0.10

0.08

0.06

0.04

0.02

0.00

-0.0220052006200720082009201020112012

CPI NERR

图1

协方差CPI NERR CPI0.000597 NERR0.0004600.000862

相关系数CPI NERR CPI 1.000000 NERR0.11381.000000 t-统计量CPI NERR CPI-----NERR8.099882-----伴随概率CPI NERR CPI-----NERR0.0000-----表1NERR和CPI序列组的协方差与相关性分析表

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2121.65美元增长到33115.美元,增加了14.61倍,央行外汇占款从14496.75亿元增长到236669.93亿元,增加了15.33倍,基础货币从368.71亿元增长到252345.17亿元,增加了5.85倍,货币供应量M2从135685.99亿元增长到974159.46亿元,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47491亿元,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8.2765升值到6.2328,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,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。2012年明确地提出了“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

我国通货膨胀与人民币汇率变动——

—基于VAR模型和协整分析的视角

●王润华胡海鸥

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变货币发行方式等方面提出针对性的建议。

关键词：通货膨胀；人民币汇率；货币发行

23

--

■现代管理科学■2013年第9期

被解释变量排除的解释变量卡方统计量滞后期概率P 值

D(NERR)D(CPI)

25.38629110.0080D(CPI)

D(NERR)52.85793110.0000表3格兰杰（Granger ）因果检验表-1.5-1.0-0.5 1.0 1.50.00.51.5

1.0

0.0

-0.5

0.5

-1.0

-1.5

lnverse Roots of AR Characteristic Polynomial

图2AR 特征根的倒数的模的单位圆

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(2010)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,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0.000460,相关度为0.1138,t-统计量为8.099882,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

变量名检验形式(C,T,K)ADF 值5%的临界值概率P 值NERR (1,1,3)-2.985136-3.4593970.1421CPI (1,1,12)-2.331969-3.48650.4121D(NERR)(0,0,12)-2.690338-1.9448110.0077D(CPI)(0,0,11)-3.929091-1.9447620.0001表2

序列平稳性检验

注：检验形式（C，N，K ），其中C=0代表无截距项，C=1代表有截距项，

T=0代表无时间趋势，T=1代表有时间趋势，K=滞后期）

，滞后期由AIC 信息准则判别。

■名家观察

24--

100

8060

40

200

100

80

6040200

120

2

4

68

10

12

14

16

18

20

2468101214161820

D(CPI)

D(NERR)D(CPI)D(NERR)Variance Decomposition of D(CPI)Variance Decomposition of D(NERR)图4

方差分解图Response to Cholesky One S.D.lnnovations 2S.E.

Response of D(CPI)to D(CPI)Response of D(NERR)Response of D(NERR)to D(CPI)Response of D(NERR)to D(NERR)0.0060.0040.0020.000

-0.002-0.004246810246810

0.0060.0040.0020.000

-0.002-0.004

0.0060.0040.0020.000-0.002-0.004

0.006

0.0040.002

0.000

-0.002-0.004

2

4

6

8102468

10

图3脉冲响应函数图

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0.0080。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0.0000。也就是说: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 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=1.5358CPI-0.0002@T-

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。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-0.273016和-0.149325,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-0.273016的调整力度,CPI 以-0.149325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CPI 同

下转第116页）

25--

■现代管理科学■2013年第9期

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,NERR 以-0.273016的调整力度,CPI 以-0.149325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,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。(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,从而使稳定汇率的同时,基础货币不发生变动,使银行通过利率而不是通过汇率来控制通货膨胀。

参考文献:

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作者简介：胡海鸥，上海交通大学安泰经济与管理学院金教授、博士生导师；王润华，上海交通大学安泰经济与管理学院博士生。

收稿日期:2013-07-18。

（上接第25页）

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基金项目：教育部人文社会科学青年基金项目

（项目号：12YJC630214）；吉林大学基本科研业务费项目（项目号：2012BS042）。

作者简介：古安伟，吉林大学管理学院讲师、

博士；王向阳，吉林大学管理学院副教授、博士；洪超，长春轨道客车股份有限公司工程师，硕士。

收稿日期:2013-07-11。■管理创新116--

我国通货膨胀与人民币汇率变动--基于VAR模型和协整分析的视角作者：王润华， 胡海鸥

作者单位：上海交通大学安泰经济与管理学院

刊名：

现代管理科学

英文刊名：Modern Management Science

年，卷(期)：2013(9)

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