張毅 上海大學(xué)上海研究院 上海 200000

一、引言

20 世紀(jì)70 年代，布雷頓森林體系的解體對各國的匯率造成了深遠(yuǎn)的影響。許多國家放棄了盯住單一美元的固定匯率制而選擇了浮動匯率制度。在其實施新的匯率制度后不久，便相繼出現(xiàn)了持續(xù)時間較長的的通貨膨脹。于是經(jīng)濟學(xué)家們便開始探討通貨膨脹是否和采用浮動匯率制有著直接的關(guān)系，因此匯率變動對物價水平的影響一度成為理論界研究的熱點。

我國從2005 年7 月21 日起，開始實行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，人民幣自此開始穩(wěn)步升值。2016 年10 月1 日，人民幣加入了SDR，這是我國匯率市場化的重要一步。在我國深入進行匯改的背景下，研究匯率的傳遞機制和不完全傳遞的程度對我們國家制定宏觀經(jīng)濟政策有著重要的現(xiàn)實參考意義：如果人民幣匯率變動對國內(nèi)物價水平影響不大，即較低的匯率傳遞效應(yīng)，就代表匯率變動不會導(dǎo)致國內(nèi)物價水平大幅度變動，我們就可以更多依靠貨幣政策來穩(wěn)定通貨膨脹和通脹預(yù)期。反之貨幣政策的實施就會受到較大影響，但可能通過改變匯率來調(diào)節(jié)外部失衡。

二、模型的選擇

本文的實證模型借鑒TakatoshiIto，YuriSasaki 和KiyotakaSato(2005)的匯率價格傳導(dǎo)模型。模型設(shè)定包括4個自變量和1 個因變量，用方程可表示為：

其中，PT 代表本國的物價水平；AT 代表外部沖擊，一般用國外價格水平來衡量；BT 代表內(nèi)部需求沖擊，一般用GDP來衡量；CT 代表本國的貨幣政策變量，一般包括貨幣供應(yīng)量和利率等變量；DT 代表資本市場對物價水平的影響，一般可用本國的股票市場的價格來衡量；eT 表示隨機干擾項。

三、指標(biāo)的選取

本文將采用CPI（居民消費價格指數(shù)）來表示國內(nèi)的物價水平；用NEER（名義有效匯率）來表示我國的匯率變動情況；用M2（廣義貨幣供應(yīng)量）來代表國內(nèi)的貨幣供應(yīng)量；在內(nèi)部需求沖擊的度量上，因為GDP 的月度數(shù)據(jù)不對外公布，因此參考通常的做法，采用工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)作為國內(nèi)需求狀況的替代變量；在外部沖擊的度量上，用美國西德克薩斯輕質(zhì)原油WTI 來代表。

四、實證過程

本文將采用CPI（居民消費價格指數(shù)）來表示國內(nèi)的物價水平；用NEER（名義有效匯率）來表示我國的匯率變動情況；用M2（廣義貨幣供應(yīng)量）來代表國內(nèi)的貨幣供應(yīng)量；在內(nèi)部需求沖擊的度量上，因為GDP 的月度數(shù)據(jù)不對外公布，因此參考通常的做法，采用工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)作為國內(nèi)需求狀況的替代變量；在外部沖擊的度量上，用美國西德克薩斯輕質(zhì)原油WTI 來代表。

（一）單位根檢驗

變量的平穩(wěn)性是建立時間序列模型的重要前提，，在進行模型回歸之前有必要對模型前提假設(shè)進行檢驗。如果是非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，會導(dǎo)致大樣本下統(tǒng)計推斷的基礎(chǔ)“一致性要求”被破壞，也往往會導(dǎo)致出現(xiàn)虛假回歸的問題，即通常所說的“偽回歸”。本文采用ADF 檢驗法來檢驗各變量是否存在單位根，并參照赤池信息準(zhǔn)則（AIC）來選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。

分析檢驗結(jié)果，除了NEER 這組時間序列數(shù)據(jù)之外，其余的ADF 統(tǒng)計值均大于在10%顯著性水平下的臨界值及5%顯著性水平下的臨界值。而NEER 這組的ADF 統(tǒng)計值也大于在5%顯著性水平下的臨界值。這表明，這5 組時間序列數(shù)據(jù)都不能拒絕存在單位根的假設(shè)，即可以認(rèn)為所有變量是非平穩(wěn)的。再對其進行一階差分，差分后的ADF 檢驗的統(tǒng)計量均小于5%或10%的置信水平下的臨界值，故在5%的顯著水平下可以拒絕一階差分序列存在單位根的原假設(shè)，即可以認(rèn)為變量的一階差分序列沒有單位根，是平穩(wěn)的。

（二）協(xié)整檢驗

由上面的單位根檢驗我們可以看出，所有的變量都是一階單整的。在這種情況下，需要考慮各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。探究多個非平穩(wěn)變量間是否存在長期均衡關(guān)系常用Johansen 協(xié)整檢驗方法。由于Johansen 檢驗的結(jié)果對于滯后階數(shù)比較敏感，因此在此之前，需要先確定最優(yōu)滯后期。

分析檢驗結(jié)果，模型中有兩個準(zhǔn)則認(rèn)為滯后2 期為最佳選擇。因此，確定這個模型的最佳滯后期為2。之后再對變量進行協(xié)整檢驗，確定其是否存在長期均衡關(guān)系。本文采用最大特征根（max-eigen）統(tǒng)計量對協(xié)整關(guān)系進行判斷，在5%的置信水平下，協(xié)整向量個數(shù)為0 的原假設(shè)被拒絕，而協(xié)整向量個數(shù)至多為1 個的原假設(shè)被接受，因此只存在1 個協(xié)整關(guān)系?？梢缘贸鯟PI、NEER、GDP、M2、WTI 的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程。

從上述方程中可以看出，從長期來看，我國的名義有效匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值增加值對我國CPI 的影響顯著為負(fù)，廣義貨幣供應(yīng)量對CPI 的影響顯著為正，WTI 對物價水平的影響不太顯著。具體來講，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加值影響CPI 的彈性系數(shù)最大，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加值每增加1%，會帶動我國CPI下降0.8966%。貨幣供應(yīng)量的水平每上漲1%，我國CPI 會上漲0.4762%；名義有效匯率每升值1%，CPI 就會下降0.1282%；國外價格水平每上漲1%，CPI 就會增加0.0156%

（三）Granger 因果檢驗

為了分析WTI、M2、NEER 和GDP 分別與CPI 是否存在因果關(guān)系，本文對各變量進行Granger 因果關(guān)系檢驗。從檢驗結(jié)果中可以看出，NEER 與CPI 存在雙向因果關(guān)系；WTI 變動是CPI 變動的Granger 原因，但反之不成立；CPI 變動是M2變動的Granger 原因，但反之不成立；GDP 變動是CPI 變動的Granger 原因，但反之不成立。

（四）實證結(jié)論

物價水平與名義有效匯率、國內(nèi)生產(chǎn)總值、國外物價水平、貨幣供應(yīng)量之間存在長期均衡關(guān)系。其中當(dāng)人民幣名義有效匯率每升值1%。將會帶動消費者價格指數(shù)下降0.128238%。即長期內(nèi)人民幣的升值能夠?qū)νㄘ浥蛎浧鸬揭种谱饔茫煌ㄟ^向量誤差修正模型證明了雖然在短期內(nèi)會因為受到干擾而偏離長期均衡狀態(tài)，但其存在自我修正機制，會在偏離后不久回到均衡狀態(tài)；格蘭杰因果檢驗證實了名義有效匯率與消費者價格指數(shù)之間存在因果關(guān)系；脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果表明，人民幣名義有效匯率的變動對國內(nèi)物價指數(shù)有長期負(fù)向影響，但存在一定的時滯；通過方差分解分析了各個變量對物價水平的貢獻程度，得出名義有效匯率對物價水平的變動具有一定的貢獻，國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻也較明顯。

四、結(jié)論

人民幣匯率升值并不是治理通貨膨脹的有效手段。從實證分析的結(jié)果來看，人民幣匯率升值對物價水平的影響是有限的。究其原因，可能是近幾年的通貨膨脹多數(shù)都是屬于由于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整、體制變更等所帶來的，與匯率的關(guān)聯(lián)性不大。從實證結(jié)論來看，反而是貨幣供應(yīng)量和國內(nèi)生產(chǎn)總值對物價水平有較為明顯的影響。因此本文認(rèn)為控制物價水平的有效手段不能只依靠于匯率政策，還需要政府實施獨立有效的貨幣政策，以及建立有效的通貨膨脹應(yīng)對機制。我國貨幣政策的目標(biāo)是：保持貨幣幣值穩(wěn)定，并以此促進經(jīng)濟增長。幣值穩(wěn)定包括了國內(nèi)物價水平的穩(wěn)定和國外匯率的穩(wěn)定。但從前面的實證分析中不難看出，匯率的傳遞效應(yīng)較小。因此如果貨幣當(dāng)局在穩(wěn)定匯率或物價水平之間進行取舍時，應(yīng)該更加傾向于維持國內(nèi)物價水平的穩(wěn)定。