存在决定与被决定的关系，我们所借助的工具是Granger因果关系检验。表1给出了检验结果。在进行Granger因果关系检验时，检验结果对滞后期长度的选择具有敏感性，再考虑到样本容量的限制，滞后期长度分别选取1、2、3。同时为了更好地体现汇率升值的特性，我们计算并使用每年的汇率波动率DNEER来替代NEER(DNEERt=(NEERt-NEERt-1)/NEERt-1)。 Granger检验结果显示：不论滞后期选择1、2还是3，在1的显著性水平下均拒绝了“DNEER不能Granger引起INFL”的原假设；而对于“INFL不能Granger引起DNEER”原假设，只有在滞后1阶时在10的水平下方被拒绝，其它滞后阶数均未拒绝。这种结果表明，DNEER的滞后项可以作为INFL的解释变量，而INFL的滞后项不能作为DNEER的解释变量。从这里我们也可以初步判断人民币升值具有抑制通胀的作用，而通胀在减轻升值压力的效果上作用甚微。 为进一步研究升值与通胀之间的关系，特别是定量描述当期及滞后期累积的替代效应大小，我们在下面的研究中使用线性回归与时间序列分析方法进行进一步分析。 三、线性回归模型分析 (一)模型与数据选取 为了更深入地研究升值与通胀之间的替代作用，除了人民币名义有效汇率波动率(DNEER)与通货膨胀率(INFL)这两个变量外，我们又引入劳动生产率增长率(PROD)这一变量。根据国际经济学理论，劳动生产率提高将引发工资水平提升，最终导致对内物价上升、对外汇率升值，而且劳动生产率增长率应该等于价格水平波动与汇率波动幅度之和。在引入PROD这一变量之后，我们所要估计的回归方程为：Model1：INFLt=C1+C2*DNEER，+C3*PROD，+utModel2：DNEERt=C4+C5*INFLt+C6*PRODt+ut INFL与DNEER的数据选取如前所述，劳动生产率增长率则根据每年的劳动生产率(国内生产总值就业人员数)计算得出，相关数据来源于中国统计年鉴2007。所有变量的样本区间均为1990?2006。 (二)变量的平稳性检验 由于宏观经济数据往往具有时间序列特性，在线性回归中如果使用了非平稳数据往往会导致虚假回归的发生，故在回归前要先对DNEER、INFL、PROD进行平稳性检验。我们选用ADF检验与P-P检验，检验结果如表2所示： 表2的结果显示，在10的显著性水平下，DNEER与PROD的ADF检验与P-P检验均可以拒绝存在单位根的原假设，即可以认为它们是平稳序列。对于INFL，虽然在10的显著性水平下IP-P检验不能拒绝存在单位根的原假设，但在ADF检验中在5的显著性水平下该假设即被拒绝，所以INFL也可以认为是平稳序列。 (三)估计结果及分析 在Model1、Model2中的变量均为平稳序列的情况下，我们运用OLS方法进行回归，回归结果为：Model1：INFL=-0.0787*DNEER+0.5749*PROD-0.0323Model2：DNEER=-0.2152*INFL-0.2600*PROD-0.0238 仅就回归结果的系数而言，Model1和Model2的回归结果均符合我们的预期，都可以体现出替代关系，但进一步的检验则显示Model2的系数无法通过检验，具体见表3： Model2中所有系数的t统计量均无法通过10的显著性检验，且R2与调整后的R2均较低，所以该模型应不予以采信。在Model1中，DNEER的系数为-0.0787，表明当人民币名义有效汇率升值1时，同期国内的物价水平下降0.0787，升值确实对国内物价具有紧缩作用。同时，我们也看到较之于升值对价格水平的紧缩效应，劳动生产率的提高对物价水平的影响更大，其系数为0.5749，约为升值的8倍。 四、时间序列模型分析 (一)模型构建 在前文的线性回归模型分析中，所研究的仅为当期变量之间的定量关系，并未涉及多期间的动态联系，而Granger检验结果表明变量的滞后期之间，特别是DNEER的滞后项与INFL之间具有明显的解释与被解释关系，亦即暗示前期升值对后期的INFL存在影响。为了测算这种跨期的传递效应我们建立向量自回归模型，并使用脉冲响应函数进行研究。 向量自回归(VAR)是基于数据的统计性质建立模型，VAR模型把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。相较于其他方法，VAR模型无须区分内生变量与外生变量，所有变量都是内生的，而且估计方法简单，常用的OLS方法就可以逐一估计方程。VAR模型要求所含变量必须具有平稳的性质，变量的平稳性在前文中已被检验成立。 具体形式为： 经过试算，同时参考AIC准则和SC准则，我们将VAR模型的滞后阶数取3，即k=3。 由于本部分研究的重点不足所有3个变量之间错综复杂的多期动态联系，而是测算前期DNEER波动对后面各期INFL的影响，所以我们将忽略VAR模型的具体估计结果分析，转而将注意力集中在INFL的脉冲响应函数上。 (二)脉冲响应函数 脉冲响应函数测算了模型中特定变量对各种变量冲击的反应轨迹。在我们的研究中，我们设置脉冲为残差的一个标准差的冲击，并将冲击的滞后期间数设置为10(年)。图2和图3给出了INFL关于DNEER和PROD的脉冲响应函数图和累积脉冲响应函数图。 图中显示，给DNEER一个标准差的正冲击(比如升值速度提高1个百分点)，INFL在第1年内反应很微弱(为-0.00129)，在第2年末达到-0.018，第3年为-0.011。前三年累计所带来的紧缩效应约为一0.03，此后各年的紧缩效应进一步减少，已几乎可以忽略不计。三年累计-0.03的紧缩替代效应看起来似 乎微不足道，但考虑到前文中计算所得的当期升值1所带来的同期INFL0.0787个百分点的减少，紧缩效应共计-0.1个百分点。PROD前三年对INFL的影响效果分别为0.0245、0.021、0.0076，累计为0.053，考虑到第三部分中计算得到的当期系数0.5749，共计0.6279。 五、总结及政策含义 本文综合运用了图表法、Granger因果关系检验、线性回归模型、时间序列模型等方法，对人民币名义有效汇率波动情况与国内物价水平之间的关系进行了研究，获得了若干有意义的发现。 第一，上述四种方法均指向同一个结论：人民币名义有效汇率的波动对国内物价水平有着一定程度的影响，而国内物价水平的波动对人民币名义有效汇率的变动影响却很小，可以忽略从而近似认为二者之间仅有单向联系。因此，严格地讲，人民币汇率升值与通货膨胀之间并非是替代关系，因为这种“替代”并非是双向的，价格方面的通胀紧缩并不能传导至人民币汇率上形成贬值升值压力，国内某些寄希望于以一定的通胀来减轻人民币升值压力的观点是极其错误的。 第二，综合线性回归模型和时间序列模型的分析结果，我们发现当人民币升值1，在之后的3年内，我国的总体物价水平(或通货膨胀率)将因之下降0.1。以此类推，如果在人民币汇率方面能有10的升值幅度，则在未来的3年内在物价水平方面将会下降1个百分点。这样的预测结果虽然较之高盛所预测