張 旭 陶玲英

（1.武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072；2.武漢農(nóng)村商業(yè)銀行 風(fēng)險管理部，湖北 武漢 430022）

一、引言

我國匯率制度形成于1994年，隨著經(jīng)濟(jì)開放程度的加深，匯率變動對我國物價、就業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長和國際收支等產(chǎn)生的影響也日益增大。保持我國物價水平的相對穩(wěn)定始終是貨幣當(dāng)局追求的目標(biāo)，消費者價格指數(shù)（CPI）作為監(jiān)測經(jīng)濟(jì)景氣的重要指標(biāo)，由于能夠反映與居民生活密切相關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價格而備受關(guān)注。理論上，匯率變化可以通過直接和間接渠道影響國內(nèi)商品價格。（1）直接渠道:通過影響進(jìn)口原材料、中間品和最終消費品的價格來影響國內(nèi)商品價格；（2）間接渠道:通過支出轉(zhuǎn)換效應(yīng)影響凈出口，進(jìn)而影響總需求，形成價格上升或下降的壓力從而影響國內(nèi)商品價格。然而，大量的實證研究表明:匯率變動并不是一對一地反映到進(jìn)出口商品的價格上，即匯率價格具有不完全傳遞效應(yīng)，并且存在時滯現(xiàn)象［1－2］。

現(xiàn)階段，國內(nèi)外對于匯率變動與物價水平之間關(guān)系的研究主要從以下七個方面展開:（1）中國處在貿(mào)易自由化進(jìn)程之中，經(jīng)濟(jì)是半開放型經(jīng)濟(jì)。Corbo等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)開放度影響國內(nèi)物價水平。隨著一國開放其經(jīng)濟(jì)，貿(mào)易壁壘減少，越來越多的工業(yè)產(chǎn)品成為貿(mào)易品，因而總體物價水平開始遵循“一價定律”，因此國內(nèi)物價水平被看作是國外價格、國內(nèi)勞動力成本和國內(nèi)超額需求的函數(shù)［3］。（2）人民幣匯率變動對物價水平的傳遞效應(yīng)。劉亞等研究表明，人民幣匯率變動對通貨膨脹的傳遞是不完全的，匯率傳遞效應(yīng)很低，其對食品價格的沖擊影響很大［4］。黃壽峰等研究表明，人民幣匯率變動對物價水平傳遞在亞洲金融危機(jī)后逐漸下降的趨勢是由于匯率劇烈波動等引致的［5］。（3）國內(nèi)物價水平對人民幣匯率變動的彈性。卜永祥研究證明，名義有效匯率與國內(nèi)外物價水平及國內(nèi)貨幣供應(yīng)量長期是協(xié)整的。匯率變動顯著影響了零售物價水平和生產(chǎn)者價格水平，其中，生產(chǎn)者物價指數(shù)對匯率變動的彈性大于零售物價指數(shù)對匯率變動的彈性。匯率短期內(nèi)對零售物價和生產(chǎn)者價格有不同的影響，就零售物價而言，國內(nèi)因素對其短期行為起決定性作用，貨幣供應(yīng)量的變化對零售物價水平有強(qiáng)烈的影響，而匯率和國外物價水平對零售物價的動態(tài)影響則相當(dāng)微弱［6］。畢玉江等研究表明，消費價格與匯率變動呈負(fù)相關(guān)，與進(jìn)口價格呈正相關(guān)，且進(jìn)口價格對人民幣匯率變動的彈性高于消費者價格對匯率變動的彈性［7－8］。（4）匯率的傳遞具有內(nèi)生性。Taylor研究發(fā)現(xiàn)匯率的持續(xù)沖擊以及受沖擊影響的廠商比例將決定廠商對匯率變動的反應(yīng)方式，并得出匯率的傳遞內(nèi)生于一國的通貨膨脹狀況［9］。（5）消費者價格對匯率變動的影響。Burnstein等研究發(fā)現(xiàn)消費者價格對匯率變動沒有產(chǎn)生大的反應(yīng)［10］。（6）匯率變動與價格傳遞之間存在“數(shù)量化”的關(guān)系。施建淮等研究表明:人民幣名義有效匯率若升值1%，十二個季度后的消費者價格下降0.20個百分點，2005年7月21日匯改以后，人民幣升值對降低國內(nèi)通貨膨脹有比較顯著的解釋力［11］。（7）長期與短期人民幣匯率變動對國內(nèi)物價影響不同。呂劍研究發(fā)現(xiàn):長期而言，人民幣匯率變動對國內(nèi)物價水平有顯著影響；短期而言，人民幣匯率變動對物價水平有不同的傳遞效應(yīng)［12］。黃壽峰等通過宏觀決定因素分析表明，長期內(nèi)匯率波動對物價傳遞具有顯著負(fù)影響，短期內(nèi)人民幣匯率傳遞具有一定的慣性［5］。

本文不再遵循按傳統(tǒng)方法把CPI周期長度的波動序列看作一個整體，或人為根據(jù)匯率改革的進(jìn)程進(jìn)行階段劃分，而是通過模型構(gòu)建，找出所用變量間的理論聯(lián)系，利用準(zhǔn)確性較高的譜分析方法劃分CPI波動的各主要周期，并通過結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）進(jìn)行實證研究。

二、模型構(gòu)建

當(dāng)貿(mào)易開放且交易費用為零時，一價定律可簡單表述為同樣的貨物無論在何地銷售，其價格都相同，這揭示了國內(nèi)商品價格與匯率之間的一個基本聯(lián)系，即:

其中:Pf代表國外一般物價，et代表匯率水平，Pd代表國內(nèi)一般物價。外國廠商定價的價格率加成采用直接表示方法，即以生產(chǎn)成本（wp）加成（θ）設(shè)定的［7，13］。

則國內(nèi)物價指數(shù)為:

假定外國廠商的加成依賴于本國國內(nèi)市場的競爭程度（cp）及匯率水平等［7，13］，即:

把（4）式代入（3）式可得:

利率平價條件認(rèn)為當(dāng)所有的貨幣存款都提供相同的預(yù)期收益率時，外匯市場處于均衡狀態(tài)，一種貨幣對另一種貨幣的升值（貶值）必將被兩國利率差異的變動所抵銷，即:

其中:et＋1表示下一期的匯率水平，id代表國內(nèi)的利率水平，if代表國外的利率水平。對（6）式兩邊同時取對數(shù)可得:

對等式（5）兩邊同時取對數(shù)可得:

把（8）式代入（9）式可得:

從（10）式可以看出，國內(nèi)一般物價與外商國內(nèi)市場的競爭程度、外國廠商生產(chǎn)成本、匯率水平、國內(nèi)的利率水平等有關(guān)。

三、譜分析方法

目前，研究CPI周期長度的傳統(tǒng)方法是在時域范圍內(nèi)將其波動序列看作一個整體，通過測量峰－谷－峰之間的距離來劃分周期長度，準(zhǔn)確性不高。因此，本文引用新的測度方法——譜分析法［14］。為了提高譜估計的分辨率，將各主周期分量單獨分辨出來，并通過對序列進(jìn)行三角函數(shù)擬合來確定各主要周期長度的準(zhǔn)確值。

首先，根據(jù)加窗平均周期圖法估計出序列的譜密度值P（w）。最大峰值對應(yīng)的頻率為w，則T＝2π／w即為序列最主要周期長度的近似值。以T為中心選擇一個閉區(qū)間［T－α，T＋α］，等間隔分割此閉區(qū)間，分點為Ti。

其次，以Ti對應(yīng)的正、余弦函數(shù)分別擬合序列。

其中ei為擬合殘差。選擇最大的分點Tm（樣本決定系數(shù)R2最大）作為準(zhǔn)確周期長度近似值。

再次，以Tm為中心，在閉區(qū)間［Tm－1，Tm＋1］上重復(fù)（11）式，直到滿足一定的精度為止，以最后找到的近似值作為主要周期長度的近似值T＊。用以T＊為周期的正、余弦函數(shù)擬合數(shù)據(jù)序列，得到殘差序列｛et｝。

最后，以殘差序列｛et｝作為新的時間序列重復(fù)以上步驟，直到滿足以下兩個條件:一是序列的P（w）估計值已經(jīng)沒有明顯的譜峰，二是殘差序列的方差與原時間序列的方差小于某一個數(shù)。

（一）指標(biāo)

選取從1998年1月到2011年7月共163個CPI數(shù)據(jù)，研究1998年1月以來我國CPI的周期波動情況（見圖1）。

（二）數(shù)據(jù)處理

圖1 原始CPI數(shù)據(jù)周期波動圖

由圖1可以看出，我國從1998年1月至2011年7月CPI波動幅度較大，但存在一定周期性。通過采用統(tǒng)計軟件Eviews6.0對其進(jìn)行X－12季節(jié)調(diào)整。結(jié)果表明，調(diào)整后序列與原序列在周期波動和趨勢上具有一定的同步性，但兩者關(guān)系還不是十分明朗。為此，進(jìn)一步將序列進(jìn)行HP濾波，通過HP濾波分離出趨勢項和周期項。周期項序列即為隱含周期的平穩(wěn)時間序列，對此平穩(wěn)時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，其結(jié)果見表1。

表1 周期項序列檢驗結(jié)果

由表1可以看出，即便選用1%的顯著性水平，該序列依然為平穩(wěn)的周期時間序列。

（三）譜分析

雖然周期項是平穩(wěn)時間序列，但是在進(jìn)行譜分析之前還需對其進(jìn)行白噪聲檢驗，如果序列是白噪聲，譜分析將得不到能量分解。所以先運用Eviews6.0對序列進(jìn)行自相關(guān)檢驗。檢驗結(jié)果表明，序列不是白噪聲序列。應(yīng)用統(tǒng)計軟件Matlab7.1對周期序列cycle CPI（用y表示）進(jìn)行分析。分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該序列的譜密度圖有明顯的譜峰（見圖2）。因此，采用前文介紹的方法逐步進(jìn)行分析，確定第一主周期T1＝41.45。用T1對y進(jìn)行擬合，擬合方程為:

對圖2的譜密度圖加以觀察，可以看到較明顯的譜峰值。依前方法，可得到對應(yīng)的第二個周期長度T2＝34.61，依此類推可得到T3、T4和T5，最終得到由五個周期項組成的序列。

圖2 五個主周期對原序列y的總體擬合效果

從圖2可以看出，使用五個周期項已經(jīng)能夠解釋大部分周期波動，即用五個周期對y的擬合效果已經(jīng)較好。最終得到從1998年1月到2011年7月CPI的周期分解結(jié)果（見表2）。

表2 五個主周期長度及其周期函數(shù)振幅

四、數(shù)據(jù)說明與SVAR實證分析

（一）數(shù)據(jù)說明

實證分析選用1998年1月到2011年7月工業(yè)增加值（y）、廣義貨幣供應(yīng)量（m2）、一年期存款利率（dr）、人民幣名義有效匯率（neer）①人民幣名義有效匯率以進(jìn)出口份額為權(quán)重對我國主要貿(mào)易國雙邊匯率做幾何加權(quán)平均，采取間接標(biāo)價法。、進(jìn)口價格指數(shù)（ipi）、消費者價格指數(shù)（cpi）的月度數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、國際清算銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和國際統(tǒng)計局統(tǒng)計公報）。數(shù)據(jù)折算以1998年1月為基期，使用X－12對序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，以消除季節(jié)影響，為減少異方差，對季節(jié)調(diào)整后的序列取對數(shù)差分。

（二）理論基礎(chǔ)和研究方法

1.理論基礎(chǔ)

在考察匯率變動對CPI的影響時采用Mc－Carthy的遞歸向量自回歸模型作為理論支撐［1，15］，模型構(gòu)造如下:

每期沖擊實現(xiàn)值為上期的期望值與誤差項之和。其中，dlny、dlnm2、dlndr、dlnneer、dlnipi、dlncpi分別代表工業(yè)增加值、廣義貨幣供應(yīng)量、1年存款基準(zhǔn)利率、人民幣名義有效匯率、進(jìn)口價格指數(shù)、消費者物價指數(shù)的自然對數(shù)一階差分值，ε代表變量沖擊值。

SVAR模型估計結(jié)果受到系統(tǒng)中變量排序的影響，原則上認(rèn)為系統(tǒng)中排序在后的變量不應(yīng)同期影響排序在前的變量。因此，運用該模型，做出如下假定。

假定1:在長期內(nèi)，資源供給、技術(shù)創(chuàng)新等會持續(xù)影響產(chǎn)出；

假定2:由于貨幣長期是中性的，貨幣沖擊不會持久影響實際產(chǎn)出，但廣義貨幣供應(yīng)量會對利率、匯率和價格水平產(chǎn)生影響；

假定3:制定貨幣政策時要考慮利率的沖擊影響大量國際資本的流動進(jìn)而影響匯率水平；

假定4:實際產(chǎn)出、貨幣、利率不對同期的匯率變動做出反應(yīng)而匯率指數(shù)卻受到其影響；

假設(shè)5:價格變量被置于最后，價格變量受到同期其他所有變量的影響?？紤]到匯率價格傳導(dǎo)機(jī)制的存在，把進(jìn)口價格指數(shù)放在消費者價格指數(shù)之前，長期內(nèi)兩者由于可以靈活調(diào)整而不會持久影響其他變量。

根據(jù)以上沖擊因素排列順序，SVAR中變量的排列順序為:

2.研究方法

根據(jù)以上沖擊因素的設(shè)定可以建立六個變量的SVAR 模型［11］:

其中:Xt代表變量向量（dlny，dlnm2，dlndr，dlnneer，dlnipi，dlncpi）′ ，εt為結(jié)構(gòu)殘差向量（εdlny，εdlnm2，εdlndr，εdlnneer，εdlnipi，εdlncpi）且具有獨立同分布的沖擊，β0為變量之間的即時關(guān)系矩陣，β（l）為滯后多項式矩陣。

SVAR可以轉(zhuǎn)化為約化形式:

要識別出矩陣β0需要有15個限制條件，根據(jù)上文給定變量在SVAR中的排列順序，可以通過喬拉斯基分解（Cholesky decomposition）來唯一決定矩陣。

3.實證分析

首先，使用ADF檢驗和PP檢驗對本文使用的經(jīng)濟(jì)時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果顯示，處理后的數(shù)據(jù)在1%顯著水平上拒絕單位根假設(shè)，所有變量為平穩(wěn)序列I（0）。其次，根據(jù)LR、FPR、AIC、SC和HQ滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)嘗試后依據(jù)“少數(shù)服從多數(shù)”原則，選擇模型滯后期為1。結(jié)構(gòu)化方程與其簡約式之間形成對應(yīng)關(guān)系的系數(shù)矩陣，估計結(jié)果如下:

從系數(shù)矩陣有關(guān)估計值可以看出，匯率變動對消費者指數(shù)有負(fù)向影響，但是其影響系數(shù)規(guī)模（－0.0543）小。為了確定脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的有效性，對建立的模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，結(jié)果表明模型的所有特征根都落在單位圓內(nèi)，滿足模型穩(wěn)定條件。根據(jù)上文用譜分析方法確定的五個主周期，用結(jié)構(gòu)分解法來量化五個周期內(nèi)CPI對名義有效匯率沖擊的動態(tài)響應(yīng)和結(jié)構(gòu)方差分解所有變量對CPI的貢獻(xiàn)率，考察期限為10期（見圖3）。

第一個主周期內(nèi)名義有效匯率對CPI的沖擊在一開始便達(dá)到正向最大值，接著急速下降，到第3期為最大的負(fù)向沖擊，之后正負(fù)沖擊交替出現(xiàn)進(jìn)而回落到其穩(wěn)態(tài)值。在影響CPI波動的因素中，CPI沖擊本身占有最大的比例，達(dá)到90%以上，名義有效匯率對CPI變動的貢獻(xiàn)率明顯高于其他變量，這說明在東南亞金融危機(jī)后，人民幣匯率波動幅度收窄，而對CPI的沖擊影響會隨著匯率水平的收窄而逐漸減少。

圖3 名義有效匯率波動引起CPI的結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)圖

第二個主周期內(nèi)名義有效匯率對CPI的沖擊在一開始也達(dá)到最大值，但比第一主周期沖擊小，到第3期達(dá)到負(fù)向沖擊最大，之后雖然有所上升但一直為負(fù)向沖擊并收斂到0值附近。名義有效匯率對CPI變動的貢獻(xiàn)率下降，廣義貨幣供應(yīng)量超過了名義有效匯率，成為除受自身沖擊影響外的主要考慮因素。隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和2001年正式加入WTO，經(jīng)濟(jì)全面開放，有助于管理浮動機(jī)制的完善，名義有效匯率變動對國內(nèi)價格的沖擊小。

第三個主周期內(nèi)名義有效匯率對CPI的沖擊在第2期達(dá)到最大正向沖擊，到第3期達(dá)到負(fù)向沖擊最大，到第7期開始收斂到0值附近。其中，第1期名義有效匯率對CPI變動的貢獻(xiàn)率很?。?.48%），在第2期到第10期迅速增加并保持在一定的水平上（4.31%），廣義貨幣供應(yīng)量超過了名義有效匯率對CPI變動的貢獻(xiàn)率，差距在擴(kuò)大。由此可見，在匯改以后，不再單一盯住美元，政策制定者試圖通過形成富有彈性的人民幣匯率機(jī)制來穩(wěn)定國內(nèi)消費者物價水平的效果是理想的，其次2003年以來流動性問題已經(jīng)在我國宏觀經(jīng)濟(jì)層面上反映出來，結(jié)果是外匯流入過多，雖然央行采取發(fā)行大量央行票據(jù)來回收基礎(chǔ)貨幣，依然無法擺脫流動性過剩的局面，表現(xiàn)為國內(nèi)消費者物價水平上漲。

第四個主周期內(nèi)名義有效匯率對CPI沖擊的波動幅度很大，正負(fù)沖擊交替出現(xiàn)，在第3期達(dá)到正向沖擊最大。CPI受自身沖擊影響大幅下降，名義有效匯率對CPI變動的貢獻(xiàn)率第5期最大（11.18%），與廣義貨幣供應(yīng)量對CPI變動的貢獻(xiàn)率基本一致。美國次貸危機(jī)引發(fā)的全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)不斷深化，國際上競爭性貨幣貶值不利于穩(wěn)定國內(nèi)的消費者物價水平。

第五個主周期內(nèi)名義有效匯率對CPI的沖擊在一開始便達(dá)到正向最大值，在第2期達(dá)到最大負(fù)向沖擊，之后收斂到0值附近。名義有效匯率對CPI變動的貢獻(xiàn)率明顯高于其他變量（6%），這與基本經(jīng)濟(jì)理論相符，通過經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇先正向引起投資和消費的增加，進(jìn)而影響CPI，隨后對人民幣匯率合理估值，達(dá)到穩(wěn)定國內(nèi)消費者物價水平的目的。

五、結(jié)語

本文采用譜分析的方法把消費者價格指數(shù)序列分為五個主周期，用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型分析名義有效匯率對CPI的影響。研究結(jié)果表明，整體上名義有效匯率對CPI有負(fù)向影響，但是其影響系數(shù)規(guī)模不大，各短周期內(nèi)差異很大，這說明我國名義有效匯率的調(diào)整能夠?qū)PI形成有效調(diào)節(jié)，推動匯率的價格傳導(dǎo)渠道暢通。同時，在匯改以后，形成富有彈性的人民幣匯率機(jī)制來穩(wěn)定國內(nèi)消費者物價水平效果是理想的，這也正是完善匯率制度的原因，但是在早期存在匯率傳遞慣性，一般在第2期到第3期時會出現(xiàn)沖擊的最大負(fù)值或正值。通過實證分析，筆者提出以下政策建議:（1）穩(wěn)定CPI要關(guān)注名義有效匯率的變化，并作出合理適當(dāng)?shù)姆磻?yīng)。由于存在傳遞時滯，政策制定者可以構(gòu)建名義有效匯率指標(biāo)，并可嘗試對其進(jìn)行量化反應(yīng)，達(dá)到穩(wěn)定CPI波動的目的。（2）人民幣匯率擺脫了依賴單一貨幣的單調(diào)操作空間，客觀反應(yīng)了我國經(jīng)濟(jì)的基本面發(fā)展。匯率彈性逐漸適應(yīng)了國際市場運行節(jié)奏，保持了合理、均衡水平上的基本穩(wěn)定，不能因為有貿(mào)易順差和較高的外匯儲備就使人民幣升值，也不能為了刺激出口和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長而讓人民幣貶值，中國在現(xiàn)階段都不應(yīng)考慮調(diào)高人民幣匯率的浮動波幅。

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