陳國(guó)波

(揚(yáng)州職業(yè)大學(xué)，江蘇揚(yáng)州225009)

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，人民幣匯率不斷升值。2005年7月，我國(guó)進(jìn)行了匯率改革，實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，并且適當(dāng)擴(kuò)大了人民幣匯率浮動(dòng)的區(qū)間。從此，人民幣匯率升值幅度明顯加大、升值速度明顯加快。2005年6月，人民幣與美元的匯率為1人民幣元兌換0.120824美元，2005年7月升值為0.123335，2011年6月升值為0.154373，總升值幅度約為25.17%。

與此同時(shí)，我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)也在不斷上升，引發(fā)了多次通貨膨脹。如果將2000年1月居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)設(shè)定為100，2005年6月則上升為104.2，2011年6月則進(jìn)一步上升為127.0，11年多來總的上漲幅度達(dá)到27%。2010年以來，我國(guó)又出現(xiàn)了新一輪較為明顯的通貨膨脹，這引起了人們對(duì)物價(jià)水平持續(xù)上漲的擔(dān)憂。當(dāng)然，引起通貨膨脹的原因是多方面的，包括美國(guó)量化寬松政策的影響、世界商品價(jià)格水平的不斷上升、國(guó)內(nèi)人口結(jié)構(gòu)的變化等。

從理論上分析，一方面，人民幣匯率的大幅度持續(xù)升值會(huì)通過多種方式推動(dòng)國(guó)內(nèi)物價(jià)水平的上升，如，在人民幣匯率升值預(yù)期作用下，大量國(guó)際

資本會(huì)不斷流入國(guó)內(nèi)，迫使中國(guó)人民銀行增加人民幣匯率，這就會(huì)引起物價(jià)水平上升。潘錫泉等(2010)研究認(rèn)為，不能寄希望于人民幣升值的匯率政策而來消除強(qiáng)烈的升值預(yù)期以起到抑制通貨膨脹的效果;[1]方顯倉(cāng)等(2010)研究指出，人民幣匯率升值會(huì)在一定程度上推動(dòng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上升。另一方面，國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的不斷上升，也會(huì)引起人民幣匯率升值。[2]藍(lán)樂琴等(2009)研究認(rèn)為，國(guó)內(nèi)通貨膨脹的經(jīng)常發(fā)生會(huì)在一定程度上推動(dòng)人民幣匯率升值。[3]

本文建立計(jì)量模型，運(yùn)用2005年6月至2011年6月的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)人民幣匯率與CPI的關(guān)系進(jìn)行定量分析。

1 研究方法與變量選擇

1.1 研究方法

為了定量分析人民幣匯率與通貨膨脹之間的關(guān)系，本研究采用一系列計(jì)量方法，主要包括:(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用ADF方法對(duì)人民幣匯率與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)兩個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以確定其單整階數(shù);(2)協(xié)整性檢驗(yàn)。利用E－G兩步法檢驗(yàn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與人民幣匯率之間的協(xié)整性，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系;(3)誤差修正模型。建立誤差修正模型，考察居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與人民幣匯率兩者之間的短期均衡關(guān)系。

1.2 變量選擇

(1)人民幣匯率(RMB)。人民幣匯率就是指人民幣兌換其他國(guó)家(或地區(qū))貨幣的比率。由于美元是一種主要的世界貨幣，國(guó)際貿(mào)易大部分都用美元進(jìn)行結(jié)算，同時(shí)美元也是世界主要儲(chǔ)備貨幣的一種，因此，大部分國(guó)家都將自身貨幣兌換美元的匯率作為主要考慮因素。中國(guó)也不例外，也將人民幣兌換美元的匯率作為人民幣匯率的一種主要形式，通常所說的人民幣匯率，在一般情況下就是指人民幣兌換美元的匯率。2005年7月中國(guó)進(jìn)行匯率改革，雖然實(shí)行以市場(chǎng)供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度，但其中最主要的還是盯住美元。因此，本文選用人民幣兌換美元的匯率作為人民幣匯率。2005年7月匯率改革以前，中國(guó)對(duì)外匯實(shí)行嚴(yán)格管制，人民幣匯率浮動(dòng)幅度很小，例如，2000年1月，人民幣與美元的匯率為1人民幣元兌換0.120807美元，2005年6月僅僅稍微變化為0.120824美元。然而，匯率改革以來，人民幣升值幅度明顯加快，至2011年6月，人民幣匯率從0.120824升值為0.154373，總升值幅度約為25.17%。因此，本研究選取的時(shí)間起點(diǎn)就為2005年6月，到2011年6月，共73個(gè)月度數(shù)據(jù)。

人民幣匯率的變化過程劃分為四個(gè)階段:第一階段，2005年7月至2007年10月，人民幣匯率從0.123335升值為0.133883，升值幅度約為8.55%，屬于穩(wěn)步升值階段。第二階段，2007年10月至2008年6月，人民幣匯率從0.133883變化為0.145792，短短8個(gè)月升值幅度高達(dá)8.9%，這一階段表現(xiàn)為人民幣快速升值。第三階段，2008年6月至2010年8月，人民幣匯率從0.145792變化為0.146832，升值幅度僅為0.71%。這一階段，由于美國(guó)發(fā)生了嚴(yán)重的次貸危機(jī)，許多國(guó)家貨幣對(duì)美元大幅度貶值，而人民幣匯率保持了基本穩(wěn)定，為抵御國(guó)際金融危機(jī)發(fā)揮了重要作用。第四階段，2010年8月至2011年6月，人民幣匯率從0.146832變化為0.154373，短短10個(gè)月升值幅度為5.14%。因此，這一階段表現(xiàn)為人民幣快速升值。2010年6月，綜合經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的多種因素，中央銀行決定進(jìn)一步推進(jìn)人民幣匯率形成機(jī)制改革，增強(qiáng)人民幣匯率彈性，對(duì)人民幣匯率浮動(dòng)進(jìn)行動(dòng)態(tài)管理和調(diào)節(jié)。由此，導(dǎo)致人民幣快速升值。

人民幣匯率變動(dòng)情況詳見圖1所示，數(shù)據(jù)來源于中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站。

圖1 人民幣匯率(對(duì)美元)變動(dòng)情況

(2)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)。衡量一個(gè)社會(huì)通貨膨脹水平的指標(biāo)有許多種，最常用的是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，本文選取這一指標(biāo)作為基本變量。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局每月都定期公布CPI的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本文數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)。圖2為我國(guó)2005年6月至2011年6月月度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)的原始序列。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，6年來，我國(guó)CPI總體呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢(shì)，如果將2000年1月CPI設(shè)定為100，2005年6月則上升為104.2，2011年6月則進(jìn)一步上升為127.0。進(jìn)一步分析可以發(fā)現(xiàn)，其間CPI變化可以分為四個(gè)階段:第一階段，從2005年6月的104.2變化到2006年8月的106.1，緩慢上升。主要是由于國(guó)內(nèi)適度從緊的貨幣政策影響;第二階段，從2006年8月的106.1變化到2008年2月的119.7，快速上升。主要是受到國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)周期處于繁榮階段的影響;第三階段，從2008年2月的119.7變化到2009年12月的118.7，緩慢下降。主要是受到國(guó)際金融危機(jī)的影響;第四階段，從2009年12月的118.7變化到2011年6月的127.0，快速上升。主要是受到美國(guó)量化寬松政策的影響，世界主要商品價(jià)格普遍上升。

圖22005 年6月至2011年6月居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

3 實(shí)證分析及其結(jié)果

為了消除異方差，首先分別對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列RMB和CPI進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，得到兩個(gè)新的時(shí)間序列l(wèi)nRMB和lnCPI。對(duì)數(shù)化處理不改變?cè)瓡r(shí)間序列之間的協(xié)整關(guān)系，計(jì)量分析軟件用Eviews6.0。

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)通常采用單位根方法來對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其中增廣迪基——富勒檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))應(yīng)用最為廣泛，它可以消除序列相關(guān)帶來的影響。表1為lnRMB和lnCP兩個(gè)時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在10%的顯著性水平下，人民幣匯率和CPI的ADF檢驗(yàn)值都大于臨界值，說明原始序列都是非平穩(wěn)的。而在1%的顯著性水平下，lnRMB和lnCPI的一階差分序列的ADF檢驗(yàn)值都大于臨界值，說明人民幣匯率和CPI序列都是一階單整序列，即lnRMB～I(xiàn)(1)、lnCPI～I(xiàn)(1)。

表1 變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 協(xié)整性檢驗(yàn)

由于時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的，導(dǎo)致在對(duì)其進(jìn)行回歸分析時(shí)，可能會(huì)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，得出錯(cuò)誤的結(jié)論。這就需要對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，然后在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析。一些時(shí)間序列，雖然它們自身非平穩(wěn)但其某種線性組合是平穩(wěn)的，這個(gè)線性組合反映了變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，稱為協(xié)整性(易丹輝，2008)。[4]

1987年，Engle和Granger提出了兩步檢驗(yàn)法即E－G檢驗(yàn)，對(duì)兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。運(yùn)用該方法對(duì)人民幣匯率和CPI兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。

首先，將CPI作為被解釋變量，將人民幣匯率作為解釋變量，運(yùn)用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行回歸分析，得到如下回歸方程:

由此可見，模型的擬合優(yōu)度較高，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量顯著，各解釋變量的T統(tǒng)計(jì)量也高度顯著，模型的殘差不存在自相關(guān)，回歸模型擬合合理。

其次，對(duì)上述回歸模型的殘差序列et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果平穩(wěn)，則表明CPI與人民幣匯率之間存在協(xié)整關(guān)系;反之，則不存在協(xié)整關(guān)系。表2為殘差序列et的ADF檢驗(yàn)結(jié)果，表明在5%顯著性水平下，殘差序列是平穩(wěn)的。

表2 回歸殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

綜合以上檢驗(yàn)結(jié)果可知，lnCPI與lnRMB之間存在協(xié)整關(guān)系，即兩者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3.3 誤差修正模型

誤差修正模型反映了變量在短期波動(dòng)中偏離其長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度，稱為均衡誤差。

上述協(xié)整性檢驗(yàn)已經(jīng)證明CPI與人民幣匯率之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型來考察兩變量在短期波動(dòng)中偏離其長(zhǎng)期均衡的程度。分別用dlnCPI和dlnRMB表示lnCPI和lnRMB的一階差分時(shí)間序列，采用直接估計(jì)的方法，可以得到以下誤差修正模型:

由此可見，模型的擬合優(yōu)度較高，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量顯著，各回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量均在5%水平上顯著，模型的殘差不存在自相關(guān)，回歸模型擬合合理。公式(2)也可以表示為:

公式(3)括號(hào)中的部分為誤差修正項(xiàng)。該式表明CPI不僅受到人民幣匯率長(zhǎng)短期變動(dòng)的影響，而且還會(huì)受到前一時(shí)期CPI的影響。從短期來看，CPI對(duì)人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.2692，即人民幣匯率增加1%，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上升0.2692%。從長(zhǎng)期來看，CPI對(duì)人民幣匯率的彈性系數(shù)為0.3376，高于短期的彈性系數(shù)，表明人民幣匯率的持續(xù)增加會(huì)對(duì)CPI產(chǎn)生累積影響，推動(dòng)價(jià)格指數(shù)的不斷上升。誤差修正系數(shù)為－0.6235，符合反向修正機(jī)制，當(dāng)短期偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，長(zhǎng)期對(duì)短期偏離均衡的調(diào)整力度為62.35%。

考察被解釋變量為人民幣匯率的誤差修正模型，仍然采用直接估計(jì)方法，可以得到如下結(jié)果:

由此可見，模型的擬合優(yōu)度較高，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量顯著，各回歸系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量均在10%水平上顯著，模型的殘差不存在自相關(guān)，回歸模型擬合合理。公式(4)也可以表示為:

公式(5)表明，人民幣匯率不僅受到CPI長(zhǎng)短期變動(dòng)的影響，而且還會(huì)受到前一時(shí)期人民幣匯率的影響。從短期來看，人民幣匯率對(duì)CPI的彈性系數(shù)為0.1128，即CPI上升1%，人民幣匯率增加0.1128%。從長(zhǎng)期來看，人民幣匯率對(duì)CPI的彈性系數(shù)為0.2377，高于短期彈性系數(shù)，表明CPI的持續(xù)上升會(huì)對(duì)人民幣匯率產(chǎn)生更大壓力，迫使人民幣匯率不斷增加。誤差修正系數(shù)為－0.5806，符合反向修正機(jī)制，當(dāng)短期偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，長(zhǎng)期對(duì)短期偏離均衡的調(diào)整力度為58.06%。

4 結(jié)論與討論

通過一系列計(jì)量分析，可以得出如下研究結(jié)論:第一，我國(guó)CPI與人民幣匯率兩個(gè)時(shí)間序列都是一階單整序列。第二，CPI與人民幣匯率之間存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。第三，CPI與人民幣匯率之間也存在短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，兩個(gè)誤差修正模型的誤差修正系數(shù)均為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。

結(jié)論說明，2005年7月我國(guó)匯率改革以來，人民幣匯率持續(xù)大幅度升值，這在一定程度上推動(dòng)了CPI的持續(xù)上升，成為引起通貨膨脹的原因之一。為了從根本上治理通貨膨脹，就必須適當(dāng)控制人民幣匯率升值的幅度，使人民幣匯率升值的幅度與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度相一致。

[1]潘錫泉，項(xiàng)后軍.人民幣升值能夠有效抑制通貨膨脹嗎?——基于內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變協(xié)整方法的匯率傳遞視角[J].國(guó)際金融研究，2010(12):13－20.

[2]方顯倉(cāng)，何雯雯.人民幣匯率變動(dòng)的價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng):理論與實(shí)證[J].華東師范大學(xué)學(xué)報(bào):哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2010(2):77－82.

[3]藍(lán)樂琴，仇喜雪.匯率、貨幣政策變動(dòng)對(duì)我國(guó)通貨膨脹的影響分析——基于協(xié)整和狀態(tài)空間模型的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)論叢，2009(5):54－59.

[4]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EViews應(yīng)用[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社，2008.